陳燕芽 鄭永君

（華中師范大學(xué)中國農(nóng)村研究院 武漢 430079）

1 研究背景與提出問題

改革開放以來，隨著經(jīng)濟(jì)與社會的發(fā)展，廣大農(nóng)民群體的衣、食、住、行等物質(zhì)需要得到基本滿足。依據(jù)需要層次理論，當(dāng)人們物質(zhì)需求得以滿足后，就會尋求更高層次的精神文化需求的滿足。而我國的農(nóng)村文化建設(shè)仍然面臨處境邊緣化、供給貧乏、投入不足、發(fā)展緩慢等困境，農(nóng)民文化生活較為枯燥[1]。如何滿足廣大農(nóng)民群體日益增長的精神文化需求成為國家治理中亟待解決的重要議題。2013年11月12日，十八屆三中全會《決定》提出“構(gòu)建現(xiàn)代公共文化服務(wù)體系，建立公共文化服務(wù)體系建設(shè)協(xié)調(diào)機(jī)制，統(tǒng)籌服務(wù)設(shè)施網(wǎng)絡(luò)建設(shè)，促進(jìn)基本公共文化服務(wù)標(biāo)準(zhǔn)化、均等化”[2]。2015年1月14日，中共中央、國務(wù)院提出《關(guān)于加快構(gòu)建現(xiàn)代公共文化服務(wù)體系的意見》指出，“統(tǒng)籌推進(jìn)公共文化服務(wù)均衡發(fā)展，促進(jìn)城鄉(xiāng)基本公共文化服務(wù)均等化”，“提升公共文化設(shè)施建設(shè)、管理和服務(wù)水平，加強(qiáng)公共文化產(chǎn)品和服務(wù)供給”[3]。2017年10月18日，黨的十九大報(bào)告進(jìn)一步指出“完善公共文化服務(wù)體系，深入實(shí)施文化惠民工程，豐富群眾性文化活動”[4]。中央通過構(gòu)建公共文化服務(wù)體系、促進(jìn)城鄉(xiāng)基本公共文化服務(wù)均等化等方式來滿足廣大農(nóng)村地區(qū)農(nóng)民群體的公共文化需要。

一方面，我國公共文化財(cái)政投入逐年增加。2006年至2016年，我國文化事業(yè)費(fèi)占財(cái)政總支出的比重最高為2016年的0.41%，最低為2010年和2011年的0.36%，總體維持在0.40%上下。由于我國經(jīng)濟(jì)高速發(fā)展，國家財(cái)政總支出逐年提高，因此我國人均文化事業(yè)費(fèi)從2006年的11.91元增長到2016年的55.74元，平均增長率維持在10%以上。另一方面，我國公共文化服務(wù)城鄉(xiāng)差異逐步縮小。1995年縣以上城市的公共文化事業(yè)費(fèi)占總費(fèi)用比例為73.2%，縣及以下農(nóng)村的公共文化事業(yè)費(fèi)占總費(fèi)用比例僅為26.8%，城鄉(xiāng)差距明顯。2010年，城鄉(xiāng)公共文化事業(yè)費(fèi)占總費(fèi)用比例分別為64.0%和36.0%，城鄉(xiāng)非均衡狀況有所改善。其后，2011年至2015年間，城鄉(xiāng)公共文化事業(yè)費(fèi)比例基本持平，城市略微高于農(nóng)村。2016年，城鄉(xiāng)公共文化事業(yè)費(fèi)比重分別為48.1%和51.9%，農(nóng)村首次超過城市。文化演出團(tuán)體赴農(nóng)村演出場次151.60萬場，比上年增長9.0%，占總量的65.7%?；菁稗r(nóng)村觀眾6.21億人次，比上年增長6.2%。

在中央的重點(diǎn)關(guān)注和財(cái)政的傾斜投入下，我國農(nóng)村公共文化供給有了長足的進(jìn)步。公共文化廣場、農(nóng)家書屋、文化活動室等公共文化設(shè)施建設(shè)日益普及；電影下鄉(xiāng)、送戲下鄉(xiāng)、圖書下鄉(xiāng)等公共文化下鄉(xiāng)活動層出不窮；鄉(xiāng)村運(yùn)動會、村莊大舞臺、農(nóng)民才藝表演等公共文化參與平臺越發(fā)豐富。公共文化服務(wù)供給的最終目標(biāo)在于改善人們生活狀況、提升人們生活品質(zhì)。在我國農(nóng)村公共文化供給不斷增長、日益豐富的狀況下，需要我們回答的問題是：公共文化供給是否對農(nóng)民生活質(zhì)量產(chǎn)生影響；公共文化供給對農(nóng)民生活質(zhì)量產(chǎn)生了什么影響；如果公共文化供給改善了農(nóng)民生活，那么其影響機(jī)制如何。

