陳燕芽 鄭永君

（華中師范大學(xué)中國農(nóng)村研究院 武漢 430079）

1 研究背景與提出問題

改革開放以來，隨著經(jīng)濟與社會的發(fā)展，廣大農(nóng)民群體的衣、食、住、行等物質(zhì)需要得到基本滿足。依據(jù)需要層次理論，當人們物質(zhì)需求得以滿足后，就會尋求更高層次的精神文化需求的滿足。而我國的農(nóng)村文化建設(shè)仍然面臨處境邊緣化、供給貧乏、投入不足、發(fā)展緩慢等困境，農(nóng)民文化生活較為枯燥[1]。如何滿足廣大農(nóng)民群體日益增長的精神文化需求成為國家治理中亟待解決的重要議題。2013年11月12日，十八屆三中全會《決定》提出“構(gòu)建現(xiàn)代公共文化服務(wù)體系，建立公共文化服務(wù)體系建設(shè)協(xié)調(diào)機制，統(tǒng)籌服務(wù)設(shè)施網(wǎng)絡(luò)建設(shè)，促進基本公共文化服務(wù)標準化、均等化”[2]。2015年1月14日，中共中央、國務(wù)院提出《關(guān)于加快構(gòu)建現(xiàn)代公共文化服務(wù)體系的意見》指出，“統(tǒng)籌推進公共文化服務(wù)均衡發(fā)展，促進城鄉(xiāng)基本公共文化服務(wù)均等化”，“提升公共文化設(shè)施建設(shè)、管理和服務(wù)水平，加強公共文化產(chǎn)品和服務(wù)供給”[3]。2017年10月18日，黨的十九大報告進一步指出“完善公共文化服務(wù)體系，深入實施文化惠民工程，豐富群眾性文化活動”[4]。中央通過構(gòu)建公共文化服務(wù)體系、促進城鄉(xiāng)基本公共文化服務(wù)均等化等方式來滿足廣大農(nóng)村地區(qū)農(nóng)民群體的公共文化需要。

一方面，我國公共文化財政投入逐年增加。2006年至2016年，我國文化事業(yè)費占財政總支出的比重最高為2016年的0.41%，最低為2010年和2011年的0.36%，總體維持在0.40%上下。由于我國經(jīng)濟高速發(fā)展，國家財政總支出逐年提高，因此我國人均文化事業(yè)費從2006年的11.91元增長到2016年的55.74元，平均增長率維持在10%以上。另一方面，我國公共文化服務(wù)城鄉(xiāng)差異逐步縮小。1995年縣以上城市的公共文化事業(yè)費占總費用比例為73.2%，縣及以下農(nóng)村的公共文化事業(yè)費占總費用比例僅為26.8%，城鄉(xiāng)差距明顯。2010年，城鄉(xiāng)公共文化事業(yè)費占總費用比例分別為64.0%和36.0%，城鄉(xiāng)非均衡狀況有所改善。其后，2011年至2015年間，城鄉(xiāng)公共文化事業(yè)費比例基本持平，城市略微高于農(nóng)村。2016年，城鄉(xiāng)公共文化事業(yè)費比重分別為48.1%和51.9%，農(nóng)村首次超過城市。文化演出團體赴農(nóng)村演出場次151.60萬場，比上年增長9.0%，占總量的65.7%。惠及農(nóng)村觀眾6.21億人次，比上年增長6.2%。

在中央的重點關(guān)注和財政的傾斜投入下，我國農(nóng)村公共文化供給有了長足的進步。公共文化廣場、農(nóng)家書屋、文化活動室等公共文化設(shè)施建設(shè)日益普及；電影下鄉(xiāng)、送戲下鄉(xiāng)、圖書下鄉(xiāng)等公共文化下鄉(xiāng)活動層出不窮；鄉(xiāng)村運動會、村莊大舞臺、農(nóng)民才藝表演等公共文化參與平臺越發(fā)豐富。公共文化服務(wù)供給的最終目標在于改善人們生活狀況、提升人們生活品質(zhì)。在我國農(nóng)村公共文化供給不斷增長、日益豐富的狀況下，需要我們回答的問題是：公共文化供給是否對農(nóng)民生活質(zhì)量產(chǎn)生影響；公共文化供給對農(nóng)民生活質(zhì)量產(chǎn)生了什么影響；如果公共文化供給改善了農(nóng)民生活，那么其影響機制如何。

2 理論基礎(chǔ)與研究假設(shè)

