農(nóng)村人居環(huán)境滿意度影響因素研究

中圖分類號：X321；F323.6 文獻標(biāo)志碼：ADOI：10.19345/j.cnki.1674-7909.2025.10.028

文章編號：1674-7909（2025）10-129-4

0 引言

隨著鄉(xiāng)村振興戰(zhàn)略的提出，農(nóng)村人居環(huán)境越發(fā)受到重視，成為評估鄉(xiāng)村振興水平的重要指標(biāo)。2021 年，中共中央辦公廳、國務(wù)院辦公廳印發(fā)《農(nóng)村人居環(huán)境整治提升五年行動方案（2021—2025年）》，提出完善以質(zhì)量實效為導(dǎo)向、以農(nóng)民滿意為標(biāo)準(zhǔn)的工作推進機制。相較于城鎮(zhèn)地區(qū)的環(huán)境整治基礎(chǔ)設(shè)施覆蓋率，農(nóng)村人居環(huán)境建設(shè)仍存在明顯短板，主要體現(xiàn)在以下幾個方面：首先，不同地區(qū)的發(fā)展水平存在顯著差異，呈現(xiàn)出明顯的區(qū)域不平衡特征；其次，基礎(chǔ)生活服務(wù)設(shè)施的覆蓋范圍和建設(shè)質(zhì)量尚待提升，難以充分滿足居民日常需求；最后，長效管護機制的缺失影響了環(huán)境治理效果的可持續(xù)性。這些問題的存在使得農(nóng)村人居環(huán)境質(zhì)量整體提升緩慢，與新時代推進農(nóng)業(yè)農(nóng)村現(xiàn)代化的戰(zhàn)略目標(biāo)不相匹配，也難以有效回應(yīng)農(nóng)民群體日益增長的高品質(zhì)生活追求。這種發(fā)展現(xiàn)狀凸顯了加快改善農(nóng)村人居環(huán)境的緊迫性和必要性。基于此，運用結(jié)構(gòu)方程模型，探討影響農(nóng)村人居環(huán)境滿意度的影響因素，旨在為政府優(yōu)化資源配置、提高治理效率提供有效建議，從而提升農(nóng)村人居環(huán)境質(zhì)量。

1 模型構(gòu)建與假設(shè)提出

1.1 模型構(gòu)建

研 究 運 用 結(jié) 構(gòu) 方 程 模 型（Structural EquationModel，SEM）對農(nóng)村人居環(huán)境滿意度的影響機制進行實證分析。SEM 由測量模型和結(jié)構(gòu)模型等2 個子系統(tǒng)構(gòu)成，其數(shù)學(xué)表達式分別見式（1）至式（3）。

測量模型：

X=A，ξ+δ

Y=Λ_yη+ε

結(jié)構(gòu)模型：

η=βη+Tξ+ζ

式 （1）～（3） 中， Y 為內(nèi)生觀測變量向量； 為內(nèi)生觀測變量與內(nèi)生潛變量之間的關(guān)系矩陣； η 為內(nèi)生潛變量向量； ε 為內(nèi)生觀測變量的殘差項向量； X 為外生觀測變量向量； A_x 為外生觀測變量與外生潛變量之間的關(guān)系矩陣； ξ 為外生潛變量向量；δ 為外生觀測變量的殘差項向量； β 為內(nèi)生潛變量之間的關(guān)系矩陣； T 為外生潛變量與內(nèi)生潛變量之間的關(guān)系矩陣；ζ為結(jié)構(gòu)方程模型的誤差項［1］。結(jié)構(gòu)方程模型的優(yōu)勢在于能夠同時處理潛變量與觀測變量之間的關(guān)系，為研究提供更全面的分析框架。

1.2 基本假設(shè)

梳理現(xiàn)有文獻發(fā)現(xiàn)，學(xué)者多認(rèn)為農(nóng)民參與對其農(nóng)村人居環(huán)境滿意度有著顯著正向影響［2］。個體因素、社會規(guī)范和基層組織影響農(nóng)戶參與意愿［3］，利益感知、外部壓力、正式制度、非正式制度、主觀能力和客觀能力等對村民參與農(nóng)村人居環(huán)境治理具有顯著的正向影響，社會網(wǎng)絡(luò)、社會信任和社會規(guī)范對農(nóng)戶的參與意愿均產(chǎn)生顯著正向影響［4］。

根據(jù)《農(nóng)村人居環(huán)境整治提升五年行動方案（2021—2025 年）》提出的總體要求，農(nóng)村廁所“革命”、生活垃圾、生活污水、村容村貌是整治提升的重要任務(wù)。據(jù)此，研究提出農(nóng)村廁所改造、生活垃圾治理、生活污水治理、村容村貌提升和基礎(chǔ)設(shè)施完善等5 個變量［5］，用以分析影響農(nóng)民對農(nóng)村人居環(huán)境滿意度的因素。政府作為農(nóng)村人居環(huán)境整治工作推進的主體，其行為和工作成效對農(nóng)村人居環(huán)境滿意度產(chǎn)生影響。

