基于結(jié)構(gòu)方程模型的鄉(xiāng)村人居環(huán)境適宜性影響因素研究
——以湖南省張谷英村為例

（湖南工業(yè)大學(xué) 城市與環(huán)境學(xué)院，湖南 株洲 412007）

1 研究背景

人居環(huán)境一詞從道薩迪亞斯所提出的人類聚居學(xué)理論中發(fā)展而來。鄉(xiāng)村人居環(huán)境是人居環(huán)境的一方面，它是各區(qū)域內(nèi)鄉(xiāng)村居民生產(chǎn)生活所需物質(zhì)和非物質(zhì)的有機(jī)結(jié)合體[1]。隨著經(jīng)濟(jì)水平的快速提高，鄉(xiāng)村居民對于生活的要求不僅僅在于基本的溫飽問題，而對所居住的周邊自然環(huán)境、娛樂設(shè)施、衛(wèi)生情況、公共服務(wù)水平等一系列因素也提出了更高的要求，更加注重居住環(huán)境的舒適度。

相較而言，國外對于人居環(huán)境，特別是人居環(huán)境適宜性的研究較早，其適宜性研究可追溯到1961年世界衛(wèi)生組織提出“適宜性”作為人居環(huán)境建設(shè)發(fā)展的基本要求之一。隨著鄉(xiāng)村聚落規(guī)模急速擴(kuò)增，國外學(xué)術(shù)界進(jìn)一步對鄉(xiāng)村人居環(huán)境適宜性做出思考，研究角度可概況為地理學(xué)、生態(tài)學(xué)與規(guī)劃學(xué)3類。地理學(xué)學(xué)者的主要研究內(nèi)容包括鄉(xiāng)村人居環(huán)境演化機(jī)制與鄉(xiāng)村聚落發(fā)展趨勢[2-4]；生態(tài)學(xué)學(xué)者將關(guān)注重點(diǎn)放在鄉(xiāng)村環(huán)境可持續(xù)發(fā)展戰(zhàn)略研究上[5-6]；規(guī)劃界學(xué)者則聚焦于鄉(xiāng)村聚落空間格局規(guī)劃與鄉(xiāng)村轉(zhuǎn)型方式[7-8]。

20世紀(jì)90年代初，國內(nèi)著名學(xué)者吳良鏞系統(tǒng)地提出人居環(huán)境科學(xué)理論，將規(guī)劃學(xué)、建筑學(xué)、社會學(xué)及地理學(xué)等學(xué)科有機(jī)結(jié)合，多尺度、多方面綜合探索國內(nèi)人居環(huán)境建設(shè)內(nèi)容，至此，激發(fā)了眾多學(xué)者對人居環(huán)境建設(shè)的研究興趣，主要集中于城市、鄉(xiāng)村與城市邊緣區(qū)3方面[9]。2016年中央一號文件指出開展農(nóng)村人居環(huán)境整治行動和美麗宜居鄉(xiāng)村建設(shè)[10]，2018年鄉(xiāng)村振興戰(zhàn)略規(guī)劃相關(guān)文件出臺，使得打造適宜性鄉(xiāng)村居住環(huán)境成為中國社會發(fā)展的重點(diǎn)，更進(jìn)一步推動了鄉(xiāng)村人居環(huán)境適宜性研究。研究方法上，國內(nèi)學(xué)者研究多以定性與定量方法相結(jié)合，李伯華、朱彬、唐倩等分別依靠汾河流域、江蘇省鄉(xiāng)村和重慶城口縣數(shù)據(jù)，構(gòu)建人居環(huán)境影響指標(biāo)因子，運(yùn)用數(shù)學(xué)計算模型與GIS（geographic information system）技術(shù)，評價村落人居環(huán)境適宜狀況與空間特征[11-13]。研究對象上以一般村落與傳統(tǒng)村落片區(qū)研究較多。唐寧、朱媛媛等在對鄉(xiāng)村人居環(huán)境質(zhì)量評價時，其對象均為新農(nóng)村[14-15]；張元博等以貴州布依族傳統(tǒng)村落為例，確定傳統(tǒng)村落人居環(huán)境適宜度評價指標(biāo)體系及權(quán)重，進(jìn)一步分析了貴州的人居環(huán)境適宜度[16]。研究內(nèi)容上，學(xué)者們較傾向于研究人居環(huán)境空間結(jié)構(gòu)演變機(jī)制，或探討人居環(huán)境適宜性評價體系。李伯華等以湖南蘭溪村為例，基于“三生空間”探索了傳統(tǒng)村落人居環(huán)境驅(qū)動機(jī)制，挖掘了聚落空間演變規(guī)律[17]。

