桂国华 杨磊 桂国敏 李东徽

摘要：为研究“乡村振兴”背景下，农村人居环境整治提升满意度影响因素及其关系，为今后农村人居环境整治提升满意度评价提供方法参考及数据支持。以云南省普洱市澜沧拉祜族自治县南岭乡黄回村为研究区，以社会人文环境、情感感知在内的6个指标层，建立农村人居环境整治提升满意度评价体系;采用主成分分析法进行探索性因子分析及确定性因子分析，构建农村人居环境整治提升满意度影响因素模型;通过对评价体系指标层因子特征向量值及因子贡献率的统计分析，设立农村人居环境整治提升工程满意度评级参考标准。结果表明，自然居住环境、基础设施、村民情感感知、社会人文环境、安全防御保障为影响农村人居环境整治提升满意度的显著因子，其中，自然居住环境因子影响最为显著。同时，依据所构建的评价模型中整体满意度的计算，将农村人居环境整治提升满意度划分为“非常不满意”“不满意”“中立”“满意”“非常满意”5个等级。依据研究所得结果，可为今后农村人居环境整治提升满意度评价及工程的开展、评级、验收提供一定的理论依据、数据支持及方法参考。

关键词：人居环境;云南省;主成分分析;整治提升;满意度模型;乡村振兴

中图分类号：TU984.12 文献标志码： A

文章编号：1002-1302（2021）07-0001-07

收稿日期：2020-08-03

基金项目：云南省专业学位研究生教学案例库基金（编号：2019YJSALK01）;云南省教育厅科学研究基金（编号：2019Y0087）;云南农业大学科技创新创业基金（编号：2020ZKY236）。

作者简介：桂国华（1996—），女，云南昆明人，硕士研究生，主要从事风景园林规划设计研究，E-mail：1322057405@qq.com;共同第一作者：杨 磊（1979—），男，云南昆明人，博士，讲师，主要从事场所依恋研究，E-mail：13198086@qq.com。

通信作者：李东徽，硕士，副教授，主要从事风景园林规划设计研究。E-mail：landsliy@qq.com。

农村人居环境作为农村居民最基本的生活空间，对农村的改善与发展起着非常重要的作用。结合我国国情现状，农业、农村、农民问题一直是影响国家民生发展的重要部分。党的十九大指出：实施乡村振兴战略，要坚持农业农村优先发展，按照产业兴旺、生态宜居、乡风文明、治理有效、生活富裕的总要求，建立健全城乡融合发展体制机制和政策体系，加快推进农业农村现代化。2018年国务院正式印发了《乡村振兴战略规划（2018—2022）》将乡村振兴上升为国家战略高度，同时指出，到2020年，要基本形成乡村振兴的政策体系和制度框架，使乡村振兴战略得到有效发展;到2035年，基本实现农村现代化;到2050年，全面实现农民强、农村美、农业强，全面实现乡村振兴。其中，农村人居环境整治提升作为实现乡村振兴的关键部分，也一直受到党中央的高度重视。2018年党中央颁布了《农村人居环境整治三年行动方案》，对如何推进农村人居环境整治、提升农村人居环境水平指明了方向。而云南作为一个农村人口占比超过50%的农业大省，乡村因承载着绝大部分自然资源和文化内容，成为塑造云南省山河基本面貌的主体，实施乡村振兴战略，提升农村人居环境水平对云南省的发展具有较大的及较为深远的历史意义。

纵观当前对于农村人居环境整治提升的研究，多以相关理论、内涵、实施战略为主，虽已形成了较为完善的理论体系，但缺乏评估与量化的体系及评价与验收的方法。因此，笔者将以现有农村人居环境整治提升相关理论为研究理论基础，以云南省普洱市澜沧拉祜族自治县南岭乡黄回村为研究区，采用主成分分析法构建农村人居环境满意度评价体系，并从农村居民的角度出发，研究影响农村人居环境提升满意度的影响因素及其权重，构建农村人居环境整治提升满意度影响因素模型，提出农村人居环境整治提升工程满意度评级参考标准，研究将克服以往多数评价体系构建时专家赋值权重的客观性影响，对研究区农村人居环境整治提升实施现状作出满意度评价，同时也可为今后的农村人居环境整治提升相关研究提供一定的理论参考依据。