2 理論基礎(chǔ)與研究假設(shè)

20世紀(jì)60年代的“社會指標(biāo)運(yùn)動”形成了生活質(zhì)量（QOL, Quality of Life）的概念。這一概念改變了以往只注重物質(zhì)生活水平的局限，逐漸強(qiáng)調(diào)多元視野的社會發(fā)展目標(biāo)。生活質(zhì)量不僅強(qiáng)調(diào)物質(zhì)財(cái)富增加，而且注重健康、社會關(guān)系、自然生態(tài)等非物質(zhì)的生活。國際學(xué)術(shù)界對生活質(zhì)量的研究主要側(cè)重于主觀方面，并以個(gè)人的幸福作為研究的中心或出發(fā)點(diǎn)[5]。對于生活質(zhì)量的解釋和衡量，有兩種不同的思路：第一，利用包含著情緒、情感體驗(yàn)的幸福程度，即生活幸福感來解釋和測量生活質(zhì)量；第二，利用對于期望和目標(biāo)間差異的判斷和認(rèn)知體驗(yàn)的滿意程度，即生活滿意度來解釋和測量生活質(zhì)量。國內(nèi)的學(xué)者也多用生活幸福感[6]和生活滿意度[7]來指代生活質(zhì)量。林南、盧漢龍綜合兩個(gè)思路，認(rèn)為生活質(zhì)量包括認(rèn)知、情感和行為三個(gè)層面，具體指的是生活滿意度、精神上的幸福感以及反饋性公益行為[8]。

生活質(zhì)量受到多方面因素的影響。首先，個(gè)體、家庭及工作特征對生活質(zhì)量產(chǎn)生影響。不同婚姻狀況、收入、年齡、文化程度的居民在不同領(lǐng)域的生活滿意度方面存在著顯著性差異[9]。受教育程度、是否參加職業(yè)技能培訓(xùn)、合同簽訂情況、職業(yè)、行業(yè)、所有制、是否有本市戶口等因素對農(nóng)民工的生活質(zhì)量產(chǎn)生顯著影響[10]。第二，公共服務(wù)對生活質(zhì)量產(chǎn)生影響。公共服務(wù)績效與公民幸福感呈顯著正相關(guān)[11]。公共服務(wù)滿意度會顯著影響居民主觀幸福感[12]。公共服務(wù)的供給程度和村莊民主的發(fā)育程度對農(nóng)戶的幸福感有顯著的正向影響，但民主化卻削弱了公共服務(wù)對農(nóng)戶幸福感的影響[13]。城市化和基本公共服務(wù)供給對居民主觀幸福感的存在影響，并且這種影響存在地域差異[14]。公共服務(wù)發(fā)展與城鎮(zhèn)化的協(xié)調(diào)度越高，幸福感越高[15]。第三，區(qū)域差異對生活質(zhì)量產(chǎn)生影響。居民生活質(zhì)量在區(qū)域上存在顯著差異，城鎮(zhèn)化水平與居民生活質(zhì)量存在一個(gè)由不協(xié)調(diào)到協(xié)調(diào)的過程[16]。東中西區(qū)域差異對農(nóng)民工的生活質(zhì)量產(chǎn)生顯著影響[11]。

以往的研究較多考察總體公共文化服務(wù)對農(nóng)民生活質(zhì)量的影響，較少單獨(dú)考察公共文化服務(wù)的影響效應(yīng)。對于影響生活質(zhì)量的文化因素，國外研究者考察宗教信仰對生活質(zhì)量的影響，認(rèn)為宗教可以解釋生活的意義并促進(jìn)幸福，提升生活質(zhì)量[17]。國內(nèi)學(xué)者認(rèn)為，村莊公共文化服務(wù)發(fā)展程度對農(nóng)戶幸福感有顯著的正向影響，其每增長1個(gè)百分點(diǎn)帶來的農(nóng)戶幸福感的增長，相當(dāng)于農(nóng)戶家庭年總收入提高0.614個(gè)百分點(diǎn)帶來的幸福感增長[18]。

文章研究的核心議題是公共文化供給對農(nóng)民生活質(zhì)量的影響。對于主觀生活質(zhì)量的測量，依據(jù)以往研究經(jīng)驗(yàn)，我們選取生活滿意度作為指標(biāo)之一。同時(shí)，我們認(rèn)為生活壓力可以從反面對主觀生活質(zhì)量進(jìn)行評價(jià)，生活壓力越大表示生活質(zhì)量越差，生活壓力越小則生活質(zhì)量越好，因此我們選取主觀生活壓力作為另一個(gè)指標(biāo)。通過一正一反兩個(gè)測量指標(biāo)，相互對照、相互印證，更好地考察公共文化供給對農(nóng)民主觀生活質(zhì)量的影響機(jī)制。