綜合以上研究成果得知，國外對于鄉(xiāng)村人居環(huán)境適宜性相關(guān)課題的研究體系已較為成熟，對我國鄉(xiāng)村保護(hù)的發(fā)展研究有一定的理論指導(dǎo)意義。目前，國內(nèi)有關(guān)鄉(xiāng)村人居環(huán)境適宜性評價體系逐步深化，但依然存在薄弱之處：其一，對于鄉(xiāng)村人居環(huán)境適宜性研究方法基本一致，評價體系建立過程中所運(yùn)用的方法多為熵值法與層次分析法，研究方法有待進(jìn)一步豐富和完善。其二，盡管鄉(xiāng)村人居環(huán)境適宜性研究對象包括傳統(tǒng)村落，但具體的研究對象少之又少。本研究以此為切入點(diǎn)，通過查閱各類文獻(xiàn)資料，探索建立鄉(xiāng)村人居環(huán)境適宜性影響的指標(biāo)框架，以中國傳統(tǒng)村落張谷英村為例，結(jié)合調(diào)研數(shù)據(jù)，依靠結(jié)構(gòu)方程模型檢驗(yàn)該理論框架的有效性，探索各指標(biāo)變量對張谷英村居住適宜程度的影響大小，從而為制定張谷英村舒適宜人的人居環(huán)境發(fā)展方案提供參考，也為其它傳統(tǒng)村落人居環(huán)境的保護(hù)和適宜性影響研究提供一定的借鑒。

2 研究區(qū)域概況、數(shù)據(jù)來源與研究方法

2.1 研究區(qū)域概況

張谷英村位于湖南省岳陽市岳陽縣東南方向，村南緊鄰張谷英鎮(zhèn)中心，村域總面積為504.4 hm2，如圖1所示。村內(nèi)對外交通便利，有一條省道和一條縣道穿村而過。張谷英村處于亞熱帶大陸季風(fēng)濕潤氣候向北亞熱帶的過渡區(qū)，氣候適宜。村落整體經(jīng)濟(jì)結(jié)構(gòu)較為傳統(tǒng)，以農(nóng)業(yè)為主，輔以漁、林及家庭副業(yè)；村內(nèi)至今遵循著儒家宗法禮儀制度，保留有近百棟明清建筑，民俗節(jié)慶活動豐富。張谷英村分別于2003年、2012年被納入首批中國歷史文化名村與中國傳統(tǒng)村落中，村內(nèi)自然資源豐富，相關(guān)歷史資料、文本有跡可循，為傳統(tǒng)村落人居環(huán)境的研究提供了豐富的資源，且操作實(shí)施性高。

圖1 張谷英村區(qū)位分析圖Fig.1 Location analysis of Zhangguying Village

2.2 數(shù)據(jù)來源與處理

數(shù)據(jù)來源依靠實(shí)地問卷調(diào)查與訪問方式，向張谷英村居民逐戶發(fā)放調(diào)研問卷500份，有效收回問卷473份，有效回收率為94.6%。問卷內(nèi)容遵循李克特五點(diǎn)量表方式設(shè)計，圍繞鄉(xiāng)村人居環(huán)境適宜性展開，以客觀選擇題方式呈現(xiàn)，主要分為兩部分：一部分包括被訪者性別、年齡、學(xué)歷和職業(yè)等基本信息，所調(diào)查的樣本特征情況如圖2所示；另一部分為鄉(xiāng)村人居環(huán)境適宜性指標(biāo)內(nèi)容，涵蓋了村落自然資源、經(jīng)濟(jì)情況、基礎(chǔ)設(shè)施、社會氛圍等方面。綜合來看，此次調(diào)查問卷考慮因素較為全面，數(shù)據(jù)具有較好的代表性。

