（天津大学管理与经济学部，天津300072）摘 要：文章将城市建设满意度引入到居民幸福感的研究范畴，探讨居民对城市建设各方面的主观评价对居民主观幸福感的影响。分别运用多维测量法和单维测量法对天津市459名居民的城市建设满意度和主观幸福感进行问卷调查，通过对调研数据的回归分析发现：城市建设满意度三个构成维度中住房条件满意度对主观幸福感的影响最大，其次是社区设施满意度和市政公用设施满意度。最后对研究结果进行了讨论并指出了进一步的研究方向。
关键词 ：城市建设满意度；构成维度；主观幸福感
中图分类号：F294 文献标识码：A文章编号：1002－3240（2015）02－0061－05
收稿日期：2015-01-06
基金项目：天津市政府决策咨询重点课题（2011H3-0012）,教育部人文社科项目(13YJC630028)
作者简介：张再生（1968-），山东济宁人，天津大学管理与经济学部教授，博士生导师，研究方向为公共管理与公共政策；于鹏洲（1978-），河北宁晋人，天津大学管理与经济学部博士研究生，研究方向为公共管理。
一、引言
1978年改革开放以来，我国经济飞速发展，然而随着经济的发展和人们收入水平的提高，中国居民的主观幸福感却并没有同步提升，甚至在某些阶段还出现了一定程度的下降。根据中国新闻网2010年公布的数据，中国居民的主观幸福感在255个被调查的国家中仅位列125位。改革开放30多年来，中国在经济发展上所取得的成就似乎并没有使我们的居民生活的更加幸福。实际上，与我国的情况类似，国外在经济发展的过程中也曾经出现过类似的幸福感难题，所以，有关幸福的研究在国外开展较早，相关学者对幸福的内涵、决定因素、形成过程等进行了深入研究，构建了幸福研究的理论基础，相关研究成果为决策者制定公共政策，增强居民的主观幸福感提供了依据。近年来，我国学者也已经开始关注居民幸福感的研究，并在居民幸福感的测量、影响因素和提升对策等方面取得了一系列的研究成果。
城市建设满意度反映了居民对城市建设总体水平的主观评价，是居民对比自身对城市建设的期望与实际感受之后获得的结果。较高的城市建设满意度水平意味着城市建设各方面能够更好的满足居民的需求，为居民生活提供更多的便利，从而提升城市居民的主观幸福感。麦克吉尔瑞（McGillivray）的研究就曾经指出幸福作为一个多维度概念，包含了生活中方方面面的内容，人们对生活的满意水平越高，主观幸福感越强烈[1]。而目前对居民幸福感影响因素的研究更多是考虑个人特征（性别、年龄、健康、教育背景、婚姻、性格等）、收入、政治制度、宏观经济环境以及自然环境等因素的作用。本研究则将城市建设满意度引入到居民幸福感的研究范畴，探讨居民对城市建设各方面的主观评价如何对居民的主观幸福感产生影响，从而为城市建设和管理者制定相关政策，提升居民主观幸福感提供理论基础。
二、本文的理论基础与研究假设
（一）城市建设满意度
满意度这一概念源自心理学，但却在经济学与管理学领域获得了长足的发展，产生了著名的顾客满意度理论与工作满意度理论[2]。然而对于社会满意度而言，却一直未引起研究者足够的重视，并未形成完整的理论体系。城市建设满意度作为一种社会满意度，现有研究还缺乏对其深入的探讨，在城市建设满意度的内涵、影响因素、构成维度、测量方法等诸多方面还存在着研究空白。满意度的形成源自于付出与回报、期望与知觉之间的关系，即满意强调要求或期望与结果的比较关系。本研究认为城市建设满意度的形成是居民将心理期望与主观感知进行比较的结果，居民在比较自身对城市建设的期望与实际获得的有关居民住宅、社区设施和市政公用设施的主观感受过程中，得出的一种对城市建设能在多大程度上满足居民自身需求的主观评价。当居民对城市建设的主观感受低于期望时，居民就会对城市建设不满意，而当居民的主观感受高于期望时，居民就会对城市建设满意。城市居民是城市的主体，城市建设从根本上讲都是为了满足居民的需求和愿望，所以只有居民满意才能真正体现城市建设的价值。城市建设满意度可以帮助决策者评价城市的整体建设水平，而对于城市建设满意度的调研更能帮助城市管理者了解居民对城市建设的态度，从而在城市规划、设计、建设过程中更好的满足居民的需求。
（二）主观幸福感
主观幸福感这一概念于20世纪五六十年代提出，主要指个体对其生活质量的整体评价。坎贝尔（Campbell）的研究指出主观幸福感的测量应包括快乐感与生活满意度两个指标，快乐感是个体在积极情感与消极情感之间平衡的结果，而生活满意度则是源自于人们对现实的感受与主观期望之间的比较[3]。实际上，主观幸福感是个更广泛的术语。麦克吉尔瑞（McGillivray）等人认为，主观幸福感涉及对生活多维度的评价，包括对生活满意度的认知判断和对情绪及心情的情感评估[1]。主观幸福感是幸福的一种状态，它既要受到外部客观因素的影响，同时又要受到个体主观因素的作用。综合上述学者的观点，主观性、整体性以及相对稳定性是主观幸福感的三大特征。同时，对于幸福感影响因素的研究一直学者们关注的重点，相关研究主要围绕以下几个方面。例如，性别、年龄、健康、教育背景、婚姻、性格等个人特征因素的影响；绝对收入、相对收入以及对收入的欲望等收入因素的影响；政治制度、宏观经济环境以及自然环境等因素的作用等[4][5]。而本文的研究主要是从居民满意的视角出发，探讨城市建设对居民主观幸福感的影响。
（三）城市建设满意度对主观幸福感影响的理论假设
城市建设满意度是一个多维度概念，城市建设满意度的形成源自于居民对城市建设各方面的综合评价。但是，城市建设各方面在满足居民需求时所发挥的作用是不同的，因此城市建设各方面对居民主观幸福感的作用也应该存在差异。本研究将城市建设满意度划分为三个主要维度，分别是住房条件满意度、社区设施满意度和市政公用设施满意度，并考察三个不同维度对居民主观幸福感的影响。
住房条件对居民个人及其家庭的生活质量具有最直接的影响，一个人的闲暇时间大部分都是在自己的住所里度过的。城市建设包含了城市住宅的规划、建造和管理，城市建设管理水平会对居民的住房条件产生直接或间接的影响，当然在经济高速发展的今天，住房条件的改善会更多受到个人因素的作用，收入、社会地位、家庭的富裕程度才是决定性的因素。随着城市的发展，个人收入的提高，截止到2009年底，我国城镇的人均住房建筑面积就已达到30平方米左右，基本上能够满足居民生活的需求，在基本需要得到满足的过程中，人获得住房带来的积极情感，这是住房带给居民的幸福感。一般情况下，人的温饱解决之后，商品效用的增加对主观幸福感的影响力将有所下降。住房作为一种典型的显性消费，通常存在很大的攀比效应，房屋消费过程中认知评价会发挥重要作用，使消费行为在人际之间产生了明显的炫耀性和攀比性功能，使住房本身带给人的主观幸福感由于个人之间的比较而大打折扣。因此，住房条件的好坏并非决定个体主观幸福感的关键，居民对住房条件的主观评价才是影响主观幸福感的关键。综上所述，本文提出如下研究假设：
H1：住房条件满意度会对居民主观幸福感产生积极影响。
社区设施是指由社区提供的用以满足居民日常生活需要的基本服务设施，包括社区内的道路、照明、绿地、医院、学校以及公共活动空间等。社区设施主要是保证居民的生活性需要得到满足，虽然这种需求的层次相对较低，但却是基础性需求，是必须首先满足的需求。社区设施为居民的生活、安全、交往、文化活动等提供了必要的物质保证，社区创造的各种硬件条件与居民的生活息息相关。
城市汇集了人、财、物、信息、技术等各种要素，而这些要素的汇集必须以市政公用设施作为基础。市政公用设施构成了城市的基本骨架，也是城市基本的物质支持系统，它为城市的发展创造了条件，是城市赖以生存和发展的物质基础。作为城市的主人，居民的生活越来越依赖市政公用设施，市政公用设施的发展水平是影响居民生活质量的重要因素。供水、供电、天然气、采暖等市政公用设施满足了居民最基本的生活需要；公共交通的发展大大提高了居民出行的便利性；照明、绿化、垃圾处理等极大的改善了居民的生活环境，提高了居民城市生活的舒适度。完善的市政公用设施是现代城市发展的主要标志，同时对于提高居民的生活质量具有重要意义。
在社会比较等心理因素的影响下，私人物品的消费难免存在攀比效应。而公共物品是通过税收将部分引起社会比较的私人消费转移到不存在比较、人人可共享的公共物品上来，从而减少了过多的“显性消费”带来的幸福感损失，有利于幸福感的提升。国外学者的研究表明一个国家的公共支出会对居民幸福感产生正向影响，医疗和健康、国防和安全、环境保护等方面的支出都对居民的主观幸福感具有正向影响[6][7]。公共物品与私人物品一样，都可以增加个人获得的效用，从而提高其主观幸福感。社区设施与市政公用设施都属于公共物品的范畴，都是与居民工作生活密切相关的因素，因此，居民对其满意水平越高，获得的幸福感受越强烈。综上所述，本文提出如下研究假设：
H2：社区设施满意度会对居民主观幸福感产生积极影响。
H3：市政公用设施满意度会对居民主观幸福感产生积极影响。
三、研究方法
（一）问卷设计和变量测量
问卷题目包括三个部分内容：一是个人基本信息，包括性别、年龄、学历、收入、居住地等；第二部分为城市建设满意度调查的相关题项；第三部分为居民幸福感调查的相关题项。
由于城市建设满意度还是一个较新的概念，目前仍缺乏有效的测量工具，所以本研究使用的问卷是由笔者自行开发设计的。城市建设满意度主要包含三个构成维度，分别是住房条件满意度、社区设施满意度以及市政公用设施满意度，三个维度共计16个测量题项。
本研究主要是探讨城市建设满意度对主观幸福感的影响，只需要获得被调查者主观幸福感的整体水平，因此本研究采用单一问项的自评量表对居民的主观幸福感进行测量。目前，比较具有代表性的测量题目包括美国综合社会调查的问题“综合各方面因素，你觉得最近的生活怎么样？”以及中国综合社会调查的问题“总体而言，您对自己所过的生活的感觉是怎么样的呢？”。根据调研需要，本研究采用中国综合社会调查中幸福感的测量问项。
对于城市建设满意度和主观幸福感相关题目的测量，本研究采用最为常见的Likert5点问卷法，直接要求被调查者对相关测量题目的满意水平或幸福水平进行回答，其中1表示“非常不满意”或“非常不幸福”，2表示“不太满意”或“不太幸福”，3表示“一般”，4表示“比较满意”或“比较幸福”，5表示“非常满意”或“非常幸福”。
（二）数据收集
