居民生活質(zhì)量感知對(duì)汶川地震災(zāi)區(qū)重建政策滿意的影響機(jī)制—幸福感的中介作用和重建方式的調(diào)節(jié)作用

蔣作明

（1. 廈門大學(xué)管理學(xué)院 福建廈門 361005；2. 淮北師范大學(xué)歷史文化旅游學(xué)院 安徽淮北 235000）

一、問題的提出

2020年是2008年“5·12”汶川特大地震12周年，作為新中國(guó)成立以來破壞性最強(qiáng)、波及范圍最廣、救災(zāi)難度最大的一次特大地震其帶給災(zāi)區(qū)居民的影響是全方位的、長(zhǎng)期的[1]。地震發(fā)生后，國(guó)務(wù)院以及相關(guān)部委、對(duì)口支援省市和四川省人民政府等各級(jí)政府部門陸續(xù)出臺(tái)了《汶川地震災(zāi)后恢復(fù)重建條例》（國(guó)務(wù)院令第526號(hào)）、《關(guān)于支持汶川地震災(zāi)后恢復(fù)重建政策措施的意見》（國(guó)發(fā)〔2008〕21號(hào)）、《關(guān)于印發(fā)汶川地震災(zāi)后恢復(fù)重建總體規(guī)劃的通知》（國(guó)發(fā)〔2008〕31號(hào)）、《關(guān)于印發(fā)汶川地震災(zāi)后恢復(fù)重建對(duì)口支援方案的通知》（國(guó)辦發(fā)〔2008〕53號(hào)）等200多個(gè)災(zāi)區(qū)重建政策文件，廣泛涉及財(cái)政、稅收、金融、國(guó)土資源、產(chǎn)業(yè)發(fā)展、就業(yè)保障、社會(huì)救助、住房、教育等各方面。正是在上述災(zāi)區(qū)重建政策的支持下，經(jīng)過受災(zāi)省、對(duì)口支援省市、社會(huì)各界以及災(zāi)區(qū)群眾的不懈努力，災(zāi)區(qū)恢復(fù)重建取得全面勝利，實(shí)現(xiàn)了“家家有房住、戶戶有就業(yè)、人人有保障、設(shè)施有提高、經(jīng)濟(jì)有發(fā)展、生態(tài)有改善”的災(zāi)后重建目標(biāo)[2]4。當(dāng)前，汶川地震災(zāi)區(qū)已進(jìn)入恢復(fù)重建后的發(fā)展振興期，以人為本、民生優(yōu)先的各項(xiàng)災(zāi)區(qū)重建政策對(duì)汶川地震災(zāi)區(qū)居民的居住環(huán)境、工作收入、家庭生活、社交關(guān)系等方面的生活質(zhì)量產(chǎn)生了怎樣的影響？震后居民生活質(zhì)量與震前相比是否發(fā)生了顯著變化？災(zāi)區(qū)居民是否滿意災(zāi)區(qū)重建政策？面對(duì)未來的美好生活還有哪些政策訴求？以上問題都迫切需要從理論和實(shí)踐層面予以回應(yīng)和解答。

災(zāi)區(qū)重建政策的目標(biāo)是讓幸存者在生活、生計(jì)和住房方面恢復(fù)穩(wěn)定，提高災(zāi)區(qū)居民重建家園和生活的能力[3]。災(zāi)區(qū)居民的長(zhǎng)期生活質(zhì)量監(jiān)測(cè)是評(píng)價(jià)災(zāi)區(qū)恢復(fù)重建政策效果的重要指標(biāo)[4]，對(duì)災(zāi)區(qū)的可持續(xù)發(fā)展至關(guān)重要。原因有二：一是提高災(zāi)區(qū)居民的生活質(zhì)量、發(fā)展地方經(jīng)濟(jì)和改善當(dāng)?shù)丨h(huán)境條件是災(zāi)區(qū)可持續(xù)發(fā)展的三個(gè)重要標(biāo)準(zhǔn)[5]234-257，而提高居民的生活質(zhì)量是恢復(fù)重建政策的出發(fā)點(diǎn)和落腳點(diǎn)， 是最為關(guān)鍵的，正如世界銀行的出版物《更安全的家園》中所說“無論怎樣強(qiáng)調(diào)都不過分，受影響的居民應(yīng)該處于恢復(fù)重建的中心，應(yīng)該享有優(yōu)先作出影響其生活決定的權(quán)利”[6]23-25；二是居民的滿意態(tài)度和支持行為關(guān)系到災(zāi)區(qū)重建政策的實(shí)施效果?！把垡姙閷?shí)”對(duì)于居民支持災(zāi)區(qū)重建政策具有重要意義[7?9]。如果災(zāi)區(qū)重建政策的預(yù)期效益有助于改善個(gè)人的生活條件，居民傾向于支持災(zāi)區(qū)重建工作，反之則會(huì)出現(xiàn)矛盾和沖突。如令人滿意的住房政策會(huì)改善居民的生活質(zhì)量，縮短災(zāi)區(qū)恢復(fù)重建的階段[10]。因此，深刻揭示居民對(duì)汶川地震災(zāi)區(qū)重建政策滿意的形成機(jī)制是學(xué)界和政府值得關(guān)注的一個(gè)重要問題。

居民對(duì)災(zāi)區(qū)重建政策滿意的形成機(jī)制研究雖然受到國(guó)內(nèi)外學(xué)者的青睞，但本文在進(jìn)行相關(guān)文獻(xiàn)梳理的過程中發(fā)現(xiàn)，當(dāng)前研究仍存在以下不足。

其一，現(xiàn)有對(duì)災(zāi)區(qū)居民生活質(zhì)量的研究主要關(guān)注居民的心理健康[11]、身體創(chuàng)傷[12][13]和社會(huì)支持的單一方面[14]，而對(duì)于災(zāi)區(qū)重建政策實(shí)施后的居民多維度生活質(zhì)量關(guān)注不足，如對(duì)社交關(guān)系、生活設(shè)施、工作收入、住房條件等的關(guān)注不足。災(zāi)區(qū)恢復(fù)重建是針對(duì)受災(zāi)地區(qū)的災(zāi)后重建工作進(jìn)行部署，促進(jìn)災(zāi)區(qū)恢復(fù)生產(chǎn)、重建家園以及社會(huì)援建等工作順利完成[15]。由于災(zāi)難發(fā)生的突發(fā)性和重建任務(wù)的艱巨性，政府傾向于供給導(dǎo)向型和環(huán)境導(dǎo)向型的災(zāi)區(qū)重建政策，而基于居民需求導(dǎo)向型的政策相對(duì)較少[16]。根據(jù)社會(huì)交換理論，居民的重建政策滿意程度是他們對(duì)災(zāi)區(qū)重建政策實(shí)施效果進(jìn)行綜合評(píng)價(jià)后的結(jié)果。據(jù)此推測(cè)，居民生活質(zhì)量感知可能是對(duì)災(zāi)區(qū)重建政策滿意具有重要影響的變量。

其二，相關(guān)研究未能有效探討居民生活質(zhì)量感知對(duì)災(zāi)區(qū)重建政策滿意的影響機(jī)制。盡管可以推測(cè)居民生活質(zhì)量感知有可能影響對(duì)災(zāi)區(qū)重建政策的滿意態(tài)度和支持行為，但僅將二者進(jìn)行簡(jiǎn)單關(guān)聯(lián)是不夠的，還應(yīng)深入了解和探究居民生活質(zhì)量感知對(duì)災(zāi)區(qū)重建政策滿意的影響機(jī)制。為彌補(bǔ)這一研究不足，本文擬引入幸福感這一概念作為居民生活質(zhì)量感知影響災(zāi)區(qū)重建政策滿意的中介變量，以打開居民生活質(zhì)量感知對(duì)災(zāi)區(qū)重建政策滿意的作用“黑箱”。美國(guó)著名心理學(xué)家E. Diener提出幸福感的三個(gè)維度：積極情感、消極情感和生活滿意度。他認(rèn)為幸福感是評(píng)價(jià)者根據(jù)自定標(biāo)準(zhǔn)對(duì)其生活質(zhì)量的總體評(píng)估[17]。有國(guó)外學(xué)者研究發(fā)現(xiàn)，災(zāi)后社會(huì)支持能有效抵御颶風(fēng)對(duì)幸存者幸福感的負(fù)面影響，幸福感能對(duì)幸存者參與支持災(zāi)區(qū)重建進(jìn)行有效的預(yù)測(cè)[18]。生活質(zhì)量感知高的居民幸福感強(qiáng)，會(huì)對(duì)災(zāi)區(qū)重建效果產(chǎn)生積極的認(rèn)知，進(jìn)而提高對(duì)災(zāi)區(qū)重建政策的滿意度。據(jù)此可以推斷，幸福感在居民生活質(zhì)量感知與災(zāi)區(qū)重建政策滿意的作用關(guān)系中起著中介作用，本文將對(duì)這一作用機(jī)制進(jìn)行實(shí)證檢驗(yàn)。