圖2 樣本特征說明餅狀圖Fig.2 Description of sample characteristics

2.3 研究方法

本研究運(yùn)用SPSS（statistical product and service solutions）23.0 軟件對問卷數(shù)據(jù)進(jìn)行探索性因子分析，篩選出適宜的指標(biāo)變量，以此構(gòu)建張谷英村人居環(huán)境適宜性影響的指標(biāo)框架；并依靠AMOS（advanced mortar system）24.0 軟件建立鄉(xiāng)村人居環(huán)境適宜性影響指標(biāo)結(jié)構(gòu)模型，并不斷地檢驗(yàn)與修正模型，分析數(shù)據(jù)的信度與效度，檢測數(shù)據(jù)與各變量的相關(guān)性，判斷指標(biāo)變量的合理性；通過模型中各類數(shù)據(jù)變化，比較各指標(biāo)變量對張谷英村人居環(huán)境適宜性的影響程度。

3 指標(biāo)框架的構(gòu)建

3.1 確定指標(biāo)變量

鄉(xiāng)村人居環(huán)境適宜性分析涵蓋范圍較廣，其影響因子勢必較多。為增強(qiáng)研究的科學(xué)性，本研究圍繞這些因子做了大量調(diào)查，獲取了較多信息量。但是過多的數(shù)據(jù)可能會使得信息冗雜，使解決問題的過程更加復(fù)雜。因此，將問卷數(shù)據(jù)整理導(dǎo)入SPSS 23.0中，采用探索因子分析中的主成分分析法，通過KMO（Kaiser-Meyer-Olkin）檢驗(yàn)樣本與巴特利特（Bartlett’s）球形檢驗(yàn)，在不損失原始數(shù)據(jù)信息量的同時減少數(shù)據(jù)，對數(shù)據(jù)的信息量進(jìn)行整合，篩選出各因子背后的共同點(diǎn)，得出鄉(xiāng)村人居環(huán)境適宜性指標(biāo)變量的公共因子與因子載荷矩陣。進(jìn)一步對因子載荷矩陣進(jìn)行旋轉(zhuǎn)，剔除數(shù)據(jù)間關(guān)聯(lián)性不清晰、意義不足的公共因子，以確保每個公共因子有與之相對應(yīng)的原始數(shù)據(jù)。分析數(shù)據(jù)得出量表的KMO 樣本值為0.755，檢驗(yàn)值大于0.7；Bartlett’s 檢驗(yàn)近似卡方值為1 023.227，顯著性值低于0.01，說明該數(shù)據(jù)適合做因子分析，檢測數(shù)據(jù)見表1。

表1 KMO和巴特利特球形檢驗(yàn)結(jié)果Table1 Results of KMO and Bartlett spherical tests

運(yùn)用主成分分析法對數(shù)據(jù)進(jìn)行因子分析，剔除旋轉(zhuǎn)后因子載荷值低于0.5的觀測變量，因此，剔除“家庭支出”“閑置土地利用程度”兩項觀測變量，經(jīng)過對剔除后的數(shù)據(jù)再一次進(jìn)行分析，最后共提取出8個公共因子。從旋轉(zhuǎn)后方差百分比的分析結(jié)果可知，這8個公共因子累計方差貢獻(xiàn)率為55.983%，滿足50%的累計方差貢獻(xiàn)率標(biāo)準(zhǔn)，說明所提取的公共因子是可行的，相關(guān)數(shù)據(jù)如表2所示。

表2 鄉(xiāng)村人居環(huán)境適宜性探索因子分析結(jié)果Table2 Results of factor analysis on suitability of rural residential environment

3.2 建立指標(biāo)框架

根據(jù)以上分析結(jié)果，將上述觀測變量按屬性歸類分成8項，分別對應(yīng)8個公共因子。娛樂設(shè)施（A1）～供電狀況（A5）這5個變量均與鄉(xiāng)村居民基本生活設(shè)施有關(guān)，可歸為同一個公共因子，命名為“基礎(chǔ)設(shè)施（F1）”；觀測變量綠化率（A6）～建筑質(zhì)量（A8）代表鄉(xiāng)村建筑及周邊環(huán)境狀況，歸為第二個公共因子“建筑設(shè)施（F2）”；道路配套設(shè)施（A9）與通行方式（A10）均與鄉(xiāng)村居民交通出行有關(guān)，歸類為第三個“交通狀況（F3）”公共因子；同理，來源方式（A11）與家庭收入（A12）屬于第四個公共因子“經(jīng)濟(jì)狀況（F4）”；醫(yī)療條件（A13）～廁所條件（A15）的公共因子命名為“醫(yī)療衛(wèi)生條件（F5）”；村委會管理（A16）與保衛(wèi)設(shè)施（A17）的公共因子命名為“安全管理狀況（F6）”；水質(zhì)狀況（A18）與布局現(xiàn)狀（A19）屬于“水資源狀況（F7）”；耕地狀況（A20）與土地分配（A21）屬于“土地資源狀況（F8）”。

