人居環境質量對鄉村發展的影響

李裕瑞　張軒暢　陳秧分　劉彥隨

摘要 農村人居環境整治是實施鄉村振興戰略的重點內容，探討人居環境質量對鄉村發展的影響具有重要的理論和實踐意義。本文從理論層面解析了人居環境質量影響鄉村發展的機理，并基于江蘇省村莊抽樣調查截面數據構建了多元回歸模型和結構方程模型（Structural Equation Model，SEM），就人居環境質量對鄉村發展的影響及機理進行了定量分析。研究結果：①回歸分析表明，人居環境質量對鄉村發展的促進作用明顯。②SEM建模分析發現，農村人居硬環境和軟環境各構成要素對鄉村發展的影響存在差異。硬環境方面，基礎設施條件直接促進鄉村發展，其路徑系數為0.40，環境衛生狀況、農戶居住情況與基礎設施條件之間呈現較強的相互促進作用，其路徑系數分別為0.68（環境衛生狀況基礎設施條件）、0.65（農戶居住情況基礎設施條件）和0.54（環境衛生狀況農戶居住情況）;軟環境方面，鄉村文化活動直接促進鄉村發展，其路徑系數為0.16;硬環境方面的環境衛生狀況、基礎設施條件與軟環境方面的鄉村文化活動也具有一定的相互促進作用，其路徑系數分別為0.15（環境衛生狀況鄉村文體活動）和0.31（基礎設施條件鄉村文體活動）。研究認為，農村人居環境整治有助于鄉村空間重構、組織重建、產業重塑，有效推動鄉村形態、結構和功能轉變。為更好地促進鄉村發展轉型與振興，農村人居環境整治應當“軟硬兼施”，以完善基礎設施和豐富文體活動為重點，并同步推進環境衛生治理和居住條件改善。

關鍵詞 人居環境質量;鄉村發展;結構方程模型;鄉村振興;江蘇省

中圖分類號 F329.9

文獻標識碼 A文章編號 1002-2104（2020）08-0158-10DOI：10.12062/cpre.20200116

長期以來中國城鄉二元體制下城鄉發展不平衡、鄉村發展不充分的矛盾突出，城市虹吸效應引發鄉村系統衰退，“鄉村病”日趨嚴峻[1-2]，尤其是受經濟、制度、觀念等因素約束，農村人居環境短板問題日益突出[3]，垃圾污水亂排、基礎設施薄弱、住房條件偏差、鄉土文化消失，嚴重制約鄉村轉型發展[4-7]。21世紀以來，一些省份陸續開展了農村人居環境整治工作，部分鄉村依托環境整治顯著推動了產業轉型和農民增收[3]。為從根本上破解城鄉發展不平衡和鄉村發展不充分的難題，黨的十九大提出“實施鄉村振興戰略”，中央相繼出臺《農村人居環境整治三年行動方案》《農村人居環境整治村莊清潔行動方案》等重要文件，農村人居環境整治還成為國家《鄉村振興戰略規劃（2018—2022年）》的重要內容。

但是，為什么要開展人居環境整治？德國“城鄉等值化”、韓國“新村運動”、日本“六次產業化”等發達國家的鄉村發展模式表明，鄉村基礎設施和居住環境的逐步改善，有助于提升農民生活質量，振興農村經濟、促進鄉村發展、推動城鄉融合[8-10]。人居環境是鄉村地域系統的重要組成部分[11]，人居環境改善是否真的會影響鄉村發展，其對鄉村發展的作用路徑有哪些、影響程度如何呢？目前仍缺乏足夠的定量研究。

隨著鄉村振興戰略的逐步實施和農村人居環境整治工作的廣泛推進，深入探討人居環境質量對鄉村發展的影響具有重要的現實意義。本文擬從理論層面解析人居環境質量對鄉村發展的影響機制，并基于江蘇省域鄉村調查資料建立分析數據庫，利用多元回歸模型和結構方程模型，定量闡釋人居環境質量對鄉村發展的影響機理，探明農村人居環境整治的關鍵點，為新時代構建農村人居環境長效機制、促進鄉村發展轉型與振興提供參考。