結(jié)合以往研究，我們認(rèn)為公共文化供給能夠從改變村莊面貌、豐富文化生活、促進(jìn)公共參與以及營造健康氛圍四方面改善和提升農(nóng)民主觀生活質(zhì)量。第一，公共文化供給為村莊建設(shè)公共文化設(shè)施，能夠改善村莊的面貌，為農(nóng)民提供公共文化活動場所，進(jìn)而提升其主觀生活質(zhì)量；第二，公共文化供給中的服務(wù)下鄉(xiāng)能夠?yàn)檗r(nóng)民提供豐富的文化活動，滿足其精神文化需求，進(jìn)而提升其主觀生活質(zhì)量；第三，公共文化供給中的參與性文化活動能夠促進(jìn)農(nóng)民內(nèi)生性公共參與，提升其參與感和獲得感，最終提升其主觀生活質(zhì)量；第四，公共文化供給可在村莊中營造一種健康向上的社會氛圍，進(jìn)而提升其主觀生活質(zhì)量。通過以上分析，故提出基本研究假設(shè)：

H0：公共文化供給對農(nóng)民生活質(zhì)量產(chǎn)生顯著影響，兩者成正相關(guān)。具體機(jī)制是公共文化供給越多，農(nóng)民主觀生活質(zhì)量越高。

后文通過因子分析將公共文化供給分為文化設(shè)施建設(shè)、文化服務(wù)下鄉(xiāng)和參與性文化活動三個(gè)方面，而農(nóng)民主觀生活質(zhì)量由生活滿意度和主觀生活壓力兩方面指標(biāo)測量。因此依據(jù)假設(shè)H0可得出如下推論假設(shè)：

H1：公共文化供給越多，農(nóng)民生活滿意度越高。H1.1公共文化設(shè)施建設(shè)越多，農(nóng)民生活滿意度越高；H1.2公共文化服務(wù)下鄉(xiāng)越多，農(nóng)民生活滿意度越高；H1.3參與性公共文化活動越多，農(nóng)民生活滿意度越高。

H2：公共文化供給越多，農(nóng)民主觀生活壓力越小。H2.1公共文化設(shè)施建設(shè)越多，農(nóng)民主觀生活壓力越??；H2.2公共文化服務(wù)下鄉(xiāng)越多，農(nóng)民主觀生活壓力越?。籋2.3參與性公共文化活動越多，農(nóng)民主觀生活壓力越小。

3 數(shù)據(jù)、變量與方法

3.1 數(shù)據(jù)來源

文章數(shù)據(jù)來源于華中師范大學(xué)中國農(nóng)村研究院“百村觀察”項(xiàng)目在全國31個(gè)省/直轄市/自治區(qū)（不包含港、澳、臺地區(qū)）開展的農(nóng)村綜合問卷調(diào)查。調(diào)查包括村莊和農(nóng)戶兩個(gè)層面數(shù)據(jù)，文章以農(nóng)戶層面數(shù)據(jù)為分析對象。調(diào)查采取分層抽樣和隨機(jī)抽樣相結(jié)合的方法展開：第一，依據(jù)各省份農(nóng)村人口比例，按照目標(biāo)樣本總量來分配各省樣本村莊數(shù)量；第二，在各省內(nèi)依照縣域經(jīng)濟(jì)發(fā)展水平進(jìn)行分層抽樣選取樣本縣，并在樣本縣內(nèi)隨機(jī)抽取樣本村莊；第三，對樣本村莊中的農(nóng)戶依照家庭經(jīng)濟(jì)水平進(jìn)行分層，并從各層中分別隨機(jī)抽取農(nóng)戶調(diào)查樣本。調(diào)查中戶主或家庭主要決策者為主要受訪對象。調(diào)查覆蓋31個(gè)省份的267個(gè)村莊，共獲得有效樣本3445個(gè)，分布范圍較廣，樣本具有代表性。

3.2 變量設(shè)計(jì)

3.2.1 因變量

文章研究的核心問題是公共文化供給對農(nóng)民生活質(zhì)量的影響，那么因變量是農(nóng)民生活質(zhì)量。對于生活質(zhì)量的評價(jià)和測量，包括客觀生活質(zhì)量和主觀生活質(zhì)量兩種不同方法。前者關(guān)注經(jīng)濟(jì)收入、身體健康、營養(yǎng)攝入等客觀指標(biāo)；后者則聚焦生活滿意度、生活幸福感等主觀指標(biāo)。公共文化供給本身屬于精神文化類公共產(chǎn)品，對于農(nóng)民生活質(zhì)量的提升更多的作用在主觀層面上。因此，我們選擇主觀指標(biāo)來測量農(nóng)民的生活質(zhì)量。

