農村人居環境作為鄉村地域系統的重要組成部分，是農業生產、農村生態和農民生活的基礎，其質量直接影響著廣大農村居民的福祉。為加強農村人居環境治理，滿足農村居民對美好環境日益增長的需求，中央政府出臺了一系列支持政策，我國農村人居環境整治工作取得了顯著成效。黑河流域張掖段地處青藏高原與內蒙古高原交匯帶，作為國家 “兩屏三帶” 生態安全屏障的重要組成部分，承擔著河西走廊內陸河流域水源涵養與荒漠化防治的重要生態功能。由于該區域自然生態系統脆弱、社會經濟發展相對落后，農村人居環境治理過程中存在村莊基礎設施落后、項目資金投入碎片化、長效管護機制有待完善、村莊 “空心化” 問題凸顯和農戶衛生習慣亟待養成等問題。開展農村人居環境治理效果及影響因素研究，不僅可以揭示影響農村人居環境治理效果的根本原因，而且可為農村人居環境治理與決策提供科學依據，對推進農村生態保護與高質量發展具有積極現實意義。

　　農村人居環境相關研究文獻豐富，基礎理論成熟。農村人居環境整治包括區域內公共資源管理和具有外部性的私人產品管理，屬于公共事務管理范疇。從已有研究來看，公眾參與人居環境治理的決策行為受到物質資本 [1]、人力資本 [2] 和社會資本 [3] 等多重因素的影響。物質資本是指長期存在的生產物資形式，是進行生產生活必不可少的設備或者條件。村莊環?；A設施是垃圾分類處理的基本保障，村莊配置環?；A設施數量越多，人居環境治理效果可能越明顯 [4]。當村莊經濟發展到一定水平，人們生活水平得到顯著的提高，進而人們才開始關注生存環境問題，村莊在配置環保基礎設施等方面才可能得到充足的保障，進而影響人居環境治理效果 [5]。人力資本是凝結在人體中能夠使價值迅速增值的勞動、知識、能力、經驗及健康等的總和。農戶文化水平越高，對環境治理重要性的認知能力越強，理解環境治理標準的能力也越強，實施該行為的可能性越高 [6]。

　　人力資本在人居環境治理中發揮著重要作用，通過提升人力資本水平，可以增強村莊環境治理能力，進而影響人居環境治理效果。社會資本是人們在共同的物質和精神活動過程中所結成的相互關系的總稱，它體現在人們的相互關系上，只有在被行為者利用和調動時才能影響主體的行為決策 [7]。村莊中的社會資本更多地體現在社會信任、社會互惠和村莊凝聚力等方面。社會信任能夠增強農戶之間的信任感和歸屬感，從而激發他們參與人居環境治理的積極性和主動性 [8]。社會資本中的互惠性規范能夠促使居民在環境治理中遵循一定的行為準則，減少 “搭便車” 行為，提高環境治理的效率 [9]。村莊的凝聚力能夠形成一種長期穩定的合作關系，使得環境治理工作不再是 “自掃門前雪”，而是全村上下齊心協力、共同參與的集體行動。

　　關于黑河流域張掖段的研究，學者主要集中在碳儲量時空變化 [10]、生態修復 [11]、水環境承載能力 [12]、水生態治理 [13]、生態系統服務價值 [14] 等方面的研究，對農村人居環境相關研究較少。盡管單個因素對農村人居環境治理影響的研究已較充實，但綜合物質資本、人力資本和社會資本，定量考察其對農村人居環境治理效果影響效應的研究少見。同時，以往研究多以宏觀視角對農村人居環境治理效果進行評價，很少有學者以微觀視角從農戶主體、社會因素和村集體組織層面對農村人居環境治理效果進行研究。鑒于此，本文從微觀視角，基于黑河流域張掖段樣本農戶數據，運用結構方程模型對農村人居環境治理效果及影響因素進行實證研究，旨在加強黑河流域張掖段農村人居環境綜合治理，對推進黑河流域農村高質量發展和鄉村振興具有重要的意義。