笔者利用问卷星网站所提供的相关服务收集研究数据，调研对象为现居天津市的城镇居民。经过一周的时间，共获得有效问卷459份。在459份有效问卷中，男性297人，占比64.71%，女性162人，占比35.29%；29岁及以下247人，占比53.81%，30至39岁110人，占比23.97%，40至49岁43人，占比9.37%，50至59岁30人，占比6.54%，60岁及以上29人，占比6.32%；大专以下22人，占比4.79%，大专81人，占比17.65%，本科244，占比53.16%，硕士研究生98人，占比21.35%，博士研究生14人，占比3.05%；收入3000及以下126人，占比27.45%，收入3001元至5000元172人，占比37.47%，收入5001元至8000元97人，占比21.13%，收入8001至10000元40人，占比8.71%，收入10000元以上24人，占比5.23%；市内六区居民350人，占比76.25%，环城四区居民47人，占比10.24%，其他区域居民62人，占比13.51%。
（三）分析方法
回收的数据首先进行信度与效度检验，以确定回收数据的质量。其次，为了探讨住房条件满意度、社区设施满意度、市政公用设施满意度对居民主观幸福感的影响，本研究拟采用回归分析的方法。数据分析使用spss16.0软件和LISREL8.70软件。
四、数据分析和结果
（一）信度与效度检验
回收的数据首先要进行信度与效度检验，以判断调研数据是否适合进行进一步的分析。本研究使用Cronbachα系数来衡量数据的可靠性。使用SPSS16.0对数据进行运算，结果如表1所示，满意度总量表的Cronbachα系数为0.939，各分量表的Cronbachα系数分别为0.778、0.905、0.879，一般来说，总量表的Cronbachα系数要超过0.8，分量表的Cronbachα系数要超过0.7。因此，根据运算结果，本问卷的信度符合一般要求，适合作进一步的分析。
本研究所使用的城市建设满意度调查问卷由笔者设计，测量题目源自于已有文献和相关专家的深度访谈，可以认为量表具有良好的内容效度。对于收敛效度，通过验证性因子分析，所有测量题目在所属维度上的因子载荷都大于0.6，组合信度CR都大于0.7，平均方差萃取值都大于0.5，各主要指标都符合要求，量表具有良好的收敛效度。量表的判别效度可以通过比较潜变量之间的相关系数与平均方差萃取值的平方根来检验，当相关系数小于平均方差萃取值的平方根时，判别效度符合要求，根据表2的数据，满意度量表具有良好的判别效度。
（二）假设检验
本研究以城市建设满意度的三个构成维度为自变量，居民的主观幸福感为因变量进行多元逐步回归分析，以验证住房条件满意度、社区设施满意度以及市政公用设施满意度对居民主观幸福感的不同影响。在进行回归分析之前，首先要对各自变量之间的相关性进行检验，一般来说，各自变量之间的相关系数要小于0.75。从表2的数据可以看出，各自变量之间显著相关，但相关系数的大小均符合要求，适合进行归回分析。使用多元逐步回归法，回归结果如表3所示。
从逐步回归的结果来看，城市建设满意度3个构成维度都被引入了回归方程，即住房条件满意度、社区设施满意度、市政公用设施满意度对居民的主观幸福感都具有显著影响。此外，三个自变量对因变量的解释力达到44.9%，回归模型的F值为123.354，显著性水平P为0.000。根据标准回归系数的大小判断，住房条件满意度对居民主观幸福感的影响最大，其次是社区设施满意度，影响最小的是市政公用设施满意度。根据回归结果，本文提出的研究假设H1、H2、H3得到验证。
五、讨论
在主观幸福感影响因素的研究中，性格和收入一直是研究者关注的重点。但是，性格一般被认为受基因以及个人成长环境的影响，性格具有高度的稳定性，所以探讨性格对幸福感的影响对于政策制定者的意义并不大。另一方面，通过对收入与幸福感关系的研究我们发现，在时间序列上，居民的主观幸福感并没有随着收入的增加而增加，“幸福悖论”是普遍存在的，从长期来看，收入的增加对提高居民的主观幸福感并无实质性的作用，因此，在政策制定上，决策者更应该关注收入以外其他因素对居民幸福感的影响。
本研究运用自开发的量表以及单一问项的自评量表分别对居民的城市建设满意度和主观幸福感进行了测量。在此基础上，运用统计分析的方法，探讨了城市建设满意度对居民主观幸福感的影响。研究结果表明，从满意度的视角来看，住房条件满意度对居民主观幸福感的影响最大，其次是社区设施满意度和市政公用设施满意度。
首先，在城市建设满意度所包含的维度中，住房条件满意度是影响居民主观幸福感的最重要因素。住房条件对居民个人及其家庭的生活质量具有最直接的影响，在城市生活中，人们对家庭居住条件的要求越来越高，而住房建设却相对落后于人口的增长和人们对住房需求的提高。本研究的结果表明居民对住房条件的主观评价是影响其主观幸福感的关键因素。因此，一方面政策的制定者要提高住宅规划、建造和管理的水平，从硬件上改善居民的居住条件，以保证居民的住房需求得到满足；另一方面，应该通过住房保障政策的制定和实施促进住房公平，保证中低收入家庭的住房需求得到尊重，同时对占据较多住房资源的个人或家庭收取房产税，降低房屋消费中攀比效应的不利影响，从而提高居民对住房条件的评价水平，提升居民的主观幸福感。
其次，本文的研究结果表明社区设施满意度和市政公用设施满意度对居民幸福感具有积极影响。随着中国经济的快速发展，个人和家庭收入有了大幅度的提高，商品消费的种类和数量也随之增长，但是当人的基本需求得到满足后，商品消费所带来的效用增加对幸福感的影响并不明显。在社会比较心理的作用下，消费品的数量和质量并非决定幸福感的主要因素，个体与他人的比较结果才是影响主观幸福感的关键。所以越来越多的研究者开始关注公共物品对幸福感的作用。一般来讲，公共物品具有一定的共享性，不存在私人物品消费的攀比效应，因此能有效降低私人消费的幸福感损失。本文的研究结果也在一定程度上证实了上述结论，居民对社区设施和市政公用设施的满意水平越高，居民的主观幸福感越强烈。因此，从城市建设的角度出发，增加社区设施和市政公用设施上的投入，提高居民对社区设施和市政公用设施的主观评价水平，将有利于提升居民的主观幸福感。
本研究仅考察了住房条件满意度、社区设施满意度以及市政公用设施满意度三个维度对居民主观幸福感的影响，并未包含城市建设满意度的所有相关维度。虽然将城市建设满意度划分为住房条件满意度、社区设施满意度以及市政公用设施满意度具有普遍意义，基本能够反映城市建设的重要内容，但是如果要对城市建设满意度对主观幸福感的影响进行更加深入的分析，有必要对城市建设满意度所包含的维度进行扩展，而这也将是我们进一步研究的方向。
参考文献
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[6]LENA M P, SIVIA G. Investigating Macroeconomic Determinants of Happiness in Transition Countries: How Important is Government Expenditure?[J]. Eastern European Economics,2010, 48(4):59-75.
[关键词]社区休闲满意度；影响因素；小河直街历史街区
[中图分类号]F59
[文献标识码]A
[文章编号]1002-5006(2011)06-0067-06
1 研究背景
近年来，杭州大力发展休闲旅游，保护和重修历史街区，尤其是运河沿岸，政府投入巨资改造滨水历史街区，使之成为运河沿岸休闲产业发展的文化符号。杭州休闲产业取得了很多成就，并于2010年11月获得了“最美休闲城市”称号，然而，休闲产业的打造并非一日之功，休闲氛围的培育也需要长期的努力，以小河直街为例，应将休闲产业发展和原住民的休闲生活需求紧密联系起来。对居民休闲满意度的个案研究，旨在探讨居民社区休闲满意度的影响因素，进而有针对性地提高居民休闲满意度，更好地营造社区的休闲氛围，促进杭州休闲旅游发展。
目前，已有学者做了前期的相关研究。首先是对相关概念的定义。较有代表性的有：马惠娣认为休闲是在具体环境中构造出来的，具有多层次性和多样性，休闲不等同于休息，有恢复体能的功能，其本质在于思想的纯洁与宁静。李九全、张中华对于社区休闲的定义是，社区居民在闲暇时间内，运用社区的景观及环境设施，用自己喜欢的方式去放松身心、追求精神上的愉悦与充实，从事具有娱乐性、健康性、自发性而不是竞技性、营利性目的的社区活动总称。关于休闲满意度的定义，伯德和瑞赫博(Beard&Ragheb)认为是个体在参与或选择休闲活动时所形成、引发、获得的一种正向感受结果，是个体对一般休闲经验或情境感觉到满足的程度。
除了进行概念探讨外，还有很多关于休闲满意度与其他因素关系的探讨，主要有两类视角。一类视角是探讨休闲满意度对居民生活满意度、休闲参与度等方面的影响。如基恩(Guinn)指出休闲满意是生活满意的重要相关变量，休闲参与积极性与高生活满意度显著相关。瑞赫博认为，休闲满意对休闲参与的影响力要明显高于休闲态度、收入、年龄、就业模式、婚姻时长等变量。受教育年限和性别对休闲参与程度有特别影响力。休闲满意是影响休闲态度的唯一变量。瑞赫博和格里菲(Ragheb＆Griffith)指出休闲满意对生活满意起着重大影响。休闲参与越多，休闲满意度越高，生活满意度越高。休闲满意度的六大变量与生活满意度全部正相关。《休闲与生活满意度》的第一章提出，休闲能够促进生活满意度的提高，且是预测社会满意度的一项重要指标。另一类视角是关于休闲满意度影响因素的探讨。如瑞赫博发现，休闲参与越多，休闲满意越高。影响休闲满意度的因素，按强弱分别为兴趣爱好、文化背景、体育行为、社交行为、大众媒体行为。弗兰肯和瑞吉(Francken＆Raaij)认为，低收入群体更多属于低满意度群体，中产阶层也有很低的休闲满意度，而高社会地位的人群有着最高的休闲满意度。本文将在调研中部分验证这些理论，并提出新的休闲满意度的影响变量。
此外，本文根据现实情况，有选择性地采用伯德和瑞赫博制订的“休闲满意度量表”，以分析居民休闲满意度的动机因素。此量表是目前休闲满意度研究者最常使用的量表，全表按因素分析法分为6个层面59个子问题，分别为：教育层面(educationalcomponent)，指心智的刺激及自我了解与成长；心理层面(psychological component)，指自由选择与体验；社交层面(social component)，指与人共享与发展友谊；放松层面(relaxation component)，指压力与紧张的松弛与解除；生理层面(physiological component)，指身体健康的获得与保持；美学层面(aestheticcomponent)，指美的欣赏、观感与提升。
2 研究对象介绍
