环境治理成效感知对农村人居环境满意度的影响机制研究

［摘 要］农村人居环境满意度是评估全面推进乡村振兴成效的一个重要指标。文章使用2020年中国乡村振兴综合调查（CRRS）数据，运用有序逻辑回归模型，分析十个省（自治区）农村人居环境满意度的影响因素。研究发现：农户对于饮水安全与生活垃圾处理等两方面的环境治理成效感知可显著正向提升农村人居环境满意度，且生活垃圾治理成效感知相较于饮水安全治理成效感知在预测农户对农村人居环境满意度方面具有更强的显著性；农户对村干部的信任程度在环境治理成效感知与农村人居环境满意度之间可发挥正向调节作用；与东部及中部等发达地区相比，东北、西南、西北地区农村人居环境满意度有待进一步提高。因此，农村人居环境整治的重点任务应从饮水安全等基础设施改善转为生活垃圾处理等环境整治，应重视村干部在农村人居环境整治中的作用，并应针对不同地区和农户群体的特点，制定差异化的农村人居环境改善策略，以实现更加均衡和可持续的发展，更好推动宜居宜业和美乡村建设。

［关键词］农村人居环境满意度；环境治理成效感知；饮水安全；生活垃圾处理；制度信任；乡村振兴

［中图分类号］D422.6；F323 ［文献标识码］A ［文章编号］2096-7349（2025）02-0029-13

引" 言

农村人居环境整治是乡村建设和乡村治理的重要组成部分。从农村环境整治入手，由点及面、迭代升级，持续努力造就美丽乡村、造福农民群众和推进乡村全面振兴，是过去20多年浙江“千村示范、万村整治”工程所总结的实践经验［1］。新中国成立以来，我国农村人居环境治理历经了公共环境卫生治理的发端、农村公共基础设施建设的起步、社会主义新农村综合环境整治的发展、复合型农村人居环境治理的深化等多个阶段［2］36-39。党的二十大报告提出，要“提升环境基础设施建设水平，推进城乡人居环境整治”［3］，在其指导下，当前农村人居环境整治正作为乡村全面振兴的重点任务步入集中化整治的新阶段。纵观新中国成立以来农村人居环境整治的过程，农村水电路网等基础设施改造、农村厕所革命、污水处理、垃圾处理、村容村貌提升等方面均已取得了显著进展［2］34，但由于我国的基础设施投入和基本公共服务供给总量有限［4］，不同方面的农村人居环境治理项目的供给水平存在一定的“时间差”［5］。根据生态环境部、水利部等部门数据，截至2024年12月底，全国农村自来水普及率达94%1；截至2024年6月，农村生活垃圾收运处置体系覆盖自然村比例超过90%，农村卫生厕所普及率达到75%左右，农村生活污水治理（管控）率达45%以上2。《乡村全面振兴规划（2024—2027年）》将农村改水改厕、生活垃圾处理、村庄绿化美化等作为乡村建设中持续改善人居环境的重点［6］。此外，在农村人居环境综合指数呈稳步上升趋势的同时，部分农村人居环境整治项目仍存在治理效率有待提升和地区分化的情况［7-8］。

农村居民作为农村环境整治的直接受益者，其个体的感知和满意度同样是衡量治理效果的重要维度。乡村人居环境建设的“破题”之道，关键在于精准把握乡村居民的自身期望与实际感知的差异［9］29。农户个体对村庄人居生活环境的满意度，是衡量这一差异的重要且相对客观的指标［10］。学界关于农村人居环境整治农户满意度的研究，主要集中在评价指标体系的建构与测量上，通常涵盖资源、生态、经济、社会等多个方面，且多数研究将农村饮水安全、污水和垃圾处理等治理对象视为被解释变量，或仅将其作为农村人居环境综合评价体系中的部分客观指标［11］17-24，［12］1-8，［13-14］。总体而言，农民对人居环境整治的满意度较高，但在具体工作上，农户的感知存在差异。例如，农户在生态环境、基础设施、村容村貌、垃圾处理等方面的满意度相对较高，而卫生改厕和污水处理等维度的满意度则较低［11］20，［15］。此外，农村人居环境满意度的区域差异性显著［16］。这种区域差异性和绩效差异性受多种因素的影响，如农民话语权的缺失、政府的盲目作为［17］，农户对村庄环境治理的参与程度及对相关治理政策的了解程度［18］，以及村庄基础设施与公共服务设施建设、社会人文环境、村民对村庄的情感、对基层治理工作的评价及感知等［11］17-24，［12］1-8。近年来，除了经济因素和个体因素，干群关系、制度信任等社会资本方面的因素也日益受到重视。比如，基层机关在农村人居环境治理中发挥着关键作用，其环境政策的执行效能与目标群体的满意度紧密相关［11］21-22，［19］。