其三，根據(jù)現(xiàn)有災(zāi)難移民研究發(fā)現(xiàn)，重建方式（原址重建或異地新建等）對(duì)居民生活質(zhì)量感知與幸福感的關(guān)系可能有調(diào)節(jié)作用。選擇何種重建方式是災(zāi)區(qū)重建的首要問題[19]，但現(xiàn)有研究對(duì)重建方式作用的考察有所欠缺。原址重建是指重建社區(qū)或村莊，使居民在原有的位置安居樂業(yè)的方案[6]26-28；異地新建是指因自然災(zāi)害等原因而被緊急轉(zhuǎn)移到外地的移民，在災(zāi)害過后，不再重新回到原地，而是在新的安置地，重建經(jīng)濟(jì)與社會(huì)的方案[20]。在地震災(zāi)區(qū)重建實(shí)踐中，原址重建模式得到了更廣泛的應(yīng)用。在現(xiàn)有文獻(xiàn)中，異地新建模式的效果和性能是混合的，異地新建可能會(huì)導(dǎo)致災(zāi)區(qū)居民因失去住房土地[21]、感到社會(huì)孤立[22]、社會(huì)網(wǎng)絡(luò)破壞[23]和心理障礙增加[24]等因素而受到嚴(yán)重的負(fù)面生活質(zhì)量影響，進(jìn)而增加幸存者的痛苦。因而可以推斷，重建方式可能調(diào)節(jié)居民生活質(zhì)量感知對(duì)幸福感的作用效果。但遺憾的是，以往研究?jī)H聚焦于重建方式本身討論其效果和提升路徑，未有相關(guān)研究對(duì)這一調(diào)節(jié)變量進(jìn)行檢驗(yàn)，本文希冀彌補(bǔ)這一不足。

綜上，本文聚焦居民生活質(zhì)量感知這一議題，基于“社會(huì)交換”和“認(rèn)知—情感—意向”關(guān)系等理論，通過引入幸福感作為中介變量，來探討居民生活質(zhì)量感知對(duì)災(zāi)區(qū)重建政策滿意的影響機(jī)制。同時(shí)，進(jìn)一步引入重建方式（原址重建或異地新建等）作為調(diào)節(jié)變量，以發(fā)現(xiàn)居民生活質(zhì)量感知與幸福感之間影響關(guān)系的作用邊界。本文的研究框架如圖1所示。

圖 1 本文的研究框架

二、理論基礎(chǔ)與研究假設(shè)

(一)生活質(zhì)量感知的維度構(gòu)成

生活質(zhì)量的概念最早由美國(guó)經(jīng)濟(jì)學(xué)家加爾布雷斯于1958年在其所著的《富裕社會(huì)》一書中提出，他認(rèn)為，生活質(zhì)量的本質(zhì)是一種主觀體驗(yàn)，包括個(gè)人對(duì)其人生際遇的滿意程度，以及在社會(huì)中實(shí)現(xiàn)自我價(jià)值的體驗(yàn)等[25]55-60。世界衛(wèi)生組織將生活質(zhì)量的概念定義為個(gè)人對(duì)其生活地位的看法，以及與其目標(biāo)、期望、標(biāo)準(zhǔn)和關(guān)注事項(xiàng)的關(guān)系，包括身體健康、心理狀態(tài)、社會(huì)關(guān)系和環(huán)境四個(gè)方面。生活質(zhì)量研究的視角分為客觀生活狀況、主觀生活感受和主客觀綜合指標(biāo)3個(gè)方向，目前的研究重心越來越偏向于生活滿意度等主觀生活質(zhì)量領(lǐng)域[26?29]。本研究探討的生活質(zhì)量感知是居民對(duì)汶川地震災(zāi)區(qū)重建政策實(shí)施后的生活感受，系主觀生活質(zhì)量。地震災(zāi)區(qū)重建是項(xiàng)巨大的系統(tǒng)工程，相關(guān)政策涉及到居民生活的方方面面，因而，以客觀生活狀況、主觀生活感受等內(nèi)容的綜合維度劃分僅能觀其大略，而以主觀生活質(zhì)量下的社交關(guān)系、生活設(shè)施和工作收入等二級(jí)維度測(cè)量可以更詳實(shí)。生活質(zhì)量感知已被普遍認(rèn)為是一個(gè)多維度構(gòu)念。已有文獻(xiàn)對(duì)生活質(zhì)量感知維度進(jìn)行了實(shí)證研究，多數(shù)將其劃分為4至10個(gè)維度，如Dolnicar等的物質(zhì)財(cái)富、健康、家庭和休閑4維度[30]；易松國(guó)和風(fēng)笑天的住房、居住、交通、工作、婚姻和家庭生活6維度[31]；胡樂意的社交、經(jīng)濟(jì)、休閑、安康、工作、精神、家庭、愛情、飲食和文化生活10維度[32]。為了與《關(guān)于印發(fā)汶川地震災(zāi)后恢復(fù)重建總體規(guī)劃的通知》（國(guó)發(fā)〔2008〕31號(hào)）中的城鄉(xiāng)住房、城鎮(zhèn)建設(shè)、公共服務(wù)、基礎(chǔ)設(shè)施、產(chǎn)業(yè)重建和精神家園等主要災(zāi)后重建內(nèi)容相一致，本文主要采用方綱和風(fēng)笑天[33]、郭英之等[34]和Jackson等[35]的研究結(jié)論，將居民生活質(zhì)量感知?jiǎng)澐譃樯缃魂P(guān)系、生活設(shè)施、工作收入、住房條件、娛樂消費(fèi)、家庭生活和教育條件感知7個(gè)維度，盡可能準(zhǔn)確地測(cè)量到災(zāi)區(qū)重建政策對(duì)居民生活質(zhì)量的主要影響方面，相應(yīng)地，原生活質(zhì)量感知假設(shè)調(diào)整為上述7個(gè)二級(jí)維度假設(shè)（見圖2）。

圖 2 調(diào)整后的研究模型

(二)生活質(zhì)量感知與災(zāi)區(qū)重建政策滿意

地震是一種特別具有破壞性的災(zāi)難，對(duì)人類產(chǎn)生巨大的生理和心理影響，地震造成的精神損害越嚴(yán)重或越普遍，幸存者的預(yù)期生活質(zhì)量就越低，而災(zāi)區(qū)居民生活質(zhì)量感知作為評(píng)價(jià)災(zāi)區(qū)重建政策的“晴雨表”，反映著災(zāi)區(qū)重建政策的實(shí)施效果。已有研究關(guān)注災(zāi)區(qū)就業(yè)援助、產(chǎn)業(yè)發(fā)展的重建政策效果，探討居民對(duì)生活質(zhì)量的期望與災(zāi)區(qū)重建政策滿意之間的關(guān)系，結(jié)果表明，居民的生活質(zhì)量改善能夠有效推動(dòng)對(duì)災(zāi)區(qū)重建政策的滿意度，二者之間存在正相關(guān)關(guān)系[36][37]。2008年“5·12”汶川特大地震某種程度上成為汶川災(zāi)區(qū)跨越發(fā)展的“契機(jī)”，借助災(zāi)區(qū)重建資本、社會(huì)力量和國(guó)家政策支持，地震災(zāi)區(qū)實(shí)現(xiàn)了浴“難”重生，不僅修復(fù)了地震帶來的破壞，還實(shí)現(xiàn)了災(zāi)區(qū)的轉(zhuǎn)型、升級(jí)和發(fā)展，居民的獲得感較高[38]。