小河直街历史文化街区位于杭州市北部，地处小河、余杭塘河和京杭大运河三河交汇处，占地面积约12.9万平方米，建筑面积约4.15万平方米，包括重点保护区、风貌协调区和商贸旅游区3个区域。调研范围是重点保护区，包括小河直街和小河东河下，由管委会管辖，但小河直街属于小河社区，小河东河下属于拱宸桥社区。
小河直街历史文化街区保护工程完成后，在自主选择的基础上，原住民共回迁了113户。笔者随机走访了其中55户原住民，共77人，对他们进行了面对面访谈和问卷调查。问卷内容包括居民的个人基本情况、休闲活动、休闲意愿、休闲满意度及其影响因素。同时走访了社区所在的管委会和居委会，考察了社区周边的休闲场所。
笔者对小河直街历史街区进行过两次随机调研，分别是2010年1月和2010年11月，两次走访得到了类似的人口特征数据。首先，居民多为中老年人，且居住时间长。被调查的77位居民中，年龄在45岁以上的居民共有45位，占58.44％，24岁以下的居民占12.99％。这些原住民在当地的居住时间达20年以上的占79.22％。其次，文化程度偏低，工作简单，收入低。初中及以下学历者占70.13％，大学以上学历者占11.69％。目前无工作者较多，离退休、下岗及家庭主妇占46.75％。工人和服务人员占27.27％。月收入2000元以下的占75％。
3 小河直街社区居民的休闲满意度分析
3.1居民休闲满意度及其影响因素分析
社区居民对目前休闲生活感到比较满意或非常满意的，占56.36％；觉得一般的，占30.91％；认为比较不满意或很不满意的，占12.73％。究其原因，有如下影响因素：
(1)分割的行政区划导致居民休闲满意度下降
调研显示：小河直街居民对休闲生活的满意度明显高于小河东河下的居民。小河直街居民对休闲生活现状表示比较不满意的，占6.45％；认为一般的，占22.58％；感到比较满意或很满意的，占70.97％。但小河东河下的居民，表示很不满意的，占17.39％；认为一般的，占43.48％；感到比较满意或很满意的，只有39.13％。其原因与分割的行政区划有关。小河东河下属于拱宸桥社区，小河社区的活动并不通知他们，这使他们有较为强烈的被抛弃感，从而产生不满意情绪。
(2)休闲活动参与度高的居民有较高的休闲满意度
调研显示：住在小河直街主街上的居民满意度明显高于其他居民。住在主街上的居民对休闲生活感到比较满意或非常满意的比例高达90％，远高于普遍的满意度水平70.97％。这可能与他们对社区活动的信息捕捉更为灵敏、参与度更高有关。一般社区活动如果是小范围参加，多以电话通知，如果是大范围，多在小河直街上以公告栏的形式告知，所以，主街上的居民更容易获得这些信息。参与较多的居民，对小河直街社区会有更强的认同感，也会有更高的满意度。这也验证了瑞赫博和格里菲的观点，即休闲参与越多，休闲满意度越高。
(3)收入对居民休闲满意度有部分的正面影响
首先，低收入并不一定带来低休闲满意度，但是高收入可能带来高休闲满意度。弗兰肯和瑞吉认为，低收入群体更多属于低满意度群体，中产阶层也有很低的休闲满意度，而高社会地位的人群有着最高的休闲满意度。此次调研部分证实了该论点，略有分歧。本研究以月收入1000元和2000元为界，划分居民收入区间。月收入在1000元以下的居民多为待业者，没有收入或靠低保生活。该区间没有休闲满意度很高的居民，休闲满意度较高的居民在该群体中的比例为58.33％。这些居民较低的收入使他们的休闲生活相对单调，这导致他们没有很高的休闲满意度。但由于生活仍然较有保障，休闲满意度总体上偏高。月收入在1000～2000元之间的居民，休闲满意度比例为51.72％。这个收入区间的居民包括两大部分，一部分是在职工人，一部分是退休工人。大部分居民的退休工资为每月1800元左右，没有达到2000元。这两类居民的休闲满意度存在差异，下文有详细分析。月收入在2000元以上的居民，休闲满意度比例为61.54％。总的来说，收入对休闲满意度的影响是正面的。
其次，低收入者也可以有较高的休闲满意度，这取决于收入与支出的平衡。如果将小河直街居民的收入放在杭州市社会大背景下考虑，由于大量退休职工及低学历劳动力的存在，当地居民的收入普遍不高，月收入2000元以下的占75.00％，但低收入者也可以有较高的休闲满意度，这取决于收入与支出的平衡。小河直街居民总体收入偏低，但休闲满意度相对较高，其重要原因是：居民的休闲支出在其收入承受范围内，因而，休闲消费金额对休闲满意度影响不大。以数据为证：每月休闲消费在50元以下的居民中，休闲满意度较高或很高的居民在该群体中的比例为56.25％；每月休闲消费在50～100元之间的居民中，休闲满意度比例为53.33％；每月休闲消费在100～300元之间的居民中，休闲满意度比例为60％；每月休闲消费在300元以上的居民中，休闲满意度比例为57.14％。可见，居民的休闲支出水平不同，却有类似且偏高的休闲满意度。有如下几点原因：
原因一，居民偏好相对简单舒缓的休闲活动。由于居民多为中老年人，所以，他们日常休闲以在家看电视为主(占67.53％)，或者在家喝茶打牌(占68.83％)，或者串门聊天(占33.77％)，这些活动几乎不需要任何花费。
原因二，居民大多有节俭的习惯，倾向于不需要花费或者少花费的休闲活动。问卷显示，居民每月的休闲消费普遍较低。每月休闲消费在100元以下的居民占51.95％，其中还有6.49％的居民每月的休闲消费为零。每月休闲消费在100～300元之间的居民占20.78％，超过500元的仅占9.09％。居民较常去的休闲消费场所为街道、商场、超市或夜市，占32.89％，尤其是去菜市场，这是相对廉价的日用购物场所。近在咫尺的商贸旅游区正在吸引越来越多的休闲消费群体，而当地居民的反应普遍一致，即基本不去茶馆和咖啡馆、接待客人时去餐饮场所。据调研，餐饮场所中最受欢迎的是新腾飞，人均消费约40元(据大众点评网，2011年1月)，其次是河上轩，人均消费31元(据杭州口碑网，2011年1月)，但总体上居民的消费频率不高。居民消费频率较高的是两家面馆：长爱面馆和老桥头面馆。这两家面馆都遵循价廉物美原则。长爱面馆早餐提供3元／份的面条，其他时间面条价位在5～22元间。老桥头面馆消费最低5元，最贵12元。
原因三，居民的生活环境优美，不需要任何花费就可以享受别人需要付费的休闲生活。居民在家里或家门口喝茶可以享受到同样优美的环境，这也是居民不愿意去商贸区茶馆喝茶的重要原因。当然，他们也希望居委会可以为他们提供一个非常便宜的喝茶、打牌、下棋、搓麻将的公共社交场所。政府提供的大量免费的公共休闲场所也减少了他们的休闲消费支出。调研显示，有40.79％的居民会去公园、广场绿地等，这些场所在杭州都是免费的。
(4)居民的职业会影响休闲满意度
小河直街历史街区的原住民中，比例最大的两个群体是工人和离退休职工。对两个群体的分析可以看出，居民的休闲满意度受到职业的影响。
工人的休闲满意度相对较低。休闲满意度较高或很高的居民在该群体中的比例仅为41.67％，比总体的比例水平少29.30％。这可能与这部分居民生活压力大、休闲时间少有关。这些居民处于中青年阶段，家庭负担重，但收入低(月收入低于2000元的居民占该群体的91.67％)。在这部分居民中，没有人认为自己的休闲时间很多，只有16.67％的居民认为自己的休闲时间较多，远低于总体的比例水平41.56％。66.67％的居民认为自己的休闲时间一般。
离退休居民的休闲满意度相对较高。自认为休闲满意度较高或很高的居民占所在群体的79.95％，略高于整体水平。休闲满意度较高的原因是：绝大多数居民有退休工资，大多接近每月2000元，生活比较有保障，生活压力较小，休闲时间充裕。他们中认为自己休闲时间较多或很多的占73.3％。
职业影响居民休闲满意度的根本原因在于：不同的职业状态会带来不同的休闲时间分配以及不同的生活压力。充裕的休闲时间有助于提升休闲满意度。适度的生活压力可以带来相对舒适的生活状态，以及相对较高的生活满意度，进而提升休闲满意度。
(5)居民的休闲满意度受生活满意度的影响较大
基恩认为休闲满意是生活满意的重要相关变量，相应地，生活满意也是休闲满意的重要变量。调研显示，居民对自身生活状况比较满意的，休闲满意度较高；对自身生活不满的，休闲满意度较低。两者成正相关关系。具体而言，根据访谈的内容，低生活满意度可能带来低休闲满意度的原因包括：①生活压力大，休闲时间少；②收入低，无力承担休闲消费支出，休闲活动单调；③家庭生活不和谐，影响到休闲的心情；④家里有病人，生活支出高，缺乏足够的休闲时间和可支配收入。反之，较高的生活满意度可能带来较高的休闲满意度的原因包括：①空闲时间多，生活轻松悠闲；②有足够的收入保障，可以有较为丰富的休闲生活；③拥有良好的生活心态；④稳定和谐的家庭生活；⑤家庭成员身体健康，没有严重的疾病。
休闲本身构成生活的一部分，两者密不可分，因而居民的生活满意度会在很大程度上影响他们的休闲满意度。在政府的大量投入下，小河直街居民的生活环境得到非常大的改善，由杭州城北的贫民窟转变为杭州重要的历史街区。因而，很多居民对于目前的生活感到比较满意，这使他们对休闲满意度评价相对较高。也有部分居民提出，如果能够改善他们的生活设施，如装上管道煤气，他们的休闲生活满意度会更高。可见，解决原住民的日常生活需求问题，有助于提高社区居民的休闲满意度，反之，则可能会随时引发矛盾，带来不和谐因素。
以上分析可见，居民生活的各方面因素都会影响到他们的休闲满意度，而且各种因素之间相互交织，或互相叠加，或互相抵消，最终影响到每位居民对休闲满意度的定性判断。
3.2居民休闲满意度及其动机因素分析
对社区居民休闲满意度评价的衡量，主要借鉴伯德和瑞赫博制订的“休闲满意度量表”进行分析，按满意度高低依次为：居民平均的放松满意度为4.40；美感满意度为3.69；社会满意度为3.51；教育满意度为3.42；身体满意度为3.37；心理满意度为3.27。当地居民的总体满意度为3.61，属于中等偏上程度，其中“放松满意度”层面的平均数远高于其他层面的平均数。具体的居民休闲满意度平均数、标准差及平均数排序如表1所示。
通过对表1的分析可知，带来社区居民休闲满意度最主要的5个因素依次是：心情愉悦、放松自己、维持身心健康、休闲场所环境清新干净、和别人接触互动。从居民休闲满意度的标准差可以看出，居民对前4个因素有较大共识。以上结果与居民的特征有很大关联，尤其是他们的年龄特征。居民的休闲满意度多来自“放松”的需求，也比较看重“维持身心健康”。他们并不倾向于“挑战体能”这样相对剧烈的休闲活动，也不愿意在休闲活动中使用技巧与能力。居民多是中老年人，且是相对缺乏学习能力的简单劳动者，所以，他们的休闲也倾向于从简单、轻松的活动中获得快乐。
