申 琳，劉文超，劉愛秋，張維霄

(1.河北農(nóng)業(yè)大學(xué)文管系，河北 滄州 061100；2.河北農(nóng)業(yè)大學(xué)經(jīng)濟管理學(xué)院)

改革開放以來，我國“三農(nóng)”工作在取得非凡成績的同時，也面臨著因長期致力于農(nóng)業(yè)增產(chǎn)農(nóng)民增收、忽視環(huán)保缺乏規(guī)劃而帶來的環(huán)境問題。2017年我國農(nóng)村生活垃圾產(chǎn)生總量約為1.8億噸，填埋處理后，造成地下水近90%水質(zhì)污染程度超過國家標(biāo)準(zhǔn)[1]，農(nóng)村垃圾、污水等人居環(huán)境整治工作迫在眉睫。為著力解決農(nóng)民需求與環(huán)境問題之間日益突出的矛盾，2014～2020年，中央政府均在一號文件中提出要大力推進農(nóng)村人居環(huán)境整治。改善農(nóng)村人居環(huán)境對推進農(nóng)村生態(tài)文明建設(shè)、提升農(nóng)民生活福祉，進而實現(xiàn)鄉(xiāng)村振興具有重要意義。

鄉(xiāng)村振興戰(zhàn)略實施以來，越來越多的學(xué)者開始關(guān)注農(nóng)村人居環(huán)境整治問題[2]。然而，現(xiàn)有文獻(xiàn)多集中于人居環(huán)境整治的效果評價[3]、提升路徑[4]與治理模式的創(chuàng)新[5]，鮮有文獻(xiàn)關(guān)注人居環(huán)境對農(nóng)民主觀幸福感的提升作用。事實上，與生態(tài)環(huán)境相比，人居環(huán)境與居民的生活聯(lián)系更加密切，研究人居環(huán)境改善對居民主觀幸福感的提升效用具有更強的現(xiàn)實意義。

鑒于此，本文利用河北省人居環(huán)境整治示范縣入戶調(diào)查一手?jǐn)?shù)據(jù)，采用偏最小二乘法結(jié)構(gòu)方程模型，從農(nóng)民心理視角探究人居環(huán)境整治對農(nóng)民主觀幸福感的作用機理，并實證檢驗農(nóng)民參與在人居環(huán)境整治與主觀幸福感之間的調(diào)節(jié)作用，以豐富農(nóng)村人居環(huán)境整治與農(nóng)民幸福感相關(guān)領(lǐng)域的研究，為政府制定行之有效的推進政策提供參考。

1 模型假設(shè)

1.1 人居環(huán)境整治與整治滿意度

人居環(huán)境整治是政府為解決農(nóng)村居住環(huán)境問題而提出的應(yīng)對措施。作為美好生活的重要維度，居住環(huán)境質(zhì)量對生活滿意度的影響已成為學(xué)術(shù)界的共識[6]。趙文龍等[7]研究發(fā)現(xiàn)，包含污染指數(shù)和居住地環(huán)境評價在內(nèi)的環(huán)境質(zhì)量對居民生活滿意度的影響力，是包含人均GDP和家庭年收入的收入水平的3倍。閔師[8]則將農(nóng)村人居環(huán)境整治涵蓋的內(nèi)容概括為衛(wèi)生廁所改造、生活污水減排和固體垃圾處理。在國務(wù)院辦公廳印發(fā)的《農(nóng)村人居環(huán)境整治三年行動方案》中，農(nóng)村人居環(huán)境整治重點推進生活垃圾治理、開展廁所糞污治理、梯次推進生活污水治理、提升村容村貌，因而本文將上述四項作為人居環(huán)境整治的代理變量，提出以下假設(shè)：