對于主觀生活質(zhì)量，較多的學(xué)者認(rèn)為生活滿意度就是主觀生活質(zhì)量，也有利用生活幸福感來測量主觀生活質(zhì)量。綜合考慮文章研究特征，結(jié)合以往研究我們選取生活滿意度從正面來考察農(nóng)民的主觀生活質(zhì)量；選取主觀生活壓力從反面來考察農(nóng)民的主觀生活質(zhì)量。

生活滿意度指標(biāo)，我們運(yùn)用李克特五度量表，通過問題“您對目前的生活狀況滿意嗎？”進(jìn)行測量，其中“1、2、3、4、5”分別代表“很不滿意、不太滿意、一般、比較滿意和非常滿意”。主觀生活壓力指標(biāo)，我們同樣運(yùn)用李克特五度量表，通過問題“您覺得目前的生活壓力大嗎？”進(jìn)行測量，其中“1、2、3、4、5”分別代表“沒有壓力、壓力很小、一般、壓力較大和壓力很大”。

3.2.2 自變量

文章自變量是農(nóng)村公共文化供給。對于公共文化供給變量，我們依據(jù)《國家基本公共文化服務(wù)指導(dǎo)標(biāo)準(zhǔn)（2015—2020年）》選取村莊層面上12類不同公共文化設(shè)施或活動的供給狀況進(jìn)行測量。有此類供給則計(jì)分為1，沒有此類供給則計(jì)分為0。為了簡化分析，我們將12個(gè)公共文化供給指標(biāo)通過因子分析進(jìn)行降維處理。為考察上述變量是否適合因子分析，我們需要進(jìn)行KMO和球形Bartlett的檢驗(yàn)，結(jié)果顯示，KMO值為0.856，說明因子分析結(jié)果比較理想。球形Bartlett檢驗(yàn)的值為9 639.547，并在0.001水平上雙尾顯著，說明相關(guān)系數(shù)矩陣不是一個(gè)單位矩陣，因此采用因子分析是可行的。通過使用最大方差法對因子載荷進(jìn)行正交旋轉(zhuǎn)，5次迭代后收斂，提取出3個(gè)公因子，累積解釋貢獻(xiàn)為53.422%。即3個(gè)公因子可以反映原指標(biāo)53.422%的信息量。

表1 公共文化供給的主成份法因子分析（旋轉(zhuǎn)因子載荷后）

通過因子分析結(jié)果發(fā)現(xiàn)，因子1包括文化活動室、閱報(bào)欄、老人活動中心、圖書閱覽室、文化廣場、農(nóng)家書屋等六個(gè)變量。上述變量在因子1上的因子載荷均超過0.55以上，且這些變量都屬于農(nóng)村公共文化設(shè)施的范疇，我們將其定義為文化設(shè)施建設(shè)。因子2包括電影下鄉(xiāng)、圖書下鄉(xiāng)、送戲下鄉(xiāng)三個(gè)變量。這些變量在因子2上的因子載荷都在0.59以上，且這些變量均屬于文化活動下鄉(xiāng)的范疇，我們將其定義為文化服務(wù)下鄉(xiāng)。因子3包括歌舞體育比賽、書畫詩詞競賽、文藝匯演三個(gè)變量。這些變量在因子3上的因子載荷都超過0.50，且都屬于需要農(nóng)民參與才能有效開展的活動，我們將其定義為參與性文化活動。

表2 變量含義、賦值及其描述性統(tǒng)計(jì)分析

3.2.3 控制變量

既有的研究表明個(gè)體及家庭特征對于農(nóng)民生活質(zhì)量均產(chǎn)生顯著影響，為研究公共文化供給對農(nóng)民主觀生活質(zhì)量的單獨(dú)影響，我們將個(gè)體特征、家庭及區(qū)域特征均作為控制變量進(jìn)入分析。個(gè)體特征方面，主要包括性別、年齡、民族、教育、婚姻、干部身份、政治面貌、健康水平、宗教信仰9個(gè)變量，其中性別、民族、婚姻、干部身份、政治面貌、宗教信仰均為二分變量，處理為虛擬變量進(jìn)入分析，年齡、教育、健康水平均為數(shù)值變量，可直接進(jìn)入分析。家庭特征方面，主要包括相對家庭收入一個(gè)變量。對于家庭收入的問卷測量，由于其敏感性和隱私性，數(shù)據(jù)的缺失較多且可信度較差，因而利用相對家庭收入進(jìn)行對比等級測量，其信度和效度都較好。相對家庭收入為數(shù)值變量，可直接進(jìn)入分析。考慮區(qū)域差異，我們也將區(qū)域方面的東、中、西變量納入控制變量中。區(qū)域差異變量為三分類變量，我們將其處理為三個(gè)地區(qū)虛擬變量進(jìn)入分析。

3.3 研究方法

文章因變量農(nóng)民的主觀生活質(zhì)量主要包括生活滿意度和主觀生活壓力兩個(gè)指標(biāo)。生活滿意度和主觀生活壓力變量都是利用李克特五度量表進(jìn)行測量，可將其簡單看作數(shù)值變量，因此可以直接利用OLS回歸模型進(jìn)行分析。模型具體如下：