基于以上分析，提出以下假設(shè)：

假設(shè) H_l ：農(nóng)民參與對農(nóng)村人居環(huán)境滿意度有正向影響。

假設(shè) H₂ ：農(nóng)村廁所改造對農(nóng)村人居環(huán)境滿意度有正向影響。

假設(shè) H₃ ：生活垃圾治理對農(nóng)村人居環(huán)境滿意度有正向影響。

假設(shè) H₄ ：生活污水治理對農(nóng)村人居環(huán)境滿意度有正向影響。

假設(shè) H₅ ：村容村貌提升對農(nóng)村人居環(huán)境滿意度有正向影響。

假設(shè) H₆ ：基礎(chǔ)設(shè)施完善對農(nóng)村人居環(huán)境滿意度有正向影響。

假設(shè) H₇ ：政府行為對農(nóng)村人居環(huán)境滿意度有正向影響。

2 實證分析

2.1 數(shù)據(jù)來源

研究基于理論假設(shè)設(shè)計了專項調(diào)查問卷，采用多維度測量方法確保數(shù)據(jù)的可靠性和有效性。問卷設(shè)計從農(nóng)民主體視角出發(fā)，設(shè)置具有針對性的測量題項，內(nèi)容涵蓋受訪者人口統(tǒng)計學(xué)特征、人居環(huán)境滿意度現(xiàn)狀評價、滿意度影響因素測評等3 個核心板塊。研究采用李克特量表法，將滿意度具體量化為“非常不滿意、不滿意、不確定、滿意、非常滿意”5 個選項。在數(shù)據(jù)采集階段，采用多階段復(fù)合抽樣方法，以寧夏回族自治區(qū)的農(nóng)村地區(qū)為研究區(qū)域，結(jié)合分層抽樣與隨機抽樣技術(shù)選取樣本。數(shù)據(jù)收集采用線上線下并行的方式，其中網(wǎng)絡(luò)問卷回收200份，實地走訪獲取問卷160份。經(jīng)過數(shù)據(jù)清洗和有效性檢驗，最終獲得有效問卷352份，有效回收率為 97.8% ，滿足實證研究的樣本量要求。

2.2 信度與效度分析

研究采用信度和效度檢驗對問卷數(shù)據(jù)進行質(zhì)量評估，證實測量工具具有較好的可靠性和有效性。在信度檢驗方面，整體問卷的克朗巴哈 α 系數(shù)值（Cronbach's ∝ 系數(shù)）達到0.911，遠(yuǎn)高于0.8的推薦標(biāo)準(zhǔn)，表明量表具有優(yōu)秀的內(nèi)部一致性。在效度檢驗方面，KMO 取樣適切性量數(shù)為0.849，滿足大于0.6的基本要求；巴特利特（Bartlett）的球形度檢測顯著性水平為0.000，低于0.05，說明變量間存在顯著相關(guān)性。由此可知，研究采用的問卷數(shù)據(jù)質(zhì)量可靠，測量工具穩(wěn)定有效，適合進行因子分析。

2.3 驗證性因子分析

研究對潛變量的信效度檢驗采用以下標(biāo)準(zhǔn)：首先，各測量變量的標(biāo)準(zhǔn)化因子載荷應(yīng)超過0.6；其次，組合信度（ （CR） 應(yīng)高于0.7；最后，平均變異抽取量（AVE） 須大于0.5。實證分析結(jié)果顯示，所有潛變量的因子載荷均滿足最低標(biāo)準(zhǔn)要求，且均通過顯著性檢驗（ _{?∣Plt;0.05）} ）。這表明各潛變量的測量指標(biāo)均能有效反映其對應(yīng)概念，模型的收斂效度符合要求。同時，較高的CR 值和 AVE 值表明測量工具的可靠性較強，各潛變量的內(nèi)部一致性良好，測量誤差控制在合理范圍內(nèi)，如表1所示。整體而言，研究測量模型具有理想的信效度水平，能夠為后續(xù)的結(jié)構(gòu)模型分析提供可靠的基礎(chǔ)。

2.4 模型適配度檢驗

研究采用極大似然估計法（Maximum Likeli‐hood Estimation，MLE），對模型進行分析，得到模型的 CMIN=321.819，DF=114 ，卡方自由度比為2.823，優(yōu)于臨界值3；近似誤差均方根（RMSEA）為0.072，低于0.08 的推薦標(biāo)準(zhǔn)。在絕對擬合指數(shù)方面，擬合優(yōu)度指數(shù)（GFI）達到0.908；相對擬合指數(shù)中，增值擬合指數(shù)（IFI）為 0.946，比較擬合指數(shù)（CFI）為0.945，規(guī)范擬合指數(shù)（NFI）為0.937，相對擬合指數(shù)（RFI）為0.902，均超過0.9 的優(yōu)良標(biāo)準(zhǔn)。此外，簡約調(diào)整后的規(guī)范擬合指數(shù)（PNFI）為0.770，高于0.5 的最低要求。綜合各指標(biāo)判斷，研究所構(gòu)建的理論模型具有理想的擬合效果，能夠較好地解釋觀測數(shù)據(jù)。