社會(huì)交換理論認(rèn)為，如果交換方感知到收益大于成本，將會(huì)表現(xiàn)出滿意的態(tài)度，相反，則會(huì)持反對(duì)的態(tài)度[39]。在災(zāi)區(qū)重建政策交換中，居民的生活質(zhì)量既因積極的重建政策收益獲得改善，也因消極的重建政策成本受到?jīng)_擊。災(zāi)區(qū)居民的生活質(zhì)量感知在某種程度上成為衡量重建政策收益和成本的“試金石”，對(duì)自然災(zāi)害特定階段實(shí)施的災(zāi)區(qū)重建政策具有方向性引導(dǎo)作用?；谏鲜錾鐣?huì)交換理論，災(zāi)區(qū)居民如果感知到的生活質(zhì)量高，出于心理上的交換，對(duì)國(guó)家各級(jí)政府部門實(shí)施的災(zāi)區(qū)重建政策持滿意態(tài)度，相反，則會(huì)反對(duì)或消極抵制災(zāi)區(qū)重建政策的實(shí)施。因此，本文提出如下研究假設(shè)。

H1a：社交關(guān)系感知對(duì)重建政策滿意具有顯著的正向影響。

H1b：生活設(shè)施感知對(duì)重建政策滿意具有顯著的正向影響。

H1c：工作收入感知對(duì)重建政策滿意具有顯著的正向影響。

H1d：住房條件感知對(duì)重建政策滿意具有顯著的正向影響。

H1e：娛樂消費(fèi)感知對(duì)重建政策滿意具有顯著的正向影響。

H1f：家庭生活感知對(duì)重建政策滿意具有顯著的正向影響。

H1g：教育條件感知對(duì)重建政策滿意具有顯著的正向影響。

(三)幸福感的中介作用

幸福感最早由國(guó)外心理學(xué)家在19世紀(jì)中期提出，2000年以后被我國(guó)學(xué)者所關(guān)注，探討幸福、測(cè)度幸福很快成為社會(huì)學(xué)、人口學(xué)和心理學(xué)等多個(gè)學(xué)科領(lǐng)域的一大研究熱點(diǎn)。Diener認(rèn)為幸福感是評(píng)價(jià)者根據(jù)自定標(biāo)準(zhǔn)對(duì)其生活質(zhì)量的總體評(píng)估[17]。邢占軍將幸福感界定為人們對(duì)自身生活滿意程度的認(rèn)知評(píng)價(jià)，主要包括總體生活滿意感和具體生活滿意感[40]52-60。幸福感與生活質(zhì)量緊密相關(guān)，社交關(guān)系、生活設(shè)施和工作收入等生活質(zhì)量感知高的居民有助于提升其幸福感，而幸福感提升以后能夠促使個(gè)體表現(xiàn)出更積極的態(tài)度和行為，進(jìn)而產(chǎn)生更多有利于個(gè)體和組織的結(jié)果[41]。

本文認(rèn)為，幸福感在居民生活質(zhì)量感知與災(zāi)區(qū)重建政策滿意的作用關(guān)系中起著中介作用。根據(jù)“需求—供給”匹配理論[42]，若災(zāi)區(qū)重建政策與居民生活質(zhì)量的目標(biāo)匹配達(dá)到最佳狀態(tài)，則能給居民帶來更積極的結(jié)果，如參與災(zāi)區(qū)重建活動(dòng)、支持政策倡議、更高的政策獲得感和幸福感；但若未能實(shí)現(xiàn)最佳匹配，居民會(huì)感知到自身的需求被政府出臺(tái)的災(zāi)區(qū)重建政策所忽視，繼而降低居民的獲得感和幸福感。第一，本文認(rèn)為，居民生活質(zhì)量感知對(duì)幸福感產(chǎn)生正向影響。生活質(zhì)量感知與幸福感是從不同角度來測(cè)度居民對(duì)災(zāi)后生活狀況的主觀感受，幸福感是一種滿足的、愉悅的、向上的心理感受，而生活質(zhì)量感知是對(duì)生活各方面“理想”與“現(xiàn)實(shí)”之間差距的主觀認(rèn)知和評(píng)價(jià)。幸福感多強(qiáng)調(diào)總體感受，生活質(zhì)量感知既有總體評(píng)價(jià)又有單項(xiàng)評(píng)價(jià)。政府應(yīng)考慮到居民生活質(zhì)量的所有因素，包括直接和長(zhǎng)期的后果、居民的幸福感提升。災(zāi)難對(duì)受災(zāi)者的幸福產(chǎn)生了持久的負(fù)面影響，但積極的災(zāi)區(qū)社會(huì)支持能有效抵御這種負(fù)面影響，提升幸存者的幸福感[43]。生活質(zhì)量感知和幸福感之間存在著一種積極的聯(lián)系，居民對(duì)生活質(zhì)量感知越高，他們感受到的幸福感就越強(qiáng)[44]。因此，本文提出如下假設(shè)。

H2a：社交關(guān)系感知對(duì)幸福感具有顯著的正向影響。

H2b：生活設(shè)施感知對(duì)幸福感具有顯著的正向影響。

H2c：工作收入感知對(duì)幸福感具有顯著的正向影響。

H2d：住房條件感知對(duì)幸福感具有顯著的正向影響。

H2e：娛樂消費(fèi)感知對(duì)幸福感具有顯著的正向影響。

H2f：家庭生活感知對(duì)幸福感具有顯著的正向影響。

H2g：教育條件感知對(duì)幸福感具有顯著的正向影響。

第二，本文認(rèn)為，幸福感對(duì)災(zāi)區(qū)重建政策滿意產(chǎn)生正向影響。幸福感是個(gè)主觀評(píng)價(jià)較強(qiáng)的指數(shù)，是居民對(duì)生活幸福程度的認(rèn)知、感受和評(píng)價(jià)的綜合反映，其實(shí)質(zhì)是用于衡量居民幸福快樂的標(biāo)準(zhǔn)[45]。一般認(rèn)為，幸福感由認(rèn)知和情感兩個(gè)層面組成，認(rèn)知是主觀幸福的理性層面，往往通過生活質(zhì)量來進(jìn)行評(píng)價(jià)，包括總體生活質(zhì)量和單項(xiàng)生活質(zhì)量方面；情感是主觀幸福的感性層面，代表著人們對(duì)生活境況的實(shí)時(shí)評(píng)估和行動(dòng)反應(yīng)，包括正向情感和負(fù)向情感兩個(gè)動(dòng)向。根據(jù)“認(rèn)知—情感—意向”關(guān)系理論[46]，認(rèn)知和情感對(duì)意向具有直接影響，居民幸福感越高，就越愿意積極主動(dòng)地參與災(zāi)區(qū)重建的各項(xiàng)活動(dòng)并從中獲益，在面對(duì)個(gè)人利益不能獲得滿足時(shí)，也表現(xiàn)出理解和期待的樂觀態(tài)度；而幸福感越低的居民則會(huì)愈加消極被動(dòng)，這種消極態(tài)度阻礙其進(jìn)一步參與到災(zāi)區(qū)重建的各項(xiàng)活動(dòng)中，從而降低其對(duì)災(zāi)區(qū)重建政策的滿意度。因此，本文提出如下假設(shè)。

H3：幸福感對(duì)重建政策滿意具有顯著的正向影響。

綜上所述，基于“認(rèn)知—情感—意向”關(guān)系理論，態(tài)度的認(rèn)知成分對(duì)意向成分不僅有直接影響，還會(huì)通過情感成分的中介傳導(dǎo)產(chǎn)生間接影響[47]?；诖耍用裆钯|(zhì)量感知（屬于認(rèn)知成分）可能通過幸福感（屬于情感成分）的中介作用影響對(duì)災(zāi)區(qū)重建政策的滿意態(tài)度（屬于意向成分）。與社會(huì)交換理論相一致，生活質(zhì)量感知高的居民將會(huì)提升其幸福感，出于交換心理，幸福感提高將會(huì)促進(jìn)居民對(duì)災(zāi)區(qū)重建政策的滿意度；相反，生活質(zhì)量感知低的居民則會(huì)降低其幸福感，對(duì)災(zāi)區(qū)重建政策會(huì)感到失望。生活質(zhì)量感知對(duì)災(zāi)區(qū)重建政策滿意的影響可能是通過幸福感的中介作用來實(shí)現(xiàn)。因此，本文提出如下研究假設(shè)。

