涇河流域甘肅段農(nóng)村人居環(huán)境治理效果影響因素研究

楊調(diào)調(diào)，邵月花，談存峰

（甘肅農(nóng)業(yè)大學(xué) 財(cái)經(jīng)學(xué)院，甘肅 蘭州 730070）

0 引言

農(nóng)村人居環(huán)境是鄉(xiāng)村地域空間內(nèi)生產(chǎn)經(jīng)營和居住生活所需的人文環(huán)境、地域空間環(huán)境和自然生態(tài)環(huán)境要素組成的有機(jī)結(jié)合體。改善農(nóng)村人居環(huán)境是增進(jìn)廣大農(nóng)村居民福祉、讓廣大農(nóng)民群眾共享改革發(fā)展成果的現(xiàn)實(shí)需要，也是建設(shè)生態(tài)文明的必然要求。黨中央、國務(wù)院一直高度重視推進(jìn)農(nóng)村人居環(huán)境整治工作，2014年，中共中央首次以“中央一號”文件形式提出開展村莊人居環(huán)境整治工作，此后每年一號文件都反復(fù)提出深入開展農(nóng)村人居環(huán)境整治、建設(shè)美麗鄉(xiāng)村等工作要求。隨著各級政府不斷加大農(nóng)村環(huán)境治理力度，我國農(nóng)村人居環(huán)境整治工作取得了顯著成效。但由于農(nóng)村環(huán)境是典型的公共資源，強(qiáng)外部性、地域性與公共產(chǎn)權(quán)屬性決定了其必然伴隨農(nóng)戶參與不足、政府供給難以“瞄準(zhǔn)”需求的問題，導(dǎo)致了農(nóng)村環(huán)境治理效果不佳。

習(xí)近平總書記在多次實(shí)地考察黃河流域生態(tài)保護(hù)和經(jīng)濟(jì)社會發(fā)展情況后強(qiáng)調(diào)，黃河流域生態(tài)保護(hù)和高質(zhì)量發(fā)展是重大國家戰(zhàn)略，要著力加強(qiáng)生態(tài)保護(hù)治理、保障黃河長治久安、促進(jìn)全流域高質(zhì)量發(fā)展。涇河作為黃河的第一大支流——渭河的第一大支流，其生態(tài)環(huán)境整治效果將直接影響黃河流域高質(zhì)量發(fā)展。涇河流域甘肅段轄屬平?jīng)龊蛻c陽兩市，流域內(nèi)人口較密，土地礦產(chǎn)資源豐富，歷來就是甘肅省重要的農(nóng)業(yè)區(qū)和能源工業(yè)基地。涇河流域甘肅段主要位于黃土高原溝壑區(qū)，流域干旱少雨、植被稀疏、水土流失嚴(yán)重。隨著區(qū)域城市化和工業(yè)化推進(jìn)，農(nóng)村生活生產(chǎn)污染源持續(xù)增加，污染程度日益嚴(yán)重，在農(nóng)村環(huán)境治理設(shè)施薄弱的環(huán)境下，該流域農(nóng)村生態(tài)系統(tǒng)健康面臨巨大壓力。

本研究基于涇河流域甘肅段樣本農(nóng)戶數(shù)據(jù)，運(yùn)用Amos軟件構(gòu)建村莊環(huán)境治理效果影響因素結(jié)構(gòu)方程模型，分析涇河流域甘肅段環(huán)境治理效果影響因素并解釋各因素之間的影響機(jī)理，一方面進(jìn)一步補(bǔ)充農(nóng)村人居環(huán)境整治理論體系的內(nèi)容，豐富農(nóng)村人居環(huán)境整治的理論內(nèi)涵；另一方面為加強(qiáng)涇河流域甘肅段農(nóng)村環(huán)境綜合治理、推進(jìn)涇河流域農(nóng)村高質(zhì)量發(fā)展提供科學(xué)參考和決策依據(jù)，同時也為黃河流域生態(tài)保護(hù)和高質(zhì)量發(fā)展提供參考。

1 文獻(xiàn)回顧與研究假設(shè)