　　1 研究對象與方法

　　1.1 研究區概況

　　張掖市位于甘肅省西北部，河西走廊中段(37°28′~39°57′N，97°20′~102°12′E)，轄 5 縣 1 區，總面積為 3.85×10⁴km²。地勢東南高、西北低，年均氣溫 6.38℃，年均降水量 106.7mm。張掖市位于黑河流域中上游地區，是甘肅省重要的農產品和能源基地之一，其居民生活、工業生產、農業種植嚴重依賴河水。2023 年全市地區生產總值 608.01 億元，人均地區生產總值 54660 元，第一產業增加值 178.36 億元，第二產業增加值 119.55 億元，第三產業增加值 310.10 億元。常住人口 110.46 萬人，其中農村人口 49.86 萬人，占常住人口比重 45.14%。全市累計新改建農村衛生戶廁 196452 座，戶廁普及率達 90.86%，高于同期全國平均普及率水平(73%)和全省平均水平(74%)。已建成市級生活垃圾焚燒發電廠 1 座，縣級生活垃圾填埋場 6 座，鄉鎮垃圾轉運場(站)、村莊垃圾收集點、收集車輛、無害化處理設施覆蓋率達 100%。近年來，隨著國家政策和地方政策的不斷落實，農村人居環境治理效果顯著，但社會經濟的快速增長使該區域面臨資源消耗和環境污染等問題，且對農村人居環境造成的壓力不斷增大，亟需推進農村人居環境整治提升。

　　1.2 研究假設

　　農戶是農村人居環境治理的主要參與者，他們通過長期的生產實踐，逐漸意識到可持續農業和環境保護的重要性。個體通常傾向于保持認知一致性，即一旦認識到自己應該保護環境，就會更傾向于采取環保行為 [15]。因此，農戶對環保問題的認知水平越高，其參與農村人居環境治理的效果往往也會更好 [9,16]。社會認知理論認為，個體的態度和認知會直接影響其行為。在環境管理方面，如果農戶認識到環保基礎設施的重要性，他們會更主動參與基礎設施的管護和運行，從而保護和維護環境設施的正常運作。環境基礎設施對農戶環境友好行為的主效應顯著為正 [17]。綜上，提出假設 H1 和 H2。

　　H1：農戶環保認知正向影響農村人居環境治理效果。

　　H2：農戶環保認知正向影響環?；A設施的管護運行。

　　農村基礎設施在鄉村振興戰略實施中處于支撐性地位 [18]，推進農村基礎設施建設是實現鄉村振興的重要任務及關鍵環節 [19]?；A設施改善為農戶非農就業、收入增加和福祉提升創造條件，直接促進鄉村發展 [20]。如果在生產前期就投資建立環境保護設施，在環境保護方面的效率將會有很大提高 [21]。環保設施可以提供必要的設備和技術支持，幫助農戶進行環境管理和治理工作，進而改善農村人居環境治理效果。此外，環保設施的良好運行和維護也能保障環保工作的順利進行，提高治理效果。綜上，提出假設 H3。

　　H3：村莊環保設施正向影響農村人居環境治理效果。

　　較強的村莊經濟實力能夠提供更多資源用于環境治理工作，包括資金、人力和技術支持等。農村居民的家庭人均收入增加會促進人居環境滿意度的提高 [22]，收入越高，農戶越容易接受環境治理付費，也就提升了人居環境治理效果的滿意度 [23]。同時，經濟實力較強的村莊也能更好地規劃并實施長期的環保措施，進一步改善環境治理效果。經濟實力較強的村莊更容易投入大量資源用于完善環?；A設施，提升環保設施的品質和覆蓋范圍，還能夠更好地維護和更新環?；A設施，確保設施長期穩定運行，從而促進環保工作的效果和可持續性。綜上，提出假設 H4 和 H5。