20世紀60年代的“社會指標運動”形成了生活質(zhì)量（QOL, Quality of Life）的概念。這一概念改變了以往只注重物質(zhì)生活水平的局限，逐漸強調(diào)多元視野的社會發(fā)展目標。生活質(zhì)量不僅強調(diào)物質(zhì)財富增加，而且注重健康、社會關(guān)系、自然生態(tài)等非物質(zhì)的生活。國際學(xué)術(shù)界對生活質(zhì)量的研究主要側(cè)重于主觀方面，并以個人的幸福作為研究的中心或出發(fā)點[5]。對于生活質(zhì)量的解釋和衡量，有兩種不同的思路：第一，利用包含著情緒、情感體驗的幸福程度，即生活幸福感來解釋和測量生活質(zhì)量；第二，利用對于期望和目標間差異的判斷和認知體驗的滿意程度，即生活滿意度來解釋和測量生活質(zhì)量。國內(nèi)的學(xué)者也多用生活幸福感[6]和生活滿意度[7]來指代生活質(zhì)量。林南、盧漢龍綜合兩個思路，認為生活質(zhì)量包括認知、情感和行為三個層面，具體指的是生活滿意度、精神上的幸福感以及反饋性公益行為[8]。

生活質(zhì)量受到多方面因素的影響。首先，個體、家庭及工作特征對生活質(zhì)量產(chǎn)生影響。不同婚姻狀況、收入、年齡、文化程度的居民在不同領(lǐng)域的生活滿意度方面存在著顯著性差異[9]。受教育程度、是否參加職業(yè)技能培訓(xùn)、合同簽訂情況、職業(yè)、行業(yè)、所有制、是否有本市戶口等因素對農(nóng)民工的生活質(zhì)量產(chǎn)生顯著影響[10]。第二，公共服務(wù)對生活質(zhì)量產(chǎn)生影響。公共服務(wù)績效與公民幸福感呈顯著正相關(guān)[11]。公共服務(wù)滿意度會顯著影響居民主觀幸福感[12]。公共服務(wù)的供給程度和村莊民主的發(fā)育程度對農(nóng)戶的幸福感有顯著的正向影響，但民主化卻削弱了公共服務(wù)對農(nóng)戶幸福感的影響[13]。城市化和基本公共服務(wù)供給對居民主觀幸福感的存在影響，并且這種影響存在地域差異[14]。公共服務(wù)發(fā)展與城鎮(zhèn)化的協(xié)調(diào)度越高，幸福感越高[15]。第三，區(qū)域差異對生活質(zhì)量產(chǎn)生影響。居民生活質(zhì)量在區(qū)域上存在顯著差異，城鎮(zhèn)化水平與居民生活質(zhì)量存在一個由不協(xié)調(diào)到協(xié)調(diào)的過程[16]。東中西區(qū)域差異對農(nóng)民工的生活質(zhì)量產(chǎn)生顯著影響[11]。

以往的研究較多考察總體公共文化服務(wù)對農(nóng)民生活質(zhì)量的影響，較少單獨考察公共文化服務(wù)的影響效應(yīng)。對于影響生活質(zhì)量的文化因素，國外研究者考察宗教信仰對生活質(zhì)量的影響，認為宗教可以解釋生活的意義并促進幸福，提升生活質(zhì)量[17]。國內(nèi)學(xué)者認為，村莊公共文化服務(wù)發(fā)展程度對農(nóng)戶幸福感有顯著的正向影響，其每增長1個百分點帶來的農(nóng)戶幸福感的增長，相當于農(nóng)戶家庭年總收入提高0.614個百分點帶來的幸福感增長[18]。

文章研究的核心議題是公共文化供給對農(nóng)民生活質(zhì)量的影響。對于主觀生活質(zhì)量的測量，依據(jù)以往研究經(jīng)驗，我們選取生活滿意度作為指標之一。同時，我們認為生活壓力可以從反面對主觀生活質(zhì)量進行評價，生活壓力越大表示生活質(zhì)量越差，生活壓力越小則生活質(zhì)量越好，因此我們選取主觀生活壓力作為另一個指標。通過一正一反兩個測量指標，相互對照、相互印證，更好地考察公共文化供給對農(nóng)民主觀生活質(zhì)量的影響機制。

結(jié)合以往研究，我們認為公共文化供給能夠從改變村莊面貌、豐富文化生活、促進公共參與以及營造健康氛圍四方面改善和提升農(nóng)民主觀生活質(zhì)量。第一，公共文化供給為村莊建設(shè)公共文化設(shè)施，能夠改善村莊的面貌，為農(nóng)民提供公共文化活動場所，進而提升其主觀生活質(zhì)量；第二，公共文化供給中的服務(wù)下鄉(xiāng)能夠為農(nóng)民提供豐富的文化活動，滿足其精神文化需求，進而提升其主觀生活質(zhì)量；第三，公共文化供給中的參與性文化活動能夠促進農(nóng)民內(nèi)生性公共參與，提升其參與感和獲得感，最終提升其主觀生活質(zhì)量；第四，公共文化供給可在村莊中營造一種健康向上的社會氛圍，進而提升其主觀生活質(zhì)量。通過以上分析，故提出基本研究假設(shè)：

H0：公共文化供給對農(nóng)民生活質(zhì)量產(chǎn)生顯著影響，兩者成正相關(guān)。具體機制是公共文化供給越多，農(nóng)民主觀生活質(zhì)量越高。