居民在休闲活动中，对于“更了解自己”的动机处于中等状态。原因在于，他们中多为中老年人，认为对自己已经比较了解，不是特别热衷于从休闲中了解自己。居民对于“了解别人”，总体上也不热衷，45.83％的居民对于了解别人没有太大兴趣，但内部存在一些差异。相应地，居民比较喜欢“和别人接触互动”，占69.44％，但是内部分歧相对较大。综合来看，50％的居民既希望和别人接触互动，又希望在接触中了解别人；19.44％的居民想和别人接触互动，但不愿意更了解别人，而是保持相对的独立性；26.39％的居民相对封闭，更喜欢独处，也不想了解别人。原住民的这个特征可以为社区组织活动提供一些思路指导。
总体上，基于休闲满意度量表分析得出的居民休闲满意度与居民的主观评价比较吻合。
4 关于提升居民社区休闲满意度的建议
4.1为居民提供更多群体休闲的机会
居民的社区休闲满意度较高，且多倾向于群体休闲。群体休闲是相对于个体休闲而言的，是指两个或两个以上的人一起进行的休闲活动，并在休闲过程中产生行为、感情的互动，并获得身体上、心理上的满足。调研显示，希望多人一起进行休闲活动的，占46.75％；希望两人一起休闲的，占12.99％，一般指的是与老伴；持无所谓态度的，占24.68％；希望一个人进行休闲的占15.58％。走访得知，虽然有少部分居民表现出较为封闭的倾向，但是大部分居民喜欢热闹，喜欢社区活动。不少居民表示，只要社区通知的活动，他们都很愿意参加。也有部分居民表现出被社区遗忘的不满甚至愤怒。可见，大多数居民希望有较多的群体休闲机会。
4.2创造更多的公共空间
根据对小河直街社区周边的考察，小河直街的公共空间极少。露天的公共空间拓展余地较小，室内的公共空间尚未有效利用。据管委会介绍，目前小河直街上还有很多公建房，其中酱园、3号暂借管委会使用。酱园里面展示着一些旧式的生产工具，用于公共活动，如唱越剧等。酱园一年中大约有1／3的时间开放。鉴于其他公建房不能挪作公用，酱园是最有可能被有效利用的公共空间。作为小河直街不多的历史遗迹，酱园用于单位办公场所并不合适；仅仅用于文化展示，无法充分物尽其用；被动地为一些活动提供场所，也非长远之计。所以，建议将酱园长期开放，为小河直街社区的居民提供一个长期的传统文化交流平台，其他周边社区居民可以参与，具体活动由管委会来操作。①作为各种文化展示的舞台，如越剧角活动、其他文艺汇演活动等；②作为社区居民定期的活动场所，如定期举办邻居感情联络会等；③为各种节庆活动提供筹备场所；④成为小河直街历史街区居民的信息交流中心。总之，充分利用酱园这一平台，不仅把它作为历史遗迹展示，更要让它融入社区居民的日常生活中，成为居民沟通的媒介。
4.3为社区居民提供必要的休闲娱乐设施
目前小河直街的公共休闲设施极少。为了维持小河直街作为历史文化街区的古朴风貌，社区没有设置休闲运动设施。但77.92％的居民希望能够增加休闲设施，特别是健身方面的设施。考虑到普通的运动器械可能会影响小河直街社区的历史风貌，可以分散设置在相对偏僻的位置。由于居民多倾向于静态休闲方式，可以在运河沿岸增设一些公共休憩设施，如木椅等，供居民散步时休息。也可以在运河码头附近设置一些简便的不影响视觉效果的娱乐设施，如秋千椅等。
4.4较大范围较多次数地组织免费社区活动
居民缺乏自行组织的能力和动力，所以，需要依靠社区根据居民特色有计划地成立一些特色民间组织，并定期组织活动，且扩大活动的波及面。可将举办过的比较成功的社区活动固定下来，形成传统，并逐步改善细节，以丰富居民的业余生活。如纳凉晚会，很受欢迎，就可以保留下来，甚至根据居民需要增减举办次数。公布电影节目表，让居民选择电影内容。每次活动结束之后，向居民征询反馈意见，以利于下次改进。
【关键字】游憩动机；活动满意度；南京
一、研究背景
（一） 研究目的与意义
随着中国经济持续快速的发展，休闲思想和娱乐观念不断凸显。尤其在人们生活节奏普遍过快和工作压力日益增大的今天，游憩活动自然成为城市居民释放压力和放松心情的必然选择。其中，户外游憩已经成为了人们日常生活中必不可少的一部分。人们可以在游憩活动中获得知识，开阔眼界，放松心情，消除疲劳，获得身体和心灵上的满足；同时，游憩活动还是巩固亲友之间感情，提升自身素养的一种很好方式。对城市居民户外游憩活动的研究成为近年来学界关注的一个热点。本次研究主要出于以下两方面目的：一是寻找不同群体居民在游憩动机、游憩选择偏好等方面的异同点；二是发现户外游憩系统中存在的问题，探索提高游憩质量的途径。
从实践上看，通过对南京市居民户外游憩行为的研究，发现南京市户外游憩建设中存在的一些深层次问题，有助于为城市规划和建设部门提供一定的参考，进而改善居民的游憩环境，提高居民的游憩质量和满意度。从理论角度讲，由于城市之间具有很多共性，通过本文研究，为我国城市居民游憩行为的研究提供一定的个案研究素材，有利于游憩理论研究的发展。
（二） 相关文献综述
游憩（recreation），顾名思义是恢复体力、休息的意思。Stephen.L.J.Smith（1992）指出，“游憩是一个难以定义的概念。在实际应用中，游憩常常意味着一组特别的可观察的活动，或者是系列的活动节目。游憩还包括被称为旅游、娱乐、运动、游戏以及某种程度上的文化等现象”[1]。在游憩满意度方面，Beard 和 Ragheb（1980）最先提出了休闲满意度指标（Leisure Satisfaction Measurement），包括：心理、教育、社会、放松、生理上的满意度等内容[2]。C.R.Bryant （1982）认为都市郊区开放空间的首要功能是用于满足主动或被动的娱乐需求，其次才是资源保护，减少灾害和进行农业生产等功能；同时作者认为随着现代城市发展，逐步突破了地方城市的局限性，城市郊区传统产业的发展已不具备价值导向下的产业发展优势，郊区最大的优势就是担负起城市景观生态保护和满足城市居民游憩休闲的高层次需求[3]。
从国内看，吴必虎、黄安（1996）探讨了长春市游憩者的行为特征及外来游憩者的行为特点[4]。林岚、唐俊雅（2003）通过问卷调查，定量分析了福州市游憩者行为属性和流动空间特点[5]。一些学者将研究重点放在了女性、老年人等游憩群体上，如张铁蕾、覃永晖（2006）结合中国老龄化社会的趋势，提出了适宜老年人居住、游憩、交往、锻炼的户外游憩系统[6]。李江敏、张立明（2004）以武汉市为例对居民的环城游憩行为特征进行了调研分析，发现了居民的主要游憩动机、理想游憩花费、游憩偏好等方面的特点[7]。彭顺生（2007）从自然属性、经济属性和文化属性三个方面分析了广州市居民出行目的，并从游憩类型、游憩设施两个方面揭示了广州市居民的游憩行为特征[8]。
综上所述，国内外有关游憩及游憩行为的研究，无论从内容或研究角度上讲都十分丰富，为本文的研究奠定了理论基础。本文通过运用SPSS软件，对21个具体的游憩动机进行因子分析，得出五个具有代表性的公因子；同时对居民游憩满意度进行分析，希望对相关的游憩研究起到一个较好的补充作用。
（三） 选择南京作为研究对象的原因
选择南京市作为研究样本收集地是基于以下三方面考虑：一是城市人口因素。南京是江苏省省会，华东第二大城市，2012年人口数量为816.1万，按国家城市规模划分标准，属于特大城市；二是经济因素。2012年全市实现地区生产总值7200亿元，城市居民人均可支配收入达到36700元，可支配收入远大于全国平均水平，是长三角地区重要的中心城市之一；三是游憩发展因素。南京作为重要的省会城市，曾先后获得过“中国优秀旅游城市”、“国家园林城市”以及2008年度“中国人居环境奖”等奖项。据统计，南京森林覆盖率远高于全国平均水平。其中，城区人均公园面积和人均公园绿地面积居全国前列[9]。以南京为研究对象，对相关省会城市居民游憩活动的考察及研究具有一定的参考作用。
二、研究方法与研究样本
（一） 研究方法
本次研究主要采用文献研究法、问卷调查与访谈法、数理分析法等方法。其中，运用SPSS软件对调研所得数据进行分析，分别采用了频率分析、交叉表分析、卡方检验、因子分析等方法对原始数据进行降维、横向比较、相关性等分析处理，并对得到的结果进行内在原因分析。
（二） 研究样本
为了保证调研样本的全面性和数据的合理性，本次问卷调研采取了多次、多时段的调研。考虑到工作日市民都在工作，此时进行调研样本存在一定的偏差，因此，本项目大多选择周末或者下午五点之后进行调研。考虑到一次调研的偶然性因素，本调研小组采取多次返回式调研，争取把误差控制到最小。
本次共发放问卷185份，回收184份，回收率达99.46%；其中有效问卷164份，有效率为89.13%。数据表明，在性别结构方面，男性为43.90%，女性为56.10%。在年龄构成方面，26～45岁两个年龄群体约占样本总数的65%。在学历结构方面，大专和本科约占60%以上。从收入构成看，1500-3000元与3000-5000元两个群体约占总数的60%以上。综合来看，在本次调研中，具有大专、本科学历的中青年人占据了较大比重。他们一般都拥有稳定的工作，收入水平较高，闲暇时间较多，并拥有良好的游憩习惯和较强的游憩动机，是游憩活动的主力军。本研究样本具有较强的代表性和现实研究意义。
三、南京市居民户外游憩行为分析
（一） 游憩行为
南京市居民游憩活动同伴的选择多为家人、亲戚、朋友、同学和同事，但是独自一个人进行游憩活动的人所占比例也很突出，占到了17.1%。南京市居民的游憩时间多选择上午，居民所进行的游憩时长主要集中在0.5-1小时（29.3%）、1-2小时（40.9%）、2-4小时（21.3%）三个区间，这与李江敏、张立明（2004）研究武汉时发现的武汉市居民最愿意接受的出行距离为2小时以内（53.8%）基本一致[7]。游憩季节多数受访者无明显差异，所占比例为78.0%，有约18.3%的受访者选择了春季。游憩频率选择每周一次的达到了44.5%，说明近一半的南京市居民有每周进行一次游憩活动的习惯；而每天至少一次的比例也达到了28.7%，明显大于“两三天一次”选项的比例（18.3%），原因是很多离退休人员都会每天都进行游憩活动。游憩时间选择，选择“双休日、节假日”的比例为48.8%，而选择“无时间差异”的为43.9%，通过分析我们可以得出一般选择“无时间差异”的调研对象他们的游憩时间长度多在2小时以内。
（二） 游憩动机
对调研对象的游憩动机进行因子分析，首先利用SPSS进行信度分析，我们发现克隆巴赫α系数（Cronbach's Alpha）为0.903（大于0.7），因此可以确定量表的信度可靠，量表的指标能很好的反应要测量的概念。进行效度检验，KMO统计量为0.838（大于0.7），巴特利特球形检验相伴概率为0（小于0.05），说明变量之间存在相关性，适合进行因子分析。