　　H4：村莊經濟實力正向影響農村人居環境治理效果。

　　H5：村莊經濟實力正向影響環?；A設施建設。

　　所有成員的社會資本，均存在于社會群體以及社會關系中，個體成員的社會網絡關系范圍越廣，能夠獲取的社會資源的能力可能越強 [24]。中國農村傳統社會的人際關系和社會結構是以血緣、地緣和業緣為根本的 “差序格局”，這種存在于農村傳統社會的社會網絡，很大程度上影響著農戶對社會資源的獲取與配置 [25]。在長期的生產生活實踐過程中，村莊形成了共同的傳統風俗與價值觀念，形成了具有強烈歸屬感的動員機制和內在結構 [26]。村莊社會資本可以促進不同利益相關者之間的合作與協作，提高環境治理效果。通過建立良好的社會關系和增強相互信任，村莊成員更容易共同制定和實施環保計劃，進而提升農村人居環境治理效果 [27]。社會資本的建構和運作可以促進信息傳遞和知識共享，有助于提升個體的環保認知水平。良好的社會資本營造能推動農戶轉變傳統思想觀念，提高農戶環保認知，激發鄉村發展活力和農戶內生動力 [28]，同時也能促進農戶之間的互惠互助，提高農村集體行動的一致性。綜上，提出假設 H6 和 H7。

　　H6：村莊社會資本正向影響農村人居環境治理效果。

　　H7：村莊社會資本正向影響農戶環保認知。

　　基層政府在農村人居環境治理過程中發揮著不可或缺的作用 [29]，村 “兩委” 領導人能夠在公共事務開展的過程中將個人領導力轉化為公共領導力，通過充分整合各類治理資源，有效開展公共事務治理 [30]，增強村民對村集體組織的信任 [31]，從而影響村民的集體行動選擇。村莊治理能力越強，對鄉村振興相關政策的宣傳與實施也就越到位，就越有可能提高農戶參與人居環境整治意愿與行為，進而提高環境治理效果 [32];與此同時，良好的村莊治理能力可以將農戶切身利益與集體權益有機結合 [20]，激發農戶參與的主動性、積極性，提高農戶環保認知 [33]。強大的治理能力可以幫助村莊更好地規劃和管理環?；A設施建設，提高設施的覆蓋率和運行效率。通過提升治理能力，村莊能夠更好地維護和更新環保設施，保證設施的長期穩定運行，從而促進環保工作的持續改善。綜上，提出假設 H8、H9 和 H10。

　　H8：村莊治理能力正向影響農村人居環境治理效果。

　　H9：村莊治理能力正向影響農戶環保認知。

　　H10：村莊治理能力正向影響環?；A設施建設及維護。

　　根據以上分析，本文提出分析框架模型。

　　1.3 數據來源與研究設計

　　1.3.1 數據來源與描述性統計

　　文中數據來源于課題組 2024 年 3 月對黑河流域張掖段樣本農戶開展調查所獲取的數據。調查采用分層抽樣和隨機抽樣相結合，根據調研主題選取每個縣典型鄉(鎮)和樣本村進行入戶調查，每村隨機選擇 20~25 戶，此次調查范圍涵蓋了 8 個鄉(鎮)以及下屬的 17 個村。共發放問卷 443 份，收回有效問卷 434 份，有效率為 97.97%。

　　從樣本農戶基本特征來看，受訪者中男性 296 人，男性占據絕大多數，比例高達 68.20%;受訪者主要是中年人群，32.26% 的受訪者年齡為 46~55 歲，另外 56 歲及以上年齡段的樣本農戶占比也較高，這個年齡段的群體在農村地區通常有更多的經驗，對村莊基本情況了解更多，確保了調研數據的準確性;農戶健康狀況良好占 68.66%;受訪者受教育程度較低，初中水平的受訪者占 45.16%;政治面貌為群眾的被調查者占 62.44%;受訪者家庭成員中沒有村干部占 75.35%，大部分家庭并沒有直接的村干部資源或關聯。從農戶調查的角度看，調查結果更能代表廣大普通農戶的觀點。家庭收入的整體水平不高，家庭年收入 1 萬～3 萬元占 35.95%;大部分家庭距離村委會較近，居住地距離村委會距離 1km 以下占 53.46%;大部分家庭距離所在縣較遠，居住地距離所在縣距離 7km 及以上占 70.05%;85.24% 的農戶對農村人居環境治理整體效果具有較高的滿意度，反映出該區域農村人居環境治理工作取得了顯著的成效。