1 人居環境質量影響鄉村發展的理論解析

農村人居環境是鄉村地域空間內生產經營和居住生活所需的自然生態、地域空間、人文環境等要素組成的有機結合體[8，12]，根據其形態可劃分為人居硬環境和人居軟環境[13]。隨著城鄉發展轉型過程中要素流動加劇，農村人居環境相關問題引起學術界的廣泛關注[14-15]。國外學者基于霍華德的“田園城市”、蓋迪斯的“區域觀念”、道格拉斯的“人類聚居學”等理論[12，16]，深入研究鄉村聚落的區位、景觀格局、土地利用等的變化規律[17-19]，剖析逆城市化下移居引發的鄉村人居環境空間差異及其演化機理[20]，解析鄉村人居環境規劃、參與整治的作用機制及其可持續發展[21-22]。國內研究從最初的側重鄉村聚落結構、生態環境等單一方面，逐漸延伸至文化轉型、設施服務等綜合方面[12]，通過多尺度農村人居環境質量評估揭示其演變規律[23-24]及影響因素[25]，從資金投入、城鄉統籌、組織管理等視角探討其整治策略與優化路徑[26]，但對于農村人居環境改善的鄉村系統效應的綜合研究仍較薄弱。

1.1 農村人居硬環境對鄉村發展的影響

農村人居硬環境是農戶生產生活密切相關的物質要素和地域空間的總和[13]，包括基礎設施、生態環境、居住條件等方面：①基礎設施既包括交通、水利、通信等經濟性設施，也包括教育、醫療、體育等社會性設施，可顯著提升農業生產效率，幫助農村釋放出更多剩余勞動力，對農民非農就業、收入增加和福祉提升具有正向作用和溢出效應[27-28]。②生態環境包括水土環境、空氣質量、垃圾處理等，全面推進鄉村環境整治、提升村容村貌，有助于生態資源培育和鄉村價值拓展[29]，推動鄉村生態產業化發展，踐行綠水青山就是金山銀山的“兩山”理念。③居住條件是指農戶居住面積、住房安全、改廁情況等，一方面，鄉村發展水平提升為農戶居住條件改善提供資金支持，另一方面，合理規劃農村建設用地有助于村內土地集約高效利用，改廁、通水等有利于減少生活廢水、垃圾亂排，進而改善村莊面貌、提升鄉村的吸引力。

1.2 農村人居軟環境對鄉村發展的影響

農村人居軟環境是農戶生產生活過程中形成的非物質要素的統稱，涉及文化氛圍、組織管理、社會穩定等方面：①文化氛圍主要包括鄉土文化傳承、文體活動建設和公共價值培育等。良好文化氛圍營造推動農民轉變傳統思想觀念，促進農戶之間的互惠和互助，激發鄉村發展活力和農戶內生動力[30]。②組織管理是指鄉村基層組織建設、民主自治、規劃決策等。鄉村人才流失和松散化加劇了當前村民自治滯后性問題，亟須提高鄉村組織管理的現代化水平。良好的組織管理，可以將農戶切身利益與集體權益有機結合，激發農戶發展意識和參與的主體性、積極性;通過民主決策明確未來發展方向、集體統籌保障決策執行落實，可為鄉村轉型發展提供內生制度保障[31]。③社會協調主要包括鄉村治安狀況、鄰里關系以及社會矛盾等，社會協調有助于權衡內部利益關系、化解社會矛盾沖突，增強農戶的向心力和凝聚力，保障鄉村公共利益和整體福利，為生產生活有序開展夯實基礎[10]。

1.3 硬環境和軟環境對鄉村發展的交互作用機制

農村人居硬環境與軟環境存在一定交互作用，人居硬環境是軟環境形成的空間載體，人居軟環境為硬環境建設提供機制保障，二者相互耦合促進農村人居環境優化，為鄉村發展轉型提供重要支撐[32]。農村人居硬環境建設可能有助于“三生”（生產、生活、生態）優化，推動鄉村空間重構，軟環境改善可能有利于吸引企業與資本下鄉、青壯農民工返鄉、農家子弟學生返鄉，加快新型經營、管理主體培育，促進鄉村組織重建，二者融合將促進社會經濟要素在城鄉間的流動和優化重組，激活鄉村要素活力和內生動力，助推鄉村一、二、三產融合和產業重塑，推動鄉村形態從傳統農業社會向現代化社區轉化、鄉村功能由單一生產型向“生產、生活、生態”融合型轉變，構建起鄉村“人—地—業”耦合格局與創新體系[33]（見圖1）。