H4a：幸福感在社交關(guān)系感知與重建政策滿意之間起中介作用。

H4b：幸福感在生活設(shè)施感知與重建政策滿意之間起中介作用。

H4c：幸福感在工作收入感知與重建政策滿意之間起中介作用。

H4d：幸福感在住房條件感知與重建政策滿意之間起中介作用。

H4e：幸福感在娛樂消費(fèi)感知與重建政策滿意之間起中介作用。

H4f：幸福感在家庭生活感知與重建政策滿意之間起中介作用。

H4g：幸福感在教育條件感知與重建政策滿意之間起中介作用。

(四)重建方式的調(diào)節(jié)作用

盡管居民生活質(zhì)量感知對(duì)幸福感有正向影響，但居民對(duì)不同重建方式（原址重建或異地新建等）的感知和反應(yīng)是不同的，即生活質(zhì)量感知對(duì)幸福感的作用還可能受到不同重建方式的影響。為了更好地分析居民生活質(zhì)量感知對(duì)幸福感的影響，本文將進(jìn)一步探索不同重建方式的調(diào)節(jié)作用。重建方式選擇是貫穿災(zāi)區(qū)重建全過程的主線，我國(guó)關(guān)于地震災(zāi)區(qū)重建方式的比較和選擇始于唐山大地震，最后唐山地震災(zāi)區(qū)以原址重建占上風(fēng)，此后幾次大地震基本上都以原址重建為主[48]。而汶川地震災(zāi)區(qū)在尊重自然、尊重科學(xué)的前提下采用了原地異址重建（綿竹市漢旺鎮(zhèn)）、異地新建（北川新縣城）、原址重建（汶川縣城）和飛地型產(chǎn)業(yè)區(qū)（成阿工業(yè)區(qū)）等多種方式相結(jié)合的重建方式[2]11。為便于獲得與居民生活質(zhì)量感知關(guān)聯(lián)度高的重建方式差異，本研究將重建方式分為原址重建和異地新建兩大類。已有研究表明，從就地移民、異地集中移民到異地分散移民，移民的適應(yīng)性水平和滿意度水平依次降低[49]；重建方式是居民生活質(zhì)量感知差異的重要影響因素[50]。楊建設(shè)和唐貴忠從社會(huì)心理學(xué)角度提出應(yīng)考慮搬遷問題上的一些重要因素，如對(duì)搬遷后預(yù)期經(jīng)濟(jì)收入的高估或擔(dān)憂，對(duì)子女學(xué)習(xí)及成長(zhǎng)環(huán)境的向往與顧慮等[51]。唐貴忠等還認(rèn)為搬遷矛盾心理的關(guān)鍵是安置后經(jīng)濟(jì)的發(fā)展是否達(dá)到了移民的心理預(yù)期[52]。人口推拉理論為災(zāi)難移民問題提供了解決思路，即重視遷入地的發(fā)展，只有使遷移人口保持甚至超過原來的生活水平和生活狀態(tài)，才能從根本上解決返遷問題[53]。周炎炎和楊世箐基于對(duì)北川等地災(zāi)區(qū)移民的調(diào)查研究，發(fā)現(xiàn)移民的生計(jì)發(fā)展適應(yīng)狀況相對(duì)最好，基本生活適應(yīng)和人際交往適應(yīng)水平相對(duì)較好，心理適應(yīng)水平相對(duì)最差[54]。還有研究表明異地安置的老年人感到一定的社會(huì)孤立，而婦女的抑郁感較原安置地婦女明顯加重，具有較低的生活質(zhì)量感知[55]。綜上所述，對(duì)于異地新建的居民而言，因受到失去住房土地、感到社會(huì)孤立、社會(huì)網(wǎng)絡(luò)破壞和心理障礙增加等因素的負(fù)面影響，會(huì)降低其幸福感；而原址重建的居民，因其享有經(jīng)濟(jì)生產(chǎn)、日常生活、文化習(xí)俗和熟人社會(huì)等有利因素的正面影響，會(huì)提升其幸福感[56]。因此，本文提出如下假設(shè)。

H5a：重建方式能夠顯著調(diào)節(jié)社交關(guān)系感知與幸福感之間的關(guān)系。即與異地新建的居民相比，原址重建居民的社交關(guān)系感知對(duì)幸福感的正向影響會(huì)增強(qiáng)。

H5b：重建方式能夠顯著調(diào)節(jié)生活設(shè)施感知與幸福感之間的關(guān)系。即與異地新建的居民相比，原址重建居民的生活設(shè)施感知對(duì)幸福感的正向影響會(huì)增強(qiáng)。

H5c：重建方式能夠顯著調(diào)節(jié)工作收入感知與幸福感之間的關(guān)系。即與異地新建的居民相比，原址重建居民的工作收入感知對(duì)幸福感的正向影響會(huì)增強(qiáng)。

H5d：重建方式能夠顯著調(diào)節(jié)住房條件感知與幸福感之間的關(guān)系。即與異地新建的居民相比，原址重建居民的住房條件感知對(duì)幸福感的正向影響會(huì)增強(qiáng)。

H5e：重建方式能夠顯著調(diào)節(jié)娛樂消費(fèi)感知與幸福感之間的關(guān)系。即與異地新建的居民相比，原址重建居民的娛樂消費(fèi)感知對(duì)幸福感的正向影響會(huì)增強(qiáng)。

H5f：重建方式能夠顯著調(diào)節(jié)家庭生活感知與幸福感之間的關(guān)系。即與異地新建的居民相比，原址重建居民的家庭生活感知對(duì)幸福感的正向影響會(huì)增強(qiáng)。

H5g：重建方式能夠顯著調(diào)節(jié)教育條件感知與幸福感之間的關(guān)系。即與異地新建的居民相比，原址重建居民的教育條件感知對(duì)幸福感的正向影響會(huì)增強(qiáng)。

三、研究方法

(一)樣本與數(shù)據(jù)采集

本研究以汶川地震重災(zāi)區(qū)居民為調(diào)查對(duì)象，采取問卷調(diào)查與個(gè)人訪談相結(jié)合的方法搜集數(shù)據(jù)資料。調(diào)查時(shí)間為2017年9月24日至10月3日。調(diào)研城鎮(zhèn)包括選擇原址重建的汶川縣城威州鎮(zhèn)、映秀鎮(zhèn)、水磨鎮(zhèn)和三江鎮(zhèn)，國(guó)務(wù)院批復(fù)異地新建的北川新縣城永昌鎮(zhèn)（汶川縣和北川縣分別由廣東和山東兩省對(duì)口支援重建）。調(diào)查地點(diǎn)選取上述5個(gè)城鎮(zhèn)的街道、小區(qū)和廣場(chǎng)等，沿街采取入戶（店）的方式發(fā)放問卷，居民小區(qū)和市民廣場(chǎng)采取隨機(jī)攔截便利抽樣的方式發(fā)放問卷，每戶（店）只選取一位年滿28周歲（即2008年“5·12”地震發(fā)生時(shí)已成年）及以上的成年人作答，以獲得更真實(shí)的災(zāi)區(qū)重建感受信息。邀請(qǐng)8名四川籍阿壩師范學(xué)院地理科學(xué)專業(yè)的本科生和本研究團(tuán)隊(duì)成員混合組成調(diào)查小組，便于與當(dāng)?shù)厍甲濉⒉刈宓壬贁?shù)民族居民的語(yǔ)言交流。調(diào)查前開展了問卷調(diào)查相關(guān)技能培訓(xùn)和熟悉問卷調(diào)查內(nèi)容，以提高問卷調(diào)查的質(zhì)量和加強(qiáng)規(guī)范。問卷由被試現(xiàn)場(chǎng)填答，調(diào)查人員現(xiàn)場(chǎng)回收，問卷發(fā)放之前，調(diào)查人員先詢問被試是否為本地人和年齡大小，如果回答“是”和年齡大于28周歲的則發(fā)放問卷，否則放棄調(diào)查并選擇下一位調(diào)查者?？偣舶l(fā)放問卷500份（每個(gè)城鎮(zhèn)100份），剔除多選、漏選3題及以上和明顯無心填寫的問卷，最后得到有效問卷389份（威州鎮(zhèn)80份，映秀鎮(zhèn)78份，水磨鎮(zhèn)72份，三江鎮(zhèn)73份，永昌鎮(zhèn)86份），有效回收率為78%。