數(shù)據(jù)分類確定的8個公共因子則為鄉(xiāng)村人居環(huán)境適宜性指標(biāo)中無法測量的潛在變量，其中基礎(chǔ)設(shè)施（F1）、建筑設(shè)施（F2）、交通狀況（F3）、經(jīng)濟(jì)狀況（F4）、醫(yī)療衛(wèi)生條件(F5)、安全管理狀況（F6）6個變量可進(jìn)一步被認(rèn)為屬于社會環(huán)境；而水資源狀況（F7）與土地資源狀況（F8）更多被自然環(huán)境因素影響，則被認(rèn)為屬于自然環(huán)境。由以上表述因子構(gòu)建鄉(xiāng)村人居環(huán)境適宜性影響的指標(biāo)框架，如圖3所示。

圖3 鄉(xiāng)村人居環(huán)境適宜性影響指標(biāo)框架圖Fig.3 Indicator framework for the suitability of rural residential environment

4 指標(biāo)模型的建立與檢驗(yàn)

4.1 結(jié)構(gòu)模型的建立

結(jié)構(gòu)方程模型（structural equation modeling，SEM），指能夠?qū)?fù)雜的多維變量之間關(guān)系進(jìn)行全面檢驗(yàn)的統(tǒng)計方法。它包括測量模型與結(jié)構(gòu)模型，在研究過程中往往通過分析路徑圖表示觀測變量與潛在變量間的關(guān)系[18-19]。根據(jù)鄉(xiāng)村人居環(huán)境適宜性影響指標(biāo)框架，依靠AMOS 24.0 軟件建立鄉(xiāng)村人居環(huán)境適宜性結(jié)構(gòu)模型，將8個潛在變量與21個觀測變量間的關(guān)系用路徑圖表示，如圖4所示。

圖4 鄉(xiāng)村人居環(huán)境適宜性影響指標(biāo)結(jié)構(gòu)模型Fig.4 A structure model of impact index on rural residential environment suitability

圖4中橢圓形內(nèi)表示潛在變量，矩形內(nèi)表示可實(shí)際測量的觀測變量，e1～e22小圓形表示各觀測變量對相應(yīng)潛在變量的誤差值，單向箭頭表示潛在變量對箭頭指向觀測變量有影響，x1～x8表示各潛在變量對最終研究對象的影響路徑。

為檢驗(yàn)人居環(huán)境適宜性結(jié)構(gòu)模型的優(yōu)劣程度，對其進(jìn)行結(jié)構(gòu)效度分析。通過觀察模型擬合系數(shù)值，反復(fù)修正鄉(xiāng)村人居環(huán)境適宜性影響指標(biāo)模型，最后其適配度指標(biāo)數(shù)值均滿足標(biāo)準(zhǔn)要求。如表3所示，簡約適配度指標(biāo)中簡約適配指數(shù)（parsimony-adjusted goodness of fit index，PGFI）、簡約基準(zhǔn)化擬合指數(shù)（parsimony-adjusted normed fit index，PNFI）數(shù)值大于0.5的標(biāo)準(zhǔn)值，卡方自由度比值（CMIN/DF）大于3，說明模型接近理想狀態(tài)。絕對適配度指標(biāo)中的近似方根誤差值（root mean square error of approximation，RMSEA）處于0.05～0.08可接受范圍內(nèi)，擬合優(yōu)度指數(shù)（goodness of fit index，GFI）與調(diào)整擬合優(yōu)度指數(shù)（adjust goodness of fit index，AGFI）兩項指標(biāo)值在0.9 以上，說明擬合度較好。增值適配度指標(biāo)中選取的基準(zhǔn)化擬合指數(shù)（normed fit index，NFI）、相對擬合指數(shù)（relative fit index，RFI）、增值擬合指數(shù)（incremental fit index，IFI）、塔克·劉易斯指數(shù)（Tacker-Lewis index，TLI）、比較擬合指數(shù)（comparative fit index，CFI）5項指標(biāo)值接近1，均達(dá)到標(biāo)準(zhǔn)數(shù)值。這說明鄉(xiāng)村人居環(huán)境適宜性結(jié)構(gòu)方程模型的適配程度較好。