20世紀(jì)90年代初，受道薩迪亞斯“人類聚居學(xué)”理論的啟發(fā)，建筑學(xué)家吳良鏞先生提出建筑應(yīng)“從房子的概念延至聚居的概念”的觀點(diǎn)，認(rèn)為人居環(huán)境是人類利用自然、改造自然的主要場所。在借鑒前人研究的基礎(chǔ)上，越來越多的學(xué)者對“人居環(huán)境”、“農(nóng)村人居環(huán)境”的內(nèi)涵進(jìn)行了界定，“農(nóng)村人居環(huán)境”的內(nèi)涵得到了不斷地豐富和完善。隨著我國社會經(jīng)濟(jì)的不斷發(fā)展，農(nóng)村人居環(huán)境面臨著越來越多的問題，農(nóng)村人居環(huán)境治理問題受到重視。通過對已有文獻(xiàn)梳理發(fā)現(xiàn)，目前學(xué)者關(guān)于農(nóng)村人居環(huán)境治理方面的研究主要集中于農(nóng)村人居環(huán)境治理現(xiàn)狀和問題、路徑及對農(nóng)村人居環(huán)境 治 理 效 果的評價等方面，雖有部分學(xué)者從基礎(chǔ)設(shè)施、村莊社會經(jīng)濟(jì)發(fā)展、地域文化和社會資本屬性等方面探討了提高農(nóng)村人居環(huán)境質(zhì)量的影響因素，但總體來說對影響因素的研究仍不多見；同時，已有研究僅對影響農(nóng)村人居環(huán)境質(zhì)量的因素進(jìn)行了簡單的實(shí)證分析，并沒有探究各因素間的影響機(jī)理?；诖耍狙芯拷Y(jié)合已有研究和樣本區(qū)實(shí)際情況，選取農(nóng)戶環(huán)保認(rèn)知、環(huán)?；A(chǔ)設(shè)施、村莊經(jīng)濟(jì)實(shí)力、村莊社會資本、村莊治理能力五個潛變量，運(yùn)用結(jié)構(gòu)方程模型（Structural Equation Model，SEM）對農(nóng)村人居環(huán)境治理效果進(jìn)行實(shí)證分析并探析各因素間的影響機(jī)理。

農(nóng)戶環(huán)保認(rèn)知是農(nóng)戶在日常生活中根據(jù)直接經(jīng)驗(yàn)或其他渠道獲得的對于環(huán)境保護(hù)的感受和印象，以及對不同生活空間環(huán)?，F(xiàn)狀的評價和參與程度。制度變遷理論認(rèn)為個體認(rèn)知決定行為，進(jìn)而直接影響到協(xié)調(diào)個體間關(guān)系，農(nóng)戶的環(huán)保認(rèn)知不僅體現(xiàn)在其環(huán)保意識中，也體現(xiàn)在其環(huán)保行為當(dāng)中。耿飆等、黃曉慧等、李福奪等、桑賢策等研究認(rèn)為生態(tài)環(huán)保認(rèn)知對農(nóng)戶技術(shù)采用行為具有正向影響。因此，農(nóng)戶環(huán)保認(rèn)知水平越高，農(nóng)戶就越能夠體會到實(shí)施人居環(huán)境整治的必要性，也能夠認(rèn)識到環(huán)?；A(chǔ)設(shè)施在環(huán)境治理中的重要性，從而會更加積極、主動地參與環(huán)保設(shè)施的建設(shè)及管護(hù)?；诖?，提出以下研究假設(shè)：

H1：農(nóng)戶環(huán)保認(rèn)知對促進(jìn)環(huán)境治理效果具有正向影響。

H2：農(nóng)戶環(huán)保認(rèn)知對環(huán)?；A(chǔ)設(shè)施的管護(hù)運(yùn)行具有正向影響。

環(huán)保基礎(chǔ)設(shè)施是村莊環(huán)境治理的基礎(chǔ)性條件，環(huán)保新型設(shè)施的投入可促進(jìn)治理效果的提升。如果在生產(chǎn)前期就投資建立環(huán)境保護(hù)設(shè)施，環(huán)境保護(hù)效率將會有很大提高；相反，如果農(nóng)村環(huán)保硬件設(shè)施缺乏，可能會導(dǎo)致當(dāng)前村莊環(huán)境問題日益嚴(yán)峻?；诖?，提出以下研究假設(shè)：