　　1.3.2 研究變量

　　基于前文研究假設，廣泛借鑒農村人居環境治理研究相關成果，結合研究區域實際，物質資本指標通過村莊環保基礎設施和村莊經濟實力衡量，人力資本指標通過農戶環保認知和村莊治理能力衡量，社會資本指標通過社會信任、社會互惠和村莊凝聚力衡量。最終設計 6 個潛變量和 27 個觀測變量的題項。其中，觀測變量題均采用 Likert 5 級量表。

　　1.4 研究方法

　　從文中研究假設中可知，5 個潛變量與農村人居環境治理效果(潛變量)之間并不是簡單的單向影響關系，而是存在復雜的交互影響。結構方程模型與傳統的多元回歸、通徑分析等方法相比，可以通過作用路徑系數描述潛變量之間的作用關系 [34]，能較好地解決離散選擇模型無法反映變量間復雜因果影響，以及潛變量與觀測變量之間關系的不足。因此，文中采用結構方程模型方法，解析潛變量農戶環保認知、村莊環?；A設施、村莊經濟實力、村莊社會資本、村莊治理能力之間的交互影響及其對農村環境治理效果的影響。結構方程模型分為測量模型和結構模型。結構方程模型中的測量模型用來描述潛在變量與觀測變量之間的關系。

　　2 結果與分析

　　2.1 量表信度和效度檢驗

　　運用 SPSS 23.0 分析軟件，進行量表信度和效度檢驗。量表信度檢驗，采用 Cronbach’s α 系數和組合信度(CR)分析，問卷整體 Cronbach’s α 系數為 0.947，各潛變量 Cronbach’s α 系數為 0.862~0.946，CR 為 0.862~0.948，且觀測變量刪除項后的 Cronbach’s α 系數無提高，說明問卷數據一致性良好 [35]。KMO 值 0.929，近似卡方值 5198.347，df 值 171，sig 值 0.000，明顯小于顯著性水平，各變量之間的相關性較強，適合做因子分析 [35]。

　　通過因子分析法提取出 5 個公因子，并得到各觀測變量的載荷系數旋轉載荷平方和 73.61%，代表問卷數據 73.61% 的信息，表明提取 5 個公因子(即農戶環保認知、村莊環?；A設施、村莊經濟實力、村莊社會資本和村莊治理能力)較為合理，結合旋轉后的成分矩陣各分項公因子方差介于 0.594~0.866，大于 0.5，且大多數接近或超過 0.7，說明這 5 個公因子能夠較好地反映各項原始指標變量的大部分信息 [35]。量表效度檢驗，采用驗證性因子分析(CFA)，各觀測變量的標準載荷系數(λ)介于 0.707~0.906，大于 0.7，潛變量的平均方差抽取量(AVE)介于 0.565~0.722，大于 0.5，表明量表具有較好的收斂效度，各潛變量均能通過其觀測變量予以較好的解釋 [34-35]。

　　2.2 模型整體適配度檢驗

　　文中采用結構方程模型進行實證檢驗，運用 Amos 24.0 軟件對模型進行擬合，得到結構方程模型絕對適配度指數、增值適配度指數和簡約適配度指數。其中，GFI(0.862)、AGFI(0.833)、NFI(0.896)適配度指數均不理想，初設模型與問卷數據契合不好，需要進一步對初設模型進行修正。根據 AMOS 提供的修正指數(modification indices, MI)，在相關理論依據基礎上，對 MI 值較大的觀測變量誤差項之間建立共變路徑以提高模型擬合度，共新建 4 對觀測變量誤差項之間共變路徑，得到修正后模型適配度指數，運行修正后的模型。

　　修正后模型除 GFI、AGFI 值未達標準，其他所有適配度指標均符合理想標準，考慮到這兩個適配度指標值已接近理想程度，修正后的模型隱含的協方差矩陣與觀測數據所得的協方差矩陣之間差異足夠小，模型與樣本數據可以契合，可以作為分析文中變量之間關系的模型。

