農村居民生活質量評價結構的設計與實證檢驗

楊金龍

(煙臺大學 經管學院，山東 煙臺 264005)

一、引言

作為生活等級的代名詞，生活質量“不僅包括實際條件的客觀特征，還包括基于對生活條件的主觀認識與評價的個體的主觀福利。”注周長城、饒權：《政策層面的生活質量指標體系》，《江蘇社會科學》2002年第1期。關于生活質量的探討始于上世紀30年代的美國，1933年胡佛研究中心對美國生活各層面的動向進行了系統討論，50年代后期美國制度經濟學家約翰·加爾布雷斯(J.K. Calbrith)首次提出“生活質量”這一概念。此后，生活質量及其衍生的話題成為社會科學研究的一個重要領域，社會學、心理學、經濟學、政治學等學科都對其展開了有益探索，并逐漸形成了三種研究傾向：一是對概念、內涵的界定(例如Campbell等，1976；WHO，1993；Sarvimaki，2000)；二是居民生活質量的評量設計與實證研究(例如Day，1987；Schwartz，1992；Cummins，2000)；三是生活質量的理論化探討(例如A.米克勞斯，1974；Liu，1976)。其中，評量體系的構建成為近年來國內學界深入研討的重點，一些測度的工具和方法也不斷地被學者們提出，胡榮(1996)以工作、居住環境、家庭生活、業余文化生活四個層面32個評價項設計出廈門市居民生活質量評價體系，并展開了實證調查；注胡榮：《廈門市居民生活質量調查》，《社會學研究》1996年第2期。范伯乃(2006)通過收入、消費、教育、居住、健康、生活設施、文化休閑、社會治安、社會保障和生態環境10個領域，30個指標建立了中國城市居民生活質量評價系統；注范伯乃：《我國城市居民生活質量評價體系的構建與實際測度》，《浙江大學學報》(人文社科版)2006年第4期。劉晶(2011)運用因子分析法，構建由經濟狀況與消費水平、居住條件與家庭設施、軀體健康與心理健康、社會支持、閑暇生活質量、生活滿意度評價等六個維度16個指標組成的城市居家老人生活質量指標體系。注劉晶：《因子分析法在城市老年人口生活質量綜合評價中的應用研究》，《華東理工大學學報》(社科版)2011年第5期。王偉然(2011)針對農民科技、培訓需求等方面精心設計了34個相關問題，對山東省17個地市的農民科技需求進行了調查問卷，對山東省農民科技需求情況進行定量分析。注王偉然：《農民獲取和使用科技影響因素實證分析》，《山東社會科學》2011年第12期。

總體上看，已有文獻基本上聚焦于城市或某一特定的群體，但卻少有以農村居民為研究對象。眾所周知，我國城鄉之間發展水平和生產方式存在著巨大差異，以及鄉土社會自身難以復制的資源特質與文化性格，從根本上決定了我們無法直接采用現有指標體系對農村居民生活狀況進行科學、有效地測度。事實上，作為一個擁有9億農業人口的大國，沒有農村的繁榮富足，就很難有中國經濟穩定持續的發展，沒有農民生活質量的迅速提高，全面建成小康社會這一目標也就無從談起。因此，從滿足我國農村社會發展的實際需要和解決農民群眾的實際問題出發，構建一套系統、科學并符合鄉村社會特質的生活質量評價體系具有十分重大的理論意義和實踐價值。

本文基于黨的十八大“強農惠農富農”政策方針以及“深入推進新農村建設”的戰略部署，以山東農村地區為研究樣本，運用探索性因素分析(EFA)和驗證性因素分析(CFA)，對我國農村居民生活質量的影響因子和評量結構進行實證研究，以期準確觀測和評價我國農村居民的生活質量，為農村政策的制定提供借鑒和支持。