H3：村莊環(huán)保設(shè)施對促進(jìn)農(nóng)村環(huán)境治理效果具有正向影響。

村莊經(jīng)濟(jì)特征及村集體經(jīng)濟(jì)發(fā)展水平是影響農(nóng)村人居環(huán)境質(zhì)量的重要因素，農(nóng)村人居環(huán)境質(zhì)量的提升，要依靠村莊經(jīng)濟(jì)實(shí)力和村民的支付能力。根據(jù)馬斯洛需求層次理論，在基本生理需求滿足之后，農(nóng)戶才會追求更高層次安全需求。意味著收入越高，在滿足基本需求后，對生態(tài)環(huán)境的需求隨之增加。同時，已有研究表明，經(jīng)濟(jì)發(fā)展水平會影響一個地區(qū)在環(huán)境基礎(chǔ)設(shè)施方面的投入和決定參與環(huán)境設(shè)施項(xiàng)目建設(shè)規(guī)模?；诖耍岢鲆韵卵芯考僭O(shè)：

H4：村莊經(jīng)濟(jì)實(shí)力對促進(jìn)農(nóng)村環(huán)境治理效果具有正向影響。

H5：村莊經(jīng)濟(jì)實(shí)力對完善村莊基礎(chǔ)設(shè)施具有正向作用。

存在一個相互信任的社區(qū)環(huán)境是社區(qū)合作治理得以實(shí)現(xiàn)的前提。社會資本作為一種無形的社會資產(chǎn)，反映了村莊社會網(wǎng)絡(luò)和社會資源的豐富程度，良好的社會資本營造能推動農(nóng)戶轉(zhuǎn)變傳統(tǒng)思想觀念，提高農(nóng)戶環(huán)保認(rèn)知，激發(fā)鄉(xiāng)村發(fā)展活力和農(nóng)戶內(nèi)生動力，同時也能促進(jìn)農(nóng)戶之間的互惠和互助，提高農(nóng)村集體行動的一致性。基于此，提出以下研究假設(shè)：

H6：村莊社會資本對促進(jìn)農(nóng)村環(huán)境治理效果具有正向影響。

H7：村莊社會資本對農(nóng)戶環(huán)保認(rèn)知水平的提高有正向作用。

村莊治理能力是村莊環(huán)境治理的重要條件，村莊治理能力的高低直接關(guān)系到環(huán)境治理水平和效果。基層政府在農(nóng)村人居環(huán)境治理過程中發(fā)揮著不可或缺的作用，村莊治理能力越強(qiáng)，對鄉(xiāng)村振興相關(guān)政策的宣傳與實(shí)施也就越到位，就越有可能提高農(nóng)戶參與人居環(huán)境整治意愿與行為，進(jìn)而提高環(huán)境治理效果；與此同時，良好的村莊治理能力可以將農(nóng)戶切身利益與集體權(quán)益有機(jī)結(jié)合，激發(fā)農(nóng)戶參與的主動性、積極性，提高農(nóng)戶環(huán)保認(rèn)知?；谝陨涎芯坷碚摷俺晒?，提出以下研究假設(shè)：

H8：村莊治理能力對促進(jìn)農(nóng)村環(huán)境治理效果具有正向影響。

H9：村莊治理能力對農(nóng)戶環(huán)保認(rèn)知水平的提高具有正向影響作用。

2 變量選取、模型構(gòu)建與數(shù)據(jù)來源

2.1 變量選取

本文的結(jié)構(gòu)方程中共有17個測量項(xiàng)，測量項(xiàng)的選取及描述根據(jù)已有文獻(xiàn)并結(jié)合研究背景進(jìn)行修改形成，其中程度變量的值越大表明程度越高，均采用5級李克特量表，具體情況如表1所示。

表1 變量定義及數(shù)據(jù)統(tǒng)計(jì)

