李裕瑞　張軒暢　陳秧分　劉彥隨

摘要 農(nóng)村人居環(huán)境整治是實施鄉(xiāng)村振興戰(zhàn)略的重點內(nèi)容，探討人居環(huán)境質(zhì)量對鄉(xiāng)村發(fā)展的影響具有重要的理論和實踐意義。本文從理論層面解析了人居環(huán)境質(zhì)量影響鄉(xiāng)村發(fā)展的機理，并基于江蘇省村莊抽樣調(diào)查截面數(shù)據(jù)構(gòu)建了多元回歸模型和結(jié)構(gòu)方程模型（Structural Equation Model，SEM），就人居環(huán)境質(zhì)量對鄉(xiāng)村發(fā)展的影響及機理進行了定量分析。研究結(jié)果：①回歸分析表明，人居環(huán)境質(zhì)量對鄉(xiāng)村發(fā)展的促進作用明顯。②SEM建模分析發(fā)現(xiàn)，農(nóng)村人居硬環(huán)境和軟環(huán)境各構(gòu)成要素對鄉(xiāng)村發(fā)展的影響存在差異。硬環(huán)境方面，基礎(chǔ)設(shè)施條件直接促進鄉(xiāng)村發(fā)展，其路徑系數(shù)為0.40，環(huán)境衛(wèi)生狀況、農(nóng)戶居住情況與基礎(chǔ)設(shè)施條件之間呈現(xiàn)較強的相互促進作用，其路徑系數(shù)分別為0.68（環(huán)境衛(wèi)生狀況基礎(chǔ)設(shè)施條件）、0.65（農(nóng)戶居住情況基礎(chǔ)設(shè)施條件）和0.54（環(huán)境衛(wèi)生狀況農(nóng)戶居住情況）;軟環(huán)境方面，鄉(xiāng)村文化活動直接促進鄉(xiāng)村發(fā)展，其路徑系數(shù)為0.16;硬環(huán)境方面的環(huán)境衛(wèi)生狀況、基礎(chǔ)設(shè)施條件與軟環(huán)境方面的鄉(xiāng)村文化活動也具有一定的相互促進作用，其路徑系數(shù)分別為0.15（環(huán)境衛(wèi)生狀況鄉(xiāng)村文體活動）和0.31（基礎(chǔ)設(shè)施條件鄉(xiāng)村文體活動）。研究認為，農(nóng)村人居環(huán)境整治有助于鄉(xiāng)村空間重構(gòu)、組織重建、產(chǎn)業(yè)重塑，有效推動鄉(xiāng)村形態(tài)、結(jié)構(gòu)和功能轉(zhuǎn)變。為更好地促進鄉(xiāng)村發(fā)展轉(zhuǎn)型與振興，農(nóng)村人居環(huán)境整治應(yīng)當“軟硬兼施”，以完善基礎(chǔ)設(shè)施和豐富文體活動為重點，并同步推進環(huán)境衛(wèi)生治理和居住條件改善。

關(guān)鍵詞 人居環(huán)境質(zhì)量;鄉(xiāng)村發(fā)展;結(jié)構(gòu)方程模型;鄉(xiāng)村振興;江蘇省

中圖分類號 F329.9

文獻標識碼 A文章編號 1002-2104（2020）08-0158-10DOI：10.12062/cpre.20200116

長期以來中國城鄉(xiāng)二元體制下城鄉(xiāng)發(fā)展不平衡、鄉(xiāng)村發(fā)展不充分的矛盾突出，城市虹吸效應(yīng)引發(fā)鄉(xiāng)村系統(tǒng)衰退，“鄉(xiāng)村病”日趨嚴峻[1-2]，尤其是受經(jīng)濟、制度、觀念等因素約束，農(nóng)村人居環(huán)境短板問題日益突出[3]，垃圾污水亂排、基礎(chǔ)設(shè)施薄弱、住房條件偏差、鄉(xiāng)土文化消失，嚴重制約鄉(xiāng)村轉(zhuǎn)型發(fā)展[4-7]。21世紀以來，一些省份陸續(xù)開展了農(nóng)村人居環(huán)境整治工作，部分鄉(xiāng)村依托環(huán)境整治顯著推動了產(chǎn)業(yè)轉(zhuǎn)型和農(nóng)民增收[3]。為從根本上破解城鄉(xiāng)發(fā)展不平衡和鄉(xiāng)村發(fā)展不充分的難題，黨的十九大提出“實施鄉(xiāng)村振興戰(zhàn)略”，中央相繼出臺《農(nóng)村人居環(huán)境整治三年行動方案》《農(nóng)村人居環(huán)境整治村莊清潔行動方案》等重要文件，農(nóng)村人居環(huán)境整治還成為國家《鄉(xiāng)村振興戰(zhàn)略規(guī)劃（2018—2022年）》的重要內(nèi)容。

但是，為什么要開展人居環(huán)境整治？德國“城鄉(xiāng)等值化”、韓國“新村運動”、日本“六次產(chǎn)業(yè)化”等發(fā)達國家的鄉(xiāng)村發(fā)展模式表明，鄉(xiāng)村基礎(chǔ)設(shè)施和居住環(huán)境的逐步改善，有助于提升農(nóng)民生活質(zhì)量，振興農(nóng)村經(jīng)濟、促進鄉(xiāng)村發(fā)展、推動城鄉(xiāng)融合[8-10]。人居環(huán)境是鄉(xiāng)村地域系統(tǒng)的重要組成部分[11]，人居環(huán)境改善是否真的會影響鄉(xiāng)村發(fā)展，其對鄉(xiāng)村發(fā)展的作用路徑有哪些、影響程度如何呢？目前仍缺乏足夠的定量研究。

隨著鄉(xiāng)村振興戰(zhàn)略的逐步實施和農(nóng)村人居環(huán)境整治工作的廣泛推進，深入探討人居環(huán)境質(zhì)量對鄉(xiāng)村發(fā)展的影響具有重要的現(xiàn)實意義。本文擬從理論層面解析人居環(huán)境質(zhì)量對鄉(xiāng)村發(fā)展的影響機制，并基于江蘇省域鄉(xiāng)村調(diào)查資料建立分析數(shù)據(jù)庫，利用多元回歸模型和結(jié)構(gòu)方程模型，定量闡釋人居環(huán)境質(zhì)量對鄉(xiāng)村發(fā)展的影響機理，探明農(nóng)村人居環(huán)境整治的關(guān)鍵點，為新時代構(gòu)建農(nóng)村人居環(huán)境長效機制、促進鄉(xiāng)村發(fā)展轉(zhuǎn)型與振興提供參考。