二、實證研究設計

(一)研究方法與流程

以往評價指標的研究文獻大都傾向于從概念和文本分析中提取觀測變量，本文在變量選擇上遵循Compell(1976)所采取的立基取向和研究原則，即“客觀指標只是影響生活經驗的間接因素，主觀指標才能直接測量個人的生活經驗，要了解生活品質的經驗，必須去詢問個人對生活的感受”。[注]Campbell，A. P. Converse，and W. Rodgers(1976)The Quality of American Life：Perceptions，Evaluations and Satisfactions，New York：Russell Sage Foundation.采用開放式問卷調查、專家咨詢等方法來提取觀測變量，并借助SPSS19.0和AMOS18.0進行探索性因素分析(EFA)和驗證性因素分析(CFA)。

本研究首先通過開放式問卷調查方式獲取農民生活質量的影響因素，經過課題組成員對調查結果的分析整理，提煉出影響鄉村居民生活的主要因素。在此基礎上，邀請相關領域的專家加以篩選和補充，擬定預試題本進行預調研，并根據反饋結果對問卷做進一步修正及探索性因子分析，據此確定農民生活質量評價結構模型的構成維度。然后，通過對1423人的正式調查所得數據進行驗證性因素分析，檢驗模型的擬合情況和信效度。

(二)變量選擇

變量設計分為兩個階段：第一階段，課題組以“你認為影響生活質量的因素有哪些”為題在山東省10個縣(市、區)的農村地區展開了開放式問卷調查。考慮到人們對影響因素的判斷“除了與現實的環境有關外，還和本人以及其家庭的背景，即參考基準有關。”[注]盧淑華，韋魯英：《生活質量與人口特征關系的比較研究——北京、西安、揚州三市部分地區調查》，《北京大學學報》(哲社版)1991年第3期。因此，為了最大限度地考察和判斷影響農民生活質量的影響因子，增強調查結果的全面性和代表性，我們采取了分層隨機抽樣的方法，即先將調查對象加以歸類，后利用隨機抽樣法均勻的抽取樣本，調查對象中男性占53%，女性占47%，受訪者年齡在18—73歲之間，共走訪農民1235人。基于調查結果，經課題組成員的討論和歸類，提煉出影響農村居民生活質量的因素45項。第二階段，通過專家咨詢方式對題項做進一步的優化組合，我們邀請相關領域的5位專家反復討論，對初步擬定的變量進行修正和補充，剔除意義重疊的因素5項，同時提出4個新增影響變量。經過兩個階段的調研，初步形成由44項因素構成的預試問卷。

(三)問卷修訂與評價結構的探索性分析

在開放式問卷調查和專家咨詢的基礎上，編制了《農民生活質量滿意度調查問卷》。以便利性取樣原則，在研究者所工作的Y市5個鄉鎮進行實地走訪，隨機抽選275位村民進行了預調查，男性占53.7%，女性占46.3%，平均受教育程度為8年。經過整理剔除填答不完整的問卷18份，有效問卷為257份。課題組運用SPSS19.0社會科學統計軟件包對257份有效問卷進行均值、偏態系數、標準差等描述統計分析。根據分析數據，刪除了均值過于極端的因素3項，偏態系數過大的因素1項、標準差過小2項，共剔除6項，保留38項。

采用探索性因子分析法對上述確定的38項變量進行降維，以探究評價體系的內在結構及觀測變量的特征。通過最大方差法做正交轉軸，設定特征值大于1。分析結果顯示，共提取8個公因子，其累計貢獻率為75.069%，說明8個因子對于原始變量的解釋力較好。根據每個公因子所含高負荷變量的內涵，將它們分別命名為收入就業、社會保障、醫療衛生、住房交通、文化教育、社會安全、政府績效和自然生態。

經逐題詳盡檢驗發現，有兩個題項的因子負荷小于0.5，根據Bagozzi和Yi(1998)的研究，“因子負荷太低表示該觀測變量作為潛在因素的指標不太適合，因子負荷最好介于0.5—0.95之間。”[注]Bagozzi，R. P.，& Yi，Y.(1988). On the evaluation of structural equation models. Academy of Marketing Science Journal，16(1)，74—94.因此，將它們予以刪除，最終保留36個觀測變量。