2.2 模型構(gòu)建

在前面的研究假設(shè)中可以看出，五個潛變量與農(nóng)村人居環(huán)境治理效果之間并不是簡單的單向影響關(guān)系，而是存在復(fù)雜的交互影響。與傳統(tǒng)的多元回歸、通徑分析等方法相比，結(jié)構(gòu)方程模型可以通過作用路徑系數(shù)描述潛變量與潛變量之間作用關(guān)系，以揭示潛變量對潛變量作用影響的直接效應(yīng)、間接效應(yīng)和總效應(yīng)，較好地解決了離散選擇模型無法反映變量間復(fù)雜因果影響以及潛變量與觀測變量之間關(guān)系的不足。因此，本文將采用結(jié)構(gòu)方程模型方法，解析潛變量（農(nóng)戶環(huán)保認(rèn)知、環(huán)?；A(chǔ)設(shè)施、村莊經(jīng)濟(jì)實(shí)力、村莊社會資本、村莊治理能力）之間的交互影響及其對農(nóng)村環(huán)境治理效果的影響機(jī)理。初始模型如圖1所示。

2.3 數(shù)據(jù)來源

本文數(shù)據(jù)來源于“甘肅涇河流域農(nóng)村生態(tài)系統(tǒng)健康評價與治理機(jī)制研究”課題組2020年調(diào)研數(shù)據(jù)。課題組選擇涇河流經(jīng)平?jīng)?、慶陽部分鄉(xiāng)鎮(zhèn)及涇河支流馬蓮河流域部分鄉(xiāng)鎮(zhèn)作為樣本區(qū)域，于2020年8月及2020年11月分兩次進(jìn)行問卷發(fā)放，采用樣本農(nóng)戶與調(diào)查員一對一調(diào)查方式，調(diào)查鄉(xiāng)鎮(zhèn)15個，涉及村莊42個，兩次總共發(fā)放問卷373份，其中有效問卷371份，問卷有效率為99.5%。

如表2所示，樣本農(nóng)戶中，男性占比為55.8%，女性占比為44.2%，男女比例比較均衡；受訪者以中老年為主，年齡在46～56歲以上的比重高達(dá)80.3%；樣本農(nóng)戶中，89.9%家中沒有村干部或鄉(xiāng)鎮(zhèn)干部，說明樣本農(nóng)戶以普通村民為主，其意愿更能代表廣大農(nóng)戶的實(shí)際情況；從受訪者的教育程度來看，小學(xué)及以下為50.4%，初中為32.6%，說明受訪農(nóng)戶受教育水平普遍較低，但足以滿足對問卷的理解；調(diào)查農(nóng)戶的家庭勞動力以2～4人為主，占69.5%。

圖1 初始結(jié)構(gòu)方程模型

表2 樣本農(nóng)戶基本特征

3 模型檢驗(yàn)與修正

3.1 測量模型的信度和效度分析

為保證問卷數(shù)據(jù)的可靠性和有效性，對問卷量表的信效度進(jìn)行分析，結(jié)果如表3所示。潛變量信度的檢驗(yàn)主要通過克隆巴赫系數(shù)（值）和組合信度（）進(jìn)行分析。問卷整體量表的值為0.868，村莊社會資本為0.686，其余四個潛變量的值均大于0.7；同時，各潛變量的值均大于0.7，由此可以看出本文通過調(diào)研得到的數(shù)據(jù)信度是比較理想的。此外，運(yùn)用SPSS25.0軟件對樣本數(shù)據(jù)進(jìn)行因子分析。在探索性因子分析中，值為0.846，大于0.5的經(jīng)驗(yàn)值，Bartlett球形檢驗(yàn)顯著性概率為0.000，小于0.05，這說明數(shù)據(jù)具有很高的相關(guān)性，量表的結(jié)構(gòu)效度較好，適宜做因子分析。通過因子分析法提取出5個公因子，并得到各觀測變量的載荷系數(shù)。隨后利用計(jì)算工具計(jì)算值，結(jié)果顯示，各測量變量值均大于0.5，這說明量表具有較好的區(qū)別效度。

3.2 模型適配度檢驗(yàn)及結(jié)構(gòu)方程模型修正

研究中常用適配度指標(biāo)（good-of-fit indices）來衡量理論模型與觀測數(shù)據(jù)是否相互適配。結(jié)構(gòu)方程模型適配度主要衡量指標(biāo)有絕對適配度指數(shù)、增值適配度指數(shù)和簡約適配度指數(shù)，這里使用以上衡量指標(biāo)對初設(shè)模型進(jìn)行適配度檢驗(yàn)。分析結(jié)果顯示，G值、值、值及IN／D值不符合判斷標(biāo)準(zhǔn)，因此需要對初始結(jié)構(gòu)方程模型的路徑進(jìn)行修正，以達(dá)到理想狀態(tài)。