1 人居環(huán)境質(zhì)量影響鄉(xiāng)村發(fā)展的理論解析

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自然生態(tài)、地域空間、人文環(huán)境等要素組成的有機結(jié)合體[8，12]，根據(jù)其形態(tài)可劃分為人居硬環(huán)境和人居軟環(huán)境[13]。隨著城鄉(xiāng)發(fā)展轉(zhuǎn)型過程中要素流動加劇，農(nóng)村人居環(huán)境相關(guān)問題引起學(xué)術(shù)界的廣泛關(guān)注[14-15]。國外學(xué)者基于霍華德的“田園城市”、蓋迪斯的“區(qū)域觀念”、道格拉斯的“人類聚居學(xué)”等理論[12，16]，深入研究鄉(xiāng)村聚落的區(qū)位、景觀格局、土地利用等的變化規(guī)律[17-19]，剖析逆城市化下移居引發(fā)的鄉(xiāng)村人居環(huán)境空間差異及其演化機理[20]，解析鄉(xiāng)村人居環(huán)境規(guī)劃、參與整治的作用機制及其可持續(xù)發(fā)展[21-22]。國內(nèi)研究從最初的側(cè)重鄉(xiāng)村聚落結(jié)構(gòu)、生態(tài)環(huán)境等單一方面，逐漸延伸至文化轉(zhuǎn)型、設(shè)施服務(wù)等綜合方面[12]，通過多尺度農(nóng)村人居環(huán)境質(zhì)量評估揭示其演變規(guī)律[23-24]及影響因素[25]，從資金投入、城鄉(xiāng)統(tǒng)籌、組織管理等視角探討其整治策略與優(yōu)化路徑[26]，但對于農(nóng)村人居環(huán)境改善的鄉(xiāng)村系統(tǒng)效應(yīng)的綜合研究仍較薄弱。

1.1 農(nóng)村人居硬環(huán)境對鄉(xiāng)村發(fā)展的影響

農(nóng)村人居硬環(huán)境是農(nóng)戶生產(chǎn)生活密切相關(guān)的物質(zhì)要素和地域空間的總和[13]，包括基礎(chǔ)設(shè)施、生態(tài)環(huán)境、居住條件等方面：①基礎(chǔ)設(shè)施既包括交通、水利、通信等經(jīng)濟性設(shè)施，也包括教育、醫(yī)療、體育等社會性設(shè)施，可顯著提升農(nóng)業(yè)生產(chǎn)效率，幫助農(nóng)村釋放出更多剩余勞動力，對農(nóng)民非農(nóng)就業(yè)、收入增加和福祉提升具有正向作用和溢出效應(yīng)[27-28]。②生態(tài)環(huán)境包括水土環(huán)境、空氣質(zhì)量、垃圾處理等，全面推進鄉(xiāng)村環(huán)境整治、提升村容村貌，有助于生態(tài)資源培育和鄉(xiāng)村價值拓展[29]，推動鄉(xiāng)村生態(tài)產(chǎn)業(yè)化發(fā)展，踐行綠水青山就是金山銀山的“兩山”理念。③居住條件是指農(nóng)戶居住面積、住房安全、改廁情況等，一方面，鄉(xiāng)村發(fā)展水平提升為農(nóng)戶居住條件改善提供資金支持，另一方面，合理規(guī)劃農(nóng)村建設(shè)用地有助于村內(nèi)土地集約高效利用，改廁、通水等有利于減少生活廢水、垃圾亂排，進而改善村莊面貌、提升鄉(xiāng)村的吸引力。

1.2 農(nóng)村人居軟環(huán)境對鄉(xiāng)村發(fā)展的影響

農(nóng)村人居軟環(huán)境是農(nóng)戶生產(chǎn)生活過程中形成的非物質(zhì)要素的統(tǒng)稱，涉及文化氛圍、組織管理、社會穩(wěn)定等方面：①文化氛圍主要包括鄉(xiāng)土文化傳承、文體活動建設(shè)和公共價值培育等。良好文化氛圍營造推動農(nóng)民轉(zhuǎn)變傳統(tǒng)思想觀念，促進農(nóng)戶之間的互惠和互助，激發(fā)鄉(xiāng)村發(fā)展活力和農(nóng)戶內(nèi)生動力[30]。②組織管理是指鄉(xiāng)村基層組織建設(shè)、民主自治、規(guī)劃決策等。鄉(xiāng)村人才流失和松散化加劇了當前村民自治滯后性問題，亟須提高鄉(xiāng)村組織管理的現(xiàn)代化水平。良好的組織管理，可以將農(nóng)戶切身利益與集體權(quán)益有機結(jié)合，激發(fā)農(nóng)戶發(fā)展意識和參與的主體性、積極性;通過民主決策明確未來發(fā)展方向、集體統(tǒng)籌保障決策執(zhí)行落實，可為鄉(xiāng)村轉(zhuǎn)型發(fā)展提供內(nèi)生制度保障[31]。③社會協(xié)調(diào)主要包括鄉(xiāng)村治安狀況、鄰里關(guān)系以及社會矛盾等，社會協(xié)調(diào)有助于權(quán)衡內(nèi)部利益關(guān)系、化解社會矛盾沖突，增強農(nóng)戶的向心力和凝聚力，保障鄉(xiāng)村公共利益和整體福利，為生產(chǎn)生活有序開展夯實基礎(chǔ)[10]。