运用SPSS分析软件对21个变量采用正交旋转法，选择主成分分析、因子得分系数、并将最终的因子得分作为新变量保存，并计算出综合因子得分。可以看出共提出5个公因子，各因子的贡献率分别为35.250%、12.722%、8.144%、5.612%、5.063%，累计贡献率为66.841%，由于问卷所涉项目较多，所以累积贡献率相对较低。
因子分析结果可以分为如下五类。第一类因子主要反映促进自身发展方面的动机，此类因子主要包括满足爱好、增长知识、展示才华和欣赏历史等；第二类因子主要反映了居民提高身心健康方面的动机，主要有放松心情、锻炼身体、呼吸新鲜空气和修身养性等方面；第三类因子主要反映了居民满际方面的动机，主要有接触不同类型的人、结识朋友和增进朋友之间友谊等方面；第四类因子主要反映了居民回归自然方面的动机，主要有欣赏自然风光和喜欢良好的绿化环境等选项；第五类因子主要反映了居民家庭生活方面的动机，主要有培养与家人之间的感情和消磨时间等。五类因子基本反映了居民游憩动机的多维度的属性特征。见表1。
（三） 游憩环境满意度
居民对南京市休闲游憩场所的总体满意度评价如表3所示。在有效样本中，对游憩环境评价的均值分数为3.82，标准差为0.657，说明居民对南京市游憩场所比较满意。在性别方面，男性均值为3.79，低于女性均值分数3.85。在年龄方面，可以看出随着年龄的增长居民对游憩环境的满意度呈上升趋势，这可能是由于青年人与中老年人的游憩活动的价值诉求不同，中青年群体对游憩设施要求相对较高，而中老年群体相对较低，所以在满意度方面就会产生一定的差异。在文化程度方面，“初中及以下”群体的满意度为4.22，是受访者中最高，这一群体大多为老年群体，满意度相对较高是一种正常的表现；其次是高职/中专/职校，说明随着文化程度的升高，居民对游憩环境的要求越来越高，游憩满意度大致呈下降趋势。在收入方面，除月收入为“3k-5k元”的调研对象人数最多（为57人），且满意度均值为3.68，低于平均值之外，其他所有群体的调研对象满意度均高于平均值，这说明收入在3000-5000元的这部分群体对游憩环境的满意度最差。
如表2所示，居民对游憩场所的总体满意度（3.82）除了略低于“交通便捷程度”（3.83）和“距住所距离”（3.83）之外，均高于其他选项，说明各个单个游憩场所的设施或者条件组合起来所形成的整体更能让游憩者满意，它们之间明显具有叠加效应；“景观美感”、“绿化状况”、“交通便捷”和“住所距离”的均值分数分别达到了3.81、3.78、3.83和3.83，说明南京市主要游憩场所的景观比较优美，绿化做得十分不错，且与居民住所的距离也基本能够让居民满意，交通条件也不错，客观反映了目前南京市游憩场所分布基本合理。值得注意的是，关于“遮阴避雨”、“健身设施”、“娱乐设施”、“老年人服务设施”等选项的均值分数明显低于总体满意度和其他选项的均值分数，说明南京市游憩场所在遮阴避雨设施、健身器材设施以及老年人服务设施等方面存在着明显的不足。
四、结论和建议
（一） 结论
本研究主要得到一些几点结论：第一，南京市居民普遍认为休闲游憩是日常生活中重要的、或必不可少的事情，他们的游憩伙伴也多为家人和亲戚朋友，游憩时间大多集中在周末和节假日，游憩频率和游憩季节选择上无明显差异。第二，南京市居民游憩动机主要有五个维度，居民对整个游憩环境的总体满意度要明显高于单个游憩设施或项目的满意度。第三，相比于其他群体，老年人、女性、儿童等在游憩项目、游憩配套设施（如厕所）等方面的满意度较低。第四，从空间上看，生活在老城区的居民因周边游憩活动场所数量少、质量低，对游憩活动满意度偏低。
（二） 建议
针对本研究的结论，主要有以下几点建议：
第一，根据南京实际，制定“休闲游憩指导纲要”。作为长三角中心城市之一，南京在改革开放中取得了丰厚的经济成果。通过制订有关引导和扶持政策，采取各种激励措施，让广大人民群众切实享受到南京改革开放的成果，满足人民群众日益增长的休闲需要，使休闲游憩真正成为广大居民日常的生活方式和健康的消费行为。
第二，统筹兼顾，以人为本，协调各方利益。如何保证全体公民平等的享有休闲游憩的权利是全面建设小康社会的重点。南京的游憩体系不仅要满足市民日常的休闲需求，也要满足来宁游客的观光游憩需求。在不同群体中，要着重考虑妇女、儿童、老年人的需求，并采取具体措施保障他们的利益，如增建女性厕所，采用防滑材料铺设路面等。
第三，因地制宜，合理利用现有资源。研究显示游憩满意度的差别主要与居民居住地环境有关。和很多城市相似，南京同样面临着如何满足老城区居民游憩需求的问题。老城区建筑比较陈旧和拥挤，没有大块的空地进行游憩场所建设。政府要从政策和资金方面加大对老城区内社区的扶持力度，根据老城区现有条件，适当兴建一定数量小规模的社区型户外游憩场所，优化和提升社区休闲功能，以分散主要游憩场所的承载压力。同时在旧城改造（特别是老城南改造）过程中，将休闲游憩设施纳入到项目审批中，使每个新建小区内的游园小品能够满足居民的基本游憩需求。
第四，充分挖掘游憩资源的利用价值，体现南京历史文化特色。政府要加大对南京市主要休闲游憩产品的宣传引导，普及休闲文化教育和游憩技能培训。同时政府要组织专家将南京市的传统文化融入到日常的游憩活动中去，提升游憩的品质，开发出体现南京特色的游憩活动，切实改变目前居民日常休闲活动方式过于单一、文化内涵偏弱的局面。特别是，加强对南京明城墙这一独特游憩资源的开发利用，将南京丰富的历史文化渗入到休闲游憩中，提高休闲的文化品质。
参考文献
[1]斯蒂芬L J.史密斯著，吴必虎等译.游憩地理学：理论与方法[M].北京：高等教育出版社，1992.
[2]Beard J，M Ragheb. Leisure Satisfaction Measurement[J].Journal of Leisure Research，1980（12）： 20-33.
[3]Bryant C R， et al. The City’s Countryside-Land and Its Management in Rural- Urban Fringe. University of Waterloo， Longman， 1982：121-154.
[4]吴必虎，黄安民等.长春市城市游憩者行为特征研究[J].旅游学刊，1996，（2）：26-29
[5]林岚，唐俊雅等.福州市游憩者活动的行为特征[J].福建师范大学学报（自然科学版），2003，19（1）：103―106.
[6]张铁蕾，覃永晖.社区老年人户外环境设计研究[J].文教资料，2006，7（中）：186-188.
[7]李江敏，张立明.都市居民环城游憩行为初探―以武汉市为例[J].开发研究，2004，6：83-85.
【文章摘要】
本文以取得的769个问卷调查为样本，分别从家庭生活、身心健康、经济收入、工作状况、生活态度、居住条件、人际关系、社会保障八个因素出发，对比西安市城市和农村居民的满意度，采用SPSS19.0对样本进行描述统计和方差分析。本文得出城乡居民的整体生活满意度没有明显的差异，城乡居民的生活幸福在一些方面没有明显差异，在另一些方面存在明显差异。最后本文针对实证结果提供了相关的建议。
【关键词】
城乡居民；主观幸福感；满意度
1 研究方法
本研究利用问卷调查和个案访谈的资料，主要探讨西安市城乡居民两个群体主观幸福感的差异，以及比较、衡量主观幸福感的各影响因素的作用。研究对象选取西安市9个市辖区、4个县：新城区、碑林区、莲湖区、雁塔区、未央区、灞桥区、长安区、阎良区、临潼区、蓝田县、周至县、户县、高陵县大量城市居民和农村居民，经过分层随机抽样进行问卷调查，获得有效样本769个，其中城市居民样本438个，农村居民样本331个。本文从家庭生活、身心健康、经济收入、工作状况、生活态度、居住条件、人际关系、社会保障八个因素对西安市城乡居民满意度进行了调查，将所得数据以统计软件SPSS19.0进行描述统计和方差分析。
2 实证结果分析
本文通过SPSS19.0软件对西安市城乡居民的满意度进行方差分析，得到表1的分析结果。整体生活满意度得分均值为3.42分，其中，城市和农村居民分别为3.46分和3.37分。
各具体生活满意度得分均值高低依次为，人际关系（3.84分）、家庭生活（3.61分）、生活态度（3.61分）、身心健康（3.60分）、工作状况（3.29分）、居住条件（3.21分）、社会保障（3.04分）、经济收入（2.93分）。由此可见，居民在人际关系、家庭生活、身心健康方面满意度较高，在工作状况、居住条件、社会保障和经济收入方面满意度较低。在各具体生活满意度方面，城市居民满意度平均得分高于农村的在以下五方面：家庭生活、经济收入、居住条件、工作状况、社会保障；城市居民满意度平均得分低于农村的在以下三方面身心健康、人际关系和生活态度。
在人口密度高、外地人口较多的西安市区中，由于人际关系复杂和疏远，同时由于多方面的激烈竞争导致人与人之间的高警惕性和防备性，城市居民人情味相对淡薄；在一个人口相对稀少的农村社会，由于人际关系简单和亲密，人情味浓厚，城市居民的对人际关系的满意度低于农村居民。
在整体生活满意度方面，城市居民高于农村居民，主要体现在家庭生活、经济收入、居住条件、工作状况、社会保障方面。这与当前城市的工作机会较多、收入来源广泛及社会保障较好时密切分不开的。
通过对样本的方差分析得出：在显著性水平0.05的条件下，经济收入和工作状况满意度通过显著性检验，即城市居民和农村居民在经济收入和工作状况方面存在明显的差异。城乡居民在人际关系、家庭生活、生活态度、身心健康、居住条件、社会保障6个方面的具体满意度得分均值样本资料中存在差异，但是没有通过显著性检验（p>0.05），即在总体中差异不显著。在整体生活满意度方面，城乡居民的满意度得分没有通过显著性检验，在总体中的差异不明显。
3 结论
3.1本项研究以西安市769名城市和农村居民为研究对象，运用方差分析，对城乡居民的生活满意度的差异及其影响因素进行分析。研究的主要发现是：
（1）整体生活满意度城乡居民没有明显的差异，城市居民比农村居民的生活满意度高，幸福感较强。
（2）居民普遍对人际关系、家庭生活、生活态度方面满意度较高，相对幸福；对居住条件、社会保障、经济收入相对不满意，其中尤其是经济收入方面。
（3）城乡居民生活满意度在经济收入和工作状况方面存在明显的差异，在人际关系、家庭生活、生活态度、身心健康、居住条件、社会保障6个方面的没有显著差异。
（4）城市居民对家庭生活、经济收入、居住条件、工作状况、社会保障五方面满意度高于农村居民，在身心健康、人际关系和生活态度方面低于农村居民。