1 研究现状

1.1 人居环境整治提升

人居环境强调人居的概念，重点由“人居”与“生态环境科学”两大概念融合发展而来。吴良镛院士指出，人居环境是人类居住的地方，其核心为人，其研究应以“人类居住”需要为目的，并指出了人居环境的五大构成系统，即自然、人类、社会、居住、支撑系统[1]。刘滨谊认为“人居环境”的研究主体集中于人类居住活动的“居”，而“居”的解读可以分为2个方面，一方面为人类居住活动的场所，另一方面为人类居住活动以外的其他活动的“聚”及“游”，即研究对象的客体，集中于人居游活动赖以生存的环境生态载体上[2]。而农村人居环境即把“居”的場所设立为农村，且“聚”与“游”的主要对象集中在农村居民上。农村人居环境整治提升就是从微观与宏观相结合的双重视角，针对人居背景、人居活动、人居建设方面作出社会、经济、生态3个方面的提升与改进。朱蕾指出，农村人居环境不仅包括硬环境部分，即村民所生活的物质环境，如自然生态环境、基础设施等，还包括软环境部分，即农村村民情感认知的非物质形态的环境，如历史文化、乡村特色等[3]。2018年中央农村工作会议指出，农村人居环境整治提升是实施乡村振兴战略的重要任务，应按《农村人居环境整治提升三年行动》，结合所需整治的农村现状，以做好垃圾污水处理、做好厕所革命、努力提升村容村貌为重要抓手。随后，云南省层面也明确提出《云南省农村人居环境整治三年行动实施方案（2018—2020年）》以加强村庄规划管理、农村生活垃圾治理、农村生活污水治理、农村厕所革命和村容村貌提升为主攻方向，做好云南省农村人居环境提升工程。

1.2 满意度评价

满意度是一种衡量心理状态的量化指标，即衡量是否符合自身的心意与期许的一种数理分析指数，满意度评价最初来源于顾客满意度的评价，即顾客通过心理情感感知对使用后的商品或服务做出一种评价[4]。满意度评价是一种典型的使用后评价。本研究将满意度评价运用于农村人居环境整治与提升中，通过对农村人居环境相关政策理论、指导要求、实施规范、学术研究文献进行综述，并通过归纳整理结合德尔菲法的方式，对影响农村人居环境满意程度的因素作探索性因子分析，即通过选取与探讨可测变量的特征、性质及其内部的关联性，建立起本研究的农村人居环境整治提升满意度评价体系及评价标准。同时，通过对研究区进行田野调查的方式，利用主成分分析法，通过降维的方式，对影响因子作确定性因子分析及模型构建，克服以往通过专家赋值法来确定因子权重的主观性。研究一方面意在通过数理量化的方法了解村民对当前农村人居环境整治与提升实施质量的满意程度，另一方面意在通过此次研究进一步完善农村人居环境整治与提升的满意度评价体系及其方法，也为今后农村人居环境整治与提升提供一定的参考依据与支持。

2 材料与方法

2.1 研究区概况

黄回村位于云南省普洱市澜沧拉祜族自治县南岭乡，是南岭乡政府所在地，距离政府驻地8 km，到乡道路为土路，交通方便，距县51 km。南界糯扎渡镇，西南接勐朗镇，辖25个村民小组。现有农户805户，3 315人，实有全半劳动力1 650人，其中从事第一产业人数 1 639 人。全村国土面积 53.2 km2，海拔 1 200 m，年平均气温17.9 ℃，年降水量1 485 mm，适合种植稻谷等农作物。有耕地面积729.6 hm2，人均耕地面积0.22 hm2，林地 3 216.2 hm2。2010年全村经济总收入440.4万元，农民人均纯收入1 165元。该村属于绝对贫困村，农民收入主要以种植业为主，该村落于2017年开始全面展开农村人居环境整治提升工程，目前已初见成效。