表3 模型擬合系數(shù)表Table3 Model fitting coefficient table

4.2 信度與效度檢驗(yàn)

在建立鄉(xiāng)村人居環(huán)境適宜性影響指標(biāo)結(jié)構(gòu)模型中，需對其觀測變量進(jìn)行信度與效度分析，以確定預(yù)構(gòu)建模型的適用性。以信度檢驗(yàn)檢驗(yàn)結(jié)果數(shù)據(jù)的可靠性，即采用信度檢驗(yàn)中的某種方法對數(shù)據(jù)反復(fù)測驗(yàn)，得出信度系數(shù)，以判斷該結(jié)果是否一致。信度檢驗(yàn)中運(yùn)用最廣泛的方法是克朗巴赫（Cronbach’sα）信度系數(shù)法，α系數(shù)取值范圍為0～1，一般來說，若α系數(shù)低于0.6，說明數(shù)據(jù)可靠性較低，需考慮重新編制量表；若α系數(shù)為0.7～0.9，則表示數(shù)據(jù)可靠性較強(qiáng)；若α系數(shù)大于0.9，表示數(shù)據(jù)的可靠性非常高[20-21]。本模型中信度檢驗(yàn)結(jié)果見表4，各觀測變量的Cronbach’sα系數(shù)值為0.609～0.887，均在0.6 以上，說明數(shù)據(jù)有較好的一致性，可信度較好。

表4 信度與效度分析結(jié)果Table4 Reliability and validity analysis results

效度檢驗(yàn)是指調(diào)查所得測量值與真實(shí)值的接近程度。效度檢驗(yàn)中一般采用獨(dú)立效標(biāo)測度分析，是以某種獨(dú)立效度作為效度分析的準(zhǔn)則和依據(jù)，每一個量表項目均與獨(dú)立效標(biāo)作相關(guān)分析[22-23]。其結(jié)果未達(dá)到顯著程度的為無效項目，而達(dá)到顯著程度的為有效量表，效度檢驗(yàn)一般通過觀察潛在變量與其對應(yīng)的觀測變量間的標(biāo)準(zhǔn)路徑系數(shù)即驗(yàn)證因子載荷值（Estimate）、潛在變量的平均方差抽取量值（AVE）與組合信度（CR）值。由表4可知，在效度檢驗(yàn)中，潛在變量所對應(yīng)的觀測變量Estimate值為0.680～0.914，AVE值為0.528～0.691，均大于0.5的標(biāo)準(zhǔn)值，CR值為0.701～0.869，均大于0.7，說明模型中的觀測變量聚合效度較好，具有較高的代表性。

5 模型結(jié)果分析

5.1 自然環(huán)境對鄉(xiāng)村人居環(huán)境產(chǎn)生正向影響

通過分析表5所示模型的評估檢驗(yàn)結(jié)果可知，水資源狀況（A）與土地資源狀況（B）對鄉(xiāng)村人居環(huán)境適宜性的標(biāo)準(zhǔn)化路徑系數(shù)（Estimate）分別為0.563與0.311；臨界比值（C.R.）4.450，參考值大于1.96，且P值小于0.001，通過顯著性檢驗(yàn)。說明水資源狀況（A）與土地資源狀況（B）兩項指標(biāo)因子對鄉(xiāng)村人居環(huán)境適宜性產(chǎn)生正向影響。

圖5為模型觀測變量標(biāo)準(zhǔn)化路徑系數(shù)圖。

對比分析圖5的水資源狀況（A）與土地資源狀況（B）的觀測變量標(biāo)準(zhǔn)化路徑系數(shù)可知：

表5 模型評估檢驗(yàn)結(jié)果Table5 Test results of model evaluation

圖5 模型觀測變量標(biāo)準(zhǔn)化路徑系數(shù)圖Fig.5 Standardized path coefficient diagram of model observation variables

1）水資源狀況（A）的標(biāo)準(zhǔn)化路徑系數(shù)總和高于土地資源狀況（B）的標(biāo)準(zhǔn)化路徑系數(shù)總和，表明水資源狀況對鄉(xiāng)村人居環(huán)境適宜性的正向影響稍高于土地資源狀況。