圖1 農村人居環境構成及其對鄉村發展的影響機理

2 數據與方法

2.1 數據來源

江蘇省是我國東部沿海地區典型發達省份之一，自21世紀以來就廣泛開展了農村人居環境整治，是國內最早系統開展該項工作的省份之一，基于江蘇省的調查數據探析人居環境質量是否影響鄉村發展問題具有借鑒意義[34]。本文使用的數據來源于江蘇省住房和城鄉建設廳組織開展的“2012江蘇鄉村調查”課題匯編成果[35]。該課題組基于類型多樣、布點均衡的抽樣原則，充分考慮鄉村“區位條件”“發展基礎”和“風貌特征”等情況，從全省13地市中抽取280個自然村，結合村莊和農戶調查問卷開展實地調研工作。村莊問卷側重于鄉村基本情況、社會經濟發展和人居環境整治等，農戶問卷則關注于家庭基本信息和人居環境滿意度等，上述問題可反映出鄉村的綜合發展水平、人居環境質量以及農戶生活狀態。本研究即基于該項大規模調研的數據成果，定量分析人居環境質量對鄉村發展的影響。考慮到部分鄉村調查指標數據缺失、異常，在數據分析前進行了細致的樣本篩查，確定有效的樣本村229個，有效樣本率81.79%，其中蘇北、蘇中和蘇南地區分別為92個、44個和93個，209個村開展了不同程度的農村人居環境整治，占樣本村數量的91.26%。盡管上述數據略顯陳舊，但對于增進人居環境質量及其鄉村系統效應的綜合認知仍具有積極意義。

2.2 研究方法

為增強研究結果的穩健性，本研究選用多元回歸模型檢驗農村人居環境質量是否影響鄉村發展，利用結構方程模型驗證農村人居環境對鄉村發展的影響機制。

（1）多元回歸模型。鄉村發展水平與其經濟狀況、生活狀況密切相關，由于數據指標有限，本研究使用年人均收入（y1）、集體經營性收入（y2）和戶均建房面積（y3）表征鄉村發展水平。結合農村人居環境相關研究和調查數據情況，選取環境衛生狀況（x1）、基礎設施條件（x2）、鄉村文體活動（x3）和農戶居住條件（x4）衡量農村人居環境質量（見表 1）。鑒于地理區位、資源稟賦和規劃情況也可能影響農村人居環境和發展水平，選取到縣區距離（x5）、地形特征（x6）、耕地面積比重（x7）和是否編制村莊建設規劃（x8）、是否開展村莊環境整治（x9）5個指標作為控制變量。具體變量說明見表1。采用普通最小二乘法進行多元回歸分析，定量測度探討農村人居環境質量是否影響鄉村發展。

（2）結構方程模型。農村人居環境涉及環境衛生、基礎設施、文化氛圍和居住條件等要素，要素間相互作用會影響鄉村發展的動態演進過程。多元回歸模型可分析人居環境質量是否會影響鄉村發展，但無法探究其各要素間的相互作用關系及其對鄉村發展的綜合影響。結構方程模型是基于變量間的協方差所構建的多變量統計模型，綜合了因子分析（Factor Analysis）和路徑分析（Path Analysis）兩種方法，實現測量與分析有機融合，既可依據變量間的協方差矩陣探析自變量之間的真實關系，也可同時處理多個因變量進行多因分析[36]。因此，本文擬引入結構方程模型，進一步探析人居環境質量對鄉村發展的影響機制。

結構方程模型包括可測度的觀察變量和無法直接測度的潛在變量兩類變量，由測量模型（Measured Model）和結構模型（Structural Model）構成，式（1）～（2）主要分析潛在變量與觀察變量之間的共變關系，式（3）主要分析潛在變量間因果關系。結構方程模型分析通常包括7個步驟[36]：理論探究→模型構建→模型辨識→參數估計→適配判斷→模型修改→結果解釋。

X=Λxξ+δ（1）

Y=Λyη+ε（2）

η=Βη+Γξ+ζ（3）

其中：ξ示外生潛在變量，η表示內生潛在變量，X、Y分別表示ξ、η觀察變量，Λx表示X與ξ之間的關系，Λy表示Y與η之間的關系，Β表示η之間的影響系數，Γ表示ξ對η的影響系數，δ、ε分別表示ξ和η的觀察誤差，ζ表示殘差項，反映η未能被模型解釋的部分。