2.2 研究方法

2.2.1 评价指标选取及评价体系构建

通过对2010—2020年间，人居环境整治提升相关政策理论、指导要求、实施规范进行归纳总结，并以“农村人居环境”或含“人居环境整治提升”为关键词，2010—2020年为发表时间，在CNKI数据库中进行文献搜索，共计获得相关文献126篇，通过对以上文献进行阅读、关键词出现频次统计、归纳总结的方式，按照主导因素分析与综合分析评价相结合、自然属性与社会属性相结合、定量与定性分析相结合的基本原则[5-6]，获得此次研究“农村人居环境整治提升满意度评价体系及评价标准”初稿。为了使研究更加严谨与可靠，此次研究邀请了云南乡村振兴发展研究院10位长期从事乡村振兴、人居环境研究的专家，10位长期从事农村规划、环境提升的行业人员，30位云南农业大学、昆明理工大学城乡规划、风景园林、建筑学专业的研究生组成焦点讨论小组，对所建立的评价体系进行评估与讨论。其中，98%的小组成员表示所选评价指标合理全面，评价体系通过检验，可以运用;2%的专家建议适当增加农村居民心理情感感受评定因子。通过2次修改反馈后，所建评价体系及评判标准得到焦点讨论小组的一致通过，可以执行。农村人居环境整治提升满意度评价体系及评价标准见表1。

该评价体系共设立1个目标层，即农村人居环境整治提升满意度评价，选取包含自然生态环境、人居环境、基础设施、公共服务设施、社会人文环境、村民情感感知6个不可直接测量的潜在变量作为此次评价的准则层;选取包含“农村绿化”“厕所改造”在内的26个可测量变量作为此次评价研究的指标层。同时，结合人居环境整治提升相关政策理论、指导要求、实施规范、研究文献及焦点讨论小组意见，设立了每个指标层的评判标准（表1）。

2.2.2 问卷的设计

本研究依据上述评价指标体系建立了农村人居环境整治提升满意度调查问卷。问卷共分为2个部分，第一部分为满意度研究，答题模式为单选题， 问项依据评价指标体系构建，同时，将问题选项根据李克特量表分為5级，即“非常不同意、不同意、中立、同意、非常同意”，并将其分别设立为1、2、3、4、5分[7];问卷的第2部分为人口统计学特征调查与分析，答题模式为单选题，该部分主要包括被调查者的性别、年龄、教育程度、年龄、家庭收入等基本问题，以辅助研究主题的分析及检验问卷发放人群结构是否合理可靠[8]。同时，问卷设立了一个“我对这里整体的人居环境整治提升工作感到满意”，作为此次研究的内生结构变量，测量整体的满意度情况。

2.2.3 数据的采集与分析

本次研究对象为云南省普洱市澜沧拉祜族自治县南岭乡黄回村村民，调查时间为2019年3月10日至3月21日、2019年6月5日至6月15日、2019年10月8日至10月15日3个时间段，对访问者采用问卷访问法进行问卷的现场填写及收回。另外，由于该村落存在少量不懂汉语的拉祜族村民，故研究邀请了当地的大学生志愿者，通过拉祜语口述翻译问题村民作答后，志愿者代为填写的方式完成研究调查。此次研究调查共发放了320份问卷，收回有效问卷312份，问卷有效回收率为975%。本研究将通过SPSS 24.0（Statistical Product and Service Solutions）统计产品与服务解决方案，对数据作出分析。

2.3 影响因素模型的构建及分析

为了进一步了解各因素在农村人居环境整治提升满意度中的影响程度，研究将通过主成分分析法对各因素之间的关系进行多元统计分析，通过研究多变量之间的内部依赖关系，探求数据变量之间的基本结构，并克服以往因素权重分析中，通过专家赋值法来确定的主观性。主成分分析法（简称PCA）于1901年被Pearson发明，其本质原理就是降维的过程，将多个相互关联的数值指标转化为上述几个互不相关的综合指标的统计方法，即用较少的指标来代替和综合反映原始标量较多的信息，这些综合后的指标就是原来多指标的主要成分[9]。本研究将运用SPSS 24.0进行辅助分析，对26个指标层变量进行标准化清洗与分析，通过主成分分析法，计算出各变量权重值，同时，提取主成分因子构建农村人居环境整治提升满意度影响因素的模型。具体研究过程如下：