　　2.3 結果與分析

　　修正后模型估計結果顯示，在 1% 的顯著性水平下，村莊社會資本、村莊治理能力對農戶環保認知具有顯著的正向影響，村莊經濟實力、農戶環保認知和村莊治理能力對村莊環?；A設施具有顯著的正向影響，村莊環保基礎設施對農村人居環境治理效果具有顯著的正向影響。在 5% 的顯著性水平下，村莊經濟實力、農戶環保認知對農村人居環境治理效果具有顯著的正向影響，村莊治理能力對農村人居環境治理效果具有顯著的負向影響。村莊社會資本對農村人居環境治理效果影響不顯著。

　　農戶環保認知對農村人居環境治理效果具有顯著正向影響(β=0.198，P<0.05)，假設 H1 成立。農戶的環保認知水平直接影響其對農村環境問題的理解和看法。較高的環保認知能夠幫助農戶樹立正確的環保理念，認識到環境保護的重要性和緊迫性，從而在日常生活和生產活動中更加注重環保實踐。具有較高環保認知的農戶更積極參與環境保護活動和項目，通常更愿意參加社區環保志愿者活動和環境治理項目，通過實際行動改善環境質量，并帶動周邊農戶共同參與，提高整個社區的環保水平。

　　此外，環保認知較高的農戶往往采用更加環保和可持續的農業生產方式，如有機農業和生態農業，減少化學肥料和農藥的使用，降低環境污染，保持土壤和水源的生態平衡，促進農村環境質量提升。農戶在村莊中起到模范帶頭作用，通過自身行為影響和教育周圍居民，促進環保知識的傳播和分享，提升整個村莊的環保意識，形成良好的環保氛圍，共同改善居住環境。

　　農戶環保認知對環?；A設施的管護運行具有顯著正向影響(β=0.271，P<0.01)，假設 H2 成立。具有高環保認知的農戶更加關注環保宣傳，理解環保知識，并認可宣傳的作用，重視環境質量，且具備較強的環保意識。他們積極參與垃圾分類和環保行為，認識到環?；A設施的價值、必要性和有效性。此外，提高環保認知引導農戶主動要求、使用和維護環保設施，積極參與社區環保共建共享，形成公眾壓力推動政策優化。通過日常生活中的環保行為和設施的合理利用，這些農戶起到了教育示范作用，提升了社區整體的環保意識。共同推動環保基礎設施的建設和有效利用，有力促進了農村人居環境治理效果的提升。

　　村莊環保設施對農村人居環境治理效果具有顯著正向影響(β=0.460，P<0.01)，假設 H3 成立。村莊環保設施在一定程度上可以改善環境質量和治理效率，提升社會參與度和環保意識，促進農村人居環境的可持續發展。其建設和運行能夠有效減少污染物排放、提高水質和空氣質量，從而顯著提升農村人居環境治理效果。這些設施的存在激勵農戶更加重視環保和環境治理，增強他們的參與意識，推動整體環境治理效果的提升。有效運行的環保設施不僅有助于保護可再生資源、減少環境損害，還為農村提供了可持續發展的環境，間接提升了環境治理的整體效果。

　　村莊經濟實力對農村人居環境治理效果具有顯著正向影響(β=0.133，P<0.05)，假設 H4 成立。經濟實力較為雄厚的村莊，有充足的資金且愿意將其投入環?；A設施建設及管護，越有利于人居環境治理工作的高效開展。較強的經濟實力也意味著村莊在面對環境治理挑戰時具有更強的應對能力。在應對污染排放、處理工業廢水等方面，經濟實力雄厚的村莊能夠更快速、更有效地采取必要的措施，避免環境問題的進一步惡化。此外，經濟實力強大的村莊還能夠吸引更多的人才和技術支持，推動環境治理工作的專業化和科技化水平提升，從而進一步促進農村人居環境治理效果的提高。