有效樣本的人口特征表現(xiàn)為：性別比例中男女比例相近，分別為49.1%和50.9%；年齡以中青年為主，28～35歲占32.9%，36～55歲占39.9%；受教育程度整體偏低，初中及以下占58.4%，高中或中專占24.2%；居住時(shí)間較長(zhǎng)，64.8%的居民超過20年；月收入水平較低，1 000元以下占33.8%，1 000～2 000元占32.7%；婚姻狀況以已婚為主，占77.8%；57.5%的家庭在家人數(shù)為4—5人。

(二)測(cè)量工具

測(cè)量工具的選擇標(biāo)準(zhǔn)是看其信度和效度，本文從以下幾方面進(jìn)行保證：首先，本研究選取的量表均來源于國(guó)內(nèi)外高質(zhì)量的管理學(xué)、社會(huì)學(xué)、心理學(xué)相關(guān)期刊，英文量表邀請(qǐng)六位具有良好英文水平的管理學(xué)博士生進(jìn)行翻譯，同時(shí)邀請(qǐng)社會(huì)學(xué)研究領(lǐng)域的專家對(duì)存在異議的題項(xiàng)進(jìn)行斟酌，以形成初始的中文調(diào)查問卷；其次，再邀請(qǐng)相關(guān)專業(yè)的其他老師對(duì)初始中文問卷進(jìn)行回譯，將回譯的英文與原文進(jìn)行比對(duì)，對(duì)存在異議的題項(xiàng)語(yǔ)句做進(jìn)一步修改；最后，組織地處汶川縣水磨鎮(zhèn)的阿壩師范學(xué)院地理科學(xué)專業(yè)的本科生在水磨鎮(zhèn)進(jìn)行預(yù)調(diào)研，發(fā)放調(diào)查問卷50份，回收有效問卷45份，隨后根據(jù)預(yù)調(diào)研情況進(jìn)行了問卷完善和調(diào)整，形成最終用于正式調(diào)研的問卷。

第一，生活質(zhì)量感知。主要采用方綱和風(fēng)笑天[33]、郭英之等[34]和Jackson等[35]的量表，并結(jié)合汶川地震災(zāi)區(qū)的情境進(jìn)行題項(xiàng)設(shè)計(jì)，該量表包括7個(gè)維度。（1）社交關(guān)系五個(gè)題項(xiàng)，示例問題如“交往的人更多”和“社會(huì)關(guān)系網(wǎng)更寬”；（2）生活設(shè)施五個(gè)題項(xiàng)，示例問題如“當(dāng)?shù)厣钤O(shè)施齊全（郵局、超市等）”和“醫(yī)院設(shè)施先進(jìn)”；（3）工作收入四個(gè)題項(xiàng)，示例問題如“工作環(huán)境較好”和“工作地點(diǎn)方便”；（4）住房條件四個(gè)題項(xiàng)，示例問題如“家里很寬敞”和“住上了新房”；（5）娛樂消費(fèi)五個(gè)題項(xiàng)，示例問題如“娛樂花費(fèi)更多”和“網(wǎng)購(gòu)消費(fèi)更高”；（6）家庭生活三個(gè)題項(xiàng)，示例問題如“家庭生活和睦”和“生活輕松快樂”；（7）教育條件二個(gè)題項(xiàng)，示例問題如“學(xué)校條件較好”和“學(xué)生入學(xué)率高”。從量表的信度來看，生活質(zhì)量感知7個(gè)維度的信度系數(shù) Cronbach’s α 依次為 0.83、0.84、0.84、0.82、0.75、0.73和 0.78，均高于 0.70的可接受標(biāo)準(zhǔn)，表明這7個(gè)變量的測(cè)量具有較好的信度。同時(shí)，采用驗(yàn)證性因子分析對(duì)測(cè)量模型進(jìn)行檢驗(yàn)，初始的生活質(zhì)量感知測(cè)量模型未達(dá)到令人滿意的擬合優(yōu)度（χ2/df=3.53，TLI=0.807，CFI=0.831，RMSEA=0.081），借鑒以往研究的做法，并采用Mathieu & Farr建議的步驟，將題項(xiàng)較多的單維度構(gòu)念進(jìn)行整合，使這些構(gòu)念最終包含三個(gè)指標(biāo)[57?59]，修正后的生活質(zhì)量感知七因子模型與數(shù)據(jù)擬合程度良好（χ2/df=3.05，TLI=0.892，CFI=0.915，RMSEA=0.073），且各維度的因子載荷均高于0.6，這表明“社交關(guān)系”“生活設(shè)施”“工作收入”“住房條件”“娛樂消費(fèi)”“家庭生活”和“教育條件”具有較好的結(jié)構(gòu)效度。

第二，幸福感。采用Oishi等編制的三題項(xiàng)量表[60]，示例問題如“生活幸福感高”。該量表的信度系數(shù)Cronbach’s α為0.79，具有較好的測(cè)量信度。

第三，重建政策滿意。采用Liang & Cao編制的四題項(xiàng)量表[36]，示例問題如“我對(duì)災(zāi)后重建政策感到滿意”。該量表在本研究中的信度系數(shù)Cronbach’s α為0.75，具有較好的測(cè)量信度。

第四，重建方式。在問卷設(shè)計(jì)時(shí)，以“0=原址重建、1=異地新建”作為居民所在城鎮(zhèn)的重建方式選擇題項(xiàng)。

第五，控制變量。借鑒以往研究，本文將居民的人口統(tǒng)計(jì)學(xué)特征（性別、年齡、月收入、受教育程度、婚姻狀況、居住時(shí)間和在家人數(shù)）作為控制變量，以剔除這部分因素對(duì)中介變量和因變量的影響。問卷的測(cè)試題項(xiàng)設(shè)計(jì)為L(zhǎng)ikert 5級(jí)量表形式，從5到1分別表示完全同意、同意、一般、不同意和完全不同意。

四、實(shí)證分析和結(jié)果

(一)共同方法偏差檢驗(yàn)

本文采用Podsakoff等提出的Harman單因子檢驗(yàn)法對(duì)數(shù)據(jù)進(jìn)行檢驗(yàn)[61]。將測(cè)量社交關(guān)系、生活設(shè)施和工作收入等九個(gè)潛變量的所有題項(xiàng)納入探索性因子分析，采用未旋轉(zhuǎn)的主成份分析法，依據(jù)提取的因子數(shù)和第一個(gè)因子的解釋力檢驗(yàn)共同方法偏差的嚴(yán)重程度。結(jié)果顯示，未旋轉(zhuǎn)的最大因子方差解釋率為28.568%，低于50%的判斷標(biāo)準(zhǔn)，這說明本文不存在嚴(yán)重的共同方法偏差問題。

(二)效度檢驗(yàn)

本文采用驗(yàn)證性因子分析檢驗(yàn)九個(gè)變量（社交關(guān)系、生活設(shè)施、工作收入、住房條件、娛樂消費(fèi)、家庭生活、教育條件、幸福感和重建政策滿意）之間的區(qū)分效度。在構(gòu)建基準(zhǔn)模型（九因子模型）的基礎(chǔ)上，同時(shí)構(gòu)建了九個(gè)備選模型進(jìn)行比較。通過比較基準(zhǔn)模型和備選模型的擬合度，發(fā)現(xiàn)九因子模型與數(shù)據(jù)的擬合效果良好（χ2/df=2.369，TLI=0.909，CFI=0.926，RMSEA=0.059），且明顯優(yōu)于各備選模型的擬合優(yōu)度（詳見表1）。這表明，本研究中的九個(gè)變量之間具有良好的區(qū)分效度，并且再次說明共同方法偏差不會(huì)對(duì)本研究的結(jié)果產(chǎn)生嚴(yán)重影響。