1.3 硬環(huán)境和軟環(huán)境對鄉(xiāng)村發(fā)展的交互作用機制

農(nóng)村人居硬環(huán)境與軟環(huán)境存在一定交互作用，人居硬環(huán)境是軟環(huán)境形成的空間載體，人居軟環(huán)境為硬環(huán)境建設(shè)提供機制保障，二者相互耦合促進農(nóng)村人居環(huán)境優(yōu)化，為鄉(xiāng)村發(fā)展轉(zhuǎn)型提供重要支撐[32]。農(nóng)村人居硬環(huán)境建設(shè)可能有助于“三生”（生產(chǎn)、生活、生態(tài)）優(yōu)化，推動鄉(xiāng)村空間重構(gòu)，軟環(huán)境改善可能有利于吸引企業(yè)與資本下鄉(xiāng)、青壯農(nóng)民工返鄉(xiāng)、農(nóng)家子弟學(xué)生返鄉(xiāng)，加快新型經(jīng)營、管理主體培育，促進鄉(xiāng)村組織重建，二者融合將促進社會經(jīng)濟要素在城鄉(xiāng)間的流動和優(yōu)化重組，激活鄉(xiāng)村要素活力和內(nèi)生動力，助推鄉(xiāng)村一、二、三產(chǎn)融合和產(chǎn)業(yè)重塑，推動鄉(xiāng)村形態(tài)從傳統(tǒng)農(nóng)業(yè)社會向現(xiàn)代化社區(qū)轉(zhuǎn)化、鄉(xiāng)村功能由單一生產(chǎn)型向“生產(chǎn)、生活、生態(tài)”融合型轉(zhuǎn)變，構(gòu)建起鄉(xiāng)村“人—地—業(yè)”耦合格局與創(chuàng)新體系[33]（見圖1）。

圖1 農(nóng)村人居環(huán)境構(gòu)成及其對鄉(xiāng)村發(fā)展的影響機理

2 數(shù)據(jù)與方法

2.1 數(shù)據(jù)來源

江蘇省是我國東部沿海地區(qū)典型發(fā)達省份之一，自21世紀以來就廣泛開展了農(nóng)村人居環(huán)境整治，是國內(nèi)最早系統(tǒng)開展該項工作的省份之一，基于江蘇省的調(diào)查數(shù)據(jù)探析人居環(huán)境質(zhì)量是否影響鄉(xiāng)村發(fā)展問題具有借鑒意義[34]。本文使用的數(shù)據(jù)來源于江蘇省住房和城鄉(xiāng)建設(shè)廳組織開展的“2012江蘇鄉(xiāng)村調(diào)查”課題匯編成果[35]。該課題組基于類型多樣、布點均衡的抽樣原則，充分考慮鄉(xiāng)村“區(qū)位條件”“發(fā)展基礎(chǔ)”和“風(fēng)貌特征”等情況，從全省13地市中抽取280個自然村，結(jié)合村莊和農(nóng)戶調(diào)查問卷開展實地調(diào)研工作。村莊問卷側(cè)重于鄉(xiāng)村基本情況、社會經(jīng)濟發(fā)展和人居環(huán)境整治等，農(nóng)戶問卷則關(guān)注于家庭基本信息和人居環(huán)境滿意度等，上述問題可反映出鄉(xiāng)村的綜合發(fā)展水平、人居環(huán)境質(zhì)量以及農(nóng)戶生活狀態(tài)。本研究即基于該項大規(guī)模調(diào)研的數(shù)據(jù)成果，定量分析人居環(huán)境質(zhì)量對鄉(xiāng)村發(fā)展的影響?？紤]到部分鄉(xiāng)村調(diào)查指標數(shù)據(jù)缺失、異常，在數(shù)據(jù)分析前進行了細致的樣本篩查，確定有效的樣本村229個，有效樣本率81.79%，其中蘇北、蘇中和蘇南地區(qū)分別為92個、44個和93個，209個村開展了不同程度的農(nóng)村人居環(huán)境整治，占樣本村數(shù)量的91.26%。盡管上述數(shù)據(jù)略顯陳舊，但對于增進人居環(huán)境質(zhì)量及其鄉(xiāng)村系統(tǒng)效應(yīng)的綜合認知仍具有積極意義。

2.2 研究方法

為增強研究結(jié)果的穩(wěn)健性，本研究選用多元回歸模型檢驗農(nóng)村人居環(huán)境質(zhì)量是否影響鄉(xiāng)村發(fā)展，利用結(jié)構(gòu)方程模型驗證農(nóng)村人居環(huán)境對鄉(xiāng)村發(fā)展的影響機制。

（1）多元回歸模型。鄉(xiāng)村發(fā)展水平與其經(jīng)濟狀況、生活狀況密切相關(guān)，由于數(shù)據(jù)指標有限，本研究使用年人均收入（y1）、集體經(jīng)營性收入（y2）和戶均建房面積（y3）表征鄉(xiāng)村發(fā)展水平。結(jié)合農(nóng)村人居環(huán)境相關(guān)研究和調(diào)查數(shù)據(jù)情況，選取環(huán)境衛(wèi)生狀況（x1）、基礎(chǔ)設(shè)施條件（x2）、鄉(xiāng)村文體活動（x3）和農(nóng)戶居住條件（x4）衡量農(nóng)村人居環(huán)境質(zhì)量（見表 1）。鑒于地理區(qū)位、資源稟賦和規(guī)劃情況也可能影響農(nóng)村人居環(huán)境和發(fā)展水平，選取到縣區(qū)距離（x5）、地形特征（x6）、耕地面積比重（x7）和是否編制村莊建設(shè)規(guī)劃（x8）、是否開展村莊環(huán)境整治（x9）5個指標作為控制變量。具體變量說明見表1。采用普通最小二乘法進行多元回歸分析，定量測度探討農(nóng)村人居環(huán)境質(zhì)量是否影響鄉(xiāng)村發(fā)展。

（2）結(jié)構(gòu)方程模型。農(nóng)村人居環(huán)境涉及環(huán)境衛(wèi)生、基礎(chǔ)設(shè)施、文化氛圍和居住條件等要素，要素間相互作用會影響鄉(xiāng)村發(fā)展的動態(tài)演進過程。多元回歸模型可分析人居環(huán)境質(zhì)量是否會影響鄉(xiāng)村發(fā)展，但無法探究其各要素間的相互作用關(guān)系及其對鄉(xiāng)村發(fā)展的綜合影響。結(jié)構(gòu)方程模型是基于變量間的協(xié)方差所構(gòu)建的多變量統(tǒng)計模型，綜合了因子分析（Factor Analysis）和路徑分析（Path Analysis）兩種方法，實現(xiàn)測量與分析有機融合，既可依據(jù)變量間的協(xié)方差矩陣探析自變量之間的真實關(guān)系，也可同時處理多個因變量進行多因分析[36]。因此，本文擬引入結(jié)構(gòu)方程模型，進一步探析人居環(huán)境質(zhì)量對鄉(xiāng)村發(fā)展的影響機制。