（1）对所回收的问卷数据进行清洗与统计，通过可靠度分析，确定数据的一致性。以Cronbach的Alpha信度系数作为评判标准，对整体数据及各准则层数据进行信度分析。若信度系数在0.9以上，表示数据一致性较好，可靠性较高;信度系数在 0.8～0.9之间，表示数据信度可以接受，信度系数在0.7～0.8之间，说明部分数据需要修订;信度系数在0.7以下，说明数据需要抛弃[10]。

（2）对数据效度检验，通过KMO（Kaiser-Mlkin-Olkin）检验及Bartlett的球形检验，即通过比较原始变量间的相关系数及偏相关系数来检验原始变量是否适合作因子分析的统计学方法，KMO值越接近1，表示越适合作因子分析。

（3）建立原始变量坐标并通过主成分分析对原始变量坐标进行变换，设z1，z2，…，zp为P个主成分，即：

z1=u11X1+u12X2+…+u1pXp;

z2=u21X1+u22X2+…+u2pXp;

……

zp=up1X1+up2X2+…+uppXp;

其中：

u21k+u22k+…+u2pk=1;

var（zi）=U2iD（x）=Ui′D（x）Ui;

cov（zi，zj）=Ui′D（x）Uj。

式中：u为单位向量;X为原向量;U为向量集合;D（x） 为数据协方差矩阵。

（4）提取主成分，设z1为第1主成分，z2为第2主成分，则需要满足以下条件，而其他主成分依此類推：

u1u1=1;

var（z1）=max var（u′x）;

cov（z1，z2）=0;

u2′u2=1;

var（z2）=max var（U′X）。

（5）分析各成分所得特征向量，并根据成分初始特征根的方差贡献率作加权系数分析，从而构建农村人居环境整治提升满意度影响因素模型及设立评价等级参考。

3 结果与分析

3.1 信度与效度分析

本研究采用Cronbach的Alpha系数作为评判依据，且系数为0.7以上作为问卷量表的信度评判标准，对问卷量表作可靠性分析。结果表明，Alpha系数为0.939，说明问卷量表所含因子一致性较高，稳定性较强，问卷总体可靠性较高。为了使每个假设成分更加具有可靠性，对每一个准则层变量依次进行可靠度分析，分析结果：自然生态环境变量Alpha系数为0.860、居住环境变量Alpha系数为0.774、基础设施变量Alpha系数为0.871、公共服务设施变量Alpha系数为0.405、社会人文环境变量Alpha系数为0.809、村民情感感知变量Alpha系数为0902，同样以0.7以上为信度评判标准，由于公共服务设施变量Alpha系数低于标准值，故剔除该准则层的设立，且问卷总体信度Alpha系数提升至0.942。

同时对剩下的变量采用KMO检验和Bartlett的球形检验来做问卷量表的效度分析，取特征值为1，得到KMO值为0.904，近似卡方为2 393.283，自由度为253，P值为0.000，达到显著水平，说明问卷量表效度较好，数据相关系数矩阵之间存在较为显著的差异，较适合作因子分析。

3.2 受访问调查者一般人口学统计分析

研究数据表明，此次受访问者中女性居多，占58.3%，但总体比例较为合理;年龄分布以31～40岁居多，占32.1%，41～50岁次之，占21.8%;月收入以1 200元以上为主，占51.9%;教育程度以大学为主，占49.4%，初中次之，占23.7%;职业以公司职员为主，占31.4%;在研究地居住时长以10年以上为主，占67.3%，居住1～5年次之，占15.4%;且其中60.3%的受访者家庭都有在外务工的人员。通过受访问调查者的数据分析可以看出，该研究区所选取的调查对象性别、年龄层分布，以及在当地居住时长人员分布都较为合理稳定，一定程度上保证了此次研究的可靠性。