综上，农村人居环境满意度的评价方式多样，标准繁复，且受多重因素影响，准确识别核心影响因素至关重要。该整治工作是一项涉及卫生健康委员会、农业农村部、住房和城乡建设部、水利部等多部门的综合性系统工程，以专门项目化的管理体制为依托分散式地协同推进，呈现出阶段性与连续性并存的特征［2］38-39，故而仅依赖总体性指标衡量农户评价，可能掩盖对具体对象的项目治理成效的细腻感知，无法精确反映改善对整体满意度的贡献。因此，本研究选取进展较快的饮用水安全和生活垃圾处理这两类治理对象为切入点，探讨农户对这两类治理项目的成效感知是否显著影响其对村庄整体环境的满意度。同时，考虑到近年来农村人居环境治理与我国以政府主导的农村公共治理模式紧密相关，基层干部在其中发挥关键作用，本研究将进一步分析农户对基层干部的信任程度在其中的调解作用。另外，鉴于我国地区差异显著，本研究也将关注不同地区农户在饮水安全、垃圾处理及人居环境满意度上的差异，旨在为农村人居环境整治提供更为精准、细致的决策参考。

基于此，本研究以计划行为理论作为理论支撑，依托2020年中国乡村振兴综合调查（China Rural Revitalization Survey，简称CRRS）数据开展实证研究。具体而言，将农户饮水安全和生活垃圾治理成效感知作为研究重点，运用有序逻辑回归模型考察了饮水安全和生活垃圾治理成效感知对农村人居环境满意度的影响，同时将农户对于基层村干部的信任程度作为调节变量，试图探究制度信任对于农村人居环境满意度可能产生的调节效应。本研究从农户对环境成效的感知出发，研究其心理途径及试图作用于农村人居环境评价的行为倾向，拓宽农村人居环境满意度的研究领域，为农村人居环境整治与乡村振兴战略提供新的观察视角和政策建议。

一、理论视角和研究假设

计划行为理论（theory of planned behavior）由艾克·阿赞（Icek Ajzen）提出，基于理性行为理论并结合多属性态度理论而来，强调个体行为意愿是关键，受行为态度（attitude toward the behavior）、主观规范（subject norm）和知觉行为控制（perceived behavior control）三因素共同影响，即个人行为态度越积极、周围人群或组织越支持、个人感知到行为能带来收益时，其行为意愿越强烈［20-21］。该理论认为行为是有预谋的非无意识冲动，行为意向由知觉行为控制决定，受心理感知评价和意识评估共同影响［22］。农村人居环境满意度不仅反映了农村人居环境治理的成效，也深刻体现了人们对农村环境治理的态度和参与行为的基础。在环境治理的语境下，基于计划行为理论视角，农民对环境治理成效的感知直接影响其行为态度，即他们对环境污染及治理重要性的认知与评价。当农民清晰认识到污染的危害和治理环境的重要性，且相信环境友好型行为能带来自身福利和社会生态效益的提升时，他们参与环境治理的意愿会更加强烈。同时，主观规范也起着重要作用，包括基层政府、村委会的宣传引导以及邻里亲朋的示范效应，这些都会影响农民的参与意愿。此外，农民对参与环境治理的实际控制力，即知觉行为控制，也是决定其行为意愿的关键因素。拥有更多可控条件的农民，对参与治理的能力更自信，行为意愿也更强烈。可以说，环境治理成效感体现了农民的行为态度、主观规范和知觉行为控制，进而作用于其对农村人居环境的满意度。这一理论为本研究对基于主观评价的治理成效感知与制度信任对农村人居环境满意度的作用机制的分析提供了理论支撑和分析框架。