2）水源的布局現(xiàn)狀（A2）對水資源狀況（A）的標(biāo)準(zhǔn)化路徑系數(shù)值為0.801，水質(zhì)狀況(A1)的系數(shù)值為0.795，表明當(dāng)?shù)卮迕裨诳紤]水源的選擇上更看重水源的布局現(xiàn)狀。

3）在土地資源狀況（B）中，耕地狀況(B1)對土地資源狀況的標(biāo)準(zhǔn)化路系數(shù)值為0.697，土地分配（B2）的系數(shù)值為0.756，表明當(dāng)?shù)卮迕裨诳紤]土地因素上更看重土地分配。

結(jié)合與村民的訪談以及相關(guān)歷史資料，可推測其原因如下：

1）張谷英村內(nèi)有南北向河流貫穿整個村落，水系發(fā)達(dá)，分布范圍廣泛，又村內(nèi)自來水的普及率不高，大部分村民生活用水依賴于地下水。因此，村民對河流井水的布局極為看重，使得水資源狀況（A）是影響張谷英村人居環(huán)境適宜性的重要因素。

2）由于張谷英村不斷地開發(fā)建設(shè)旅游資源，所以大部分村民以零售、餐飲、住宿等服務(wù)產(chǎn)業(yè)謀生，加上部分土地集中由村委會管理，村民憑借其土地入股分紅，從而使得村民對耕地的需求變少，而對建設(shè)用地的需求增多。因此，村民更加看重土地資源分配。

5.2 社會環(huán)境對鄉(xiāng)村人居環(huán)境適宜性產(chǎn)生正向影響

社會環(huán)境維度中6項指標(biāo)的臨界比值（C.R.）與P值均在標(biāo)準(zhǔn)值內(nèi)，其中基礎(chǔ)設(shè)施（C）、經(jīng)濟(jì)狀況（D）與醫(yī)療衛(wèi)生條件（J）3項指標(biāo)的P值均在0.001的顯著性水平上通過檢驗(yàn)，而交通狀況（F）、建筑設(shè)施（G）與安全管理狀況（H）3項指標(biāo)P值均在0.05的顯著水平上通過檢驗(yàn)。因此，社會環(huán)境對張谷英村人居環(huán)境適宜性產(chǎn)生正向影響。

由表5可知，對比分析這6項潛在變量指標(biāo)對人居環(huán)境適宜性的標(biāo)準(zhǔn)化路徑系數(shù)，得出基礎(chǔ)設(shè)施（C）對張谷英村人居環(huán)境適宜性的影響度最高，依次為經(jīng)濟(jì)狀況（D）、交通狀況（F）、醫(yī)療衛(wèi)生條件（J）、建筑設(shè)施（G）與安全管理狀況（H）。

觀測變量對相應(yīng)的潛在變量的影響程度則可對比圖5中各觀測變量的標(biāo)準(zhǔn)化路徑系數(shù)值得出。

1）基礎(chǔ)設(shè)施（C）對張谷英村人居環(huán)境適宜性的正向影響最大。從可觀測變量角度分析，村落中供水狀況（C1）、供電狀況（C2）、網(wǎng)絡(luò)通信（C3）、教育設(shè)施（C4）與娛樂設(shè)施（C5）的標(biāo)準(zhǔn)化路徑系數(shù)值分別為0.787,0.763,0.742,0.755,0.720，說明村落供水狀況（C1）、供電狀況（C2）、網(wǎng)絡(luò)通信（C3）與教育設(shè)施（C4）的影響力較大，處于優(yōu)先考慮地位，而娛樂設(shè)施（C5）的影響力較小。由此分析，張谷英村村民將基本的生活保障放在首位，只有先滿足溫飽，才能對生活環(huán)境有進(jìn)一步要求。就此而言，張谷英村水、電、網(wǎng)絡(luò)戶戶皆通，幼、小、初教育設(shè)施配套齊全，村口有大型廣場與健身設(shè)備，說明村民對村內(nèi)基礎(chǔ)設(shè)施建設(shè)較重視。