H1：農(nóng)村生活垃圾治理對整治滿意度有顯著正向影響；

H2：廁所糞污治理對整治滿意度有顯著正向影響；

H3：生活污水治理對整治滿意度有顯著正向影響；

H4：村容村貌提升對整治滿意度有顯著正向影響。

1.2 人居環(huán)境整治與主觀幸福感

環(huán)境質(zhì)量是影響個體主觀幸福感的重要因素，現(xiàn)有文獻(xiàn)普遍認(rèn)為良好的居住和生活環(huán)境能夠愉悅個體身心進而提高主觀幸福感[9]。張應(yīng)良[10]研究指出，以“馬路清潔水平”刻畫的農(nóng)村環(huán)境指標(biāo)對農(nóng)民主觀幸福感的提升具有顯著的正向影響。一方面，作為人居環(huán)境整治的受益者，農(nóng)民對美好生活的追求伴隨著生活環(huán)境的美化和生活質(zhì)量的提高得到滿足，其主觀幸福感也能夠得到提升。另一方面，村莊保潔、綠化養(yǎng)護等措施可帶來就業(yè)崗位，農(nóng)村環(huán)境改善也為鄉(xiāng)村旅游發(fā)展創(chuàng)造了有利條件，農(nóng)民增收間接實現(xiàn)了主觀幸福感的提升。基于此，提出如下假設(shè)：

H5：農(nóng)村生活垃圾治理對主觀幸福感有顯著正向影響；

H6：廁所糞污治理對主觀幸福感有顯著正向影響；

H7：生活污水治理對主觀幸福感有顯著正向影響；

H8：村容村貌提升對主觀幸福感有顯著正向影響。

1.3 整治滿意度與主觀幸福感

整治滿意度是公眾對政府人居環(huán)境治理投入、效果等方面的綜合評價，是農(nóng)民在認(rèn)知基礎(chǔ)上加工形成的知覺判斷。許多學(xué)者認(rèn)為，政府支出績效越明顯，公民的主觀幸福感越強[11]。周紹杰[12]的研究表明，公共服務(wù)績效滿意度對公民主觀幸福感具有顯著的正向影響。村民主觀感知到的環(huán)境狀況越好，對居住地環(huán)境質(zhì)量的綜合評價越積極，對整治效果和政府工作績效越滿意，主觀幸福感越強。鑒于此，作出假設(shè)：

H9：整治滿意度對主觀幸福感有顯著正向影響。

1.4 農(nóng)民參與的調(diào)節(jié)效應(yīng)

“公民參與”是指公民試圖影響公共政策和公共生活的一切活動[5]。就本研究而言，農(nóng)民參與一方面表現(xiàn)為自身的親環(huán)境行為，如減少隨意傾倒固體垃圾和隨處排放生活污水的行為；另一方面表現(xiàn)為對整治行動的支持與參與，如積極參與農(nóng)村衛(wèi)生廁所改造和保持庭院內(nèi)外整潔等。農(nóng)民不僅是人居環(huán)境整治的直接受益者，也是具有自發(fā)合作參與人居環(huán)境整治的內(nèi)生動力[13]。深入?yún)⑴c能夠使農(nóng)民見證政府對農(nóng)民合理期待的積極回應(yīng)，提升政府公信力，提高公眾對政府環(huán)境措施的主觀評價，公眾滿意度的提高也會增強人居環(huán)境改善對主觀幸福感的提升作用?；诖耍岢鋈缦录僭O(shè)：