結(jié)構(gòu)方程模型包括可測度的觀察變量和無法直接測度的潛在變量兩類變量，由測量模型（Measured Model）和結(jié)構(gòu)模型（Structural Model）構(gòu)成，式（1）～（2）主要分析潛在變量與觀察變量之間的共變關(guān)系，式（3）主要分析潛在變量間因果關(guān)系。結(jié)構(gòu)方程模型分析通常包括7個步驟[36]：理論探究→模型構(gòu)建→模型辨識→參數(shù)估計→適配判斷→模型修改→結(jié)果解釋。

X=Λxξ+δ（1）

Y=Λyη+ε（2）

η=Βη+Γξ+ζ（3）

其中：ξ示外生潛在變量，η表示內(nèi)生潛在變量，X、Y分別表示ξ、η觀察變量，Λx表示X與ξ之間的關(guān)系，Λy表示Y與η之間的關(guān)系，Β表示η之間的影響系數(shù)，Γ表示ξ對η的影響系數(shù)，δ、ε分別表示ξ和η的觀察誤差，ζ表示殘差項，反映η未能被模型解釋的部分。

本文基于人居環(huán)境質(zhì)量影響鄉(xiāng)村發(fā)展的理論解析，綜合農(nóng)村人居環(huán)境整治的國家政策文件和實地調(diào)查研究經(jīng)驗，選取環(huán)境衛(wèi)生狀況（ξ1）、基礎(chǔ)設(shè)施條件（ξ2）、鄉(xiāng)村文體活動（ξ3）、農(nóng)戶居住情況（ξ4）和鄉(xiāng)村發(fā)展水平（η）5個潛在變量分別測度人居環(huán)境質(zhì)量和鄉(xiāng)村發(fā)展水平。進一步，梳理潛在變量之間的因果關(guān)系構(gòu)建人居環(huán)境質(zhì)量影響鄉(xiāng)村發(fā)展的理論模型（見圖2），并提出如下假設(shè)：

H1：環(huán)境衛(wèi)生狀況對鄉(xiāng)村發(fā)展水平有正向影響;

H2：基礎(chǔ)設(shè)施條件對鄉(xiāng)村發(fā)展水平有正向影響;

H3：鄉(xiāng)村文體活動對鄉(xiāng)村發(fā)展水平有正向影響;

H4：農(nóng)戶居住情況對鄉(xiāng)村發(fā)展水平有正向影響;

H5：環(huán)境衛(wèi)生狀況與基礎(chǔ)設(shè)施條件相互影響;

H6：環(huán)境衛(wèi)生狀況與鄉(xiāng)村文體活動相互影響;

H7：環(huán)境衛(wèi)生狀況與農(nóng)戶居住情況相互影響;

H8：基礎(chǔ)設(shè)施條件與鄉(xiāng)村文體活動相互影響;

H9：基礎(chǔ)設(shè)施條件與農(nóng)戶居住情況相互影響。

考慮到觀測變量計量單位的不同可能影響模型的穩(wěn)定性，本研究首先采用極差標準化方法（Xi=zi-minzimaxzi-minzi;Yi=yi-minyimaxyi-minyi）對觀測變量數(shù)據(jù)進行標準化處理;然后，通過探索因子分析法和可靠性檢驗評價對模型信度、效度進行分析，以評估模型構(gòu)建的合理性;最后，采用最大似然估計法（Maximum Likelihood，ML）對結(jié)構(gòu)方程理論模型進行參數(shù)估計，結(jié)合適配度指標和修正指數(shù)進行模型評價與修正，確定最終模型并對結(jié)果進行解釋與討論。

2.3 描述性統(tǒng)計

樣本描述性統(tǒng)計結(jié)果見表2。本研究涉及的村莊地形較為平坦，平原、平原水網(wǎng)和水網(wǎng)地形的村莊分別有130、33和32個，占比約為85.15%，山地水網(wǎng)和山地地形的村莊共34個，集中分布在蘇南鎮(zhèn)江地區(qū)，海拔均在500 m以下。樣本村年人均收入、集體經(jīng)營性收入和戶均建房面積均值分別為12 558.55元、2 117.40萬元和164.87 m2，標準差分別為4 428.62、11 080.73和63.21，反映出樣本村在經(jīng)濟發(fā)展、收入水平和居住條件方面存在明顯差異。樣本村到縣區(qū)的平均距離為20.88 km，其中到縣區(qū)距離少于10 km的村莊有201個，占比約為87.73%，表明樣本村多為近郊型。樣本村人口密度和人均耕地面積的均值分別為1 018.17人/km2和793.3 m2，最小值為145.73人/km2和29.3 m2，反映出人多地少的特征。同時，耕地面積占村莊面積的比重平均為60.58%，低于50%的村莊僅有16個，占比約為6.99%，表明樣本村仍有相當數(shù)量的耕地。

3 結(jié)果與分析

3.1 人居環(huán)境質(zhì)量對鄉(xiāng)村發(fā)展具有促進作用

多元回歸結(jié)果見表3。三個模型的F檢驗值分別為6.53（Sig.=0.00）、5.09（Sig.=0.00）和2.04（Sig.=0.00），表明回歸結(jié)果能夠較好地反映人居環(huán)境質(zhì)量對鄉(xiāng)村發(fā)展的影響情況。具體地：①環(huán)境衛(wèi)生狀況對年人均收入、集體經(jīng)營性收入和戶均建房面積的影響系數(shù)均未通過顯著性檢驗，表明環(huán)境衛(wèi)生狀況對鄉(xiāng)村發(fā)展無直接顯著影響。②基礎(chǔ)設(shè)施條件對年人均收入和集體經(jīng)營性收入的影響系數(shù)分別為0.14和0.18。這表明基礎(chǔ)設(shè)施改善可為村域農(nóng)業(yè)現(xiàn)代化與產(chǎn)業(yè)轉(zhuǎn)型提供良好基礎(chǔ)，實現(xiàn)農(nóng)戶和集體增收，直接促進鄉(xiāng)村發(fā)展。③鄉(xiāng)村文體活動對年人均收入和戶均建房面積的影響系數(shù)分別為0.22和0.17。這表明開展鄉(xiāng)村文體活動有助于傳承傳統(tǒng)文化、增加社會資本，進而促進農(nóng)戶增收和居住條件改善，直接促進鄉(xiāng)村發(fā)展。④農(nóng)戶居住條件對集體經(jīng)營性收入的影響系數(shù)為-0.13，對于年人均收入和戶均建房面積的影響未通過檢驗，表明農(nóng)戶居住條件對鄉(xiāng)村發(fā)展的影響尚不明確。⑤控制變量中，耕地面積比重對鄉(xiāng)村發(fā)展的影響系數(shù)分別為-0.25、-0.25和-0.13，到縣區(qū)距離、地形特征、村莊建設(shè)規(guī)劃和單一的環(huán)境整治對鄉(xiāng)村發(fā)展影響不顯著，表明對于樣本鄉(xiāng)村而言，地理區(qū)位、資源稟賦可能已不再是當前影響案例區(qū)鄉(xiāng)村發(fā)展差異的主控因素。綜上，人居環(huán)境質(zhì)量對鄉(xiāng)村發(fā)展具有一定的促進作用，但不同要素的作用強度呈現(xiàn)一定差異，且有必要進一步探明農(nóng)村人居環(huán)境各維度的交互作用及其對鄉(xiāng)村發(fā)展的影響機制。