后文通過因子分析將公共文化供給分為文化設(shè)施建設(shè)、文化服務(wù)下鄉(xiāng)和參與性文化活動三個方面，而農(nóng)民主觀生活質(zhì)量由生活滿意度和主觀生活壓力兩方面指標測量。因此依據(jù)假設(shè)H0可得出如下推論假設(shè)：

H1：公共文化供給越多，農(nóng)民生活滿意度越高。H1.1公共文化設(shè)施建設(shè)越多，農(nóng)民生活滿意度越高；H1.2公共文化服務(wù)下鄉(xiāng)越多，農(nóng)民生活滿意度越高；H1.3參與性公共文化活動越多，農(nóng)民生活滿意度越高。

H2：公共文化供給越多，農(nóng)民主觀生活壓力越小。H2.1公共文化設(shè)施建設(shè)越多，農(nóng)民主觀生活壓力越小；H2.2公共文化服務(wù)下鄉(xiāng)越多，農(nóng)民主觀生活壓力越小；H2.3參與性公共文化活動越多，農(nóng)民主觀生活壓力越小。

3 數(shù)據(jù)、變量與方法

3.1 數(shù)據(jù)來源

文章數(shù)據(jù)來源于華中師范大學(xué)中國農(nóng)村研究院“百村觀察”項目在全國31個省/直轄市/自治區(qū)（不包含港、澳、臺地區(qū)）開展的農(nóng)村綜合問卷調(diào)查。調(diào)查包括村莊和農(nóng)戶兩個層面數(shù)據(jù)，文章以農(nóng)戶層面數(shù)據(jù)為分析對象。調(diào)查采取分層抽樣和隨機抽樣相結(jié)合的方法展開：第一，依據(jù)各省份農(nóng)村人口比例，按照目標樣本總量來分配各省樣本村莊數(shù)量；第二，在各省內(nèi)依照縣域經(jīng)濟發(fā)展水平進行分層抽樣選取樣本縣，并在樣本縣內(nèi)隨機抽取樣本村莊；第三，對樣本村莊中的農(nóng)戶依照家庭經(jīng)濟水平進行分層，并從各層中分別隨機抽取農(nóng)戶調(diào)查樣本。調(diào)查中戶主或家庭主要決策者為主要受訪對象。調(diào)查覆蓋31個省份的267個村莊，共獲得有效樣本3445個，分布范圍較廣，樣本具有代表性。

3.2 變量設(shè)計

3.2.1 因變量

文章研究的核心問題是公共文化供給對農(nóng)民生活質(zhì)量的影響，那么因變量是農(nóng)民生活質(zhì)量。對于生活質(zhì)量的評價和測量，包括客觀生活質(zhì)量和主觀生活質(zhì)量兩種不同方法。前者關(guān)注經(jīng)濟收入、身體健康、營養(yǎng)攝入等客觀指標；后者則聚焦生活滿意度、生活幸福感等主觀指標。公共文化供給本身屬于精神文化類公共產(chǎn)品，對于農(nóng)民生活質(zhì)量的提升更多的作用在主觀層面上。因此，我們選擇主觀指標來測量農(nóng)民的生活質(zhì)量。

對于主觀生活質(zhì)量，較多的學(xué)者認為生活滿意度就是主觀生活質(zhì)量，也有利用生活幸福感來測量主觀生活質(zhì)量。綜合考慮文章研究特征，結(jié)合以往研究我們選取生活滿意度從正面來考察農(nóng)民的主觀生活質(zhì)量；選取主觀生活壓力從反面來考察農(nóng)民的主觀生活質(zhì)量。

生活滿意度指標，我們運用李克特五度量表，通過問題“您對目前的生活狀況滿意嗎？”進行測量，其中“1、2、3、4、5”分別代表“很不滿意、不太滿意、一般、比較滿意和非常滿意”。主觀生活壓力指標，我們同樣運用李克特五度量表，通過問題“您覺得目前的生活壓力大嗎？”進行測量，其中“1、2、3、4、5”分別代表“沒有壓力、壓力很小、一般、壓力較大和壓力很大”。

3.2.2 自變量

文章自變量是農(nóng)村公共文化供給。對于公共文化供給變量，我們依據(jù)《國家基本公共文化服務(wù)指導(dǎo)標準（2015—2020年）》選取村莊層面上12類不同公共文化設(shè)施或活動的供給狀況進行測量。有此類供給則計分為1，沒有此類供給則計分為0。為了簡化分析，我們將12個公共文化供給指標通過因子分析進行降維處理。為考察上述變量是否適合因子分析，我們需要進行KMO和球形Bartlett的檢驗，結(jié)果顯示，KMO值為0.856，說明因子分析結(jié)果比較理想。球形Bartlett檢驗的值為9 639.547，并在0.001水平上雙尾顯著，說明相關(guān)系數(shù)矩陣不是一個單位矩陣，因此采用因子分析是可行的。通過使用最大方差法對因子載荷進行正交旋轉(zhuǎn)，5次迭代后收斂，提取出3個公因子，累積解釋貢獻為53.422%。即3個公因子可以反映原指標53.422%的信息量。