H10a：農(nóng)民參與對農(nóng)村生活垃圾治理與主觀幸福感之間的關(guān)系有正向的調(diào)節(jié)效應(yīng)；

H10b：農(nóng)民參與對農(nóng)村廁所糞污治理與主觀幸福感之間的關(guān)系有正向的調(diào)節(jié)效應(yīng)；

H10c：農(nóng)民參與對農(nóng)村生活污水治理與主觀幸福感之間的關(guān)系有正向的調(diào)節(jié)效應(yīng)；

H10d：農(nóng)民參與對農(nóng)村村容村貌提升與主觀幸福感之間的關(guān)系有正向的調(diào)節(jié)效應(yīng)。

綜合上述分析，提出研究理論模型如圖1所示。

圖1 理論模型圖

2 資料與方法

2.1 資料來源

數(shù)據(jù)來自課題組2019年7～9月對河北省農(nóng)村人居環(huán)境整治全域完成示范縣開展的入戶調(diào)查。樣本選取采用分層抽樣與隨機抽樣相結(jié)合的問卷調(diào)查法：根據(jù)2018年各縣農(nóng)村居民人均純收入，將河北省30個人居環(huán)境整治示范縣等分為高、中、低三類，從每類中隨機選取兩個樣本縣作為調(diào)研區(qū)域；在每縣隨機選取五個鄉(xiāng)鎮(zhèn)，每個鄉(xiāng)鎮(zhèn)隨機選取兩個行政村，每個行政村隨機選擇6～8名農(nóng)民作為調(diào)查對象；采用入戶調(diào)查方式，每戶隨機選擇一位被調(diào)查者，僅填寫一份問卷。為避免理解上的誤差，調(diào)研由調(diào)研員將問題向被調(diào)查者解釋清楚后，根據(jù)被調(diào)查者的回答填寫結(jié)果。調(diào)研共發(fā)放問卷455份，收回有效問卷419份，有效率為92%。樣本特征統(tǒng)計如表1所示。

表1 樣本特征統(tǒng)計表

2.2 問卷設(shè)計

調(diào)查問卷分為三部分內(nèi)容：基本信息、農(nóng)村人居環(huán)境整治情況及農(nóng)民主觀幸福感。問卷量表的設(shè)計在參考國內(nèi)外成熟量表的基礎(chǔ)上，結(jié)合中國農(nóng)村人居環(huán)境整治實踐及文章研究目的，進行了適當(dāng)?shù)恼{(diào)整和修改。問卷中變量的測量采用李克特7級量表，“完全不同意”至“完全同意”分別用“1”到“7”賦值。調(diào)查題項及來源如表2所示。

表2 人居環(huán)境整治與主觀幸福感調(diào)查題項

2.3 研究方法

本研究使用偏最小二乘法的結(jié)構(gòu)方程模型(Partial Least Square- Structural Equation Modeling，PLS-SEM)，借助SmartPLS 3.0軟件完成數(shù)據(jù)分析。本研究同時使用Sobel測試方法，以分析整治滿意度在農(nóng)村人居環(huán)境整治與農(nóng)民主觀幸福感間的中介效應(yīng)；使用層次回歸分析，以探究農(nóng)戶參與對農(nóng)民主觀幸福感的調(diào)節(jié)效應(yīng)。

3 結(jié)果

3.1 測量模型檢驗

(1)信度檢驗。信度檢驗結(jié)果如表1所示。所有潛變量的CR值在0.842～0.929之間，Cronbach`sα系數(shù)在0.723～0.898之間，均高于0.7的標(biāo)準(zhǔn)[6]。問卷數(shù)據(jù)具有較好的內(nèi)部一致性。

(2)效度檢驗。收斂效度檢驗采用平均提取方差A(yù)VE值，所有潛變量的AVE值均高于標(biāo)準(zhǔn)值0.5[17]。內(nèi)容效度檢驗采用經(jīng)正交旋轉(zhuǎn)后的因子載荷值，因子載荷均在0.712～0.891之間。因此，問卷數(shù)據(jù)具有較好的收斂效度和內(nèi)容效度。

區(qū)別效度檢驗借助AVE值的平方根及其與其他變量之間相關(guān)系數(shù)的絕對值來完成。根據(jù)Paulraj等[18]，每對潛變量之間的相關(guān)性系數(shù)不應(yīng)大于該潛變量AVE值的平方根。由區(qū)別效度檢驗結(jié)果表3可知，該測量模型潛變量之間具有較好的區(qū)別效度。