本文基于人居環境質量影響鄉村發展的理論解析，綜合農村人居環境整治的國家政策文件和實地調查研究經驗，選取環境衛生狀況（ξ1）、基礎設施條件（ξ2）、鄉村文體活動（ξ3）、農戶居住情況（ξ4）和鄉村發展水平（η）5個潛在變量分別測度人居環境質量和鄉村發展水平。進一步，梳理潛在變量之間的因果關系構建人居環境質量影響鄉村發展的理論模型（見圖2），并提出如下假設：

H1：環境衛生狀況對鄉村發展水平有正向影響;

H2：基礎設施條件對鄉村發展水平有正向影響;

H3：鄉村文體活動對鄉村發展水平有正向影響;

H4：農戶居住情況對鄉村發展水平有正向影響;

H5：環境衛生狀況與基礎設施條件相互影響;

H6：環境衛生狀況與鄉村文體活動相互影響;

H7：環境衛生狀況與農戶居住情況相互影響;

H8：基礎設施條件與鄉村文體活動相互影響;

H9：基礎設施條件與農戶居住情況相互影響。

考慮到觀測變量計量單位的不同可能影響模型的穩定性，本研究首先采用極差標準化方法（Xi=zi-minzimaxzi-minzi;Yi=yi-minyimaxyi-minyi）對觀測變量數據進行標準化處理;然后，通過探索因子分析法和可靠性檢驗評價對模型信度、效度進行分析，以評估模型構建的合理性;最后，采用最大似然估計法（Maximum Likelihood，ML）對結構方程理論模型進行參數估計，結合適配度指標和修正指數進行模型評價與修正，確定最終模型并對結果進行解釋與討論。

2.3 描述性統計

樣本描述性統計結果見表2。本研究涉及的村莊地形較為平坦，平原、平原水網和水網地形的村莊分別有130、33和32個，占比約為85.15%，山地水網和山地地形的村莊共34個，集中分布在蘇南鎮江地區，海拔均在500 m以下。樣本村年人均收入、集體經營性收入和戶均建房面積均值分別為12 558.55元、2 117.40萬元和164.87 m2，標準差分別為4 428.62、11 080.73和63.21，反映出樣本村在經濟發展、收入水平和居住條件方面存在明顯差異。樣本村到縣區的平均距離為20.88 km，其中到縣區距離少于10 km的村莊有201個，占比約為87.73%，表明樣本村多為近郊型。樣本村人口密度和人均耕地面積的均值分別為1 018.17人/km2和793.3 m2，最小值為145.73人/km2和29.3 m2，反映出人多地少的特征。同時，耕地面積占村莊面積的比重平均為60.58%，低于50%的村莊僅有16個，占比約為6.99%，表明樣本村仍有相當數量的耕地。

3 結果與分析

3.1 人居環境質量對鄉村發展具有促進作用

多元回歸結果見表3。三個模型的F檢驗值分別為6.53（Sig.=0.00）、5.09（Sig.=0.00）和2.04（Sig.=0.00），表明回歸結果能夠較好地反映人居環境質量對鄉村發展的影響情況。具體地：①環境衛生狀況對年人均收入、集體經營性收入和戶均建房面積的影響系數均未通過顯著性檢驗，表明環境衛生狀況對鄉村發展無直接顯著影響。②基礎設施條件對年人均收入和集體經營性收入的影響系數分別為0.14和0.18。這表明基礎設施改善可為村域農業現代化與產業轉型提供良好基礎，實現農戶和集體增收，直接促進鄉村發展。③鄉村文體活動對年人均收入和戶均建房面積的影響系數分別為0.22和0.17。這表明開展鄉村文體活動有助于傳承傳統文化、增加社會資本，進而促進農戶增收和居住條件改善，直接促進鄉村發展。④農戶居住條件對集體經營性收入的影響系數為-0.13，對于年人均收入和戶均建房面積的影響未通過檢驗，表明農戶居住條件對鄉村發展的影響尚不明確。⑤控制變量中，耕地面積比重對鄉村發展的影響系數分別為-0.25、-0.25和-0.13，到縣區距離、地形特征、村莊建設規劃和單一的環境整治對鄉村發展影響不顯著，表明對于樣本鄉村而言，地理區位、資源稟賦可能已不再是當前影響案例區鄉村發展差異的主控因素。綜上，人居環境質量對鄉村發展具有一定的促進作用，但不同要素的作用強度呈現一定差異，且有必要進一步探明農村人居環境各維度的交互作用及其對鄉村發展的影響機制。