表1 公共文化供給的主成份法因子分析（旋轉(zhuǎn)因子載荷后）

通過因子分析結(jié)果發(fā)現(xiàn)，因子1包括文化活動室、閱報欄、老人活動中心、圖書閱覽室、文化廣場、農(nóng)家書屋等六個變量。上述變量在因子1上的因子載荷均超過0.55以上，且這些變量都屬于農(nóng)村公共文化設(shè)施的范疇，我們將其定義為文化設(shè)施建設(shè)。因子2包括電影下鄉(xiāng)、圖書下鄉(xiāng)、送戲下鄉(xiāng)三個變量。這些變量在因子2上的因子載荷都在0.59以上，且這些變量均屬于文化活動下鄉(xiāng)的范疇，我們將其定義為文化服務(wù)下鄉(xiāng)。因子3包括歌舞體育比賽、書畫詩詞競賽、文藝匯演三個變量。這些變量在因子3上的因子載荷都超過0.50，且都屬于需要農(nóng)民參與才能有效開展的活動，我們將其定義為參與性文化活動。

表2 變量含義、賦值及其描述性統(tǒng)計分析

3.2.3 控制變量

既有的研究表明個體及家庭特征對于農(nóng)民生活質(zhì)量均產(chǎn)生顯著影響，為研究公共文化供給對農(nóng)民主觀生活質(zhì)量的單獨影響，我們將個體特征、家庭及區(qū)域特征均作為控制變量進入分析。個體特征方面，主要包括性別、年齡、民族、教育、婚姻、干部身份、政治面貌、健康水平、宗教信仰9個變量，其中性別、民族、婚姻、干部身份、政治面貌、宗教信仰均為二分變量，處理為虛擬變量進入分析，年齡、教育、健康水平均為數(shù)值變量，可直接進入分析。家庭特征方面，主要包括相對家庭收入一個變量。對于家庭收入的問卷測量，由于其敏感性和隱私性，數(shù)據(jù)的缺失較多且可信度較差，因而利用相對家庭收入進行對比等級測量，其信度和效度都較好。相對家庭收入為數(shù)值變量，可直接進入分析?？紤]區(qū)域差異，我們也將區(qū)域方面的東、中、西變量納入控制變量中。區(qū)域差異變量為三分類變量，我們將其處理為三個地區(qū)虛擬變量進入分析。

3.3 研究方法

文章因變量農(nóng)民的主觀生活質(zhì)量主要包括生活滿意度和主觀生活壓力兩個指標。生活滿意度和主觀生活壓力變量都是利用李克特五度量表進行測量，可將其簡單看作數(shù)值變量，因此可以直接利用OLS回歸模型進行分析。模型具體如下：

其中是yi因變量農(nóng)民的生活質(zhì)量的不同維度，即生活滿意度和主觀生活壓力；xi1是自變量公共文化供給，包括文化設(shè)施建設(shè)、文化服務(wù)下鄉(xiāng)和參與性文化活動三個變量；xi2是控制變量，包括個體特征、家庭經(jīng)濟水平以及區(qū)域特征等變量。βi0、βi1和βi2是待估參數(shù)，其中αi0表示常數(shù)項，βi1和βi2分別表示自變量和控制變量對因變量的影響狀況，如果為負值則為負向影響，正值則為正向影響。εi為隨機誤差。

嚴格來講，因變量生活滿意度和主觀生活壓力兩個指標雖然采取李克特五度量表進行測量，但從1到5賦值所代表的實際意義并不是均質(zhì)的，因而兩個變量并非等距變量，而是具有次序關(guān)系的定類變量。對于因變量是次序定類變量，應(yīng)當采用有序Logistic回歸模型進行分析。運用有序Logistic模型的基本條件之一是滿足平行線斜率假設(shè)或比例性假設(shè)[19]。當不滿足假設(shè)時，則換用其他連接函數(shù)或退回使用無序Logistic模型。借鑒以往研究，我們根據(jù)因變量的程度遞增性質(zhì)建立多項Logistic回歸分析模型[20]。為了簡化分析，我們將因變量的五個選項合并為三個選項。對于生活滿意度變量，分別將“很不滿意、不太滿意”兩個選項合并為“不滿意”，并且賦值為“1”；“一般”仍然表示“一般”，賦值為“2”；“比較滿意、非常滿意”兩個選項合并為“滿意”，并且賦值為“3”。生活滿意度變量轉(zhuǎn)換為取值“1、2、3”，分別表示“不滿意、一般、滿意”的三項有序變量。對于主觀生活壓力變量，分別將“沒有壓力、壓力很小”兩個選項合并為“壓力小”，并且賦值為“1”；“一般”仍然表示“一般”，賦值為“2”；“壓力較大、壓力很大”兩個選項合并為“壓力大”，賦值為“3”。主觀生活壓力變量轉(zhuǎn)換為取值“1、2、3”，分別表示“壓力小、一般、壓力大”的三項有序變量。針對文章的三項有序因變量，構(gòu)建多項Logistic模型如下。