表3 區(qū)別效度檢驗結(jié)果

3.2 結(jié)構(gòu)模型檢驗

(1)判定系數(shù)R2。判定系數(shù)R2代表外因變量對內(nèi)因變量變異的解釋程度。目前學(xué)術(shù)界通常采用Chin于1998年提出的標(biāo)準(zhǔn)：R2值在0.19附近代表模型的解釋能力較弱，在0.33附近代表解釋能力中等，超過0.67代表解釋能力較強[19]。本研究中，整治滿意度和主觀幸福感的R2分別為0.489和0.715，代表結(jié)構(gòu)模型的解釋能力較強。

(2)Stone-Geisser檢驗Q2值。非參數(shù)檢驗方法——Stone-Geisser檢驗，運用交叉驗證的冗余方法計算Q2值以判斷結(jié)構(gòu)模型的預(yù)測效度。本研究中，整治滿意度和主觀幸福感的Q2值分別為0.325和0.479，超過Hair提出的0的標(biāo)準(zhǔn)[20]，說明結(jié)構(gòu)模型具有較好的預(yù)測相關(guān)性。

(3)路徑系數(shù)及其顯著性。假設(shè)檢驗結(jié)果如表4所示。其中，生活垃圾治理(β=0.301，P<0.001)、廁所糞污治理(β=0.257，P<0.01)、生活污水治理(β=0.193，P<0.01)、村容村貌提升(β=0.138，P<0.05)對整治滿意度具有顯著的正向影響，因此H1、H2、H3、H4成立。生活垃圾治理(β=0.096，P<0.01)、生活污水治理(β=0.146，P<0.01)、村容村貌提升(β=0.142，P<0.01)對主觀幸福感具有顯著的正向影響，因此H5、H7、H8成立。整治滿意度對主觀幸福感具有顯著的正向影響(β=0.561，P<0.001)，因此H9成立。

表4 模型路徑系數(shù)與檢驗結(jié)果

廁所糞污治理(β=0.050，P=0.298)對主觀幸福感的影響并不顯著，因此H6不成立。

3.3 中介效應(yīng)分析

本研究采用bootstrap與Sobel方法驗證整治滿意度的中介效應(yīng)，結(jié)果如表5所示：整治滿意度在生活垃圾治理與主觀幸福感之間具有完全中介效應(yīng)，在生活污水治理與主觀幸福感之間具有部分中介效應(yīng)。

表5 中介效應(yīng)分析

3.4 調(diào)節(jié)效應(yīng)分析

使用層次回歸分析探究農(nóng)民參與的調(diào)節(jié)效應(yīng)。逐層回歸結(jié)果如表6所示：農(nóng)民參與正向調(diào)節(jié)廁所糞污治理對主觀幸福感的提升作用，負(fù)向調(diào)節(jié)生活污水治理與主觀幸福感的關(guān)系。

表6 調(diào)節(jié)效應(yīng)分析

(a)農(nóng)民參與對廁所糞污治理與主觀幸福感的調(diào)節(jié)作用

(b)農(nóng)民參與對生活污水治理與主觀幸福感的調(diào)節(jié)作用

為了更直觀地展現(xiàn)農(nóng)民參與的調(diào)節(jié)作用，根據(jù)Aiken和West[21]的研究，繪制了圖2。圖2(a)和(b)分別表明當(dāng)農(nóng)民參與程度較高時，廁所糞污治理對主觀幸福感的提升作用得到強化，而生活污水治理對主觀幸福感的提升作用被減弱。

4 討論

4.1 基本模型分析

人居環(huán)境整治各項措施對整治滿意度均有顯著的正向影響，除廁所糞污治理以外，其他措施對主觀幸福感有顯著的正向影響。基本證實了已有研究中居住環(huán)境對居民幸福感的提升作用，但與張應(yīng)良[10]研究農(nóng)村生態(tài)環(huán)境與居民主觀幸福感的文章結(jié)論并不一致。原因在于，與生態(tài)環(huán)境因素中的“高污染企業(yè)”指標(biāo)不同，人居環(huán)境整治“治污效應(yīng)”與“收入效應(yīng)”并存。對大多數(shù)農(nóng)民而言，人居環(huán)境整治不僅美化居住環(huán)境，還創(chuàng)造諸如村莊保潔等就業(yè)崗位，從而提高農(nóng)民主觀幸福感。