2）經(jīng)濟(jì)狀況（D）對張谷英村人居環(huán)境適宜性的正向影響程度僅次于基礎(chǔ)設(shè)施（C）。由圖5可知，家庭經(jīng)濟(jì)來源方式（D1）與家庭收入（D2）的標(biāo)準(zhǔn)化路徑系數(shù)分別為0.753,0.830，家庭收入（D2）對張谷英村人居環(huán)境適宜性的影響稍高于來源方式（D1）。綜合分析推測原因?yàn)閺埞扔⒋寰用袷来鸀檗r(nóng)民，村民主張勤儉持家的生活方式，在合法范圍內(nèi)對從事工作的性質(zhì)、強(qiáng)度與內(nèi)容要求較低，以增加或穩(wěn)定家庭收入為定居的考慮因素之一，即對經(jīng)濟(jì)收入非?？粗?。近年來，隨著張谷英村旅游業(yè)的發(fā)展，大部分村民從事旅游服務(wù)相關(guān)工作，收入來源方式基本固定，村民整體經(jīng)濟(jì)水平雖得以提升，但仍不斷發(fā)展副業(yè)，提高收入水平。

3）交通狀況（F）對張谷英村人居環(huán)境適宜性的正向影響包括村民通行方式（F1）與道路配套設(shè)施（F2），村民通行方式（F1）的標(biāo)準(zhǔn)化路徑系數(shù)為0.768，低于道路配套設(shè)施（F2）0.851的標(biāo)準(zhǔn)化路徑系數(shù)值，說明道路的路況與配套設(shè)施在村民心中程度要高于通行方式。推測原因?yàn)閺埞扔⒋寰鄰埞扔⒓?zhèn)中心大約2 km 左右，村民平常出行方式主要為步行與摩托車行為主，對出行方式基本沒有要求。相反，對于道路材質(zhì)、寬度和路燈等道路配套設(shè)施較為看重，泥濘狹窄昏暗的道路，無論村民是哪種出行方式都會受到阻礙，據(jù)訪談?wù){(diào)查了解，就道路通行條件而言，村內(nèi)水泥硬化道路也未達(dá)到戶戶通的狀況，因此，對居民目前的生活有一定消極影響。

4）醫(yī)療衛(wèi)生條件（J）對張谷英村人居環(huán)境適宜性的正向影響也較為重要。便捷舒適的醫(yī)療衛(wèi)生條件（J）能夠提高村落適宜性程度，張谷英村醫(yī)療條件（J1）在村民心中接受度高，對醫(yī)療衛(wèi)生條件（J）的標(biāo)準(zhǔn)化路徑系數(shù)值為0.871。張谷英集鎮(zhèn)上有小型鎮(zhèn)級醫(yī)院與藥店，常有市縣級醫(yī)院醫(yī)生接診，有需要的村民可得到有效醫(yī)治，對于行動不便的村民，也會有醫(yī)生上門問診，使得村民看病方便。張谷英村醫(yī)療條件（J1）在同等級村落中已處于中等水平，基本能滿足村民看病需求。村內(nèi)的廁所條件（J2）與污水處理（J3）標(biāo)準(zhǔn)化路徑系數(shù)值分別為0.724,0.736，其影響程度雖低于醫(yī)療條件（J1），但也是村民考慮的因素之一。如村內(nèi)污水處理與公共廁所的處理由村委會統(tǒng)一安排，污水通過專門的污水管道統(tǒng)一處理排放；公共廁所的打掃由村委會安排村民每天打掃3 次，使村民居住環(huán)境干凈舒適，從而對村民生活環(huán)境影響較小。

5）建筑設(shè)施（G）對張谷英村人居環(huán)境適宜性有正向影響。其建筑風(fēng)貌（G1）、建筑質(zhì)量（G2）的標(biāo)準(zhǔn)化路徑系數(shù)分別為0.823,0.750，低于綠化率（G3）的系數(shù)值0.902，說明村民對居住環(huán)境的綠化環(huán)境越來越來看重。通過調(diào)查得知，張谷英村作為中國傳統(tǒng)村落之一，其歷史建筑保存完好，部分歷史建筑依舊有人居住，加上建造技術(shù)的不斷改進(jìn)，各類建筑物質(zhì)量較好，新舊建筑風(fēng)貌保持一致，與周邊環(huán)境融為一體；因此，村民更加注重建筑周邊環(huán)境的觀賞性。而現(xiàn)在村民的審美觀念也發(fā)生改變，大部分年輕人喜歡現(xiàn)代簡約的建筑風(fēng)格，使得村民對村內(nèi)的建筑風(fēng)貌（G1）、建筑質(zhì)量（G2）的要求低于綠化率（G3）水平。