（一）环境治理成效感知对农村人居环境满意度的影响

自2014年国务院办公厅印发《关于改善农村人居环境的指导意见》以来，农村人居环境整治工作全面铺开，相关环境治理项目的成效测量和评估持续更新。其中，饮用水安全项目和村庄垃圾处理项目作为惠及广大农户的重点工程，受到了广泛关注。“民以食为天，食以水为先”，农村饮用水安全是农村人居环境公共服务设施水平的主要指标之一。我国农村早期饮水安全状况不佳，在地区上存在差异，饮水不安全人口呈现出东部少、中部多、西部多的特点，且饮用水污染主要源于高氟水、苦咸水、污染地表水、污染地下水等［23］。近年来，随着农村人居环境整治工程的开展，农村饮水安全状况整体得到了较大改善［24］。由于农村饮水安全具有纯公共物品的特征，即非排他性和非竞争性，这意味着一旦饮水安全得到保障，所有农户都将平等受益，且这种受益不会因为农户数量的增减而受到影响［9］31-32。这种普遍性和平等性使得饮水安全的治理成效成为农村居民感知和评价人居环境的重要影响因素。与此同时，我国农村地区生活垃圾处理取得了显著的成效，东部、中部、西部地区均有所增加，但地区间的差异仍较为明显［25］。农村生活垃圾处理与农户日常生活息息相关，针对生活垃圾污染的治理同样直接关系到农村环境治理整体成效，影响着农户对于村庄整体环境污染的感知、对污染物危害性的感知、对于村庄的认同感、对于村干部公信力与治理能力的认可度以及对村容村貌改善的感知度［26］100-116，［27］。

总体而言，农村饮用水安全和农村生活垃圾处理作为农村人居环境整治进展相对较快的两类项目，都具备公共物品的特征，其治理成效直接关系到农村居民的基本生活质量和健康水平，是农村居民感知和评价人居环境的重要方面。具体来看，首先，两者的治理成效直接影响了农村居民的日常生活体验。当饮水安全和生活垃圾得到有效治理，农村居民的日常生活便利性和健康水平都会得到提升，从而对人居环境的满意度也会相应提高。其次，饮水安全和生活垃圾的治理成效还体现了政府对农村公共服务的投入和关注，这种正面效应会增强农村居民对政府的信任感和满意度，进而提升他们对整个人居环境的评价。最后，饮水安全和生活垃圾治理成效的感知还与农村居民的参与度和获得感密切相关。饮水安全和生活垃圾处理难以在技术上将不付费的农户排除在外，其治理成效的普惠性使得所有农户都能感受到改善带来的好处，这种普遍的获得感会激发农村居民对人居环境改善的积极态度和参与意愿，进一步促进人居环境的整体提升。基于此，本研究针对环境治理成效感知与农村人居环境满意度的假设为：

假设H1：饮水安全的治理成效感知正向影响农村人居环境满意度。

假设H2：生活垃圾处理的治理成效感知正向影响农村人居环境满意度。

（二）制度信任的调节作用

制度信任是信任的一种类型，通常指的是由一种建立在“非人际”关系上的社会现象引发的信任［28-29］。通常，群众对于政府部门以及官员干部的信任程度是制度信任的重要组成部分［26］102-103，［30］。学界对于信任的内涵有多种定义，如：莫顿·多伊奇（Morton Deutsch）［31］将信任视为一种“预期”，定义为“对未来时间的期望”，并指出这种期望将对公众的行为决策产生影响；大卫·梅西克（David Messick）和罗德里克·克雷默（Roderick Kramer）［32］将信任视为一种“行为”，即个体基于对他人行为是否会影响道德标准而作的反馈行为；詹姆斯·科尔曼（James Coleman）［33］、迈克尔·武考克（Michael Woolcock）［34］和罗伯特·帕特南（Robert Putnam）［35］将信任放入社会资本的维度进行解读，认为信任与网络、规范一样被认为是重要的社会资本，在一个共同体中，信任水平越高，合作的可能性越大。而在我国的语境下，农村地区的村民对于村干部的信任能有效促进乡村基层治理的改善［36］，城镇地区的群众对于基层干部的信任能为社区治理带来积极影响［37］。基于此，在农村人居环境整治过程中，村民对于村干部越信任，则越认为村干部能够有效保障饮水安全以及处理生活垃圾，继而提升自身对于农村人居生活环境的满意度。因此，本研究的第3个假设为：