表 1 驗(yàn)證性因子分析

續(xù)表 1

(三)描述性統(tǒng)計(jì)和相關(guān)分析

描述性統(tǒng)計(jì)和相關(guān)分析結(jié)果如表2所示：社交關(guān)系與幸福感（r=0.54，P＜0.01）、生活設(shè)施與幸福感（r=0.46，P＜0.01）、工作收入與幸福感（r=0.38，P＜0.01）、住房條件與幸福感（r=0.51，P＜0.01）、娛樂消費(fèi)與幸福感（r=0.29，P＜0.01）、家庭生活與幸福感（r=0.62，P＜0.01）、教育條件與幸福感（r=0.41，P＜0.01）存在顯著的正向相關(guān)關(guān)系；社交關(guān)系與重建政策滿意（r=0.36，P＜0.01）、生活設(shè)施與重建政策滿意（r=0.47，P＜0.01）、工作收入與重建政策滿意（r=0.3，P＜0.01）、住房條件與重建政策滿意（r=0.42，P＜0.01）、娛樂消費(fèi)與重建政策滿意（r=0.18，P＜0.01）、家庭生活與重建政策滿意（r=0.42，P＜0.01）、教育條件與重建政策滿意（r=0.4，P＜0.01）存在顯著的正向相關(guān)關(guān)系；生活設(shè)施與重建方式（r=0.34，P＜0.01）、住房條件與重建方式（r=0.26，P＜0.01）、家庭生活與重建方式（r=0.16，P＜0.01）、教育條件與重建方式（r=0.14，P＜0.01）存在顯著的正向相關(guān)關(guān)系；幸福感與重建方式（r=0.18，P＜0.01）、幸福感與重建政策滿意（r=0.47，P＜0.01）存在顯著的正向相關(guān)關(guān)系；重建方式與重建政策滿意（r=0.23，P＜0.01）存在顯著的正向相關(guān)關(guān)系。上述結(jié)果表明，接下來可以用層級(jí)回歸的方法檢驗(yàn)相關(guān)變量的中介作用和調(diào)節(jié)效用。

表 2 各變量均值、標(biāo)準(zhǔn)差及相關(guān)系數(shù)

續(xù)表 2

(四)假設(shè)檢驗(yàn)分析

1. 中介效應(yīng)檢驗(yàn)

本文采用層級(jí)回歸對(duì)前述假設(shè)進(jìn)行檢驗(yàn)。首先，表3的層級(jí)回歸結(jié)果顯示：在固定控制變量的影響后，社交關(guān)系感知對(duì)重建政策滿意的回歸系數(shù)顯著為正（M2，β=0.311，P＜0.001），且能夠額外解釋10.9%的重建政策滿意變異（△R2=0.109，P＜0.001），假設(shè)H1a得到支持；生活設(shè)施感知對(duì)重建政策滿意的回歸系數(shù)顯著為正（M3，β=0.371，P＜0.001），且能夠額外解釋18.8%的重建政策滿意變異（△R2=0.188，P＜0.001），假設(shè)H1b得到支持；工作收入感知對(duì)重建政策滿意的回歸系數(shù)顯著為正（M4，β=0.285，P＜0.001），且能夠額外解釋8.6%的重建政策滿意變異（△R2=0.086，P＜0.001），假設(shè)H1c得到支持；住房條件感知對(duì)重建政策滿意的回歸系數(shù)顯著為正（M5，β=0.32，P＜0.001），且能夠額外解釋14.2%的重建政策滿意變異（△R2=0.142，P＜0.001），假設(shè)H1d得到支持；娛樂消費(fèi)感知對(duì)重建政策滿意的回歸系數(shù)顯著為正（M6，β=0.268，P＜0.001），且能夠額外解釋 6.1% 的重建政策滿意變異（△R2=0.061，P＜0.001），假設(shè) H1e得到支持；家庭生活感知對(duì)重建政策滿意的回歸系數(shù)顯著為正（M7，β=0.4，P＜0.001），且能夠額外解釋14.6%的重建政策滿意變異（△R2=0.146，P＜0.001），假設(shè)H1f得到支持；教育條件感知對(duì)重建政策滿意的回歸系數(shù)顯著為正（M8，β=0.318，P＜0.001），且能夠額外解釋14.1%的重建政策滿意變異（△R2=0.141，P＜0.001），假設(shè) H1g得到支持。

表 3 自變量對(duì)因變量的直接效應(yīng)檢驗(yàn)

續(xù)表 3

其次，表4的層級(jí)回歸結(jié)果顯示：在固定控制變量的影響后，社交關(guān)系感知對(duì)幸福感的回歸系數(shù)顯著為正（M10，β=0.546，P＜0.001），且能夠額外解釋 26.7% 的幸福感變異（△R2=0.267，P＜0.001），假設(shè) H2a得到支持；生活設(shè)施感知對(duì)幸福感的回歸系數(shù)顯著為正（M11，β=0.409，P＜0.001），且能夠額外解釋18.2%的幸福感變異（△R2=0.182，P＜0.001），假設(shè)H2b得到支持；工作收入感知對(duì)幸福感的回歸系數(shù)顯著為正（M12，β=0.419，P＜0.001），且能夠額外解釋 14.6% 的幸福感變異（△R2=0.146，P＜0.001），假設(shè) H2c得到支持；住房條件感知對(duì)幸福感的回歸系數(shù)顯著為正（M13，β=0.46，P＜0.001），且能夠額外解釋23.3%的幸福感變異（△R2=0.233，P＜0.001），假設(shè) H2d得到支持；娛樂消費(fèi)感知對(duì)幸福感的回歸系數(shù)顯著為正（M14，β=0.392，P＜0.001），且能夠額外解釋10.5%的幸福感變異（△R2=0.105，P＜0.001），假設(shè)H2e得到支持；家庭生活感知對(duì)幸福感的回歸系數(shù)顯著為正（M15，β=0.693，P＜0.001），且能夠額外解釋34.9%的幸福感變異（△R2=0.349，P＜0.001），假設(shè) H2f得到支持；教育條件感知對(duì)幸福感的回歸系數(shù)顯著為正（M16，β=0.377，P＜0.001），且能夠額外解釋15.7%的幸福感變異（△R2=0.157，P＜0.001），假設(shè)H2g得到支持。

表 4 自變量對(duì)中介變量的直接效應(yīng)檢驗(yàn)

續(xù)表 4

再次，表5的層級(jí)回歸結(jié)果顯示：在固定控制變量的影響后，幸福感對(duì)重建政策滿意的回歸系數(shù)顯著為正（M17，β=0.401，P＜0.001），且能夠額外解釋 19.3% 的重建政策滿意變異（△R2=0.193，P＜0.001），假設(shè)H3得到支持。

表 5 中介效應(yīng)檢驗(yàn)結(jié)果

最后，從表5還可以看出，加入中介變量（幸福感）之后，社交關(guān)系維度上幸福感對(duì)重建政策滿意仍具有顯著的正向影響（M18，β=0.335，P＜0.001），同時(shí)，社交關(guān)系感知對(duì)重建政策滿意的正向影響有所下降（由β=0.311，P＜0.001下降為β=0.128，P＜0.01），因此，社交關(guān)系感知通過幸福感對(duì)重建政策滿意產(chǎn)生影響，假設(shè)H4a得到支持；生活設(shè)施維度上幸福感對(duì)重建政策滿意仍具有顯著的正向影響（M19，β=0.282，P＜0.001），同時(shí)，生活設(shè)施感知對(duì)重建政策滿意的正向影響有所下降（由β=0.371，P＜0.001下降為β=0.256，P＜0.001），因此，生活設(shè)施感知通過幸福感對(duì)重建政策滿意產(chǎn)生影響，假設(shè)H4b得到支持；工作收入維度上幸福感對(duì)重建政策滿意仍具有顯著的正向影響（M20，β=0.35，P＜0.001），同時(shí)，工作收入感知對(duì)重建政策滿意的正向影響有所下降（由 β=0.285，P＜0.001下降為 β=0.139，P＜0.01），因此，工作收入感知通過幸福感對(duì)重建政策滿意產(chǎn)生影響，假設(shè)H4c得到支持；住房條件維度上幸福感對(duì)重建政策滿意仍具有顯著的正向影響（M21，β=0.306，P＜0.001），同時(shí)，住房條件感知對(duì)重建政策滿意的正向影響有所下降（由 β=0.32，P＜0.001下降為β=0.179，P＜0.001），因此，住房條件感知通過幸福感對(duì)重建政策滿意產(chǎn)生影響，假設(shè)H4d得到支持；娛樂消費(fèi)維度上幸福感對(duì)重建政策滿意仍具有顯著的正向影響（M22，β=0.366，P＜0.001），同時(shí)，娛樂消費(fèi)感知對(duì)重建政策滿意的正向影響有所下降（由β=0.268，P＜0.001下降為β=0.124，P＜0.05），因此，娛樂消費(fèi)感知通過幸福感對(duì)重建政策滿意產(chǎn)生影響，假設(shè)H4e得到支持；家庭生活維度上幸福感對(duì)重建政策滿意仍具有顯著的正向影響（M23，β=0.299，P＜0.001），同時(shí)，家庭生活感知對(duì)重建政策滿意的正向影響有所下降（由β=0.4，P＜0.001下降為β=0.193，P＜0.01），因此，家庭生活感知通過幸福感對(duì)重建政策滿意產(chǎn)生影響，假設(shè)H4f得到支持；教育條件維度上幸福感對(duì)重建政策滿意仍具有顯著的正向影響（M24，β=0.314，P＜0.001），同時(shí)，教育條件感知對(duì)重建政策滿意的正向影響有所下降（由β=0.318，P＜0.001下降為β=0.2，P＜0.001），因此，教育條件感知通過幸福感對(duì)重建政策滿意產(chǎn)生影響，假設(shè)H4g得到支持。