表1 驗證性因子分析結(jié)果

2.5 模型路徑分析

研究運用AMOS 24.0 軟件完成了結(jié)構(gòu)方程模型的構(gòu)建，并通過路徑分析，生成了模型的路徑圖（見圖1）及路徑系數(shù)表，展示了變量間的因果關(guān)系。模型經(jīng)過多次修正后，最終實現(xiàn)了路徑系數(shù)的標(biāo)準(zhǔn)化，并為研究假設(shè)的驗證提供了可靠支持。

實證分析結(jié)果顯示，各潛變量對農(nóng)村人居環(huán)境滿意度的影響存在顯著差異，如表2 所示。具體而言，農(nóng)村廁所改造 （β=0.343，Plt;0.05） ）、村容村貌提升（β=0.322，Plt;0.05 ）、政府行為 （β=0.274，Plt;0.05） 、基礎(chǔ)設(shè)施完善 （β=0.269，Plt;0.05） ）、生活垃圾治理（ B= 0.218，Plt;0.05 ）和生活污水治理 （β=0.131，Plt;0.05） ）等6 個潛變量均呈現(xiàn)顯著正向影響，研究假設(shè) H₂"至 H₇"均獲得支持。其中，農(nóng)村廁所改造的影響效應(yīng)最為突出，其次是村容村貌提升和政府行為等因素。這表明廁所改造和村容村貌提升是提升農(nóng)民滿意度的核心因素，農(nóng)民對直接影響生活品質(zhì)的衛(wèi)生條件改善與村莊美觀度最為敏感。因此，未來鄉(xiāng)村環(huán)境治理應(yīng)聚焦廁所改造和村容提升。

表2 模型路徑系數(shù)及假設(shè)檢驗結(jié)果

注：***表示 Plt;0.001 ，**表示 Plt;0.01 ，*表示 Plt;0.05_lt; 。

圖1 農(nóng)村人居環(huán)境滿意度的模型路徑

此外，農(nóng)民參與變量未通過顯著性檢驗，假設(shè) H_l 未獲支持。這可能是因為以下原因：首先，農(nóng)民參與可能不是直接影響研究結(jié)果的變量，而是通過改變村民態(tài)度等中介機制間接產(chǎn)生影響，當(dāng)前模型未能有效識別這些路徑關(guān)系。其次，研究樣本中的農(nóng)民參與程度可能表現(xiàn)出較高同質(zhì)性，大多數(shù)樣本點的參與程度相近，缺乏足夠的變異性來支持統(tǒng)計檢驗發(fā)現(xiàn)顯著關(guān)聯(lián)。最后，在當(dāng)前治理模式中，農(nóng)民主體地位虛化，農(nóng)民在決策與實施中缺乏實質(zhì)話語權(quán)，參與多局限于被動執(zhí)行，未能形成有效的共治機制。

3 建議

第一，農(nóng)村人居環(huán)境的整治應(yīng)充分發(fā)揮農(nóng)民主體作用，可通過加強宣傳力度和基層組織積極引導(dǎo)等方式，使更多農(nóng)民參與農(nóng)村人居環(huán)境的全過程。相關(guān)部門要完善村規(guī)村約，通過主觀規(guī)范來影響農(nóng)民行為。

第二，為進一步提高農(nóng)村人居環(huán)境滿意度，政府可適當(dāng)改善資金分配，用于支持基礎(chǔ)設(shè)施建設(shè)和環(huán)境治理，并逐步完善監(jiān)督機制，通過精準(zhǔn)施策、長效管理，切實改善農(nóng)村環(huán)境質(zhì)量。

第三，在持續(xù)推動村容村貌提升工作的過程中，各地應(yīng)注重鄉(xiāng)村特色發(fā)展，立足自身深入挖掘歷史文化資源，打造鄉(xiāng)村特色差異，同時鼓勵支持農(nóng)民參與鄉(xiāng)村特色風(fēng)貌建設(shè)中，加強認(rèn)同感與獲得感。

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Abstract： Based on field research in Ningxia， this paper selects seven latent variables including farmers' participation， rural toilet renovation， garbage management， sewage treatment， village appear? ance improvement， infrastructure improvement， and government behavior， and analyzes the key influ? encing factors of rural living environment satisfaction through the establishing of a structural equation model. The results show that rural toilet renovation， village appearance improvement， government be? havior， infrastructure improvement， and garbage management have a positive impact on the rural liv? ing environment， while farmers' participation has no significant impact. Finally， based on the analy? sis of the results， three suggestions are put forward： giving full play to the main role of farmers， strengthening resource allocation， and paying attention to the development of rural characteristics.

Key words： rural living environment; farmers' satisfaction; structural equation model