假设H3：农户对村干部的信任正向调节环境治理成效感知与农村人居环境满意度的关系。

本研究选用村干部作为研究对象，主要基于以下三点原因：村干部往往是村庄的居民，与村民们朝夕相处，使得村民能够直接与村干部交流，直观了解其在农村环境整治中的具体工作和成效；村干部的身份更像是同辈中的“负责人”，村民在评价其信任程度时不易受身份影响，评价更为公正客观；同时，村干部是农村环境整治的最直接参与者，其工作成效对整体环境改善具有直接影响。综上，本研究构建的理论模型如图1所示。

二、研究设计和方法

（一）数据来源

本研究的实证数据来自中国乡村振兴综合调查（CRRS）数据1。该调查是中国社会科学院农村发展研究所于2020年在我国东北部、东部、中部、西部等地区综合考虑经济发展水平、区域位置以及农业发展情况后，随机抽取广东省、浙江省、山东省、安徽省、河南省、黑龙江省、贵州省、四川省、陕西省和宁夏回族自治区等十个省（自治区）作为样本省。调查组继而根据全省县级人均GDP采用等距随机抽取方法抽取样本县，同时尽量使所抽取的样本县在空间上覆盖整个省（自治区）。调查组进一步根据当地乡镇和村庄经济发展水平随机抽取样本乡（镇）和样本村，再根据村委会提供的花名册随机抽取样本户，最终收到涵盖全国50个县（市）、156个乡（镇）的3 810份农户调查问卷。该调查通过多阶段随机抽样的数据收集方式，可最大限度地减少抽样误差，保障了样本的代表性和数据分析结果的外部效度。

本研究在分析数据之前对数据进行了如下清理：其一，剔除了包含缺失数据、无效数据以及针对关键题项选择了“说不清”或“不评价”的样本约1 020份。其二，由于绝大部分调查问卷是针对户主发放，问卷中的绝大部分问题是以户为单位收集答复，本研究仅采纳由户主且是本人填写的问卷作为样本，进一步剔除样本约720份。因此，本研究最终得到2 070个有效样本，有效样本率为54.33%。

（二）变量测量

根据理论视角和研究假设，结合CRRS数据的情况，本研究的变量测量设计如下：

1.因变量

本研究的因变量为农村人居环境满意度。对该变量的测量源于问卷中“总体而言，您对本村的生活环境感到满意吗？”的题项。选项采用5点计分，从1～5分别包括“非常不满意”“不太满意”“一般”“满意”“非常满意”，分值越大则代表农户对农村人居环境越满意。

2.核心自变量

本研究的核心自变量为农户对于具体的某项环境治理成效感知，该自变量由两个子自变量构成，其一为农户对其饮水安全的治理成效感知，其二为农户对其生活垃圾的治理成效感知。自2014年国务院办公厅印发的《关于改善农村人居环境的指导意见》要求推进农村饮水安全工程、治理农村生活垃圾和污水起，农村人居环境整治行动已经在全国各地农村地区开展，至2020年调查时已将近6年，各农村地区的环境整治已取得一定成效。而对于成效是否显著，最直接的测量即为询问农户对于饮水安全、垃圾处理等现状是否满意。因此，本研究同样使用满意度测量两个子自变量。对饮水安全治理成效感知的测量源于问卷中“您对当前饮水安全状况整体是否满意？”的题项，对生活垃圾治理成效感知的测量源于问卷中“您对当前村内生活垃圾处理的状况感到满意吗？”的题项。与因变量的选项一致，采用5点计分，分值越大则代表农户越满意。

3.调节变量

本研究的调节变量为农户对于村干部的信任程度。该变量的测量源于问卷中“您信任村干部吗？”的题项。选项采用5点计分，从1～5分别包括“非常不信任”“不太信任”“一般”“比较信任”“非常信任”，分值越大则代表农户对村干部越信任。

4.控制变量

为使分析结果更严谨，除上述核心自变量外，本研究还将填答问卷的农户户主的个体人口学信息作为控制变量。这些控制变量包括：性别、年龄、政治面貌、年收入总额、受教育程度、婚姻状况、民族、户籍所在地、本村职务、就业状况。各变量说明见表1。