2. 調(diào)節(jié)效應(yīng)檢驗(yàn)

首先，通過對(duì)社交關(guān)系、生活設(shè)施、工作收入、住房條件、娛樂消費(fèi)、家庭生活、教育條件感知和重建方式進(jìn)行標(biāo)準(zhǔn)化處理，并利用之后的社交關(guān)系、生活設(shè)施、工作收入、住房條件、娛樂消費(fèi)、家庭生活、教育條件感知和重建方式來創(chuàng)造交互項(xiàng)，以消除多重共線性對(duì)數(shù)據(jù)分析結(jié)果的影響。其次，為了驗(yàn)證重建方式的調(diào)節(jié)效應(yīng)，在進(jìn)行層級(jí)回歸分析時(shí)，本研究把幸福感設(shè)定為因變量，依次放入控制變量、自變量（社交關(guān)系、生活設(shè)施、工作收入、住房條件、娛樂消費(fèi)、家庭生活和教育條件感知）、重建方式和自變量的交互項(xiàng)（社交關(guān)系×重建方式、生活設(shè)施×重建方式、工作收入×重建方式、住房條件×重建方式、娛樂消費(fèi)×重建方式、家庭生活×重建方式和教育條件×重建方式）。限于篇幅，表6調(diào)節(jié)效應(yīng)檢驗(yàn)結(jié)果中只展示調(diào)節(jié)效應(yīng)顯著的三條路徑結(jié)果。本研究表明重建方式在社交關(guān)系、生活設(shè)施、住房條件、教育條件感知與幸福感之間的調(diào)節(jié)效應(yīng)不顯著，即H5a、H5b、H5d和H5g假設(shè)未得到支持。由表6可知，工作收入與重建方式的交互項(xiàng)對(duì)幸福感產(chǎn)生顯著的影響（M26，β=?0.077，P＜0.05），這說明，重建方式能夠顯著調(diào)節(jié)工作收入感知對(duì)幸福感的正向影響，表明H5c得到了數(shù)據(jù)支持；娛樂消費(fèi)與重建方式的交互項(xiàng)對(duì)幸福感產(chǎn)生顯著的影響（M28，β=?0.068，P＜0.05），這說明，重建方式能夠顯著調(diào)節(jié)娛樂消費(fèi)感知對(duì)幸福感的正向影響，表明H5e得到了數(shù)據(jù)支持；家庭生活與重建方式的交互項(xiàng)對(duì)幸福感產(chǎn)生顯著的影響（M30，β=?0.092，P＜0.01），這說明，重建方式能夠顯著調(diào)節(jié)家庭生活感知對(duì)幸福感的正向影響，表明H5f得到了數(shù)據(jù)支持。

表 6 調(diào)節(jié)效應(yīng)檢驗(yàn)結(jié)果

續(xù)表 6

為對(duì)調(diào)節(jié)效應(yīng)有直觀理解，本文根據(jù)Cohen的做法來繪制交互效應(yīng)圖[62]112-120。由圖3可知，原址重建居民的工作收入感知對(duì)幸福感的正向影響（β=0.44，P＜0.01）強(qiáng)于異地新建居民的該影響（β=0.121，n.s.），假設(shè)H5c得到支持；由圖4可知，原址重建居民的娛樂消費(fèi)感知對(duì)幸福感的正向影響（β=0.351，P＜0.01）強(qiáng)于異地新建居民的該影響（β=0.049，n.s.），假設(shè)H5e得到支持；由圖5可知，原址重建居民的家庭生活感知對(duì)幸福感的正向影響（β=0.769，P＜0.01）強(qiáng)于異地新建居民的該影響（β=0.365，P＜0.01），假設(shè) H5f得到支持。

圖 3 重建方式對(duì)工作收入感知與幸福感之間關(guān)系的調(diào)節(jié)效應(yīng)

圖 4 重建方式對(duì)娛樂消費(fèi)感知與幸福感之間關(guān)系的調(diào)節(jié)效應(yīng)

圖 5 重建方式對(duì)家庭生活感知與幸福感之間關(guān)系的調(diào)節(jié)效應(yīng)

五、研究結(jié)論及討論

(一)研究結(jié)論

本文以“社會(huì)交換”和“認(rèn)知—情感—意向”關(guān)系等理論為基礎(chǔ)，從居民生活質(zhì)量感知視角出發(fā)，探討了其對(duì)重建政策滿意的影響機(jī)制和邊界條件。具體而言，通過引入幸福感這一中介變量，探討了居民生活質(zhì)量感知對(duì)重建政策滿意的影響機(jī)制；同時(shí)，通過引入重建方式這一調(diào)節(jié)變量，進(jìn)一步討論了重建方式在居民生活質(zhì)量感知與幸福感之間的調(diào)節(jié)作用。

本文基于汶川縣和北川縣五個(gè)城鎮(zhèn)389位居民的問卷調(diào)查數(shù)據(jù)，運(yùn)用多層線性回歸模型對(duì)理論研究假設(shè)進(jìn)行驗(yàn)證，得出如下結(jié)論：一是居民生活質(zhì)量感知各維度（社交關(guān)系、生活設(shè)施、工作收入、住房條件、娛樂消費(fèi)、家庭生活和教育條件）均對(duì)重建政策滿意產(chǎn)生顯著的正向影響；二是幸福感在居民生活質(zhì)量感知各維度（社交關(guān)系、生活設(shè)施、工作收入、住房條件、娛樂消費(fèi)、家庭生活和教育條件）與重建政策滿意的作用關(guān)系中起著中介作用；三是重建方式只在工作收入、娛樂消費(fèi)和家庭生活3個(gè)居民生活質(zhì)量感知維度上與幸福感之間起著調(diào)節(jié)作用，即與異地新建的居民相比，原址重建的居民在工作收入、娛樂消費(fèi)和家庭生活3個(gè)生活質(zhì)量感知維度上對(duì)幸福感的正向影響會(huì)增強(qiáng)。

(二)理論意義

第一，居民生活質(zhì)量感知與災(zāi)區(qū)重建政策測(cè)度是社會(huì)學(xué)和管理學(xué)關(guān)注的重要內(nèi)容，對(duì)二者之間關(guān)系的認(rèn)識(shí)與理解，對(duì)豐富災(zāi)害社會(huì)學(xué)和公共管理學(xué)研究具有重要意義。本文基于“社會(huì)交換”和“認(rèn)知—情感—意向”關(guān)系等理論，發(fā)現(xiàn)了居民生活質(zhì)量感知是影響災(zāi)區(qū)重建政策滿意的一個(gè)重要因素，既發(fā)現(xiàn)了居民生活質(zhì)量感知的一個(gè)重要結(jié)果變量，也為關(guān)注災(zāi)區(qū)重建政策測(cè)度的學(xué)者提供了全新的切入視角。同時(shí)，本文采取多點(diǎn)驗(yàn)證調(diào)研，探索了居民生活質(zhì)量感知對(duì)災(zāi)區(qū)重建政策滿意的影響過程，這一研究將居民生活質(zhì)量感知的影響拓展至災(zāi)區(qū)重建政策滿意，對(duì)以往研究提供了有益補(bǔ)充。