其中是yi因變量農(nóng)民的生活質(zhì)量的不同維度，即生活滿意度和主觀生活壓力；xi1是自變量公共文化供給，包括文化設(shè)施建設(shè)、文化服務(wù)下鄉(xiāng)和參與性文化活動三個(gè)變量；xi2是控制變量，包括個(gè)體特征、家庭經(jīng)濟(jì)水平以及區(qū)域特征等變量。βi0、βi1和βi2是待估參數(shù)，其中αi0表示常數(shù)項(xiàng)，βi1和βi2分別表示自變量和控制變量對因變量的影響狀況，如果為負(fù)值則為負(fù)向影響，正值則為正向影響。εi為隨機(jī)誤差。

嚴(yán)格來講，因變量生活滿意度和主觀生活壓力兩個(gè)指標(biāo)雖然采取李克特五度量表進(jìn)行測量，但從1到5賦值所代表的實(shí)際意義并不是均質(zhì)的，因而兩個(gè)變量并非等距變量，而是具有次序關(guān)系的定類變量。對于因變量是次序定類變量，應(yīng)當(dāng)采用有序Logistic回歸模型進(jìn)行分析。運(yùn)用有序Logistic模型的基本條件之一是滿足平行線斜率假設(shè)或比例性假設(shè)[19]。當(dāng)不滿足假設(shè)時(shí)，則換用其他連接函數(shù)或退回使用無序Logistic模型。借鑒以往研究，我們根據(jù)因變量的程度遞增性質(zhì)建立多項(xiàng)Logistic回歸分析模型[20]。為了簡化分析，我們將因變量的五個(gè)選項(xiàng)合并為三個(gè)選項(xiàng)。對于生活滿意度變量，分別將“很不滿意、不太滿意”兩個(gè)選項(xiàng)合并為“不滿意”，并且賦值為“1”；“一般”仍然表示“一般”，賦值為“2”；“比較滿意、非常滿意”兩個(gè)選項(xiàng)合并為“滿意”，并且賦值為“3”。生活滿意度變量轉(zhuǎn)換為取值“1、2、3”，分別表示“不滿意、一般、滿意”的三項(xiàng)有序變量。對于主觀生活壓力變量，分別將“沒有壓力、壓力很小”兩個(gè)選項(xiàng)合并為“壓力小”，并且賦值為“1”；“一般”仍然表示“一般”，賦值為“2”；“壓力較大、壓力很大”兩個(gè)選項(xiàng)合并為“壓力大”，賦值為“3”。主觀生活壓力變量轉(zhuǎn)換為取值“1、2、3”，分別表示“壓力小、一般、壓力大”的三項(xiàng)有序變量。針對文章的三項(xiàng)有序因變量，構(gòu)建多項(xiàng)Logistic模型如下。

其中p1、p2與p3分別代表自變量和控制變量等影響因素作用于因變量y農(nóng)民生活質(zhì)量的第一、第二與第三個(gè)選項(xiàng)的概率；α2（n=1，2，3）為常數(shù)項(xiàng)；xk為解釋變量（包括自變量和控制變量），表示第k個(gè)影響農(nóng)民生活質(zhì)量的因素βnk；為模型n中第k個(gè)影響因素的回歸系數(shù)；εn為模型n中的隨機(jī)誤差。

后文首先對公共文化供給對農(nóng)民生活滿意度和主觀生活壓力的影響機(jī)制運(yùn)用OLS回歸模型初步進(jìn)行分析；然后再利用多項(xiàng)Logistic回歸模型進(jìn)一步深入分析公共文化供給對農(nóng)民生活滿意度和主觀生活壓力的影響機(jī)制。

4 模型檢驗(yàn)與結(jié)果分析

進(jìn)行回歸分析之前，需要對模型可能存在的多重共線性問題進(jìn)行檢驗(yàn)?；貧w模型中各變量的方差膨脹因子均小于10，表明變量之間不存在嚴(yán)重的多重共線性。下文首先將生活滿意度和主觀生活壓力兩個(gè)指標(biāo)看作基數(shù)，分別構(gòu)建兩個(gè)OLS回歸模型分析公共文化供給對農(nóng)民主觀生活質(zhì)量的影響。然后將生活滿意度和主觀生活壓力構(gòu)造為三分序數(shù)，運(yùn)用多項(xiàng)Logistic回歸模型對公共文化供給對農(nóng)民主觀生活質(zhì)量的影響機(jī)制進(jìn)一步深入分析。