（三）分析方法

由于本研究因变量为取值1～5且包含等级差异的五级定序变量，因此本研究采用有序逻辑回归模型对各变量间关系进行分析。以农户饮水安全治理成效感知对其农村人居环境满意度的影响为例，可构建如下模型：

log[P（Y≤i|x）1−P（Y≤i|x）] = [αi] + [β1Wi] + [X'iγ] + [μi]" " （1）

log[P（Y≤i|x）1−P（Y≤i|x）] = [αi] + [β1Wi] + [β2Wi×Ti+] [X'iγ] + [μi]" " "（2）

在主效应模型（1）中，因变量是农户i的农村人居环境满意度，[αi]为常数项，[β1]为村干部i饮水安全治理成效感知[Wi]的回归系数，[γ]为各控制变量[X'i]（包含性别、年龄、收入、受教育程度、职务、所居住省份等）的矢量系数，[μi]为误差项，且被假定为独立同分布。在调节效应模型（2）中，[ β2]为农户i饮水安全治理成效感知[Wi]与其对村干部的信任程度[Ti]的交互项系数。

三、实证结果

（一）检验准备分析

表1和表2展示了所有变量的描述性统计结果和关键变量的相关性分析结果。从表1可知，受访户主以男性居多，少部分受访农户全年综合收入水平较高，大部分受访农户全年综合收入约为200元至110 000元之间（累计百分比约达80%），性别和收入的样本分布基本与农村地区的经验数据相符。图2分地区展示了受访农户对具体的饮水安全、生活垃圾的环境治理成效感知和整体的农村人居环境满意度的累积比率。鉴于CRRS数据样本来自十个省份，本研究将十个省份分为5个地区，即东北地区（含黑龙江），东部地区（含广东、浙江、山东），中部地区（含河南、安徽），西南地区（含四川、贵州）和西北地区（含陕西、宁夏）。

综合表1、表2和图2可见：受访农户的饮水安全治理成效感知、生活垃圾治理成效感知、村干部信任度均在0.01显著性水平下与农村人居环境满意度呈正相关关系，且五个地区大部分受访农户对于具体的两项环境治理成效和整体的农村人居环境均较为认可，选择“满意”以上的人数累积比率均较高，这说明饮水安全和垃圾处理这两项具体的环境治理成效感知对整体的农村人居环境满意度可能存在正向影响；尤其在东部与中部地区有较大比例的受访农户表示饮水安全、垃圾处理和整体的农村人居环境整治均“非常满意”，这也一定程度上反映了东部与中部地区有较多农村的人居环境治理成效斐然的事实。然而，图2也清晰展示出了三个主要变量之间的差异和地区差异。在变量方面，各地区对具体的饮水安全和垃圾处理的治理成效感知“满意”以上的比例均较整体的人居环境的高。在地区差异方面，相较于东北与东部地区，中部、西南、西北地区受访农户表示“非常不满意”的占比较多，这一定程度上说明了在中部、西南、西北地区仍存在治理效果不佳、治理成效不够显著的农村。

此外，方差膨胀因子（VIF）分析结果（见表3）表明，各变量的VIF值介于1.05至1.25间，且平均VIF值为1.17，不存在严重的多重共线性问题1。因此，所选变量具备进一步进行有序逻辑回归分析的条件。

（二）有序逻辑回归分析

在进行回归前，本研究先将两个核心自变量、调节变量和因变量进行了中心化处理，并构建调节变量与核心自变量的交互项。为使有序逻辑回归结果更稳健，本研究采用逐步回归法进行分析，结果如表4所示。其中，列（1）和列（2）显示了在不包含控制变量的情况下两个核心自变量对于因变量影响的主效应；列（3）和列（4）为包含了性别、年龄等控制变量后的回归结果；列（5）和列（6）为考察了农户所在省份固定效应后的回归结果；列（7）～列（10）为加上调节变量和调节效应的回归结果。

在前6列中，两个核心自变量对于因变量均存在1%的显著水平上呈显著正向影响，即：农户对饮水安全治理成效越满意（coeff. = 0.58），则其对农村人居环境越满意；农户对生活垃圾治理成效越满意（coeff. = 1.03），则其对农村人居环境越满意。因此，假设1与假设2得以验证，即农户对具体的环境治理成效感知将正向显著影响其对整体的农村人居环境满意度，且农户对生活垃圾治理成效感知相较于其对饮水安全治理成效感知更能显著预测其对整体的农村人居生活环境的满意度。