3.2相关建议
（1）提高经济收入是居民幸福的基础
居民的幸福生活的基础是在基本物质生活需要得到满足之后获得更高层次的精神文化的愉悦和充实，所以经济条件仍然是现阶段影响农村居民幸福感的首要因素。尤其是在农村，因为经济问题而引发家庭矛盾、邻里矛盾及社会矛盾的现象层出不穷，因此提高经济收入、增加就业机会可以显著提高居民的幸福感。
（2）改善居民身心健康状况
当前城市居民对当前的身心健康状况相对满意度低，城市居民的生活成本较高，工作压力较大，因此及时排解心理压力、有效沟通，提高居民对心里健康的重视。
（3）完善社会保障体系
我国的社会保障体系覆盖面不够广，缺乏统一的管理，运行效果不公平，在一定程度上影响社会保障体系正常发挥作用，对我国城乡的主观幸福感造成很大的影响，所以建立完善的社会保障制度已经迫在眉睫。
【参考文献】
[1]贾巧枝.成都市城乡居民的主观幸福感比较研究[D].四川师范大学，2009
关键词：旅游开发 居民满意度 差异 北海
一、引言
旅游开发居民满意度是指，旅游地居民将其对本地旅游开发的期望与实际感受相比较所产生的愉悦或者失望的心理状态。[1]当前，研究旅游地旅游开发居民满意度对我国旅游地旅游业可持续发展具有重要的意义。我国一些旅游地在旅游开发过程中，出现了当地居民与开发商互相对峙的局面，严重影响了当地旅游业的可持续发展。旅游地居民作为旅游地旅游开发的影响者、参与者及受益者，是旅游开发的核心利益主要相关者之一，其对旅游地旅游开发的态度及满意度是旅游地能否实现可持续发展的关键因素。
国内外已有的旅游开发居民满意度研究主要集中在满意度测评，如吴忠军、唐晓云 （2006）对居民旅游满意度指标体系构建和评价；模型构建，如陈晓艳 （2008）以南京江心洲为例，对农业旅游目的地居民满意度及其影响的研究；汪侠（2010）对阳朔旅游开发的居民满意度驱动因素的研究，以及满意度与他们对旅游发展的态度之间的关系（Allen，et al.，1988； Perdue，et al.，1990； Ko，Stewart，2002；刘静艳，等，2006）等方面，对旅游地旅游开发居民满意度的差异涉及较少，本文拟通过因子分析与方差分析探讨旅游目的地旅游开发的居民满意度的差异性，旨在为旅游地科学规划、开发与管理，实现旅游业可持续发展提供依据。
二、研究设计及数据采集
本文研究采用实地问卷调查法，采用5分制来定量测定（表1）。分别用1代表很低、很不同意，2代表低、不同意，3代表一般，4代表高、同意，5代表很高、很同意。调查区域主要是北海银滩附近的社区居民及周边的社区居民，一共发放了120份问卷，一共收回100份问卷，回收率是83.3%。采用SPSS 16. 0统计软件对数据进行整理和分析，对缺失的数值采用列表删除法进行了处理。
表1 居民满意度问卷的量表设计
注：此量表是在汪侠、张洪等人设计的居民满意度问卷量表的基础上改动得到的。
三、实证数据分析与研究
1、总体特征分析
本文采用Alpha分析模型中的Cronbach一致性系数a值来进行信度分析。本文的可靠性系数是0.502，在可以接受的范围内。调查居民样本的基本情况：性别方面：男性占51%，女性占49%；在年龄方面，18岁以下占3%，18-25岁占27%，26-35岁占32%，36-50岁占30%，大于50岁占8%；在教育程度方面，初中以下占22%，高中或中专占21%，大专占21%，本科占30%，硕士占6%。在出生地方面，本地出生人口占55%，非本地出生人口占45%；在居住时间方面，时间小于1年占1%，1-5年占16%，5-10年占17%，10-20年占17%，20年以上占49%；在家中是否有旅游从业人员方面，有从业人员占12%，无从业人员占88%；月收入方面，≤1000元占6%，1001-2000元占5%，2001-3000元占22%，3001-5000占40%，5001-10000元占21%，≥10000 元占6%；在是否旅游从业人员方面，是从业人员占16%，不是的占84%。
从满意度的整体调查情况来看，北海旅游开发居民正面旅游影响感知的均值为2.8056；负面旅游影响感知的均值为3.3733，居民整体满意度的均值为2.6367，表明北海市居民对旅游开发的满意度比较低。
2、居民满意度的显著性差异分析
根据变量的数据类型，本研究采用Pearson相关系数进行分析，得到12个指标（增加居民收入、提高生活水平、促进文化交流、提高当地知名度、有利于历史遗迹的保增强环境保护意识、加快城市建设、促进经济发展的期望、生活成本的增加、交通更加拥挤、犯罪率的提高、城市污染加重）是与居民满意度的关系大于0.6，与居民满意度之间存在显著相关关系。把这12项相关指标组成因子、采用主成分萃取法提取公因子，按照特征值大于1的标准，新提取2个公因子，累计方差贡献率为75.54% 。表明这两个公因子是影响北海市居满意度的主要因素。其中，第一个公因子中包含6个指标有：增加居民收入、提高生活水平、促进文化交流、提高当地知名度、有利于历史遗迹的保增强环境保护意识和加快城市建设，称为“满意度正面影响因子”， 特征值为7.519，方差贡献率为62.656% 。第二个公因子中包含5个指标有：促进经济发展的期望、生活成本的增加、交通更加拥挤、犯罪率的提高、城市污染加重，称为“满意度负面影响因子”，其特征值是1.546，方差贡献率为12.885%。对这两个公因子与被调查对象的8个人口学特征进行差异性分析。得到如下结论：
（1）满意度正面因子在不同年龄群体间存在差异
对不同年龄段居民的满意度正面影响因子进行方差分析，满意度评价均值为3.33，属于基本满意。其结果显示，其显著性为0.04小于0.05，表明不同年龄段居民的满意度影响因子存在差异。从其均值来看，18 ～ 25岁年龄段的居民对满意度正面影响因子的评价最高，其次依次是≤18、≥50、36 ～ 50 和26 ～ 35年龄段的居民。
（2）满意度正面因子在是否是旅游从业人员群体存在差异
根据被调查居民是否是旅游从业人员进行分组，对两组居民的满意度正面影响因子进行方差分析，结果其显著性为0.05，表明是否是旅游从业的居民对满意度正面影响因子的评价存在显著差异。是旅游从业人员和不是旅游从业人员对满意度正面影响因子评价的均值分别是3.64和2.98。说明从事旅游业工作的当地居民对满意度正面影响因子的评价高。
四、提高北海居民旅游开发满意度的建议及对策
1、社区居民利益的实现是旅游可持续发展的前提
要确保当地居民对自然资源存在及开发的优先受惠权，是协调自然资源存在及开发与当地居民权益关系的基础。旅游开发必须将当地居民纳入发展主体，使之在旅游发展中的角色由配角发展到主角，拥有对旅游发展的发言权和决策权，提高居民对旅游开发的满意度，从而使旅游开发能够顺利的进行，保证当地旅游业的可持续发展。
2、扩宽居民的参与途径
调查显示，在北海旅游开发中并没有给居民带来更多的收入，他们除了能共享旅游开发给居民带来一定便利之外，没有获得其他的收益，使得他们对旅游开发产生不满的情绪。要充分发挥当地居民的积极性，旅游开发商应该设计更多的适合当地居民的工作岗位，招聘当地的居民作为旅游开发的工作人员，从而提高居民的参与度，提高当地的就业机会，减少当地的失业率，从而提高当地居民的生活水平和生活质量。这是提高居民的满意度的有效方法。
3、提高当地中老年居民的出游率
调查数据显示，北海中老年居民对满意度正面影响因子的评价低，因此，旅游业各部门可以通过开发一些对中老年居民有吸引力的旅游产品，鼓励他们积极的参加旅游活动，使得他们对满意度正面影响因子的评价得到提高，从而提高他们对旅游开发的满意度。
4、减少居民满意度负面影响因子的影响
根据调查结果，负面旅游影响感知因素也是影响北海居民满意度的重要因素。可以从以下几方面减少这些负面因子的影响：
（1）合理规划旅游景区景点
旅游开发商在进行旅游开发之前要做好实地调查，合理规划景区景点的开发，保证景区景点的可进入性，使得游客能顺利的进旅游活动，同时也不给当地的居民带来交通的不便利，合理控制游客的数量，确保景区资源不被破坏。
（2）加强城市的基础建设
加强北海市的基础设施建设，特别是公共交通方面，需要有花大力气进行改进。另外，要按照景区总体规划的布置要求，进行招商引资，完善景区内旅游基础设施和提高旅游服务接待设施，以及景区环境保护和绿化工程建设。重点解决景区内的交通、通信、饮水、厕所及能源等问题，引导和培育群众的环保意识，积极创建一个良好的可持续发展的旅游环境。
（3）做好环境保护和历史文化保护的宣传工作
在进行旅游开发的过程中，要加强环境保护意识和文化保护的宣传。在各景区内明显的地方设计环境保护和文化保护的标语，时时刻刻提醒游客要保护环境和保护历史遗迹，提高他们的环境保护意识，在社区内也要设计环境保护的标语，提高居民的环境保护意识。
5、要加强社会治安的管理
加强对法制知识的宣传，提高居民的法律意识，对于那些犯罪分子要严格处置，从而达到降低居民犯罪率，为居民提高一个安全可靠的生活环境。
参考文献：
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【关键词】农村居民；乡风文明建设；满意度
调查结果显示，农村居民对乡风文明建设总体上是较为满意的，总体满意度得分为3.75分，其中，社会治安方面的满意度得分最高，为4.11分，而文化建设方面的满意度得分最低，为3.51分，其他方面的得分分别为：思想道德方面3.73分，组织民主方面3.75分，环境文明方面3.85分，民俗风尚方面3.97分。
从表2可以看出，男性对乡风文明建设总体满意度高于女性；年龄较大的农村居民对乡风文明建设总体满意度较高；学历为中专的居民总体满意度较高，但样本数相对最小（n=39），样本数最大的初中学历者（n=207）的平均满意度则最低；从政治面貌上看，除“其他”类别人数较少排除比较外，中共党员的平均满意度最高，群众的满意度最低；长期生活在村里（10-12个月）的居民其平均满意度最高；在不同职业属性的人群中，包括乡镇干部和村干部在内的乡村管理者群体的满意度最高，而农村居民中人数总量最大的三个人群（从多到少依次是农业劳动者、农村务工人员、务农兼打工者）的满意度较低。
三、满意度影响因素分析
本文从农村居民个体的性别、年龄、学历、政治面貌、每年在村里的生活时间及职业等方面对其满意度情况进行了探讨。
通过单样本的K-S检验，研究发现此次调查的结果并不服从正态分布。由于研究样本的数据都属于有序分类变量，不服从正态分布且不为连续型数据，因此在对数据进行相关检验时采用Kendall相关系数检验。经过检验，发现农村居民的年龄、文化程度、政治面貌以及每年在村里生活的时间与乡风文明建设满意度之间存在相关关系。