4.1 公共文化供給對農(nóng)民主觀生活質(zhì)量影響的OLS回歸分析

以生活滿意度為因變量，將自變量和控制變量納入OLS回歸分析可得模型1，模型顯著，其R2值為0.087，表明模型解釋力為8.7%。模型估計(jì)結(jié)果顯示，自變量中文化設(shè)施建設(shè)、文化服務(wù)下鄉(xiāng)和參與性文化活動對農(nóng)民的生活滿意度產(chǎn)生顯著的正向影響。比較系數(shù)值B可知，參與性文化活動的影響效力最大，每提高1個(gè)單位，生活滿意度提高0.061個(gè)單位；而文化服務(wù)下鄉(xiāng)的影響效力最小，每提高1個(gè)單位，生活滿意度提高0.039個(gè)單位；文化設(shè)施建設(shè)影響效力居中，每提高1個(gè)單位，生活滿意度提高0.040個(gè)單位。

控制變量中，年齡、民族、教育、干部身份、政治面貌、健康水平和相對家庭收入均對農(nóng)民的生活滿意度產(chǎn)生顯著影響。其具體機(jī)制是，年齡越大生活滿意度越高；漢族比少數(shù)民族生活滿意度高；受教育年限越高生活滿意度越高；干部比非干部生活滿意度高；黨員比非黨員生活滿意度高；越健康則生活滿意度越高；相對家庭收入越高則生活滿意度越高。其余性別、婚姻、信仰和區(qū)域四個(gè)變量對農(nóng)民的生活滿意度不產(chǎn)生顯著影響。

表3 公共文化供給對農(nóng)民生活滿意度及生活壓力影響的OLS回歸分析

以主觀生活壓力為因變量，將自變量和控制變量納入OLS回歸分析可得模型2，模型顯著，其R2值為0.086，表明模型解釋力為8.6%。分析結(jié)果顯示，自變量中文化設(shè)施建設(shè)、文化服務(wù)下鄉(xiāng)和參與性文化活動都對農(nóng)民的主觀生活壓力產(chǎn)生顯著負(fù)向影響。即公共文化供給越多，主觀生活壓力越小。比較三個(gè)因素的系數(shù)值可知，文化設(shè)施建設(shè)對農(nóng)民主觀生活壓力的作用效力最大，每增加1個(gè)單位，則主觀生活壓力降低0.061個(gè)單位；參與性文化活動對農(nóng)民主觀生活壓力的作用效力居中，每增加1個(gè)單位，則主觀生活壓力下降0.043個(gè)單位；文化服務(wù)下鄉(xiāng)對農(nóng)民主觀生活壓力的作用效力最低，每增加1個(gè)單位，主觀生活壓力下降0.031個(gè)單位。

控制變量中，年齡、教育、健康水平和相對家庭收入對農(nóng)民主觀生活壓力產(chǎn)生顯著影響。具體影響機(jī)制如下：年齡越大則主觀生活壓力越?。皇芙逃晗拊蕉鄤t主觀生活壓力越?。唤】邓皆礁邉t主觀生活壓力越?。幌鄬彝ナ杖朐礁邉t主觀生活壓力越小。其余性別、民族、婚姻、干部身份、政治面貌、信仰及區(qū)域等七個(gè)變量對農(nóng)民的主觀生活壓力不產(chǎn)生顯著影響。

總結(jié)上述分析，我們認(rèn)為公共文化供給的三個(gè)因子，文化設(shè)施建設(shè)、文化服務(wù)下鄉(xiāng)和參與性文化活動對農(nóng)民的生活滿意度產(chǎn)生顯著促進(jìn)作用，對農(nóng)民的主觀生活壓力產(chǎn)生顯著降低作用。也就是說，公共文化供給對農(nóng)民的主觀生活質(zhì)量產(chǎn)生顯著提升作用。上述證據(jù)表明，文章的研究假設(shè)都得到了驗(yàn)證。

4.2 公共文化供給對農(nóng)民主觀生活質(zhì)量影響的多項(xiàng)Logistic回歸分析

將三元處理后的農(nóng)民生活滿意度作為因變量，公共文化供給作為自變量，控制個(gè)體、家庭及區(qū)域變量，進(jìn)入多項(xiàng)Logistic回歸分析得到模型3，模型顯著，且Nagelkerke R2值為0.108，表明模型解釋力為10.8%。模型估計(jì)結(jié)果表明，自變量中文化設(shè)施建設(shè)對農(nóng)民生活滿意度產(chǎn)生顯著促進(jìn)作用，每提高1個(gè)單位，相對于選擇不滿意，選擇一般和滿意的發(fā)生比提高23.4%和25.0%。假設(shè)H1.1得到驗(yàn)證。文化服務(wù)下鄉(xiāng)對農(nóng)民生活滿意度不產(chǎn)生顯著影響。假設(shè)H1.2沒有得到驗(yàn)證。參與性文化活動在模型3.1中不顯著，在模型3.2中顯著，表明自變量每提高1個(gè)單位，相對于選擇不滿意，選擇滿意的發(fā)生比提高了24.8%，而選擇一般的與選擇不滿意的可能性不存在顯著差別。假設(shè)H1.3得到部分驗(yàn)證。