　　村莊經濟實力對環?；A設施建設具有顯著正向影響(β=0.343，P<0.01)，假設 H5 成立。村莊的經濟實力在村民平均收入、集體經濟和主導產業發展等方面表現出色，這為環?；A設施的建設提供了堅實的經濟基礎。經濟實力較強的村莊通常能更好地推動環保設施的完善與高效運行，并確保這些設施能夠有效地發揮作用。此外，較強的經濟實力還有助于村莊獲得更多的政策支持和技術引進，激發社區成員的參與熱情，增強環保意識。

　　村莊社會資本對農村人居環境治理效果影響不顯著，未通過顯著性檢驗(P=0.230)。村莊社會資本雖然存量豐富，但在環境治理過程中常常面臨責任主體不清晰和社會資本作用范圍有限的問題。這種情況導致環境治理責任未能得到充分落實，同時也限制了社會資本在環境治理中的實際效果。在實踐中，經常觀察到農戶之間存在普遍的 “搭便車” 現象，使環境治理效果難以顯現。村莊農戶的社會信任和社會互惠主要集中在家族和鄰里之間，這種特殊關系的局限性，阻礙了農戶合作與參與環境治理的積極性。因此，在環境治理過程中，必須打破這種局限性，以促進更廣泛的合作和參與，確保環境治理責任落實到位，提升環境治理效果。

　　村莊社會資本對農戶環保認知具有顯著正向影響(β=0.315，P<0.01)，假設 H7 成立。社會資本強的村莊中，可以幫助農戶更好地獲取環保信息、分享環保經驗、建立環保意識，具有較高社會資本的村莊往往有更加活躍的社會互動和信息交流，促進了環保知識的傳播和共享。同時，可以提高農戶參與環?；顒拥姆e極性和主動性，加強他們對環保問題的認知和重視程度。通過互助合作、共同倡導環保理念等方式，社會資本可以培養農戶的環保意識，推動他們更積極地參與環保實踐，從而促進農村人居環境治理工作的開展和提升。

　　村莊治理能力對農村人居環境治理效果具有顯著負向影響(β=-0.200，P<0.05)，與假設 H8 作用方向相反。農村人居環境治理成效，往往更多地受制于一系列外部資源的配置狀況，如相關項目的存在與否、項目經費的充裕程度以及政策執行的實際力度等，外部資源對農村人居環境治理的效果會產生直接且顯著的影響。另一方面，村莊治理能力主要體現在對村莊內部事務的有效組織、協調與動員上。治理能力較強的村莊，往往將更多的時間與精力投入村莊內部事務的規劃與執行中，這可能使得他們在爭取外部資源方面相對薄弱。因此，這種內部治理能力的強化與外部資源獲取的不足之間，可能形成了一種負向的顯著影響。

　　村莊治理能力對農戶環保認知具有顯著正向影響(β=0.515，P<0.01)，假設 H9 成立。治理能力強的村莊中，能夠有效地組織和協調各方力量參與環保工作，提高環保政策的執行效率和合理性。同時，能夠有效地傳播和宣傳環保知識，加強農戶對環保問題的認知和理解。通過建立完善的宣傳教育體系、開展環保培訓和教育活動等方式，村莊治理能力可以幫助農戶樹立正確的環保觀念，推動他們更加積極地參與環保行動。此外，強大的治理能力還能夠提供良好的環境治理服務和支持，為農戶提供技術指導、政策支持和經濟獎勵等激勵措施，促進他們更加自覺地開展環?；顒?。

　　村莊治理能力對環?；A設施建設和維護具有顯著正向影響(β=0.240，P<0.01)，假設 H10 成立。村莊治理能力強可以幫助村莊更有效地規劃和組織環?；A設施建設工作，提高資金利用效率和項目執行效果，加快基礎設施建設進程，且能夠更好地協調各方資源和力量，促進基礎設施建設各個環節的順利進行，確保項目的順利完成和運營。此外，較強的治理能力能夠提供政策支持和監督保障，確保基礎設施建設和維護的合規性和可持續性。通過建立健全的治理機制、加強政府監督和協調、促進社會參與和監督等措施，村莊治理能力可以有效推動環?；A設施的建設和維護工作，提高村莊環保水平，改善環境質量，促進鄉村可持續發展。