3.2 人居環境質量各維度對鄉村發展的影響有所不同

（1）探索性因子分析（Exploratory Factor Analysis， EFA）。該分析是基于觀察變量之間的相關程度確定潛在變量內部結構的方法，是開發量表和進行結構方程分析的重要環節。本文基于SPSS 24.0統計軟件采用主成分提取法，通過最大方差旋轉法對標準化后的數據進行探索性因子分析。結果表明（見表4），KMO統計量為0.85，Bartlett球形檢驗值為0.00，檢驗結果顯著，因而標準化后的數據適合進行因子分析。在正交旋轉后觀察變量被聚合成5個主成分，與設定的理論模型保持一致，累計總方差解釋為65.78%，且除基礎設施條件變量外，其余潛在變量的方差累計貢獻率均超過60.00%，表明其余潛在變量設置合理。考慮到基礎設施條件是農村人居環境的重要方面，并且基礎設施條件各觀察變量因子載荷量均大于0.60，因此將該潛在變量保留。

（2）信度和效度檢驗。在探索性因子分析的基礎上進行信度和效度檢驗。信度用于反映測量結果的可靠性、穩定性和一致性，目前主要是根據科隆巴赫α系數（Cronbachs α系數）值進行檢驗，通常總量表和分量表Cronbachs α系數超過0.60時即通過檢驗;效度用于反映測量結果的有效性和準確性，分為收斂效度和判別效度，目前主要是根據平均方差提取量（Average Variance Extracted，AVE）與皮爾遜相關系數的關系進行判斷，通常AVE值超過0.50且大于各潛變量之間的相關系數時即通過檢驗[39]。檢驗結果顯示（見表5），Cronbachs α總系數值0.74，潛在變量的Cronbachs α系數值均大于0.60，表明測量結果可靠性、穩定性和一致性較高。同時，各潛在變量的AVE值均超過0.50且大于相互間的皮爾遜相關系數值，表明本文的潛在變量設置合理，測量結果較為有效和準確。

（3）模型適配度分析。模型適配度分析是根據適配度指標評價模型擬合結果與實際數據的一致性，適配度指標包括絕對擬合指數、增值擬合指數和簡約擬合指數。本文在信度、效度檢驗分析的基礎上利用AMOS23.0對結構方程模型進行擬合，并結合相關理論和修正指數，通過增加變量之間的相關關系或限制一些路徑對模型進行多次修正與調整，最終形成模型適配度表（見表6）和模型擬合圖（見圖3）。通過模型適配度和標準對比可以看出，相關判別指標均在合理范圍內。同時，模型標準化參數估計結果均小于1，且測量模型參數估計結果均呈現顯著（P<0.00），表明模型能夠較為合理地反映實際情況。

（4）結構模型結果分析。結構模型路徑分析結果表明（見表7），農村人居環境質量各維度對鄉村發展水平的影響方式與程度不同：①環境衛生狀況對鄉村發展無直接顯著影響，與表3的回歸分析結果一致，H1不成立。環境衛生狀況與基礎設施條件、鄉村文化活動和農戶居住條件的路徑系數分別為0.68、0.15和0.54，H5、H6和H7成立，表明環境衛生狀況的改善會促進人居環境質量其他維度的提升。②基礎設施條件對鄉村發展水平具有直接顯著的正向影響，路徑系數為0.40，明顯大于其他變量，H2成立且與表3回歸分析結果保持一致。表明改善基礎設施條件是提升人居環境的關鍵環節，加強政策規劃引導和積極鼓勵社會資本多元化投入完善基礎設施建設將直接促進鄉村發展。③鄉村文體活動對鄉村發展水平也呈現出顯著的促進作用，路徑系數為0.16，H3成立。反映出扎實開展具有區域特色的群眾文化活動，有助于滿足農戶公共文化產品和服務需求、增加鄉村社會資本，進而促進鄉村發展。④農戶居住條件對鄉村發展無直接顯著影響，H4不成立，但農戶居住條件與基礎設施條件路徑系數為0.65，H9成立。表明農戶居住條件的改善會帶動鄉村基礎設施條件的提升，間接地促進鄉村發展。綜上，基礎設施條件、鄉村文化活動對鄉村發展具有直接促進作用，環境衛生狀況、農戶居住條件對鄉村發展呈現間接促進作用。這可能是由于研究區域鄉村發展階段和模式存在一定差異，環境衛生污染程度與保護力度、農戶對居住條件重視程度不同，環境衛生狀況和農戶居住情況暫未直接促進鄉村發展。