农村居民的年龄与文化建设满意度存在相关关系，Kendall’s tau_b值为0.082，在0.05水平（双侧）上显著正相关。由表2可以看出，在18-40岁的被调查农村居民中，有52.0%的人对文化建设方面表示满意，在41-60岁的人中，表示满意的有58.5%，这一数据在61-85岁的人中增加到69.5%，这反映出被调查的农村居民的年龄越大对文化建设满意度越高的趋势。
农村居民文化程度与满意度的相关主要表现在民俗风尚方面。检验结果表明，Kendall’s tau_b值为-0.076，在0.05水平（双侧）上显著负相关，随着文化程度的增加，其满意程度呈现降低趋势。出现这种情况的可能原因在于，文化程度较高的居民对于现代新风尚的接受水平较高，对于民俗风尚方面的标准也相应较高，对传统民俗中存在的封建迷信不良习俗有着较明确的认识，因而对一些不符合新风尚的民俗更为敏感，从而其满意程度也就相对较低。而文化水平较低的居民则正相反，对一些不符合社会主义新风尚的传统民俗习以为常，并没有特别的认识因而其满意度相对较高。
政治面貌对农村居民乡风文明建设满意度的影响主要体现在思想道德、组织民主、社会治安以及环境文明四方面的满意度上，且在思想道德、组织民主、环境文明的满意度方面呈现出较强的正相关趋势（根据Kendall相关系数系数双侧检验，Kendall’s tau_b值分别为0.117、0.159、0.081、0.117，其中，政治面貌与社会治安在0.05水平上显著相关，其余在0.01水平上显著相关）。调查表明，除了其他党派的人过少（n=3）不参与比较，在呈现出相关趋势的四个方面中，群众和中共党员在四个方面表示“非常满意”与“比较满意”的人数比分别为66.5%和91.2%、60.2%和82.2%、81.3%和95.6%、71.1%和83.3%。从总体上说，群众在思想道德、民主法治和文明创建活动方面的满意度是低于中共党员的。
农村居民每年在村里生活的时间也是影响其满意度的因素之一。分析结果表明，被调查对象每年在村里生活的时间越久，对乡风文明建设的满意度越高。从调查结果来看，这种趋势主要表现在除了民俗风尚以外的其他所有方面。根据Kendall相关系数系数双侧检验，农村居民每年在村里生活的时间与除民俗风尚外其他几个方面的满意度均呈显著正相关，随着被调查对象每年在村里生活时间的增加，其满意度也在上升，其中与文化建设、组织民主两方面的相关性较为显著。这种情况一定程度表明，农村居民在村里生活的时间较长，可以更深入的了解当地文化活动开展的情况，对村组织行为的民主程度了解更深。
四、结语
总体上来说，农村居民对于乡风文明建设较为满意。而影响农村居民乡风文明建设满意度的因素是多方面的。居民在当地生活的时间越长，其乡风文明建设满意度越高。从职业方面看，乡村管理者的满意度水平要高于普通的或务农或打工的农村居民。实际上，这一结果与政治面貌方面的影响结果是符合的，乡村管理者中以中共党员居多而普通农村居民里中共党员的比例要小。除此之外，某些维度还有其特殊的影响因素：在文化建设方面，年龄较大者的满意度要高于年龄较小者；在民俗风尚方面，居民的文化程度越高，其满意程度越低。
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[关键词]集中居住环境；城乡土地互动；农民满意度；典型村庄
[DOI]10.13939/ki.zgsc.2015.42.147
随着中国工业化、城镇化的快速发展，农村常住人口持续减少，但农村居民点用地面积仍然是城镇建设用地的4倍多，户均超过667m2，人均超过190m2，实现农村土地高效利用正成为贯彻最严格的耕地保护制度和最严格的节约用地制度的关键[1]。在“保耕地、保发展”的双重压力下，国家出台了城乡建设用地增减挂钩试点政策，重点对农村居民点进行整理，引导农民集中居住。农民集中居住是农村社会经济发展的必然趋势，也是实现农村集约发展的迫切要求。通过农民集中居住，将分散的人口集中到一些中心村镇，一方面能够用少量资金改造农村基础设施和公共服务设施，改善农民的居住条件和生活环境；另一方面，可以大大压缩乡村居民点的占地面积，节约土地资源。
农村人居环境是人们生产、生活的物质环境和非物质环境的综合，既包括居住条件、基础设施和公共服务设施水平等硬环境，也涵盖生活舒适度、信息交流便捷度、经济发展水平、社会服务水平等软环境。随着农村居民点整理的深入开展，农民从“分散居住”向“集中居住”转变，农民已不仅局限于满足基本的生存需求，也开始追求更高品质的生活质量，希望过上与城市人一样的生活。农村人居环境是农民生活品质的重要标志，农村人居环境质量的提高可以促进农村居住环境与社会、经济、资源环境之间的良性互动。不少学者对乡村人居环境的满意度状况进行了评价[3][4][5][6]，但大多采取定性研究，定量评价的较少。因此，笔者以江苏省典型村庄为例，采用定量方法评价农民对集中居住环境的满意状况。
1江苏省基本状况与调查样本概况
江苏省是中国东部沿海经济发达省份之一，人多地少，城市化发展迅速。农村建设用地占全省建设用地总量的一半以上，农村宅基地超标问题严重，利用普遍粗放低效，节约挖潜的空间很大。根据江苏省土地利用变更调查，到2005年年底，江苏省农村居民点用地933098.87 hm2，占全省土地总面积的9.07%，占建设用地的50.95%，用地规模十分庞大。同期，江苏省农村人口5063.25 万人，人均农村居民点用地184.29 m2/人，高于150 m2/人的国家标准34.29 m2[2]。为统筹城乡发展，江苏省国土资源厅于2008年9月提出了以“有效集聚潜在资源，有序统筹城乡发展”为核心内容的“万顷良田建设工程”试点，旨在以土地整理项目为载体，以实施城乡建设用地增减挂钩政策为抓手，通过村庄搬迁和综合整治，实现农地集中、居住集聚、用地集约的目标。
2014年课题组对江苏省7个典型村庄进行了实地调研，分别为泗洪县赵庄社区、罗岗社区、祖姚社区；高邮市丁庄社区、太丰村社区；南京江宁县西泉社区、西岗社区。其中，赵庄社区和罗岗社区为江苏省康居示范村，集中居住社区按照规划建成部分小别墅和部分公寓，其硬件基础设施和配套设施正在进行中，有些道路还没有硬化、河沟排水等正在进行中，还存在住房质量和基础配套设施质量差等问题。祖姚社区属于按照统一规划在原宅基地上进行改造，农民按照一定差价购买新房，其基本设施和公共服务较为完善，附近有诊所、学校、活动场所等，但还存在部分公共设施质量差、排水污染等问题。丁庄社区和太丰村社区是康居示范村，农民集中居住公寓，基础设施和公共服务配套基本完善，但存在房屋质量差、排水设施不完善等问题。西岗社区和西泉社区属于人居环境较好的两个村庄，社区绿化、卫生等都较好，同时还在房前屋后有部分蔬菜地供农民认领，并进行名字标记，有公用的篮球场或老年活动中心等。
本研究数据来源于实地调查。课题组在以上7个社区随机走访农户，获得有效问卷158份，主要就居住条件、基础设施和公共服务等居住环境进行了调查。所选样本的分布不仅较广泛而且具有较好的代表性，从区域分布看，对苏南、苏中、苏北都进行了调查；从经济发展水平看，对经济发达的村庄和欠发达的村庄都进行了调查；从宅基地整理进程和居住环境看，有完成较早、设施配套较为完善的存在，也有正在进行，有待完善的村庄。样本中被调查农民中43.7是男性，44.9%是20～50岁的青壮年农民，34.8%具有初中及以上文化程度，对所调查问题的含义能够较为准确的理解和回答。
2评价方法与实证分析
2.1评价方法
为了便于统计分析，使态度测量活动本身变得容易、清楚和明确，满意度测评必须将定性评价转化为定量评价。本文采用模糊综合评价的方法，该方法数学模型简单，对多因素、多层次的复杂问题评判效果比较好，是别的数学分支和模型难以代替的方法。由于农民对人居环境满意度受多种因素的制约，因此可以用该方法来评价农民对人居环境的满意程度，对新农村建设中人居环境的满意度进行综合评价，使其评价结果更客观、科学。其基本步骤和原理为：
一是确立评价因素U 和评价等级V；二是构造评判矩阵R；三是建立权重集A，反映对诸因素的一种权衡；四是模糊综合评价B=A×R ；五是评价指标处理。
通常采用最大隶属度法对其处理，得到最终评判结果。为了充分利用B 所带来的信息，可把各种等级的评价参数和评判结果B 进行综合考虑，使得评判结果更加符合实际。
设相对于各等级Vj规定的参数列向量为：
c=（c1，c2，…，cn）T
其中为某项的人数占总人数T的比率
则计算出农村人居环境满意度均值E=B×C
总体满意度指数CSI=（E-minE）/（maxE-minE）× 100
2.2实证分析
第一，确立评价因素和评价等级。根据农村人居环境的含义，农村人居环境主要涉及居住条件、基础设施和公共服务设施三方面的硬件环境，此问卷建立的农民对集中居住环境满意度指标体系中包括居住面积、房屋质量、道路硬化、村庄绿化、村庄照明、垃圾处理、供水饮水、排水排污、诊所、学校、社会治安、休闲娱乐等20 个指标。为便于村民作答，每个指标分为五个等级。1分表示“非常满意”，2 分表示“满意”，3 分表示“一般”，4 分表示“不满意”，5 分表示“很不满意”。
第二，建立权重集。本研究在与农户访谈获得各因素重要性的基础信息后，请相关专家就评价指标体系中各因素重要性进行打分，最终确定各因素在影响农民满意度中的权重系数（见下表）。其中，房屋质量、道路硬化、垃圾处理、供水饮水、社区诊所、中小学、幼儿园权重系数为0.06，居首位，这反映了目前农村存在的“上学难、就医难、出行难、卫生差、房屋质量差”主要问题；住房面积、社区绿化、社区照明、排水排污、文化娱乐广场、社区治安权重系数为0.05，居第二位；超市商店、农贸市场权重系数为0.04，居第三位；社区活动室、噪声污染、空气质量权重为0.03，居末位。
第三，综合模糊评价。利用模糊综合评价法获得农民对人居环境的满意度。由下表可知，农民对集中居住环境总体上不满意的占21%，一般满意的占32%，满意的占47%，总体满意度均值为2.70，满意度指数为58.86。由此可见，目前，农民对集中居住环境满意度处于一般水平。从各因素满意度均值来看，农民对供水饮水（1.96）、幼儿园（1.73）、垃圾处理（2.12）、道路硬化（2.41）和空气质量（2.27）比较满意，其满意度均值达到2.5 以下； 对住房面积、社区绿化、社区照明、噪声污染、社区诊所、超市商店、农贸市场和社区治安一般满意，其满意度均值位于2.5～3.0；对房屋质量（3.33）、排水排污（3.37）、中小学（3.48）、文化娱乐广场（3.20）和社区活动室（3.37）不太满意，其满意度均值在3.0以上。