控制變量中，年齡、民族、健康水平、相對家庭收入對農(nóng)民的生活滿意度產(chǎn)生顯著影響。具體而言，年齡越大則生活滿意度越高；漢族比少數(shù)民族的生活滿意度高；健康水平越高則生活滿意度越高；相對家庭收入越高則生活滿意度越高。教育、干部身份、政治面貌三個(gè)變量對農(nóng)民的生活滿意度產(chǎn)生部分顯著影響，在滿意與不滿意的對比中顯著。參照不滿意選項(xiàng)，受教育年限越高，則選擇滿意的可能性比選擇不滿意的更高；干部比非干部選擇滿意的可能性越高；黨員比非黨員選擇滿意的可能性更高。對于區(qū)域變量，以不滿意選項(xiàng)為參照，東部地區(qū)比西部地區(qū)選擇一般的可能性更高。其余性別、婚姻、信仰對農(nóng)民的生活滿意度不產(chǎn)生顯著影響。

將三元處理后的農(nóng)民主觀生活壓力作為因變量，公共文化供給作為自變量，控制個(gè)體、家庭及區(qū)域變量，進(jìn)入多項(xiàng)Logistic回歸分析得到模型4，模型顯著，且Nagelkerke R2值為0.112，表明模型解釋力為11.2%。模型估計(jì)結(jié)果表明，自變量中文化設(shè)施建設(shè)對農(nóng)民主觀生活壓力產(chǎn)生顯著影響，以壓力大選項(xiàng)為參照，文化設(shè)施建設(shè)每提高1個(gè)單位，選擇一般比選擇壓力大的發(fā)生比提高20.7%，選擇壓力小的比選擇壓力大的發(fā)生比提高11.9%。這表明文化設(shè)施建設(shè)能夠降低農(nóng)民的主觀生活壓力，但文化設(shè)施建設(shè)對農(nóng)民生活壓力降低的效用是逐步降低的。假設(shè)H2.1得到驗(yàn)證。文化服務(wù)下鄉(xiāng)對農(nóng)民主觀生活壓力產(chǎn)生顯著影響，以壓力大選項(xiàng)為參照，文化服務(wù)下鄉(xiāng)每提高1個(gè)單位，選擇一般比選擇壓力大的發(fā)生比降低11.2%，選擇壓力小比選擇壓力大的發(fā)生比提高10.3%。這表明文化服務(wù)下鄉(xiāng)對于農(nóng)民主觀生活壓力的作用呈現(xiàn)“倒U型”機(jī)制，即隨著文化服務(wù)下鄉(xiāng)的增多，農(nóng)民的主觀生活壓力逐步增大，到一定程度后又急速降低。文化服務(wù)下鄉(xiāng)與農(nóng)民主觀生活壓力的關(guān)系并不是單純的正向或負(fù)向關(guān)系，故假設(shè)H2.2沒有得到驗(yàn)證。參與性文化活動對農(nóng)民主觀生活壓力產(chǎn)生部分顯著影響，以壓力大選項(xiàng)為參照，選擇一般和壓力大的不存在顯著差別；自變量增加1個(gè)單位，選擇壓力小比選擇壓力大的發(fā)生比提高9.3%，假設(shè)2.3得到部分驗(yàn)證。

表4 公共文化供給對農(nóng)民生活滿意度影響的多項(xiàng)Logistic回歸分析

控制變量中，年齡、教育、健康水平、相對家庭收入四個(gè)變量對農(nóng)民的主觀生活壓力產(chǎn)生顯著影響。其具體影響機(jī)制是，年齡越大農(nóng)民主觀生活壓力越??；受教育年限越多農(nóng)民主觀生活壓力越小；健康水平越高農(nóng)民主觀生活壓力越小，但這種減小壓力的效應(yīng)遞減；相對家庭收入越多農(nóng)民主觀生活壓力越小。民族變量對農(nóng)民主觀生活壓力產(chǎn)生部分顯著影響，漢族對比少數(shù)民族，以壓力大選項(xiàng)為參照，選擇一般和壓力大的沒有顯著差別，選擇壓力小的比選擇壓力大的發(fā)生比提高61.4%。對于區(qū)域變量，以壓力大選項(xiàng)為參照，中部地區(qū)比西部地區(qū)選擇一般的比選擇壓力大的發(fā)生比高24.8%。其余性別、婚姻、干部身份、政治面貌、信仰等五個(gè)變量對農(nóng)民的主觀生活壓力不產(chǎn)生顯著影響。