其中p1、p2與p3分別代表自變量和控制變量等影響因素作用于因變量y農(nóng)民生活質(zhì)量的第一、第二與第三個選項的概率；α2（n=1，2，3）為常數(shù)項；xk為解釋變量（包括自變量和控制變量），表示第k個影響農(nóng)民生活質(zhì)量的因素βnk；為模型n中第k個影響因素的回歸系數(shù)；εn為模型n中的隨機誤差。

后文首先對公共文化供給對農(nóng)民生活滿意度和主觀生活壓力的影響機制運用OLS回歸模型初步進行分析；然后再利用多項Logistic回歸模型進一步深入分析公共文化供給對農(nóng)民生活滿意度和主觀生活壓力的影響機制。

4 模型檢驗與結(jié)果分析

進行回歸分析之前，需要對模型可能存在的多重共線性問題進行檢驗?；貧w模型中各變量的方差膨脹因子均小于10，表明變量之間不存在嚴重的多重共線性。下文首先將生活滿意度和主觀生活壓力兩個指標看作基數(shù)，分別構(gòu)建兩個OLS回歸模型分析公共文化供給對農(nóng)民主觀生活質(zhì)量的影響。然后將生活滿意度和主觀生活壓力構(gòu)造為三分序數(shù)，運用多項Logistic回歸模型對公共文化供給對農(nóng)民主觀生活質(zhì)量的影響機制進一步深入分析。

4.1 公共文化供給對農(nóng)民主觀生活質(zhì)量影響的OLS回歸分析

以生活滿意度為因變量，將自變量和控制變量納入OLS回歸分析可得模型1，模型顯著，其R2值為0.087，表明模型解釋力為8.7%。模型估計結(jié)果顯示，自變量中文化設(shè)施建設(shè)、文化服務(wù)下鄉(xiāng)和參與性文化活動對農(nóng)民的生活滿意度產(chǎn)生顯著的正向影響。比較系數(shù)值B可知，參與性文化活動的影響效力最大，每提高1個單位，生活滿意度提高0.061個單位；而文化服務(wù)下鄉(xiāng)的影響效力最小，每提高1個單位，生活滿意度提高0.039個單位；文化設(shè)施建設(shè)影響效力居中，每提高1個單位，生活滿意度提高0.040個單位。

控制變量中，年齡、民族、教育、干部身份、政治面貌、健康水平和相對家庭收入均對農(nóng)民的生活滿意度產(chǎn)生顯著影響。其具體機制是，年齡越大生活滿意度越高；漢族比少數(shù)民族生活滿意度高；受教育年限越高生活滿意度越高；干部比非干部生活滿意度高；黨員比非黨員生活滿意度高；越健康則生活滿意度越高；相對家庭收入越高則生活滿意度越高。其余性別、婚姻、信仰和區(qū)域四個變量對農(nóng)民的生活滿意度不產(chǎn)生顯著影響。

表3 公共文化供給對農(nóng)民生活滿意度及生活壓力影響的OLS回歸分析

以主觀生活壓力為因變量，將自變量和控制變量納入OLS回歸分析可得模型2，模型顯著，其R2值為0.086，表明模型解釋力為8.6%。分析結(jié)果顯示，自變量中文化設(shè)施建設(shè)、文化服務(wù)下鄉(xiāng)和參與性文化活動都對農(nóng)民的主觀生活壓力產(chǎn)生顯著負向影響。即公共文化供給越多，主觀生活壓力越小。比較三個因素的系數(shù)值可知，文化設(shè)施建設(shè)對農(nóng)民主觀生活壓力的作用效力最大，每增加1個單位，則主觀生活壓力降低0.061個單位；參與性文化活動對農(nóng)民主觀生活壓力的作用效力居中，每增加1個單位，則主觀生活壓力下降0.043個單位；文化服務(wù)下鄉(xiāng)對農(nóng)民主觀生活壓力的作用效力最低，每增加1個單位，主觀生活壓力下降0.031個單位。

控制變量中，年齡、教育、健康水平和相對家庭收入對農(nóng)民主觀生活壓力產(chǎn)生顯著影響。具體影響機制如下：年齡越大則主觀生活壓力越??；受教育年限越多則主觀生活壓力越?。唤】邓皆礁邉t主觀生活壓力越??；相對家庭收入越高則主觀生活壓力越小。其余性別、民族、婚姻、干部身份、政治面貌、信仰及區(qū)域等七個變量對農(nóng)民的主觀生活壓力不產(chǎn)生顯著影響。