模型修正的目的是提高觀測數(shù)據(jù)與模型的適配度。為便于修正模型，AMOS軟件提供修正指數(shù)（Modification Indices）供參考，輸出結(jié)果中的..（修正指標(biāo)值）表示建立這條新路徑可以降低的卡方值。通過觀察..值發(fā)現(xiàn)，如果增設(shè)村莊治理能力→環(huán)保基礎(chǔ)設(shè)施這條路徑，可以至少減少卡方值41.385。通過查閱文獻(xiàn)發(fā)現(xiàn)有學(xué)者提出政府輕視監(jiān)管職責(zé)會使得環(huán)?；A(chǔ)設(shè)施難以提供環(huán)保功能，導(dǎo)致農(nóng)村環(huán)境污染愈演愈烈，這一觀點(diǎn)在實(shí)地調(diào)研過程中也得到了證實(shí)，樣本村莊環(huán)境治理工作落實(shí)到位且有獎懲分明的環(huán)保制度，其環(huán)?；A(chǔ)設(shè)施管護(hù)及運(yùn)行情況都較好?；诖耍岢黾僭O(shè)H10——村莊環(huán)境治理能力對環(huán)?；A(chǔ)設(shè)施存在正向影響關(guān)系，對初始模型進(jìn)行第一次修正，修正后的模型適配度指標(biāo)顯示為0.896，仍需對模型進(jìn)一步修正；原先的初始模型假定誤差變量4、6沒有相關(guān)，若是增列4與6之間存在共變關(guān)系，則卡方值至少減少7.409。考慮到集體凝聚力和向心力可為個體提供情感支持與心理安慰，當(dāng)農(nóng)戶感受到強(qiáng)烈的情感支持時，農(nóng)戶與村組織之間將存在積極的情感承諾，情感承諾越高，個體對村組織的歸屬感和組織認(rèn)同感越強(qiáng)，個體關(guān)心組織或集體利益的責(zé)任心就越強(qiáng)，產(chǎn)生積極態(tài)度或行為的可能性就越大。因此在模型中增設(shè)二者共變關(guān)系（4～6）后再次運(yùn)行模型（圖2），結(jié)果顯示（表4）各項(xiàng)指標(biāo)擬合效果均為理想，表明模型與數(shù)據(jù)適配度較好，可以進(jìn)行進(jìn)一步的理論分析。

表3 各因子標(biāo)準(zhǔn)負(fù)荷、Cronbach'sα、CR和AVE值

圖2 修正后的結(jié)構(gòu)方程模型

4 模型結(jié)果分析

模型擬合結(jié)合如表5所示，第一，農(nóng)戶環(huán)保認(rèn)知在0.05的水平上顯著正向影響環(huán)境治理效果，表明在其他情況不變的條件下，農(nóng)戶環(huán)保認(rèn)知水平越高，村莊環(huán)境治理效果越好，即農(nóng)戶環(huán)保認(rèn)知水平每增加1個等級，環(huán)境治理效果將提高0.165，假設(shè)H1獲得驗(yàn)證支持。究其原因?yàn)檗r(nóng)戶是農(nóng)村環(huán)境治理的重要參與主體，肩負(fù)著農(nóng)村環(huán)境保護(hù)的重任，農(nóng)戶具有較高的環(huán)保認(rèn)知水平對其參與農(nóng)村人居環(huán)境治理工作具有重要的支撐作用。模型估計(jì)結(jié)果顯示，農(nóng)戶環(huán)保認(rèn)知對環(huán)?；A(chǔ)設(shè)施的影響效應(yīng)為正（0.226），且在0.001的水平上顯著影響環(huán)保基礎(chǔ)設(shè)施，假設(shè)H2獲得樣本數(shù)據(jù)支持。

表4 修正后的模型適配度檢驗(yàn)

表5 結(jié)構(gòu)模型擬合結(jié)果

第二，環(huán)?；A(chǔ)設(shè)施對環(huán)境治理效果的影響系數(shù)為0.26，且通過顯著性檢驗(yàn)（＝0.007），H3獲得樣本數(shù)據(jù)支持。表明環(huán)保基礎(chǔ)設(shè)施配套齊全及運(yùn)行管護(hù)狀況良好是一個村莊開展環(huán)境治理工作的有效保障，環(huán)保基礎(chǔ)設(shè)施越完善，運(yùn)行管護(hù)越到位，越有利于促進(jìn)環(huán)境治理效果的提升。