3.3 人居環境質量各維度因素的重要性呈現差異

從測量模型參數估計結果（見表8）可以看出，各觀察變量對其潛在變量的貢獻程度存在顯著差異：①就環境衛生狀況潛在變量而言，垃圾處理（0.90）和河塘水質（0.71）貢獻程度大于綠化水平（0.65）。鄉村環境衛生整治應以垃圾處理和污水整治為主攻方向，因地制宜確定鄉村垃圾處理模式和開展河湖水系綜合整治，并構建環境衛生長效保護機制。②就基礎設施條件潛在變量而言，活動場所便捷度（0.70）、上學就醫便捷度（0.62）和水電便捷度（0.60）貢獻程度大于交通便捷度（0.48）。未來發達地區鄉村基礎設施改善應在持續推進通水、通電和通路的基礎上，著力推動與農戶教育醫療需求相關的基礎設施建設。③從鄉村文體活動的5個觀察變量來看，各觀察變量的貢獻程度均超過了0.70，因此應著力推進城鄉公共文化服務體系融合發展，不斷豐富鄉村文體活動。④就農戶居住情況潛在變量而言，除居住面積（0.64）外，其他觀察

變量貢獻程度均大于0.70。由此，確有必要加快實施農村改廁和庭院綠化行動，提高農戶安全住房保障，逐步改善農戶居住條件。

4結論與啟示

（1）主要結論。本研究從理論層面解析了人居環境質量對鄉村發展的影響機制，并結合江蘇省村莊調查數據構建多元回歸模型和結構方程模型進行了定量驗證。多元回歸分析表明，樣本村莊的發展水平存在顯著差異，人居環境質量對鄉村發展的影響較為明顯。結構

方程模型分析發現，人居硬環境建設推動鄉村空間重構，為鄉村發展提供良好的空間載體：基礎設施改善為農戶非農就業、收入增加和福祉提升創造條件，直接促進鄉村發展;環境衛生條件和農戶居住狀況改善能夠整合生態資源和提升村容村貌，夯實鄉村生態產業化基礎，間接促進鄉村發展。人居軟環境改善促進鄉村組織重塑，為鄉村發展提供堅實的機制保障：開展文化活動有助于轉變農民傳統思想觀念、激發鄉村發展內生動力、培育多種類型的新型經營主體，直接促進鄉村發展。農村人居硬環境和軟環境交互耦合有效推動鄉村產業重塑，有助于構建起人、地、業有機融合的居業協同體，促進鄉村轉型振興與可持續發展。

（2）簡要啟示。新時代在全國范圍內開展農村人居環境整治行動既可以有效解決農村人居環境“臟亂差”的問題、滿足農民日益增長的生態需求，還可有效推動鄉村要素整治、結構優化和功能提升，促進鄉村地域系統轉型。但是，農村人居環境整治是系統工程，應緊緊圍繞中央《農村人居環境整治三年行動方案》總體要求，充分考慮鄉村發展實際需求，因地制宜統籌規劃、整合資源、多措并舉、重點突破。本研究的理論和實證分析表明，新時代農村人居環境整治，既要注重硬環境的建設，也要注重軟環境的改善，通過“軟硬兼施”，全面提升村容村貌。結合人居環境各維度因素的重要程度，有助于明確新時代農村人居環境整治工作重點，具體地：①繼續推進鄉村“三通”（水、電、路），加快與農民日常活動、教育醫療相關的基礎設施建設和公共服務供給;②將農村生活垃圾治理、生活污水處理作為環境衛生整治的首要任務;③著力推進農民住房的外墻改造、房屋加固、庭院綠化和廁所改造等相關工作;④建立健全鄉村公共文化服務體系，扎實開展以文藝下鄉、地方戲表演等為主的特色文化活動，營造良好的文化氛圍，積累發展的社會資本。