3结论与建议
农村居民点整理中农民集中居住社区人居环境的满意度评价，是对城乡统筹进程实现程度的有益探索，能从侧面反映目前地方推行“挂钩”政策的优势与不足，可作为政府评价“挂钩”工作的有效方式。文章通过对江苏省7个村庄158位农户调查发现农民对新居房屋质量、排水排污、子女上学和精神娱乐等方面并不满意，原因在于此项工程属于政府行为，缺乏与农民有效的沟通和参与权利，即使在房屋拆迁时有征求意见，但集中居住社区建设农民没有参与权。要改善农村居民对人居环境满意度的根本途径就是保证农民与政府间的有效沟通，可以从以下两个方面入手。
第一，充分考虑农民的多元化、个性化需求以及支付意愿，设计符合不同偏好的农民新居。例如，对于经济条件较差的农户，以保障性住房为主，可以考虑建多层多户楼房；对于经济条件较好的农户，则以舒适性住房为主，可以考虑建“大同小异”的别墅群。
第二，赋予农民参与权。一方面，农户要建立由农户代表监督建设过程的机制，通过与政府的有效沟通，为自己争取切实的人居环境改善；另一方面，农户代表应倡议政府建立“先行赔付”制度，若建设不能保质保量，首先应追求负责建设的政府部门责任，再由政府追究相关建设单位责任，避免处于弱势地位的农民“被坑”、“被幸福”。
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关键词：养老保险；生活满意度；新农保
生活满意度是个体基于自身设定的标准对本人的生活质量所做出的主观评价，是衡量主观生活质量的重要指标，也是主观福利的一个主要体现。对生活满意度的探讨与研究，大多起源于20世纪50年代～60年代的“社会指标”运动。随着时间的发展，生活满意度在美国、欧洲、日本等多个国家和地区得到广泛应用，并逐渐成为了福利经济学的一个重要的研究对象。中国是一个人口众多，且农村人口比例仍然较大的发展中国家，所以研究我国农村居民的生活满意度是一个具有现实意义的重要课题。
自2009年9月起，国务院开启了全国新型农村社会养老保险的试点工作，引起了学者们对新农保实施效果的研究，主要涉及新农保对储蓄、消费、劳动供给和养老模式等的影响（岳爱等，2013；陈华帅、曾毅，2013；马光荣、周广肃，2014；张川川、陈斌开，2014；程杰，2014）。另一方面，在关于生活满意度研究的诸多领域中，社会保险是影响生活满意度的一个重要因素，而我国实施的新农保试点恰好为此项研究提供了一个自然实验。因此本文主要利用中国家庭追踪调查（China Family Panel Studies，CFPS）的数据来探究新农保对农村居民生活满意度的影响，分情况讨论了参加新农保缴费以及领取新农保养老金两种情形下的影响因素，并且采用工具变量方法解决了内生性问题。
一、 文献综述
国外学术界针对生活满意度进行了深入研究，成果颇多。早期研究主要聚焦于生活满意度的概念、测度和范畴等方面。之后关于生活满意度的影响因素分析逐渐成为重点，涉及到收入、就业、家庭、社会环境等诸多方面，本文所论及的社会保险也是其中一个重要影响因素。国内对生活满意度的研究则起步较晚，在20世纪80年代中期之后曾经有过较大规模的针对客观生活质量所进行的经验研究，之后开始逐渐转向明显具备主观特性的生活满意度上，并且主要是关于不同性质群体（青少年、老年人或城市居民）的生活满意度的影响因素分析。
国内外关于农村居民生活满意度的文献并不多见，已有文献当中，首先从研究对象来看，主要是针对农民工、失地农民的生活满意度进行研究（吕斐宜，2006；叶继红，2007）。其次从研究范围来看，大部分是研究某一个或某几个地区的农民的生活满意度状态（袁庆等，2009；胡荣华、陈琰，2012）。最后从研究内容来看，另有部分文献研究了生计资本、收入差距等特定因素对农民生活满意度的影响（赵雪雁，2011；彭代彦、吴宝新，2008）。因此，综上所述，关于养老保险对生活满意度的影响研究还尚未被关注，这也是本文的主要贡献所在。
二、 数据与实证方法
本文所使用的数据主要来源于中国家庭追踪调查2010年和2012年两轮调查形成的面板数据。根据新农保的相关规定，60岁以上的农村居民可以直接领取养老金，而60岁以下的则需要按年缴费。所以我们将样本限定为CFPS全国代表性样本中16岁以上的农村户籍居民，同时剔除了学生和参加城镇居民基本养老保险的农村居民。其中主要的被解释变量为生活满意度，对于60岁以下的样本，关键解释变量为两个：一个是代表是否参加新农保缴费的二值虚拟变量，另一个是新农保年缴费额的对数值。对于60岁以上的样本，关键解释变量为是否领取新农保养老金的二值虚拟变量。除此之外，控制变量还有家庭人均收入的对数值、健康水平、年龄及平方项、教育年限、婚姻状况、家庭规模、是否有儿子等相关变量。
CFPS的问卷中对生活满意度的打分是1分～5分五个档次，这种数据结构适合使用Ordered Probit模型进行实证分析。由于新农保试点是在县级层面展开，为了解决可能存在的相关性问题，在检验时使用县（区）层面聚类标准误。此外，虽然国家制订了新农保试点县的名单并且规定了试点的时间，但是是否参加新农保以及缴费的级别均是由个人自主决定的。因此，作为家庭自愿做出的参保决定，可能与对生活满意程度一起，均是由某些遗漏变量来决定或影响的。同时，对生活的满意程度可能会反过来影响参保行为，产生反向因果问题。为了解决这些关键解释变量的内生性问题，本文使用家庭所在县（区）是否在调查时点开展了新农保试点的虚拟变量作为工具变量。
三、 实证分析
1. 参加新农保缴费对生活满意度的影响。首先，我们考察了参加新农保缴费对农村居民生活满意度的影响，所考察的对象为60岁及以下（2010年58岁及以下）的样本，回归结果如表1所示。表1中（1）列～（2）列为全样本的回归结果，从中可以看出，参加新农保以及新农保缴费数额均对生活满意度有着正向影响。造成这种结果的原因主要在于新农保是我国第一次在广大农村建立起的如此庞大的社会养老保险制度，参保人数众多，覆盖面广，这意味着农民的养老问题可以在初级层面上得到解决和保障，所以相应提高了生活满意度。
需要注意的是，社会养老保险制度对人们的养老保障作用在很大程度上依赖于个人的收入水平。因此表1的（3）列～（8）列按照样本2012年的人均家庭收入水平分为低收入、中等收入和高收入三组，分别考察新农保对这三类人群生活满意度的影响。我们对比研究发现，新农保对农村居民生活满意度的正向作用主要来源于中等收入人群。这主要是由于，新农保的保障水平还不高，未来能够领取的养老金也比较有限，这对于高收入居民来说数额极其微小，所以难以改变他们的生活满意度；而对于低收入居民来说，生活中面临较大的经济困难，参保缴费难以改变当前现状，因此对其生活满意度的作用也不大。
就其他控制变量而言，家庭人均收入水平、健康程度、教育水平、婚姻状况均对农村居民的生活满意度有着显著的正向影响，而年龄与生活满意度呈现U型关系，这一关系的底点大概在40岁左右。以上控制变量的结果，均与已有研究结论一致。
2. 领取新农保养老金对生活满意度的影响。接下来我们考察了领取新农保养老金对生活满意度的影响，考察对象为60岁以上（2010年58岁以上）的样本，回归结果如表2所示。其中第（1）列为全样本的回归结果，（2）列～（4）列同样为低、中、高三类收入水平的分样本回归结果。从中可以看出，领取新农保养老金也对生活满意度有着正向影响，并且这种正向的促进作用主要来源于中等收入的样本。通过表2第（3）列与表1第（5）列结果的对比不难发现，领取新农保养老金对生活满意度的正向作用远远大于参加新农保缴费的正向作用。主要原因在于，新农保的缴费额和预期收益均比较低，根据张华初和吴钟键（2013）的计算，新农保的养老金替代率仅有10%左右，因此新农保对60岁以下样本的作用相对较小。而对于60岁以上的农村居民来说，可以直接领取660元的养老金，这占其收入的22.4%，可以在很大程度上提高其消费水平，改善其养老状况和生活状态，从而能够在更大程度上提高其生活满意程度。
就其他控制变量的回归结果而言，大部分与60岁及以下的样本一致，如仍能发现收入、健康和教育程度对生活满意度显著的正向影响。唯一不同的是，有儿子对于60岁以上老年人的生活满意度有着显著的正向影响：一方面在农村“养儿防老”的观念仍然深入人心，儿子对于老年人的生活保障具有重要作用；另一方面有儿子意味着家族的传承和延续，这也能在很大程度上提高老年人的生活满意程度。
3. 内生性问题的处理。正如前文所述，新农保参保变量可能会因遗漏变量和反向因果等问题而产生内生性问题。对此我们利用一个县（区）是否实施新农保试点的二值虚拟变量作为工具变量，它所具有的两个特性决定了其是一个较为合适的工具变量：一是相关性，即一个县是否开展新农保试点会在很大程度上影响农户参加新农保的可能性；二是外生性，即一个县是否开展新农保试点是由国家确定的，不会直接影响到个人的生活满意程度。同时本文利用面板数据控制个体和时间两个维度的固定效应，来进一步探究新农保影响生活满意度的因果性。回归的结果这里限于篇幅不予列出。我们发现，即使处理内生性问题之后，参加新农保缴费和领取新农保养老金仍然可以显著的提高农村老年人的生活满意度，并且领取新农保养老金对于老年人的生活满意度的作用，仍然远远大于参加新农保缴费对60岁及以下人群的作用。
四、 结论与建议
本文使用中国家庭追踪调查2010年和2012年的面板数据，研究了新农保对农村居民生活满意度的影响。实证结果表明，无论是未满60周岁的居民参加新农保缴费，还是60周岁以上的居民领取新农保养老金，都会显著提高其生活满意度，这种正向作用主要来源于中等收入居民，并且领取养老金对生活满意度的促进作用更大。
这些结果具有较强的政策含义，说明新农保不仅起到了解决农村居民养老后顾之忧的作用，还极大的提高了农村居民的生活满意程度，这对于农村居民的主观福利水平的提高和社会和谐程度的改善均有重要作用。然而当前新农保的保障水平还较低，应该进一步加大财政投入和补贴力度，同时加大宣传力度，从而提高新农保的参与程度。此外，由于新农保主要对中等收入阶层产生了积极的促进作用，而对收入水平最低的阶层作用并不明显，所以在未来新农保政策改进实施过程中，应该进一步加强对低收入弱势群体的倾斜程度。
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基金项目：中国人民大学2015年度拔尖创新人才培育资助计划成果。
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