第三，村莊經(jīng)濟(jì)實(shí)力對環(huán)境治理效果（＝0.530）影響關(guān)系未通過顯著性檢驗(yàn)，對村莊環(huán)?；A(chǔ)設(shè)施有顯著的正向影響（＝0.015）。這表明村莊經(jīng)濟(jì)實(shí)力并不直接對環(huán)境治理效果產(chǎn)生影響，而是通過投資村莊環(huán)?；A(chǔ)設(shè)施，間接影響環(huán)境治理效果。由于農(nóng)村環(huán)?；A(chǔ)設(shè)施的建設(shè)、管護(hù)及運(yùn)行需要充足的資金保障，經(jīng)濟(jì)實(shí)力相對較好的村莊，有充足的資金且愿意將其投入到環(huán)?；A(chǔ)設(shè)施建設(shè)及管護(hù)；而村莊經(jīng)濟(jì)實(shí)力相對較弱的村莊，由于人們的關(guān)注點(diǎn)還處于追求滿足最基本的需求，幾乎沒有多余的資金投資環(huán)?；A(chǔ)設(shè)施，這將使得基礎(chǔ)設(shè)施運(yùn)行、管護(hù)費(fèi)用不能得到長期保障，容易出現(xiàn)設(shè)備損壞閑置、浪費(fèi)資源等問題，導(dǎo)致這些項(xiàng)目無法達(dá)到預(yù)期效果。

第四，村莊社會資本對環(huán)境治理效果影響未通過顯著性檢驗(yàn)（＝0.124），與農(nóng)戶環(huán)保認(rèn)知之間回歸系數(shù)為0.255，通過了顯著性檢驗(yàn)（＝0.001）。主要是村莊社會資本作為無形資產(chǎn)，不能直接對村莊環(huán)境治理效果產(chǎn)生影響，而是通過影響農(nóng)戶環(huán)保認(rèn)知，促進(jìn)農(nóng)戶間的合作意愿及行為，使得集體行動更容易實(shí)現(xiàn)，以此提高集體行動的效率，對治理效果產(chǎn)生間接影響。

第五，村莊治理能力分別在5%和0.1%的水平上對環(huán)境治理效果（0.263）和農(nóng)戶環(huán)保認(rèn)知（0.374）存在顯著的正向影響。這說明基層組織在開展環(huán)境治理工作過程中的執(zhí)行力越強(qiáng)，對人居環(huán)境整治政策、規(guī)章制度、方法途徑等宣傳落實(shí)越到位，農(nóng)戶對相關(guān)政策越了解，越能增強(qiáng)農(nóng)戶對農(nóng)村人居環(huán)境整治的信心，提高農(nóng)戶參與意愿與行為，進(jìn)而促進(jìn)環(huán)境治理效果的提高。

在進(jìn)行模型修正的過程中，增設(shè)了村莊治理能力→環(huán)保基礎(chǔ)設(shè)施路徑（→），結(jié)構(gòu)模型擬合結(jié)果顯示村莊治理能力對環(huán)保基礎(chǔ)設(shè)施的影響的回歸系數(shù)為0.693，其通過顯著性檢驗(yàn)（＜0.001），表明村莊治理能力對環(huán)保基礎(chǔ)設(shè)施有正向顯著影響。說明村莊治理能力越強(qiáng)，當(dāng)?shù)卮逦瘯M織動員力及把控村莊各類事務(wù)的能力就越強(qiáng)，組織公共活動就越容易，從而更容易調(diào)動村民參與村莊基礎(chǔ)設(shè)施的建設(shè)及維護(hù)。