6）安全管理狀況（H）對張谷英村人居環(huán)境適宜性的正向影響較低。觀察圖5與表5可知，安全管理狀況（H）的觀測變量標(biāo)準(zhǔn)化路徑系數(shù)整體低于其他系數(shù)，且其對人居環(huán)境適宜性的標(biāo)準(zhǔn)化路徑系數(shù)值也低于其它潛在變量的值。因此，安全管理狀況（H）對張谷英村人居環(huán)境適宜性的正向影響程度低于其它潛在變量。推測其原因是目前大部分村落的安全程度都比較高，村民的安全意識越來越強(qiáng)，所以這項指標(biāo)對村民是否定居張谷英村的影響沒有上述指標(biāo)因素大，對張谷英村人居環(huán)境適宜性的正向影響也較低。

6 結(jié)論

本文基于AMOS 軟件從鄉(xiāng)村自然環(huán)境與社會環(huán)境兩個維度提煉分析了張谷英村人居環(huán)境適宜性指標(biāo)因子，構(gòu)建了鄉(xiāng)村人居環(huán)境適宜性影響指標(biāo)結(jié)構(gòu)模型，探究得出：

1）張谷英村自然環(huán)境與社會環(huán)境兩個維度中所蘊(yùn)含的8項指標(biāo)變量對其人居環(huán)境適宜性影響均為正向。受張谷英村地勢狀況、居民生活需求、村委會政策等影響，使得指標(biāo)的路徑系數(shù)、臨界比值（C.R.）與P值不同，但均在標(biāo)準(zhǔn)值內(nèi)并通過顯著性檢驗(yàn)，說明水資源狀況、土地資源狀況、基礎(chǔ)設(shè)施、經(jīng)濟(jì)狀況、交通狀況、醫(yī)療衛(wèi)生條件、建筑設(shè)施與安全管理狀況對張谷英村人居環(huán)境的適宜性產(chǎn)生正向影響。

2）不同維度不同指標(biāo)對張谷英村人居環(huán)境適宜性影響程度不同。就自然環(huán)境維度而言，張谷英村的不斷發(fā)展使得村內(nèi)耕地逐漸轉(zhuǎn)變?yōu)榻ㄔO(shè)用地，土地資源的影響逐漸降低，而張谷英村地勢影響使得村民生活用水主要依靠其地下水資源，水系的分布對其影響依舊存在。因此，水資源狀況指標(biāo)變量對人居環(huán)境適宜性的影響力高于土地資源狀況；其中在考慮水源的選擇上更看重水源的布局現(xiàn)狀，在考慮土地因素上更看重土地分配。

就社會環(huán)境維度而言，基礎(chǔ)設(shè)施對張谷英村人居環(huán)境適宜性的影響程度最大，建筑設(shè)施與安全管理狀況的影響程度最低。基礎(chǔ)設(shè)施建設(shè)關(guān)系到村民的日常生產(chǎn)生活，是村民的基本保障，特別是供水、供電、通信指標(biāo)因子影響指數(shù)較大；經(jīng)濟(jì)狀況對張谷英村人居環(huán)境適宜性的影響也處于較高水平，經(jīng)濟(jì)水平的高低最直觀地反映在村民的收入水平上。隨著社會的穩(wěn)定發(fā)展，村落的管理方式越來越好，安全性對人居環(huán)境適宜性的影響會慢慢降低。

隨著國家對于美麗宜居鄉(xiāng)村的建設(shè)、鄉(xiāng)村振興戰(zhàn)略政策的出臺，科技工作者對于鄉(xiāng)村人居環(huán)境適宜性的研究層次越來越深入，研究方法也越來越多。本研究所建立的鄉(xiāng)村人居環(huán)境適宜性結(jié)構(gòu)模型及其變量所產(chǎn)生的影響程度，是基于傳統(tǒng)村落張谷英村的調(diào)研數(shù)據(jù)，對其它傳統(tǒng)村落或歷史文化名村的人居環(huán)境適宜性指標(biāo)變量的確立、影響程度的探究有一定的參考意義，但也只是一種理論探索。對我國不同環(huán)境不同類型的鄉(xiāng)村人居環(huán)境適宜性指標(biāo)變量的選取，以及其產(chǎn)生的影響程度，還需根據(jù)各鄉(xiāng)村特色進(jìn)一步檢驗(yàn)與完善。