3.2 人居環(huán)境質(zhì)量各維度對鄉(xiāng)村發(fā)展的影響有所不同

（1）探索性因子分析（Exploratory Factor Analysis， EFA）。該分析是基于觀察變量之間的相關(guān)程度確定潛在變量內(nèi)部結(jié)構(gòu)的方法，是開發(fā)量表和進行結(jié)構(gòu)方程分析的重要環(huán)節(jié)。本文基于SPSS 24.0統(tǒng)計軟件采用主成分提取法，通過最大方差旋轉(zhuǎn)法對標準化后的數(shù)據(jù)進行探索性因子分析。結(jié)果表明（見表4），KMO統(tǒng)計量為0.85，Bartlett球形檢驗值為0.00，檢驗結(jié)果顯著，因而標準化后的數(shù)據(jù)適合進行因子分析。在正交旋轉(zhuǎn)后觀察變量被聚合成5個主成分，與設(shè)定的理論模型保持一致，累計總方差解釋為65.78%，且除基礎(chǔ)設(shè)施條件變量外，其余潛在變量的方差累計貢獻率均超過60.00%，表明其余潛在變量設(shè)置合理?？紤]到基礎(chǔ)設(shè)施條件是農(nóng)村人居環(huán)境的重要方面，并且基礎(chǔ)設(shè)施條件各觀察變量因子載荷量均大于0.60，因此將該潛在變量保留。

（2）信度和效度檢驗。在探索性因子分析的基礎(chǔ)上進行信度和效度檢驗。信度用于反映測量結(jié)果的可靠性、穩(wěn)定性和一致性，目前主要是根據(jù)科隆巴赫α系數(shù)（Cronbachs α系數(shù)）值進行檢驗，通?？偭勘砗头至勘鞢ronbachs α系數(shù)超過0.60時即通過檢驗;效度用于反映測量結(jié)果的有效性和準確性，分為收斂效度和判別效度，目前主要是根據(jù)平均方差提取量（Average Variance Extracted，AVE）與皮爾遜相關(guān)系數(shù)的關(guān)系進行判斷，通常AVE值超過0.50且大于各潛變量之間的相關(guān)系數(shù)時即通過檢驗[39]。檢驗結(jié)果顯示（見表5），Cronbachs α總系數(shù)值0.74，潛在變量的Cronbachs α系數(shù)值均大于0.60，表明測量結(jié)果可靠性、穩(wěn)定性和一致性較高。同時，各潛在變量的AVE值均超過0.50且大于相互間的皮爾遜相關(guān)系數(shù)值，表明本文的潛在變量設(shè)置合理，測量結(jié)果較為有效和準確。

（3）模型適配度分析。模型適配度分析是根據(jù)適配度指標評價模型擬合結(jié)果與實際數(shù)據(jù)的一致性，適配度指標包括絕對擬合指數(shù)、增值擬合指數(shù)和簡約擬合指數(shù)。本文在信度、效度檢驗分析的基礎(chǔ)上利用AMOS23.0對結(jié)構(gòu)方程模型進行擬合，并結(jié)合相關(guān)理論和修正指數(shù)，通過增加變量之間的相關(guān)關(guān)系或限制一些路徑對模型進行多次修正與調(diào)整，最終形成模型適配度表（見表6）和模型擬合圖（見圖3）。通過模型適配度和標準對比可以看出，相關(guān)判別指標均在合理范圍內(nèi)。同時，模型標準化參數(shù)估計結(jié)果均小于1，且測量模型參數(shù)估計結(jié)果均呈現(xiàn)顯著（P<0.00），表明模型能夠較為合理地反映實際情況。

（4）結(jié)構(gòu)模型結(jié)果分析。結(jié)構(gòu)模型路徑分析結(jié)果表明（見表7），農(nóng)村人居環(huán)境質(zhì)量各維度對鄉(xiāng)村發(fā)展水平的影響方式與程度不同：①環(huán)境衛(wèi)生狀況對鄉(xiāng)村發(fā)展無直接顯著影響，與表3的回歸分析結(jié)果一致，H1不成立。環(huán)境衛(wèi)生狀況與基礎(chǔ)設(shè)施條件、鄉(xiāng)村文化活動和農(nóng)戶居住條件的路徑系數(shù)分別為0.68、0.15和0.54，H5、H6和H7成立，表明環(huán)境衛(wèi)生狀況的改善會促進人居環(huán)境質(zhì)量其他維度的提升。②基礎(chǔ)設(shè)施條件對鄉(xiāng)村發(fā)展水平具有直接顯著的正向影響，路徑系數(shù)為0.40，明顯大于其他變量，H2成立且與表3回歸分析結(jié)果保持一致。表明改善基礎(chǔ)設(shè)施條件是提升人居環(huán)境的關(guān)鍵環(huán)節(jié)，加強政策規(guī)劃引導(dǎo)和積極鼓勵社會資本多元化投入完善基礎(chǔ)設(shè)施建設(shè)將直接促進鄉(xiāng)村發(fā)展。③鄉(xiāng)村文體活動對鄉(xiāng)村發(fā)展水平也呈現(xiàn)出顯著的促進作用，路徑系數(shù)為0.16，H3成立。反映出扎實開展具有區(qū)域特色的群眾文化活動，有助于滿足農(nóng)戶公共文化產(chǎn)品和服務(wù)需求、增加鄉(xiāng)村社會資本，進而促進鄉(xiāng)村發(fā)展。④農(nóng)戶居住條件對鄉(xiāng)村發(fā)展無直接顯著影響，H4不成立，但農(nóng)戶居住條件與基礎(chǔ)設(shè)施條件路徑系數(shù)為0.65，H9成立。表明農(nóng)戶居住條件的改善會帶動鄉(xiāng)村基礎(chǔ)設(shè)施條件的提升，間接地促進鄉(xiāng)村發(fā)展。綜上，基礎(chǔ)設(shè)施條件、鄉(xiāng)村文化活動對鄉(xiāng)村發(fā)展具有直接促進作用，環(huán)境衛(wèi)生狀況、農(nóng)戶居住條件對鄉(xiāng)村發(fā)展呈現(xiàn)間接促進作用。這可能是由于研究區(qū)域鄉(xiāng)村發(fā)展階段和模式存在一定差異，環(huán)境衛(wèi)生污染程度與保護力度、農(nóng)戶對居住條件重視程度不同，環(huán)境衛(wèi)生狀況和農(nóng)戶居住情況暫未直接促進鄉(xiāng)村發(fā)展。