從修正后的結(jié)構(gòu)方程路徑圖和變量顯著性檢驗(yàn)結(jié)果可以看出，農(nóng)戶環(huán)保認(rèn)知除對環(huán)境治理效果有直接影響效果外，還通過環(huán)?；A(chǔ)設(shè)施間接影響環(huán)境治理效果，如表6所示，農(nóng)戶環(huán)保認(rèn)知對環(huán)境治理效果的直接影響效應(yīng)為0.165，總效應(yīng)為0.234。環(huán)保基礎(chǔ)設(shè)施只對環(huán)境治理效果存在直接影響效應(yīng)，無間接影響路徑。村莊經(jīng)濟(jì)實(shí)力對環(huán)境治理效果直接影響路徑未通過顯著性檢驗(yàn)，但通過環(huán)保基礎(chǔ)設(shè)施間接影響環(huán)境治理效果。村莊社會資本對環(huán)境治理效果直接影響路徑未通過顯著性檢驗(yàn)，但通過農(nóng)戶環(huán)保認(rèn)知間接影響環(huán)境治理效果。村莊治理能力對環(huán)境治理效果既有直接作用又有間接作用，環(huán)境治理能力對環(huán)境治理效果的間接作用有兩條渠道，分別為農(nóng)戶環(huán)保認(rèn)知和環(huán)保基礎(chǔ)設(shè)施，總效應(yīng)分別為0.325和0.443。

表6 各潛變量之間的直接效應(yīng)、間接效應(yīng)和總效應(yīng)

5 結(jié)論與啟示

本研究基于涇河流域甘肅段兩市（平?jīng)?、慶陽）371份農(nóng)戶微觀調(diào)研數(shù)據(jù)，運(yùn)用結(jié)構(gòu)方程模型，對涇河流域甘肅段農(nóng)村人居環(huán)境治理效果影響因素進(jìn)行分析，研究結(jié)果表明：第一，農(nóng)戶環(huán)保認(rèn)知、村莊環(huán)保基礎(chǔ)設(shè)施和村莊治理能力均顯著正向影響環(huán)境治理效果，且影響程度為村莊治理能力（0.263）＞環(huán)?；A(chǔ)設(shè)施（0.260）＞農(nóng)戶環(huán)保認(rèn)知（0.165）；第二，村莊經(jīng)濟(jì)實(shí)力對環(huán)境治理效果和農(nóng)戶環(huán)保認(rèn)知的影響關(guān)系未通過顯著性檢驗(yàn)，但通過環(huán)保基礎(chǔ)設(shè)施間接影響環(huán)境治理效果；第三，村莊社會資本與環(huán)境治理效果無顯著影響關(guān)系，但村莊社會資本對農(nóng)戶環(huán)保認(rèn)知在0.001的水平上通過了顯著性檢驗(yàn)，村莊社會資本通過農(nóng)戶環(huán)保認(rèn)知對村莊環(huán)境治理效果產(chǎn)生間接影響；第四，村莊治理能力除對環(huán)境治理效果產(chǎn)生直接效果外，還通過農(nóng)戶環(huán)保認(rèn)知、環(huán)?；A(chǔ)設(shè)施兩條渠道間接影響環(huán)境治理效果。

基于以上研究結(jié)論，得出以下幾點(diǎn)政策啟示：第一，加強(qiáng)環(huán)境治理宣傳力度，使農(nóng)民了解環(huán)境治理的背景、目的、方法和成效，提升并內(nèi)化村民的環(huán)保認(rèn)知，促進(jìn)其環(huán)保觀念、意識與行為習(xí)慣的轉(zhuǎn)變；第二，加大對環(huán)?；A(chǔ)設(shè)施的投資力度，優(yōu)化農(nóng)村人居環(huán)境設(shè)施供應(yīng)類型，加強(qiáng)農(nóng)村人居環(huán)境設(shè)施建設(shè)和運(yùn)行管護(hù)；第三，農(nóng)村人居環(huán)境質(zhì)量提升，歸根結(jié)底要依靠村莊經(jīng)濟(jì)能力和村民的支付能力。因此，大力提升村莊經(jīng)濟(jì)水平是提升農(nóng)村人居環(huán)境質(zhì)量的基礎(chǔ)和前提；第四，建立村干部工作技能、基本知識培訓(xùn)平臺，提高村干部整體勝任力水平，以進(jìn)一步促進(jìn)村莊治理績效的提升。村干部工作能力越強(qiáng)，對農(nóng)村人居環(huán)境治理相關(guān)政策的宣傳與影響能力也就越強(qiáng)，就越有可能提高農(nóng)戶參與人居環(huán)境整治意愿與行為，從而促進(jìn)環(huán)境治理效果的提升。