探索性因子分析結果表明，農村居民生活質量評價結構由收入就業、社會保障、醫療衛生、住房交通、文化教育、社會安全、政府績效和自然生態等8個向度，36個觀測變量組成，同時這些觀測變量與個人特質變量共同形成了最終的調查問卷(見表1)。

三、實證分析和研究發現

(一)數據采集

正式調查選擇了山東省的M縣、D縣和J縣為數據采集地。M縣位于東部沿海地區，二、三產業較發達，其中以電子信息和食品加工為縣域經濟增長的拉動點，隨著山東半島藍色經濟區的建設，M縣的經濟發展迅速；D縣處于魯中地區，縣域經濟發展主要依靠牧業和原材料加工，第二產業相對發展較快，而第三產業比重較小，經濟發展平緩；J縣位于魯西地區，該縣依然以傳統農業為主要經濟收入，雖然自然資源條件較好，但并沒有得到充分利用，經濟發展滯后。從涉及的地域看，上述三個縣之間的產業結構差異很大，農村社會經濟發展呈現高、中、低梯次格局，基本上可以反映出山東省農村的整體態勢，同時也與全國農村的發展狀況極為相似。因此，調查數據能夠在一定程度說明中國農村的現實樣態，具有代表性。

調查過程采用隨機抽樣方式，要求受訪農民根據自身的認知和感受，按照問卷所列問題逐項進行評分。題項測量采用李克特五級量表，分為“非常滿意”、“滿意”、“一般”、“不滿意”和“非常不滿意”五個等級，與之相對應的賦值分別為5、4、3、2、1。課題組共發放問卷1500份，收回1423份。其中，在M縣、D縣和J縣各發放問卷500份，分別收回463份、478份和482份。從樣本性別結構上看，男性為675人，占47.4%，女性為748人，占52.6%；從受訪農民年齡上看，20—40歲為395人，40—60歲為616人，60歲以上為412人；從受教育狀況看，小學以下的比例為18.1%，小學以上初中以下(含初中)為62.4%，高中或中專為15.1%，大專及以上為4.4%；從收入情況分布來看：1萬元以下占5.8%，1萬—2萬元占19.4%，2萬—4萬元占63.5%，4萬元以上占11.3%。因此，本文樣本的取樣結構較為合理。

(二)信效度檢驗

信度檢驗主要是評價量表的可靠性，即測量的穩定程度。本文數據采集是根據被調查農民對其生活狀況的態度傾向進行評分得到的，因此，運用cronbach's 系數作為判定量表信度的標準更為適合。根據測量學通規，“cronbach's 系數達到0.70即認為可以接受”。[注]Nunnally JC. Psychometric theory. 2nded. NewYork: McGraw-Hill，1978.分析結果顯示，8個向度的cronbach's 系數分別為0.835、0.816、0.885、0.820、0.833、0.835、0.907、0.800，量表的總體信度為0.959。由此說明，該量表具有良好的內部一致性。

在效度檢驗方面，由于本研究問卷編制是以開放式調查獲取影響農民生活質量的因素，并邀請相關領域專家篩選和補充，在此基礎上進行了預調查，根據調查反饋的結果對問卷做了進一步的修訂，因此可以認為量表具有較好的內容效度。

收斂效度則通過檢驗因子載荷系數和顯著度來判斷。Tabachnica和Fidell(2007)認為，“因子負荷大于0.55時，潛在變量能夠解釋觀測變量將近30%的變異，即可以宣稱良好，達到0.50即可接受。”[注]Tabachnick，B，G & Fidell，L，S(2007).Using multivariate statistics(5thEd.).Boston，MA:Allyn & Bacon.經過檢驗，因子負荷量分布在0.53—0.87區間內，且均達到顯著性水平，說明各因子向度之間具有較高的收斂效度。