3.3 人居環(huán)境質(zhì)量各維度因素的重要性呈現(xiàn)差異

從測量模型參數(shù)估計結(jié)果（見表8）可以看出，各觀察變量對其潛在變量的貢獻程度存在顯著差異：①就環(huán)境衛(wèi)生狀況潛在變量而言，垃圾處理（0.90）和河塘水質(zhì)（0.71）貢獻程度大于綠化水平（0.65）。鄉(xiāng)村環(huán)境衛(wèi)生整治應(yīng)以垃圾處理和污水整治為主攻方向，因地制宜確定鄉(xiāng)村垃圾處理模式和開展河湖水系綜合整治，并構(gòu)建環(huán)境衛(wèi)生長效保護機制。②就基礎(chǔ)設(shè)施條件潛在變量而言，活動場所便捷度（0.70）、上學(xué)就醫(yī)便捷度（0.62）和水電便捷度（0.60）貢獻程度大于交通便捷度（0.48）。未來發(fā)達地區(qū)鄉(xiāng)村基礎(chǔ)設(shè)施改善應(yīng)在持續(xù)推進通水、通電和通路的基礎(chǔ)上，著力推動與農(nóng)戶教育醫(yī)療需求相關(guān)的基礎(chǔ)設(shè)施建設(shè)。③從鄉(xiāng)村文體活動的5個觀察變量來看，各觀察變量的貢獻程度均超過了0.70，因此應(yīng)著力推進城鄉(xiāng)公共文化服務(wù)體系融合發(fā)展，不斷豐富鄉(xiāng)村文體活動。④就農(nóng)戶居住情況潛在變量而言，除居住面積（0.64）外，其他觀察

變量貢獻程度均大于0.70。由此，確有必要加快實施農(nóng)村改廁和庭院綠化行動，提高農(nóng)戶安全住房保障，逐步改善農(nóng)戶居住條件。

4結(jié)論與啟示

（1）主要結(jié)論。本研究從理論層面解析了人居環(huán)境質(zhì)量對鄉(xiāng)村發(fā)展的影響機制，并結(jié)合江蘇省村莊調(diào)查數(shù)據(jù)構(gòu)建多元回歸模型和結(jié)構(gòu)方程模型進行了定量驗證。多元回歸分析表明，樣本村莊的發(fā)展水平存在顯著差異，人居環(huán)境質(zhì)量對鄉(xiāng)村發(fā)展的影響較為明顯。結(jié)構(gòu)

方程模型分析發(fā)現(xiàn)，人居硬環(huán)境建設(shè)推動鄉(xiāng)村空間重構(gòu)，為鄉(xiāng)村發(fā)展提供良好的空間載體：基礎(chǔ)設(shè)施改善為農(nóng)戶非農(nóng)就業(yè)、收入增加和福祉提升創(chuàng)造條件，直接促進鄉(xiāng)村發(fā)展;環(huán)境衛(wèi)生條件和農(nóng)戶居住狀況改善能夠整合生態(tài)資源和提升村容村貌，夯實鄉(xiāng)村生態(tài)產(chǎn)業(yè)化基礎(chǔ)，間接促進鄉(xiāng)村發(fā)展。人居軟環(huán)境改善促進鄉(xiāng)村組織重塑，為鄉(xiāng)村發(fā)展提供堅實的機制保障：開展文化活動有助于轉(zhuǎn)變農(nóng)民傳統(tǒng)思想觀念、激發(fā)鄉(xiāng)村發(fā)展內(nèi)生動力、培育多種類型的新型經(jīng)營主體，直接促進鄉(xiāng)村發(fā)展。農(nóng)村人居硬環(huán)境和軟環(huán)境交互耦合有效推動鄉(xiāng)村產(chǎn)業(yè)重塑，有助于構(gòu)建起人、地、業(yè)有機融合的居業(yè)協(xié)同體，促進鄉(xiāng)村轉(zhuǎn)型振興與可持續(xù)發(fā)展。

（2）簡要啟示。新時代在全國范圍內(nèi)開展農(nóng)村人居環(huán)境整治行動既可以有效解決農(nóng)村人居環(huán)境“臟亂差”的問題、滿足農(nóng)民日益增長的生態(tài)需求，還可有效推動鄉(xiāng)村要素整治、結(jié)構(gòu)優(yōu)化和功能提升，促進鄉(xiāng)村地域系統(tǒng)轉(zhuǎn)型。但是，農(nóng)村人居環(huán)境整治是系統(tǒng)工程，應(yīng)緊緊圍繞中央《農(nóng)村人居環(huán)境整治三年行動方案》總體要求，充分考慮鄉(xiāng)村發(fā)展實際需求，因地制宜統(tǒng)籌規(guī)劃、整合資源、多措并舉、重點突破。本研究的理論和實證分析表明，新時代農(nóng)村人居環(huán)境整治，既要注重硬環(huán)境的建設(shè)，也要注重軟環(huán)境的改善，通過“軟硬兼施”，全面提升村容村貌。結(jié)合人居環(huán)境各維度因素的重要程度，有助于明確新時代農(nóng)村人居環(huán)境整治工作重點，具體地：①繼續(xù)推進鄉(xiāng)村“三通”（水、電、路），加快與農(nóng)民日?；顒印⒔逃t(yī)療相關(guān)的基礎(chǔ)設(shè)施建設(shè)和公共服務(wù)供給;②將農(nóng)村生活垃圾治理、生活污水處理作為環(huán)境衛(wèi)生整治的首要任務(wù);③著力推進農(nóng)民住房的外墻改造、房屋加固、庭院綠化和廁所改造等相關(guān)工作;④建立健全鄉(xiāng)村公共文化服務(wù)體系，扎實開展以文藝下鄉(xiāng)、地方戲表演等為主的特色文化活動，營造良好的文化氛圍，積累發(fā)展的社會資本。