總結(jié)上述分析，我們認為公共文化供給的三個因子，文化設(shè)施建設(shè)、文化服務(wù)下鄉(xiāng)和參與性文化活動對農(nóng)民的生活滿意度產(chǎn)生顯著促進作用，對農(nóng)民的主觀生活壓力產(chǎn)生顯著降低作用。也就是說，公共文化供給對農(nóng)民的主觀生活質(zhì)量產(chǎn)生顯著提升作用。上述證據(jù)表明，文章的研究假設(shè)都得到了驗證。

4.2 公共文化供給對農(nóng)民主觀生活質(zhì)量影響的多項Logistic回歸分析

將三元處理后的農(nóng)民生活滿意度作為因變量，公共文化供給作為自變量，控制個體、家庭及區(qū)域變量，進入多項Logistic回歸分析得到模型3，模型顯著，且Nagelkerke R2值為0.108，表明模型解釋力為10.8%。模型估計結(jié)果表明，自變量中文化設(shè)施建設(shè)對農(nóng)民生活滿意度產(chǎn)生顯著促進作用，每提高1個單位，相對于選擇不滿意，選擇一般和滿意的發(fā)生比提高23.4%和25.0%。假設(shè)H1.1得到驗證。文化服務(wù)下鄉(xiāng)對農(nóng)民生活滿意度不產(chǎn)生顯著影響。假設(shè)H1.2沒有得到驗證。參與性文化活動在模型3.1中不顯著，在模型3.2中顯著，表明自變量每提高1個單位，相對于選擇不滿意，選擇滿意的發(fā)生比提高了24.8%，而選擇一般的與選擇不滿意的可能性不存在顯著差別。假設(shè)H1.3得到部分驗證。

控制變量中，年齡、民族、健康水平、相對家庭收入對農(nóng)民的生活滿意度產(chǎn)生顯著影響。具體而言，年齡越大則生活滿意度越高；漢族比少數(shù)民族的生活滿意度高；健康水平越高則生活滿意度越高；相對家庭收入越高則生活滿意度越高。教育、干部身份、政治面貌三個變量對農(nóng)民的生活滿意度產(chǎn)生部分顯著影響，在滿意與不滿意的對比中顯著。參照不滿意選項，受教育年限越高，則選擇滿意的可能性比選擇不滿意的更高；干部比非干部選擇滿意的可能性越高；黨員比非黨員選擇滿意的可能性更高。對于區(qū)域變量，以不滿意選項為參照，東部地區(qū)比西部地區(qū)選擇一般的可能性更高。其余性別、婚姻、信仰對農(nóng)民的生活滿意度不產(chǎn)生顯著影響。

將三元處理后的農(nóng)民主觀生活壓力作為因變量，公共文化供給作為自變量，控制個體、家庭及區(qū)域變量，進入多項Logistic回歸分析得到模型4，模型顯著，且Nagelkerke R2值為0.112，表明模型解釋力為11.2%。模型估計結(jié)果表明，自變量中文化設(shè)施建設(shè)對農(nóng)民主觀生活壓力產(chǎn)生顯著影響，以壓力大選項為參照，文化設(shè)施建設(shè)每提高1個單位，選擇一般比選擇壓力大的發(fā)生比提高20.7%，選擇壓力小的比選擇壓力大的發(fā)生比提高11.9%。這表明文化設(shè)施建設(shè)能夠降低農(nóng)民的主觀生活壓力，但文化設(shè)施建設(shè)對農(nóng)民生活壓力降低的效用是逐步降低的。假設(shè)H2.1得到驗證。文化服務(wù)下鄉(xiāng)對農(nóng)民主觀生活壓力產(chǎn)生顯著影響，以壓力大選項為參照，文化服務(wù)下鄉(xiāng)每提高1個單位，選擇一般比選擇壓力大的發(fā)生比降低11.2%，選擇壓力小比選擇壓力大的發(fā)生比提高10.3%。這表明文化服務(wù)下鄉(xiāng)對于農(nóng)民主觀生活壓力的作用呈現(xiàn)“倒U型”機制，即隨著文化服務(wù)下鄉(xiāng)的增多，農(nóng)民的主觀生活壓力逐步增大，到一定程度后又急速降低。文化服務(wù)下鄉(xiāng)與農(nóng)民主觀生活壓力的關(guān)系并不是單純的正向或負向關(guān)系，故假設(shè)H2.2沒有得到驗證。參與性文化活動對農(nóng)民主觀生活壓力產(chǎn)生部分顯著影響，以壓力大選項為參照，選擇一般和壓力大的不存在顯著差別；自變量增加1個單位，選擇壓力小比選擇壓力大的發(fā)生比提高9.3%，假設(shè)2.3得到部分驗證。