(三)驗證性因子分析

為了對前述設計模型進行檢驗，深入探討由八個因素構成的評價結構是否具有適切性，本文借助AMOS17.0軟件采用極大似然估計，對整體模型的擬合程度進行檢驗。

表1 最終觀測變量題項

根據邱皓政、林碧芳(2009)對于模型適配的檢驗標準，[注]邱皓政、林碧芳：《結構方程模型的原理與應用》，中國輕工業出版社2009年版。模型擬合良好與否的適配標準值分別為：χ2/df小于2，RMR、 RMSEA小于0.05，GFI、AGFI、IFI、CFI及NFI大于0.9。檢驗結果顯示：除χ2/df 為2.730未能達到最佳擬合標準值，但在可接受的范圍內；RMR為0.032，RMSEA為0.048，均小于0.05，是較好的擬合；相對擬合指數 GFI、AGFI、IFI、CFI、NFI分別為0.923、0.915、0.952、0.961和0.950，均大于0.90的臨界值，說明具有良好的適配度。綜合各項擬合指數，課題組得出農村居民生活質量評價模型的整體擬合效果較理想。

基于上述數據可以做出判斷，經由收入就業、社會保障、醫療衛生、住房交通、文化教育、社會安全、政府績效和自然生態等八個探索性因素組成的農村居民生活質量評價模型獲得了驗證支持，具有適用性和實踐操作性，可以有效測量農村居民的生活質量。

課題組在量表編制的實證調研過程中，通過與農民的訪談和對問卷的綜合分析發現：

農民實際收入水平與預期之間尚有較大差距。對1423份有效樣本的統計可以看出，認為自己經濟狀況“一般”的農民有762人，占53.5%；對經濟狀況“不滿意”的農民有302人，占21.2%；“非常不滿意”者為238人，占16.7%；對經濟狀況“滿意”的農民僅有121人，占8.6%；而在樣本中并未出現“非常滿意”的數據，表明經濟收入仍然是影響農民對生活質量認知和評價的主要因素。

農村社會保障有待完善，尤其是在基本養老保險和農民最低生活保障兩個觀測題項上。對于農村基本養老保險“滿意”的樣本為90份，僅占6.3%，而“不滿意”和“非常不滿意”的比例達65.7%；在農民最低生活保障層面，認為“不滿意”和“非常不滿意”的受訪者為716人，占50.3%。由此可見，完善農村社會保障體系能夠顯著提升農民的生活質量。

醫療衛生趨于比較滿意的狀態。本次實證調查對鄉村醫療衛生表示“滿意”和“非常滿意”的樣本共803份，占樣本總量的56.4%，認為“一般”者為325人，占22.8%。其中，農民對預期壽命的滿意度較理想，隨著醫療衛生水平的提高，農村地區高壽老人也在不斷增多。這表明，政府對公共衛生的重視程度和持續加大的投入力度。

住房交通具有良好的滿意度。基于樣本數據，有近60%的受訪農民對住房交通表示“滿意”，認為“非常滿意”的比例為9.7%，認為“一般”者為263人，占18.5%；只有67位農民(4.7%)表示“非常不滿意”。調查數據顯示，山東省農村的村容建設取得了一定成效。

農村文化教育資源供給與農民的需求還存在一定差距。調查樣本分析顯示，23.7%的農民對文化教育表示“不滿意”，11.5%的表示“非常不滿意”，有近50%的樣本認為“一般”。結果表明，回應農村文化產品與教育資源的供給需求將有助于得到農民的支持與認可，同時將會對農民生活滿意度的提高有顯著的正向影響。

社會安全環境仍需要進一步優化。調查數據顯示，45.7%的樣本認為社會安全“一般”，“不滿意”和“非常不滿意”的分別占11.5%和5.6%。其中，食品藥品安全的滿意度最低，約一半的受訪農民表示“不滿意”。從與農民的訪談中獲知，一些已過期的食品、藥品往往仍在農村地區銷售，假農藥、假種子事件對農民的生產生活產生非常大的負向影響。