（3）研究展望。本研究基于2012年江蘇省典型鄉(xiāng)村調(diào)查數(shù)據(jù)深入研究了人居環(huán)境質(zhì)量對鄉(xiāng)村發(fā)展的影響機制，著力闡明新時代開展農(nóng)村人居環(huán)境整治的重要意義，并初步明確了未來整治工程的關(guān)注重點。但數(shù)據(jù)時效性有所欠缺，有待收集更多典型區(qū)域的更具時效性的數(shù)據(jù)而加以驗證和分析。此外，受數(shù)據(jù)限制，尚未將鄉(xiāng)村發(fā)展的勞動力、資本、產(chǎn)業(yè)等要素納入分析模型，此類因素的納入可能更有助于增強分析的穩(wěn)健性。后續(xù)，可進一步結(jié)合地域分異特征構(gòu)建農(nóng)村人居環(huán)境評價指標體系和模型方法，利用典型村域高分影像和調(diào)查數(shù)據(jù)，探明農(nóng)村人居環(huán)境時空格局、演化規(guī)律及其影響因素，剖析農(nóng)村人居環(huán)境對鄉(xiāng)村空心化、資源集約、產(chǎn)業(yè)轉(zhuǎn)型的作用機制，揭示不同整治路徑下農(nóng)戶感知和鄉(xiāng)村發(fā)展的動態(tài)過程，為新時代美麗宜居鄉(xiāng)村建設(shè)和鄉(xiāng)村振興戰(zhàn)略決策提供更為全面的科學(xué)依據(jù)。

（編輯：王愛萍）

參考文獻

[1]LIU Y S， LI Y H. Revitalize the worlds countryside[J]. Nature， 2017， 7667（548）：275-277.

[2]劉彥隨.中國新時代城鄉(xiāng)融合與鄉(xiāng)村振興[J]. 地理學(xué)報，2018，73（4）：637-650.

[3]ZHAO S， SUN H B， CHEN B， et al. Chinas rural human settlements： qualitative evaluation， quantitative analysis and policy implications[J]. Ecological indicators， 2018， 105：398-405.

[4]LI F， CHEN S， YU H L， et al. Waste from livestock and poultry breeding and its potential assessment of biogas energy in rural China[J]. Journal of cleaner production， 2016， 126（7）：451-460.

[5]ZHANG X B， KANBUR R. Spatial inequality in education and health care in China[J]. China economic review， 2005， 16（2）：189-204.

[6]夏鋒.千戶農(nóng)民對農(nóng)村公共服務(wù)現(xiàn)狀的看法——基于29個省份230個村的入戶調(diào)查[J].農(nóng)業(yè)經(jīng)濟問題，2008（5）：68-73，112.

[7]劉彥隨，周揚.中國美麗鄉(xiāng)村建設(shè)的挑戰(zhàn)與對策[J].農(nóng)業(yè)資源與環(huán)境學(xué)報，2015，32（2）：97-105.

[8]ZHOU G H， HE Y H， TANG C L， et al. Dynamic mechanism and present situation of rural settlement evolution in China[J]. Journal of geographical sciences， 2013， 23（3）：513-524.

[9]LIU Y S， CHEN C， LI Y R. Differentiation regularity of urban-rural equalized development at prefecture-level city in China[J]. Journal of geographical sciences， 2015， 25（9）：1075-1088.

[10]曹海林.鄉(xiāng)村社會變遷中的村落公共空間——以蘇北窯村為例考察村莊秩序重構(gòu)的一項經(jīng)驗研究[J].中國農(nóng)村觀察，2005（6）：61-73.

[11]AFSHAR F. Balancing global city with global village[J]. Habitat international， 1999， 22（4）：375-387.

[12]李伯華，曾菊新，胡娟.鄉(xiāng)村人居環(huán)境研究進展與展望[J].地理與地理信息科學(xué)，2008（5）：70-74.

[13]寧越敏，查志強.大都市人居環(huán)境評價和優(yōu)化研究——以上海市為例[J].城市規(guī)劃，1999（6）： 14-19.

[14]楊興柱，王群.皖南旅游區(qū)鄉(xiāng)村人居環(huán)境質(zhì)量評價及影響分析[J].地理學(xué)報，2013，68（6）： 851-867.

[15]楊錦秀，趙小鴿.農(nóng)民工對流出地農(nóng)村人居環(huán)境改善的影響[J].中國人口·資源與環(huán)境，2010，20（8）：22-26.

[16]DOXIADIS C A. Ekistics， the science of human settlements[J]. Science， 1970， 170（3956）：393-404.

[17]DAHMS D. Settlement evolution in the arena society in the urban field[J]. Journal of rural studies， 1998， 14（2）：299-320.

[18]SCHNAIBERG J， RIERA J， TURNER M， et al. Explaining human settlement patterns in a recreational lake district： Vilas County， Wisconsin， USA[J]. Environmental management， 2002， 30（1）： 24-34.

[19]NEPAL S. Tourism and remote mountain settlements： spatial and temporal development of tourist infrastructure in the Mt Everest Region， Nepal[J]. Tourism geographies， 2005， 7（2）：205-227.

[20]DAHMS D， MCCOMB J. Counter urbanization， interaction and functional change in a rural amenity area： a Canadian example[J]. Journal of rural studies， 1999， 15（2）：129-146.

[21]MURRAY M， GREER J， HOUSTON D， et al. Bridging top down and bottom up： modelling community preference for a dispersed rural settlement pattern[J]. European planning studies， 2009， 17（3）：441-462.

[22]SILBERMAN A， REES W. Reinventing mountain settlements： a GIS model for identifying possible ski towns in the U.S. Rocky Mountains[J]. Applied geography， 2010，30（1）：36-49.

[23]慧波，趙霞.農(nóng)村人居環(huán)境系統(tǒng)優(yōu)化路徑研究——基于結(jié)構(gòu)方程模型的實證分析[J].北京航空航天大學(xué)學(xué)報（社會科學(xué)版），2018，31（3）：70-77.