表4 公共文化供給對農(nóng)民生活滿意度影響的多項Logistic回歸分析

控制變量中，年齡、教育、健康水平、相對家庭收入四個變量對農(nóng)民的主觀生活壓力產(chǎn)生顯著影響。其具體影響機制是，年齡越大農(nóng)民主觀生活壓力越小；受教育年限越多農(nóng)民主觀生活壓力越??；健康水平越高農(nóng)民主觀生活壓力越小，但這種減小壓力的效應(yīng)遞減；相對家庭收入越多農(nóng)民主觀生活壓力越小。民族變量對農(nóng)民主觀生活壓力產(chǎn)生部分顯著影響，漢族對比少數(shù)民族，以壓力大選項為參照，選擇一般和壓力大的沒有顯著差別，選擇壓力小的比選擇壓力大的發(fā)生比提高61.4%。對于區(qū)域變量，以壓力大選項為參照，中部地區(qū)比西部地區(qū)選擇一般的比選擇壓力大的發(fā)生比高24.8%。其余性別、婚姻、干部身份、政治面貌、信仰等五個變量對農(nóng)民的主觀生活壓力不產(chǎn)生顯著影響。

表5 公共文化供給對農(nóng)民主觀生活壓力影響的多項Logistic回歸分析

總結(jié)上述分析，公共文化供給的三個因子中，文化設(shè)施建設(shè)對農(nóng)民生活滿意度產(chǎn)生顯著促進作用，對農(nóng)民的主觀生活壓力產(chǎn)生顯著減小作用；文化服務(wù)下鄉(xiāng)對農(nóng)民的生活滿意度沒有顯著影響，對農(nóng)民的主觀生活壓力產(chǎn)生顯著“倒U型”影響；參與性文化活動對農(nóng)民的生活滿意度產(chǎn)生部分顯著促進作用，對農(nóng)民的主觀生活壓力產(chǎn)生部分顯著降低作用。

5 基本結(jié)論與政策啟示

文章使用全國31個省份267村3445戶農(nóng)民的調(diào)查數(shù)據(jù)，對公共文化供給如何影響農(nóng)民主觀生活質(zhì)量進行研究。我們首先利用OLS回歸模型分析，結(jié)果顯示文化設(shè)施建設(shè)、文化服務(wù)下鄉(xiāng)和參與性文化活動能夠顯著提高農(nóng)民的生活滿意度，降低其主觀生活壓力，因而公共文化供給能夠有效提高農(nóng)民的主觀生活質(zhì)量，改善農(nóng)民生活狀況。

利用多項Logistic回歸模型，我們進一步分析不同類型的公共文化供給對農(nóng)民生活質(zhì)量影響的具體機制差異。研究結(jié)果表明：第一，文化設(shè)施建設(shè)對農(nóng)民生活滿意度產(chǎn)生顯著促進作用，對農(nóng)民的主觀生活壓力產(chǎn)生顯著減小作用，故文化設(shè)施建設(shè)能夠有效提升農(nóng)民的主觀生活質(zhì)量。第二，文化服務(wù)下鄉(xiāng)對農(nóng)民的生活滿意度沒有顯著影響，對農(nóng)民的主觀生活壓力產(chǎn)生顯著“倒U型”影響。第三，參與性文化活動對農(nóng)民的生活滿意度產(chǎn)生部分顯著促進作用，對農(nóng)民的主觀生活壓力產(chǎn)生部分顯著降低作用。

上述研究發(fā)現(xiàn)具有重要的政策意義。第一，整體來說，公共文化供給能夠有效改善農(nóng)民的生活質(zhì)量，因此應(yīng)當促進城鄉(xiāng)公共文化服務(wù)供給的均等化，提升于農(nóng)村地區(qū)的公共文化供給。第二，公共文化設(shè)施建設(shè)能夠有效提升農(nóng)民的生活質(zhì)量，因而需要加大財政和項目扶持力度，促進村莊的公共文化設(shè)施建設(shè)，從數(shù)量和質(zhì)量等多方面進行提升。第三，公共文化服務(wù)下鄉(xiāng)對于農(nóng)民生活質(zhì)量影響較小，主要原因在于自上而下的服務(wù)下鄉(xiāng)活動并不能準確與農(nóng)民需要相匹配，存在落地難的問題。因此對于公共文化服務(wù)下鄉(xiāng)活動要有效評估農(nóng)民需要，依據(jù)農(nóng)民需要，精準供給服務(wù)。第四，參與性文化活動對農(nóng)民生活質(zhì)量產(chǎn)生促進作用，這種作用促使農(nóng)民的生活滿意度由不滿意直接提升為滿意，農(nóng)民的主觀生活壓力由壓力大直接降低為壓力小。分析其原因，在于參與性文化活動本身具有的參與性以及對村莊的內(nèi)生性動員效力，農(nóng)民能夠較快地形成參與感和獲得感，故對于農(nóng)民主觀生活質(zhì)量的提升效果顯著，且時效性強。因此，應(yīng)當大量提供貼近農(nóng)民生活、滿足農(nóng)戶需要，寓教于樂、喜聞樂見的體驗式、內(nèi)生性的群眾性文化活動。第五，文章結(jié)論對于我國農(nóng)村公共文化服務(wù)的供給側(cè)改革具有一定啟示意義。公共文化設(shè)施建設(shè)和參與性公共文化活動能顯著提升農(nóng)民的主觀生活質(zhì)量，而公共文化服務(wù)下鄉(xiāng)活動對農(nóng)民的主觀生活質(zhì)量提升有限，因此政府在為農(nóng)村提供公共文化供給時，應(yīng)當強化公共文化設(shè)施建設(shè)和參與性文化活動供給，改善文化服務(wù)下鄉(xiāng)活動供給。