　　3 討論

　　農村人居環境具有典型公共產品性質，其保護是一個社會互動的過程，需要政府、環保組織尤其農戶的自覺廣泛參與，且農村人居環境治理受多種因素的影響。葉娟麗等 [36] 以山東 X 村與廣東 Z 村為研究對象，發現新型農村集體經濟由于股權結構、經營參與、利益分配形式的不同，形成了不同的治理規則，進而影響鄉村治理效能。馬超峰等 [37] 研究發現，集體經濟發展的內生動力開始由資源要素驅動向治理效能帶動轉變。唐洪松 [9] 對四川省農村人居環境整治進行研究，發現環境認知、人力資本質量、物質資本、經濟資本顯著正向影響居民垃圾分類意愿和參與程度。楊調調等 [38] 以涇河流域甘肅段為研究對象，發現農戶環保認知、村莊環?；A設施和村莊治理能力對環境治理效果有顯著的正向影響。韓振等 [22] 基于全國 183 村 1362 份農戶的調查數據，對農村居民人居環境滿意度的影響因素進行研究，發現村級人居軟環境質量是影響農村居民滿意度的主要因素。上述研究結論已在多個區域得到驗證，進一步佐證了本文研究結果。

　　對于一般社會問題研究，總會因為一些不可控因素而導致研究結論存在一定偏差，文中村莊治理能力對農村人居環境治理效果具有顯著負向影響，村莊社會資本對農村人居環境治理效果影響不顯著，與前人研究結論不盡一致 [29-30,32]。雖然國家實施一系列農村人居環境治理相關政策、村莊社會資本存量豐富和村莊治理能力強，但經常觀察到農戶之間存在普遍的 “搭便車” 現象，村干部的組織動員能力在村莊項目的推動與實施過程中較為薄弱，使得農村人居環境治理效果改善不顯著，為農戶參與保護意愿向參與行為轉變的內在動力不足這一矛盾作出解釋。

　　文中不足之處在于，在實際調研過程中發現，被訪對象年齡差異較明顯，很大程度上對當地實際情況了解具有差異性，因此導致農村人居環境治理效果結果有些許偏差。同時，本次調查跟蹤研究時間跨度不長，可能導致對研究區域內農戶群體在治理策略選擇上的共性特征、差異格局及其內在行為邏輯的系統性呈現存在不足。因此，在研究農村人居環境治理效果影響因素時，單一地考慮其中一個因素來研究難免失之偏頗，應考慮多因素結合起來進行綜合研究，且調查跟蹤研究時間跨度應該拉長。

　　4 結論與對策建議

　　4.1 結論

　　文中基于黑河流域張掖段 434 個樣本農戶調研數據，運用結構模型驗證了農戶環保認知、村莊環保基礎設施、經濟實力、社會資本和治理能力等核心變量對農村人居環境治理效果的影響，得出如下結論：

　　基于農戶調查數據，85.24% 的農戶對農村人居環境治理效果具有較高的滿意度，然而，也有一部分農戶的滿意度不高甚至不滿意。

　　農村人居環境治理效果受到 3 個關鍵因素的正向影響，其影響效應及貢獻度呈現顯著差異：村莊環?；A設施的影響最為突出(0.460)，其次是農戶環保認知水平(0.198)，而村莊經濟實力的影響相對較弱(0.133)，且這 3 個驅動因素對治理效果的貢獻度呈現出明顯的梯度遞減特征。

　　村莊治理能力與農村人居環境治理效果呈現顯著的負相關關系(–0.200)，而村莊社會資本對治理效果的影響未通過顯著性檢驗。

　　村莊社會資本與治理能力對農戶環保認知具有顯著的正向影響，即村莊社會資本越豐富、治理能力越強，農戶的環保認知水平往往越高。同時，農戶環保認知水平的提升與村莊經濟實力、治理能力的增強形成良性互動，共同促進村莊環?；A設施的建設與維護。