政府績效的調查顯示結果較理想，認為“非常滿意”和“滿意”的樣本比例之和為877人，占61.6%，高于“不滿意”和“非常不滿意”之比例(25.8%)。在政府績效測度的子系統中，惠農政策制定和實施的滿意度最高，表示“滿意”和“非常滿意”的受訪農民比例近80%，而在公共產品提供和基層政府行政廉潔層面，“滿意”比例分別為45.7%和42.3%。對此，農民期待回應的意愿比較強烈，希望能夠得到迅速的改觀。

農村生態環境問題亟待解決。60%以上的受訪農民認為自然生態環境“一般”，“不滿意”和“非常不滿意”的比例占27.6%。調查發現，由于缺少系統性規劃，目前農村地區的生活垃圾、生活污水、禽畜養殖污染等問題依然未能得到有效治理，與此同時，城市工業污染也呈現出向農村轉移的趨勢，生態環境的變化正在對農民的生產生活產生越來越大的負外部性，不僅威脅著他們的身體健康，也制約著農村經濟社會的進一步發展。

四、結論

近十年來，國家連續出臺了9個“一號文件”，黨的十八大再次明確了“強農惠農富農”的政策方針和“深入推進新農村建設”的戰略部署，鄉村民生建設已成為重要的政策與學術研究議題，而對于農村居民生活質量的討論則是檢視鄉村社會發展，以及農村政策取向的重要基礎和平臺。

本文研究發現，經濟因素仍然是當下影響農村居民生活質量的最重要因素。在現階段的我國鄉村地區，經濟收入對居民生活質量影響的基礎地位并未改變，二者之間存在顯著的正向關聯。因為，相對于城市我國農村經濟的整體發展水平還處于較低階段，根據馬斯洛需求層次理論，在經濟欠發達地區，衣、食、住、行等基本需求或物質需要占主導人數比重較大，而諸如情感、自我實現等精神因素需求則較小。同時，在特定的公共場域下，經濟因素通常可以通過人際關系，社會地位等中介變量的傳導，對生活品質間接地產生影響，而在鄉村這一十分注重人脈關系的“熟人社會”中，這種傳導作用尤為明顯。如近些年，經濟精英對新農村建設與鄉村治理的影響日漸式強，他們在經濟“成就”因素的影響下，不僅大大提升了在村莊空間存在的自我“位置”，同時也更好地獲取了生活質量的滿足感。

教育因素的影響顯現令人費解的一面。經與農民的訪談發現，大部分受訪者對教育質量的要求不斷提高，對當前教育資源供給狀況表示“一般”或者“不滿意”比例較高，與此同時，他們對“讀書改變命運”的期望值較之于以往有所降低，隨著鄉村社會的日益開放，高等教育已不再被視為個人發展不可或缺的重要機會。顯然，這與目前大學生就業難、薪酬低的大背景有關。

作為評價農村居民生活質量的重要群體，農村老年人的生活狀況不容樂觀。從調查結果來看，隨著年齡的增長，農村老年人逐漸喪失了勞動能力，從而失去了維系基本生活的收入來源。由于我國農村社會保障體系尚不健全以及社會支持的普遍缺位，使得這一群體日常生活的經濟支撐和照顧要在極大程度上依賴自己的子女。但是，調查發現農村老年人從子女那里所能得到的支持往往很有限，有時也會因贍養問題而產生家庭矛盾。一些子女因自身經濟能力或其它問題難以履行義務，尤其是在經濟欠發達地區，很多青壯年外出務工，老年人缺少應有的照料，加之不確定的健康因素，使得他們生活質量滿意度普遍偏低。

很顯然，我國農村居民經濟收入對于生活質量影響的基礎地位并未改變，二者之間存在顯著的正向關聯。為此，政府要加大對農村的轉移支付力度，繼續貫徹落實“少取多予”的方針政策，同時要重視并優化農村社會保障體系建設，優先化解農村教育問題。此外，對于農村的環境污染問題、生態破壞問題，要加大治理力度，實現經濟與環境的和諧發展。