（來稿時間：2017年10月）

參考文獻：

1.阮榮平,鄭風(fēng)田,劉力.公共文化供給的宗教信仰擠出效應(yīng)檢驗——基于河南農(nóng)村調(diào)查數(shù)據(jù)[J].中國農(nóng)村觀察，2010（6）：72-85.

2.中國共產(chǎn)黨第十八屆中央委員會第三次全體會議.中共中央關(guān)于全面深化改革若干重大問題的決定[EB/OL].[2013-11-12].http：//www.gov.cn/jr2g/2013-11/15/content_2528179.htm.

3.中共中央辦公廳、國務(wù)院辦公廳.關(guān)于加快構(gòu)建現(xiàn)代公共文化服務(wù)體系的意見[EB/OL].[2015-01-14].http：//www.gov.cn/xinwen/ 2015-01/14/content_2804250.htm.

4.習(xí)近平.中國共產(chǎn)黨第十九次全國代表大會報告[EB/OL].[2017-10-18].http：//www.china.com.cn/cppcc/2017-10/18/content_4175 2399.htm.

5.周長城,蔡靜誠.生活質(zhì)量主觀指標的發(fā)展及其研究[J].武漢大學(xué)學(xué)報（哲學(xué)社會科學(xué)版），2004（5）：582-587.

6.王培剛,衣華亮.中國城市居民主觀生活質(zhì)量滿意度評價分析[J].社會科學(xué)研究，2007（6）：15-23.

7.邢占軍.城鄉(xiāng)居民主觀生活質(zhì)量比較研究初探[J].社會，2006, 26（1）：130-141.

8.林南,盧漢龍.社會指標與生活質(zhì)量的結(jié)構(gòu)模型探討——關(guān)于上海城市居民生活的一項研究[J].中國社會科學(xué)，1989（4）：75-97.

9.衣華亮,王培剛.城市居民主觀生活質(zhì)量滿意度及其影響因素探討——東中西部八個省會城市抽樣調(diào)查[J].經(jīng)濟問題，2007（9）：38-40.

10.國家統(tǒng)計局課題組.中國農(nóng)民工生活質(zhì)量影響因素研究[J].統(tǒng)計研究，2007（3）：13-19.

11.馬亮.公共服務(wù)績效與公民幸福感：中國地級市的實證研究[J].中國行政管理，2013（2）：104-109.

12.馮亞平.城市規(guī)模、公共服務(wù)滿意度與居民主觀幸福感——以武漢城市圈為例[J].中國人口·資源與環(huán)境，2015,25（S1）：358-362.

13.臧敦剛,余爽,李后建.公共服務(wù)、村莊民主與幸福感——基于民族地區(qū)757個行政村31615個農(nóng)戶的調(diào)查[J].農(nóng)業(yè)經(jīng)濟問題，2016, 37（3）：79-87, 111-112.

14.伍如昕.城市化、基本公共服務(wù)供給與居民主觀幸福感——基于56個城市微觀數(shù)據(jù)的經(jīng)驗分析[J].人口與發(fā)展，2017, 23（3）：37-48, 67.

15.樊娜娜.城鎮(zhèn)化、公共服務(wù)水平與居民幸福感[J].經(jīng)濟問題探索，2017（9）：86-93.

16.張寧,白永平,喬富偉,等.居民生活質(zhì)量與城鎮(zhèn)化協(xié)調(diào)度的時空演變及影響因素分析[J].資源開發(fā)與市場，2017, 33（8）：980-984.

17. Ferriss A L. Religion and the Quality of Life[J]. Journal of Happiness Studies, 2002, 3（3）：199-215.

18.息晨,紀承名,陳前恒.公共文化服務(wù)對農(nóng)戶幸福感的影響——對22省43村638個農(nóng)戶的調(diào)查[J].圖書館論壇，2017, 37（9）：70-78.

19.王濟川,郭志剛.Logistic回歸模型：方法與應(yīng)用[M].北京：高等教育出版社，2001：249.

20.周怡,周立民.中國農(nóng)民的觀念差異與基層政府信任[J].社會科學(xué)研究，2015（4）：122-127.