　　4.2 對策建議

　　加強農村環保宣傳力度，提高農戶環保參與意識。進一步加大農村環保宣傳力度，充分利用廣播、微信、標語、專題片、宣傳冊、實地參觀等多種方式，加強先進典型、工作成效等方面的宣傳，營造良好氛圍。同時，向廣大農村群眾普及健康知識，算好政治賬、經濟賬、生態賬，引導廣大群眾轉變思想觀念，充分調動參與環境整治的積極性、主動性，自覺養成健康文明的生活習慣。充分發揮各級組織作用，在廣大農村黨員中開展 “愛農家、凈家園” 主題黨日活動，在廣大青少年中廣泛開展 “小手拉大手、垃圾分類走” 活動，在廣大婦女組織中開展 “美麗庭院” 創評活動，大力推行 “巾幗家美積分超市” 建設，“用好行為換積分，用積分兌商品” 成為農戶們競相追趕的 “新潮流”。在村社群眾中廣泛開展文明村(社)、五星文明戶等創評活動，逐步提升農戶的環保認知水平，積極引導農戶環保觀念、意識與行為習慣的轉變。

　　夯實村莊環境治理的經濟基礎。以農村新型集體經濟改革為抓手，整合村集體經營性資產和非經營性資產，將集體資產折股量化到集體成員，構筑產權關系清晰的集體經營基礎。吸引企業、種養大戶、家庭農場等主體參與特色產業綜合發展項目，推進特色產業鏈縱向、橫向延伸融合，提升產業發展層次，提高產業產出效率和經濟效益。在加大政府財政資金支持農村人居環境治理力度的同時，有條件的村莊可在集體經濟中設置集體股，或以提取公益金(公積金)形式解決村集體生態保護和環境治理經費問題。多舉措拓展生態保護治理資金籌集渠道，通過財政、稅收、利息等優惠政策引導鼓勵農村社會組織和社會資金參與到生態環境保護與治理活動中，解決財政資金不足、治理經費缺乏的問題。

　　培育村莊新型社會資本。首先，加強村民參與，組織多樣化的集體活動，定期舉辦體育比賽、廣場舞大賽、生產技能競賽等，吸引村民廣泛參與，豐富業余生活，增強社會互動和凝聚力。其次，建立村民議事會，通過民主選舉產生村民代表，定期召開議事會，討論和解決村莊公共事務，增強村民的參與感和責任感。此外，提升信任和互惠，推動社區互助，建立鄰里互助小組，鼓勵村民之間相互幫助和支持，增強社區凝聚力和信任度。最后，發展農村文化活動，投資建設文化廣場、圖書館和活動中心，豐富村民的文化生活，提供更多的社會交往平臺。通過以上途徑，打破農戶之間 “搭便車”、農戶的特殊社會信任和社會互惠關系的局限性，促進更廣泛的合作和參與，責任落實到位，提升環境治理效果。

　　逐步筑牢村莊環境治理的組織支撐。首先，加強農村自治組織規范化建設，嚴格依法依規確定村 “兩委” 隊伍人選，把業務能力強、群眾威信高、思想人品正，且真正熱愛農村工作的人才選拔出來，切實提高村莊集體組織動員力。進一步完善村務公開制度，提高村務信息公開透明程度，保障村民參與權、知情權和監督權。其次，完善村莊公共事務治理機制。充分利用現代化技術手段，拓寬村民參與集體事務的渠道，提高村民參與有效性。結合村莊實際，設立村民綜合治理委員會、村民理事會、參事會、監督委員會、糾紛調解委員會等自治委員會，構建村莊公共事務治理組織體系，拓展村民參與環境治理等公共事務的平臺，提升公共事務治理效能。最后，提升村莊公共事務治理能力。加強村莊自治組織隊伍培訓工作，結合村莊建設和公共事務治理實際，開展基層組織建設、村級事務管理、環境保護、糾紛調解等培訓，增強干部組織協調能力。

羅鵬;談存峰;呂文靜;陳強強,甘肅農業大學財經學院;甘肅農業大學人文學院,202503