后4列是加入了调节变量和调节效应的回归结果。列（7）和列（8）显示，农户对于村干部的信任程度与其对于农村人居环境满意度在1%的显著水平上呈显著正相关，即农户对于村干部越信任，则其对于村居生活环境越满意；列（9）显示饮水安全治理成效感知与村干部信任度的交互项在1%的显著性水平上呈显著正相关，说明农户对于村干部的信任程度正向调节了其饮水安全治理成效感知对其农村人居环境满意度的影响；列（10）显示生活垃圾治理成效感知与村干部信任度的交互项在1%的显著性水平上呈显著正相关，表示农户对村干部的信任程度正向调节了其生活垃圾治理成效感知对其农村人居环境满意度的影响。因此，农户对于干部的信任程度正向调节了环境治理成效感知对农村人居环境满意度的影响，假设3得以完全验证。

进一步地，以人居环境满意度较高的东部地区作为基准，构建有序逻辑回归模型，并将五地区受访者性别、年龄、收入、受教育程度等一系列人口学变量纳入回归进行对比分析，结果如图3误差棒图所示。由图可知，当以东部地区为基准进行对比时，除中部地区外，东北、西南、西北地区农村人居环境满意度要显著低于东部地区。其中，东北地区受访者的人居环境满意度与东部地区受访者差距最大，西南与西北地区受访者次之。因此，从总体上看，在考虑受访者人口学特征后，五地区农村人居环境满意度仍呈现出东部、中部较好，东北、西南、西北地区略有欠缺的特征，与图2呈现的结果相似。

四、结论与启示

本研究运用有序逻辑回归模型，结合行为计划理论，深入探讨了农户对环境治理成效的感知如何影响其农村人居环境满意度，并进一步分析了村干部信任度的调节作用以及不同地区间的差异。通过逐步回归法、控制变量引入、省份固定效应考察以及人口学特征的综合分析，全面揭示了环境治理成效感知与农村人居环境满意度之间的复杂关系。研究结论主要有以下3点：

其一，农户对饮水安全和生活垃圾治理成效感知对其农村人居环境满意度具有显著的正向影响，且生活垃圾治理成效感知相较于饮水安全治理成效感知在预测农户对农村人居环境满意度具有更强的显著性。在行为计划理论的框架下，农户对环境治理成效的感知可以视为其对农村人居环境改善期望的实现程度。当农户感知到环境治理取得显著成效时，他们对农村人居环境的期望得到了满足，从而提高了满意度。这也反映了一个农村人居环境整治的阶段性特征：2020年时，农户对农村人居环境整治的普遍期待已从饮水安全等基础设施改善转为生活垃圾处理等项目了，这大概与饮水安全工程已阶段性完成有关，也印证了《乡村全面振兴规划（2024—2027年）》［6］将生活垃圾治理作为农村人居环境整治的重点任务的紧迫性。

其二，农户对村干部的信任程度在环境治理成效感知与农村人居环境满意度之间发挥了重要的调节作用。这揭示了制度信任在农村人居环境治理与群众满意度之间的桥梁作用。在行为计划理论中，信任可以被视为一种重要的心理资源，增强了农户对环境治理成效感知和满意度之间的联系。

其三，不同地区间农村人居环境满意度仍然存在显著差异。以东部地区为基准，发现除中部地区外，东北、西南、西北地区农村人居环境满意度均显著低于东部地区。这一结果在考虑受访者人口学特征后仍然成立，表明地区间农村人居环境满意度在一定程度上受到人口学特征的影响。

以上结论可以推出以下3个启示：首先，为提升群众满意度和幸福感，应持续投入农村人居环境整治，特别是生活垃圾处理等非水电路网基础设施的环境治理方面，同时应注重环境治理成效的宣传，让农户更加直观地了解和感受到环境治理带来的改善。其次，应重视村干部在农村人居环境整治中的作用，重视农户对村干部的信任度可放大环境治理成效的满意度效应。这可以通过加强村干部的培训和教育、提高村干部的素质和能力、建立有效的沟通机制等方式实现。最后，应针对不同地区和农户群体的特点，制定差异化的农村人居环境改善策略，以实现更加均衡和可持续的发展。

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［责任编辑：张明慧］