第二，本文以幸福感為切入點(diǎn)，基于影響路徑探討居民生活質(zhì)量感知的理論模型，更清晰地呈現(xiàn)居民生活質(zhì)量感知對(duì)災(zāi)區(qū)重建政策滿意的影響過程，證實(shí)了幸福感在居民生活質(zhì)量感知與災(zāi)區(qū)重建政策滿意關(guān)系中的中介作用，揭示了居民生活質(zhì)量感知影響災(zāi)區(qū)重建政策滿意的機(jī)制。同時(shí)，本文結(jié)論也對(duì)相關(guān)學(xué)者的研究建議進(jìn)行了良好回應(yīng)，有利于更深入地理解居民生活質(zhì)量感知的影響過程[14]。生活質(zhì)量感知是居民對(duì)其災(zāi)后生活狀況的主觀感受，意味著居民主觀感受與其目標(biāo)期望的匹配關(guān)系，當(dāng)居民感知到的生活質(zhì)量高時(shí)，便會(huì)產(chǎn)生幸福感，幸福感提升將會(huì)提高其對(duì)災(zāi)區(qū)重建政策的滿意度[10]。本文也在一定程度上豐富了“社會(huì)交換”和“認(rèn)知—情感—意向”關(guān)系理論，為深入理解居民生活質(zhì)量感知對(duì)災(zāi)區(qū)重建政策滿意的影響機(jī)制提供了一個(gè)有價(jià)值的理論框架。

第三，本文在“生活質(zhì)量感知—幸福感—重建政策滿意”這一路徑上引入重建方式這一調(diào)節(jié)變量，驗(yàn)證了原址重建和異地新建的調(diào)節(jié)作用。本文發(fā)現(xiàn)，不同重建方式的居民對(duì)生活質(zhì)量感知的反應(yīng)程度是不同的，原址重建的居民因其在原有居住地的熟人社會(huì)關(guān)系網(wǎng)絡(luò)而獲得更多的社會(huì)支持和心理關(guān)照，其生活質(zhì)量感知會(huì)對(duì)幸福感產(chǎn)生更強(qiáng)的正向影響；異地新建的居民在新安置地可能會(huì)因其原有社會(huì)關(guān)系網(wǎng)絡(luò)破壞而感到社會(huì)孤立和產(chǎn)生心理障礙，其生活質(zhì)量感知對(duì)幸福感產(chǎn)生較弱的正向影響。這一研究成果也證實(shí)了有學(xué)者提出的異地重建可能會(huì)導(dǎo)致受災(zāi)居民因失去住房、土地和文化資產(chǎn)而受到嚴(yán)重的負(fù)面影響的觀點(diǎn)[21]。

(三)啟示

第一，汶川地震災(zāi)區(qū)可持續(xù)發(fā)展政策應(yīng)關(guān)注居民生活質(zhì)量發(fā)展利益。本文發(fā)現(xiàn)，居民生活質(zhì)量感知對(duì)幸福感和災(zāi)區(qū)重建政策滿意均有顯著正向影響，因此，居民的生活質(zhì)量發(fā)展利益應(yīng)是災(zāi)區(qū)可持續(xù)發(fā)展政策的著力點(diǎn)。為此，在城鎮(zhèn)建設(shè)、公共服務(wù)、基礎(chǔ)設(shè)施、產(chǎn)業(yè)重建和精神生活等方面，政府的災(zāi)區(qū)可持續(xù)發(fā)展政策不能只是供給導(dǎo)向型和環(huán)境導(dǎo)向型，還應(yīng)是需求導(dǎo)向型，應(yīng)出臺(tái)更多地惠及居民生活質(zhì)量發(fā)展利益的政策，真正發(fā)揮重建成果為民所享的作用。

第二，應(yīng)從總體影響評(píng)估居民生活質(zhì)量感知的影響力。本文發(fā)現(xiàn)，居民生活質(zhì)量感知對(duì)災(zāi)區(qū)重建政策滿意既有直接影響，也有通過幸福感產(chǎn)生的間接影響，因此，單純地從直接影響進(jìn)行評(píng)估，容易低估居民生活質(zhì)量感知對(duì)災(zāi)區(qū)重建政策滿意的影響力，不利于通過幸福感來判斷居民的災(zāi)區(qū)重建政策滿意度。為此，汶川地震災(zāi)區(qū)可持續(xù)發(fā)展政策應(yīng)該重點(diǎn)關(guān)注居民生活質(zhì)量感知對(duì)幸福感的影響，從總體影響視角科學(xué)評(píng)估二者對(duì)災(zāi)區(qū)重建政策滿意的影響力，提高災(zāi)后重建反哺美好生活的作用。

第三，應(yīng)努力提高異地新建的居民對(duì)汶川地震災(zāi)區(qū)可持續(xù)發(fā)展政策的支持。本文發(fā)現(xiàn)，與原址重建的居民相比，異地新建居民的生活質(zhì)量感知（工作收入、娛樂消費(fèi)和家庭生活3個(gè)維度）對(duì)幸福感的正向影響會(huì)較弱。這意味著，贏取異地新建的居民對(duì)災(zāi)區(qū)發(fā)展振興政策的支持是促進(jìn)災(zāi)區(qū)可持續(xù)發(fā)展的重要方面。為此，首先，應(yīng)加強(qiáng)對(duì)異地新建居民的生產(chǎn)、生活和居住空間的科學(xué)評(píng)估和調(diào)控，構(gòu)建遷入地社區(qū)的熟人社會(huì)關(guān)系網(wǎng)絡(luò)，提高居民的繼續(xù)社會(huì)化和再社會(huì)化適應(yīng)能力；其次，把災(zāi)區(qū)居民對(duì)美好生活的向往作為災(zāi)區(qū)可持續(xù)發(fā)展的終極目標(biāo)，從工作收入、娛樂消費(fèi)、家庭生活等方面改善居民生活質(zhì)量，提高其生活幸福感；最后，注重羌族文化的保護(hù)與傳承，異地新建的北川縣是我國(guó)唯一的羌族民族自治縣，地震對(duì)羌族文化破壞嚴(yán)重，在羌族移民區(qū)域應(yīng)堅(jiān)持重建發(fā)展與文化傳承相協(xié)調(diào)的原則，借助災(zāi)區(qū)重建和發(fā)展振興的“外力”，做好羌族文化保護(hù)與旅游開發(fā)的“內(nèi)功”，確保羌族移民在遷入地的長(zhǎng)期穩(wěn)定和可持續(xù)發(fā)展，從而提高異地新建的居民對(duì)災(zāi)區(qū)可持續(xù)發(fā)展政策的滿意度。

(四)研究不足和展望

本研究也存在一定的局限性。第一，在調(diào)查對(duì)象方面，所選擇的汶川地震災(zāi)區(qū)城鎮(zhèn)數(shù)量有限，可能影響到相關(guān)結(jié)論，將來應(yīng)擴(kuò)大調(diào)查對(duì)象區(qū)域的覆蓋面，以檢驗(yàn)本文結(jié)論的普適性。第二，在災(zāi)區(qū)重建政策的影響群體選取方面，本文僅分析了災(zāi)區(qū)居民這一核心群體，而災(zāi)后重建政策涉及到的群體廣泛，將來需要進(jìn)一步探尋災(zāi)區(qū)重建政策的其他主要影響群體，如非政府組織（NGO）。未來研究可以選取參與過汶川地震災(zāi)區(qū)重建的NGO成員為樣本，以檢驗(yàn)本研究結(jié)論的外部效度。第三，考察重要變量的調(diào)節(jié)作用時(shí)只考慮了重建方式這一變量，有研究表明，預(yù)期利益[37]、社區(qū)依戀[47]、居住時(shí)間[63]435-449等也可能是影響災(zāi)區(qū)重建政策滿意的重要變量，未來研究可將其引入模型，以便更好地探索其在上述影響機(jī)制中的調(diào)節(jié)作用。