[24]唐寧，王成，杜相佐.重慶市鄉(xiāng)村人居環(huán)境質(zhì)量評價及其差異化優(yōu)化調(diào)控[J].經(jīng)濟地理，2018，38（1）：160-165.

[25]李伯華，劉沛林，竇銀娣.鄉(xiāng)村人居環(huán)境建設(shè)中的制度約束與優(yōu)化路徑[J].西北農(nóng)林科技大學(xué)學(xué)報（社會科學(xué)版），2013，13（2）：23-28.

[26]李伯華，劉沛林，竇銀娣.鄉(xiāng)村人居環(huán)境系統(tǒng)的自組織演化機理研究[J].經(jīng)濟地理，2014，34（9）： 130-136.

[27]駱永民，樊麗明.中國農(nóng)村基礎(chǔ)設(shè)施增收效應(yīng)的空間特征——基于空間相關(guān)性和空間異質(zhì)性的實證研究[J].管理世界，2012（5）：71-87.

[28]AGARWAL S， RAHMAN S， ERRINGTON A. Measuring the determinants of relative economic performance of rural areas[J]. Journal of rural studies， 2009，25（3）：309-321.

[29]HAGGBLADE S， HAZELL P， REARDON T. The rural non-farm economy： prospects for growth and poverty reduction[J]. World development， 2010， 38（10）：1429-1441.

[30]BRENMAN M， FLINT C， LULOFF A. Bringing together local culture and rural development： findings from Ireland， Pennsylvania and Alaska[J]. Sociologia ruralis， 2009， 49（1）：97-112.

[31]賀雪峰.鄉(xiāng)村治理40年[J]. 華中師范大學(xué)學(xué)報（人文社會科學(xué)版），2018，57（6）：14-16.

[32]周嵐，于春，何培根.小村莊大戰(zhàn)略—推動城鄉(xiāng)發(fā)展一體化的江蘇實踐[J].城市規(guī)劃，2013（11）：20-27.

[33]LONG H L， LIU Y S. Rural restructuring in China [J]. Journal of rural studies， 2016，47：387-391.

[34]周華，王炳君.江蘇省鄉(xiāng)村性及鄉(xiāng)村轉(zhuǎn)型發(fā)展耦合關(guān)系研究[J].中國人口·資源與環(huán)境，2013，23（9）：48-55.

[35]周嵐， 劉大威. 2012江蘇鄉(xiāng)村調(diào)查[M].北京：商務(wù)印書館，2015：1-5.

[36]吳明隆. 結(jié)構(gòu)方程模型——AMOS的操作與應(yīng)用[M]. 第2版.重慶：重慶大學(xué)出版社，2010：28-30.

The impact of human settlement quality on rural development：

a quantitative analysis based on the cross-sectional

data of sampled villages in Jiangsu Province

LI Yu-rui1 ZHANG Xuan-chang1，2 CHEN Yang-fen3LIU Yan-sui1，2，4

（1. Institute of Geographic Sciences and Natural Resources Research，

Chinese Academy of Sciences， Beijing 100101， China; 2. University of Chinese Academy of

Sciences， Beijing 100049， China; 3. Institute of Agricultural Economics and Development，

Chinese Academy of Agricultural Sciences， Beijing 100081， China; 4. Key Laboratory of

Regional Sustainable Development Modeling， Chinese Academy of Sciences， Beijing 100101， China）

AbstractRural human settlement renovation is an important aspect of rural vitalization strategy， so it is important to explore the impact of human settlement quality on rural development in theory and practice. This paper analyzed the theoretical mechanism of the impact of human settlement quality on rural development， and built a multivariate regression model and a structural equation model （SEM） to carry out a quantitative comparative analysis based on the cross-sectional data of sampled villages in Jiangsu Province. The regression results showed that geographic situation and resources endowment were no longer the control factors affecting rural development with the promotion of new rural construction， the development of traffic and communications， and the rise of new economic growth point， while human settlement played a significant role in promoting rural development. The SEM analysis indicated that there were differences between the impact of hard human settlement on rural development and that of soft human settlement. In hard human settlement， the infrastructure conditions could directly promote rural development; the path coefficient was 0.40. There were strong interactions among environment sanitation， living situation and infrastructure conditions; the path coefficients were 0.68 （environment sanitationinfrastructure conditions）， 0.65 （living situationinfrastructure conditions） and 0.54 （environment sanitationliving situation） respectively. In soft human settlement， recreational activities could also directly promote rural development; the path coefficient was 0.16. Environment sanitation， infrastructure conditions and recreational activities also presented certain mutual promotion effects; the path coefficients were 0.15 （environment sanitationrecreational activities） and 0.31 （environment sanitationinfrastructure conditions） respectively. This study suggests that rural human settlement renovation is conductive to the reconstruction of rural space， organization and industry， which effectively promotes the transformation of rural pattern， structure and function. Meanwhile， rural human settlement renovation should take the strategy of combining both ‘hard and ‘soft means to promote rural revitalization， focusing on comprehensively promoting infrastructure construction and developing recreational activities， and simultaneously advancing environment sanitation renovation and improving living conditions.

Key words human settlement quality; rural development; structural equation model; rural vitalization; Jiangsu Province

收稿日期：2019-10-09 修回日期：2020-02-05

作者簡介：李裕瑞，博士，副研究員，主要研究方向為土地整治與村鎮(zhèn)發(fā)展研究。E-mail：liyr@igsnrr.ac.cn。

通信作者：劉彥隨，博士，研究員，博導(dǎo)，主要研究方向為鄉(xiāng)村地理學(xué)、城鄉(xiāng)發(fā)展與土地利用。E-mail：liuys@igsnrr.ac.cn。

基金項目：國家自然科學(xué)基金面上項目“農(nóng)村人居環(huán)境整治的運行機制與綜合效應(yīng)研究”（批準號：41971220），“土地整治對村鎮(zhèn)社區(qū)發(fā)展的影響機制及其互促模式研究”（批準號：41571166）;

中國科學(xué)院戰(zhàn)略性先導(dǎo)科技專項“鄉(xiāng)村振興地域模式與規(guī)劃技術(shù)研究及示范”（批準號：XDA23070300）;農(nóng)業(yè)農(nóng)村部發(fā)展規(guī)劃司委托課題“村莊分類標準及規(guī)劃技術(shù)研究”。