（3）研究展望。本研究基于2012年江蘇省典型鄉村調查數據深入研究了人居環境質量對鄉村發展的影響機制，著力闡明新時代開展農村人居環境整治的重要意義，并初步明確了未來整治工程的關注重點。但數據時效性有所欠缺，有待收集更多典型區域的更具時效性的數據而加以驗證和分析。此外，受數據限制，尚未將鄉村發展的勞動力、資本、產業等要素納入分析模型，此類因素的納入可能更有助于增強分析的穩健性。后續，可進一步結合地域分異特征構建農村人居環境評價指標體系和模型方法，利用典型村域高分影像和調查數據，探明農村人居環境時空格局、演化規律及其影響因素，剖析農村人居環境對鄉村空心化、資源集約、產業轉型的作用機制，揭示不同整治路徑下農戶感知和鄉村發展的動態過程，為新時代美麗宜居鄉村建設和鄉村振興戰略決策提供更為全面的科學依據。

（編輯：王愛萍）

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The impact of human settlement quality on rural development：

a quantitative analysis based on the cross-sectional

data of sampled villages in Jiangsu Province

LI Yu-rui1 ZHANG Xuan-chang1，2 CHEN Yang-fen3LIU Yan-sui1，2，4

（1. Institute of Geographic Sciences and Natural Resources Research，

Chinese Academy of Sciences， Beijing 100101， China; 2. University of Chinese Academy of

Sciences， Beijing 100049， China; 3. Institute of Agricultural Economics and Development，

Chinese Academy of Agricultural Sciences， Beijing 100081， China; 4. Key Laboratory of

Regional Sustainable Development Modeling， Chinese Academy of Sciences， Beijing 100101， China）

AbstractRural human settlement renovation is an important aspect of rural vitalization strategy， so it is important to explore the impact of human settlement quality on rural development in theory and practice. This paper analyzed the theoretical mechanism of the impact of human settlement quality on rural development， and built a multivariate regression model and a structural equation model （SEM） to carry out a quantitative comparative analysis based on the cross-sectional data of sampled villages in Jiangsu Province. The regression results showed that geographic situation and resources endowment were no longer the control factors affecting rural development with the promotion of new rural construction， the development of traffic and communications， and the rise of new economic growth point， while human settlement played a significant role in promoting rural development. The SEM analysis indicated that there were differences between the impact of hard human settlement on rural development and that of soft human settlement. In hard human settlement， the infrastructure conditions could directly promote rural development; the path coefficient was 0.40. There were strong interactions among environment sanitation， living situation and infrastructure conditions; the path coefficients were 0.68 （environment sanitationinfrastructure conditions）， 0.65 （living situationinfrastructure conditions） and 0.54 （environment sanitationliving situation） respectively. In soft human settlement， recreational activities could also directly promote rural development; the path coefficient was 0.16. Environment sanitation， infrastructure conditions and recreational activities also presented certain mutual promotion effects; the path coefficients were 0.15 （environment sanitationrecreational activities） and 0.31 （environment sanitationinfrastructure conditions） respectively. This study suggests that rural human settlement renovation is conductive to the reconstruction of rural space， organization and industry， which effectively promotes the transformation of rural pattern， structure and function. Meanwhile， rural human settlement renovation should take the strategy of combining both ‘hard and ‘soft means to promote rural revitalization， focusing on comprehensively promoting infrastructure construction and developing recreational activities， and simultaneously advancing environment sanitation renovation and improving living conditions.

Key words human settlement quality; rural development; structural equation model; rural vitalization; Jiangsu Province

收稿日期：2019-10-09 修回日期：2020-02-05

作者簡介：李裕瑞，博士，副研究員，主要研究方向為土地整治與村鎮發展研究。E-mail：liyr@igsnrr.ac.cn。

通信作者：劉彥隨，博士，研究員，博導，主要研究方向為鄉村地理學、城鄉發展與土地利用。E-mail：liuys@igsnrr.ac.cn。

基金項目：國家自然科學基金面上項目“農村人居環境整治的運行機制與綜合效應研究”（批準號：41971220），“土地整治對村鎮社區發展的影響機制及其互促模式研究”（批準號：41571166）;

中國科學院戰略性先導科技專項“鄉村振興地域模式與規劃技術研究及示范”（批準號：XDA23070300）;農業農村部發展規劃司委托課題“村莊分類標準及規劃技術研究”。