4.2 中介效應(yīng)分析

整治滿意度對主觀幸福感的影響最大，并在生活垃圾治理、生活污水治理、村容村貌提升與主觀幸福感之間具有部分中介效應(yīng)，在廁所糞污治理與主觀幸福感之間具有完全中介效應(yīng)。結(jié)合基本模型分析中，廁所糞污治理對主觀幸福感的影響并不顯著，說明廁所糞污治理對主觀幸福感的提升通過整治滿意度來實現(xiàn)。原因可能是目前以農(nóng)村廁所改造為抓手的廁所糞污治理仍有諸多亟待解決的問題。調(diào)研中，約1/3農(nóng)戶反映抽糞問題：衛(wèi)生廁所糞桶容量小，人口多的家庭每隔2個月便要抽糞一次，50元一次的抽糞支出為家庭帶來一定的經(jīng)濟負(fù)擔(dān)；約1/5農(nóng)戶反映防凍問題：大部分衛(wèi)生廁所沒有室內(nèi)取暖設(shè)施，北方冬季因沖水管凍住無法正常使用；少部分農(nóng)戶反映沖水問題：腳踏式?jīng)_廁器壓力不足、無法有效沖走糞污，費水且易造成二次污染，使用感不及旱廁。因此，廁所糞污治理無法直接提升農(nóng)民主觀幸福感，必須讓農(nóng)民感到滿意，才能發(fā)揮對幸福感的提升作用。

4.3 調(diào)節(jié)效應(yīng)分析

農(nóng)民參與正向調(diào)節(jié)廁所糞污治理對主觀幸福感的提升作用，負(fù)向調(diào)節(jié)(緩和)生活污水治理與主觀幸福感的關(guān)系。說明農(nóng)民參與程度越高，廁所糞污治理對主觀幸福感的提升作用越強，生活污水治理對主觀幸福感的提升作用越弱。這一結(jié)論與方蕊[22]的研究結(jié)果存在差異?？赡艿慕忉屖牵恨r(nóng)村戶廁多位于庭院內(nèi)，農(nóng)民認(rèn)為自己參與廁所改造與糞污處理是份內(nèi)工作。而污水溝渠統(tǒng)一修建在庭院外，農(nóng)民認(rèn)為清淤疏浚工作應(yīng)由村委會統(tǒng)一組織安排。相比廁所糞污治理，農(nóng)民參與生活污水治理的積極性和主動性較低，因而呈現(xiàn)負(fù)向調(diào)節(jié)作用。

5 政策建議

第一，優(yōu)化以農(nóng)民滿意為導(dǎo)向的人居環(huán)境整治決策與評價體系。一方面，應(yīng)強調(diào)民生本位，踐行人本理念，堅持農(nóng)民滿意為導(dǎo)向，輸出更能滿足農(nóng)民需要的決策。另一方面，應(yīng)拓寬整治評價反饋途徑，暢通農(nóng)民訴求表達(dá)渠道，將農(nóng)民滿意作為效果評估與整改的重要依據(jù)。

第二，因情施策，對癥下藥，有針對性地解決農(nóng)民意見較多的突出問題，強化亟待完善的薄弱環(huán)節(jié)，特別是廁所改造后衛(wèi)生廁所使用中的實際問題。

第三，激活內(nèi)生主導(dǎo)，完善以認(rèn)同為前提、以村規(guī)民約為約束的參與式治理模式，充分調(diào)動農(nóng)民參與人居環(huán)境整治的主動性與積極性。一方面，推動思想革命，構(gòu)建認(rèn)同機制，強化農(nóng)民的認(rèn)同感和“家園”意識，塑造農(nóng)民公共精神。另一方面，重塑社群關(guān)系，提升村規(guī)民約的約束力，充分利用農(nóng)民合作社等農(nóng)村社會組織的力量，以“自治”配合“他治”實現(xiàn)“共治”。