表5 公共文化供給對農(nóng)民主觀生活壓力影響的多項(xiàng)Logistic回歸分析

總結(jié)上述分析，公共文化供給的三個(gè)因子中，文化設(shè)施建設(shè)對農(nóng)民生活滿意度產(chǎn)生顯著促進(jìn)作用，對農(nóng)民的主觀生活壓力產(chǎn)生顯著減小作用；文化服務(wù)下鄉(xiāng)對農(nóng)民的生活滿意度沒有顯著影響，對農(nóng)民的主觀生活壓力產(chǎn)生顯著“倒U型”影響；參與性文化活動對農(nóng)民的生活滿意度產(chǎn)生部分顯著促進(jìn)作用，對農(nóng)民的主觀生活壓力產(chǎn)生部分顯著降低作用。

5 基本結(jié)論與政策啟示

文章使用全國31個(gè)省份267村3445戶農(nóng)民的調(diào)查數(shù)據(jù)，對公共文化供給如何影響農(nóng)民主觀生活質(zhì)量進(jìn)行研究。我們首先利用OLS回歸模型分析，結(jié)果顯示文化設(shè)施建設(shè)、文化服務(wù)下鄉(xiāng)和參與性文化活動能夠顯著提高農(nóng)民的生活滿意度，降低其主觀生活壓力，因而公共文化供給能夠有效提高農(nóng)民的主觀生活質(zhì)量，改善農(nóng)民生活狀況。

利用多項(xiàng)Logistic回歸模型，我們進(jìn)一步分析不同類型的公共文化供給對農(nóng)民生活質(zhì)量影響的具體機(jī)制差異。研究結(jié)果表明：第一，文化設(shè)施建設(shè)對農(nóng)民生活滿意度產(chǎn)生顯著促進(jìn)作用，對農(nóng)民的主觀生活壓力產(chǎn)生顯著減小作用，故文化設(shè)施建設(shè)能夠有效提升農(nóng)民的主觀生活質(zhì)量。第二，文化服務(wù)下鄉(xiāng)對農(nóng)民的生活滿意度沒有顯著影響，對農(nóng)民的主觀生活壓力產(chǎn)生顯著“倒U型”影響。第三，參與性文化活動對農(nóng)民的生活滿意度產(chǎn)生部分顯著促進(jìn)作用，對農(nóng)民的主觀生活壓力產(chǎn)生部分顯著降低作用。

上述研究發(fā)現(xiàn)具有重要的政策意義。第一，整體來說，公共文化供給能夠有效改善農(nóng)民的生活質(zhì)量，因此應(yīng)當(dāng)促進(jìn)城鄉(xiāng)公共文化服務(wù)供給的均等化，提升于農(nóng)村地區(qū)的公共文化供給。第二，公共文化設(shè)施建設(shè)能夠有效提升農(nóng)民的生活質(zhì)量，因而需要加大財(cái)政和項(xiàng)目扶持力度，促進(jìn)村莊的公共文化設(shè)施建設(shè)，從數(shù)量和質(zhì)量等多方面進(jìn)行提升。第三，公共文化服務(wù)下鄉(xiāng)對于農(nóng)民生活質(zhì)量影響較小，主要原因在于自上而下的服務(wù)下鄉(xiāng)活動并不能準(zhǔn)確與農(nóng)民需要相匹配，存在落地難的問題。因此對于公共文化服務(wù)下鄉(xiāng)活動要有效評估農(nóng)民需要，依據(jù)農(nóng)民需要，精準(zhǔn)供給服務(wù)。第四，參與性文化活動對農(nóng)民生活質(zhì)量產(chǎn)生促進(jìn)作用，這種作用促使農(nóng)民的生活滿意度由不滿意直接提升為滿意，農(nóng)民的主觀生活壓力由壓力大直接降低為壓力小。分析其原因，在于參與性文化活動本身具有的參與性以及對村莊的內(nèi)生性動員效力，農(nóng)民能夠較快地形成參與感和獲得感，故對于農(nóng)民主觀生活質(zhì)量的提升效果顯著，且時(shí)效性強(qiáng)。因此，應(yīng)當(dāng)大量提供貼近農(nóng)民生活、滿足農(nóng)戶需要，寓教于樂、喜聞樂見的體驗(yàn)式、內(nèi)生性的群眾性文化活動。第五，文章結(jié)論對于我國農(nóng)村公共文化服務(wù)的供給側(cè)改革具有一定啟示意義。公共文化設(shè)施建設(shè)和參與性公共文化活動能顯著提升農(nóng)民的主觀生活質(zhì)量，而公共文化服務(wù)下鄉(xiāng)活動對農(nóng)民的主觀生活質(zhì)量提升有限，因此政府在為農(nóng)村提供公共文化供給時(shí)，應(yīng)當(dāng)強(qiáng)化公共文化設(shè)施建設(shè)和參與性文化活動供給，改善文化服務(wù)下鄉(xiāng)活動供給。

（來稿時(shí)間：2017年10月）

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