3.3 主成分特征分析

结果表明，通过以特征值大于1为提取标准进行主成分提取，运行后共提取出5个成分，成分贡献率分别为16.470%、15.981%、14.556%、12580%、10.431%，因子累积贡献率为70.018%。吴明隆指出，因子累积贡献率大于60%为公因子具有较高可靠性的评判标准，说明此次研究适合进行因子分析且可靠性较高。由于初始因子综合性较强，所以此次研究采用等量最大法对因子作旋转，并采用按大小排序的方式对系数进行显示，通过旋转23次迭代后数据已收敛（表2），根据因子荷载值需有且只有1个大于0.5的评判标准，剔除了建筑质量（Le1）及室内空间格局（Le2），最终得出5个成分来构建测量模型。从表2可以看出，主成分的提取基本符合研究设立的准则层变量。其中，自然环境与居住环境被归纳到同一成分下，充分说明自然环境的质量直接影响到了农村人居环境的居住环境质量，且自然环境所影响的程度更大，因此将研究所设立的农村人居环境整治提升满意度评价体系与主成分分析结果相结合，将成分1命名为自然居住环境（A1），成分2命名为基础设施（A2），成分3命名为情感感知（A3），成分4命名为社会人文环境（A4），成分5命名为安全防御保障（A5）。而空气质量、农村绿化、环境的洁净程度在自然居住环境中作用显著，说明干净清新的空气质量，良好的农村绿化与养护、干净整洁的环境卫生直接影响到村民对于人居环境整治提升工程的满意度[12];而公共照明设施、厕所改造在基础设施中有显著作用，说明合理的公共照明设施与厕所改造在较大程度上与村民的日常生活存在相关关系，而大力推进“厕所革命”的实施能更有效地提高农村人居环境整治提升的满意度[13];而在村民情感感知结构中，如何提升村民的归属感，让村民对家乡有依恋是提升人居环境整治水平的重要评价因子，也是未来改善大量农村人口涌向城市导致“空心村”“留守儿童”等社会现象的重要方式;社会人文环境方面，养老保障、医疗保障、创业扶持影响最为活跃，三者作为较基础的生活保障制度，直接影响到村民的生活水平，而这三者的最大保证端口在政府及相关政策的实施，这也是国家多次出台修改相关政策的重要原因，完善的政策保障，适度的政策优惠是提高民生水平的最有效手段，同时，“互联网+”“农村合作社”“农村电子商务”等创业扶持[14]和技术引进，也是提高农村人居环境整治提升水平的重要部分及“造血式”扶贫的重要手段。而在安全保障方面，村内是否设有安全治理机构，建立有完善的安全保障制度、灾害防御制度将直接影响到农村人居环境的整体水平。

3.4 模型的构建及分析

通过对各指标层因子进行因子分析后获得因子荷载值及其分布（图1），从图1可以看出，各因子分布较为集中，说明各指标层因子关系紧密，对目标层因子呈现正相关态势。将因子特征值结合因子荷载计算出各个指标层因子特征向量，结果见表3 。依据表1中对指标层各因子确立的因子代码，可得主成分表达式为

A1=0.940Ne2+1.017Ne1+1.267Ne5+1202Ne3+0.418Ne4+1.250Le4+0.835Le3;

A2=1.798I2+0.925I3+0.698I1+0.817I4;

A3=1.188Ep3+0.969Ep2+0.205Ep1;

A4=2.404Sc2+1.073Sc3+1.149Sc1+1293Sc7+0.451Sc6;

A5=2.084Sc4+1.869Sc5。

式中：各系数表示因子特征向量;A1表示第1主成分，即自然居住环境;A2表示第2主成分，即基础设施;A3表示第3主成分，即情感感知;A4表示第4主成分，即社会人文环境;A5表示第5主成分，即安全防御保障。以第1主成分至第5主成分的方差贡献率作加权系数，βi（i=1，2，3，4，5），可以得到研究的农村人居环境整治提升满意度影响因素的模型[15]，即：

A=（0.164 70A1+0.159 81A2+0.145 56A3+0.125 80A4+0.104 31A5）/0.700 18。

式中：各系数为各成分的方差贡献值，A表示农村人居环境整治提升整体满意度。

依据研究所得主成分表达式、所建评价模型及李克特5级量表，将指标层各因子“非常不满意”记作1分， “不满意”记作2分，“中立”记作3分，“满意”记作4分，“非常满意”记作5分[16]，并以此对应农村人居环境整治提升满意度的1～5個满意等级，可得农村人居环境整治提升满意度设立评判等级（表4），并依据该表将整体满意度划分等级区间，4822≤A<9.643评定为1级，说明农村人居环境整治提升工程满意度极低，村民非常不满意;9.643≤A<14.465评定为2级，说明农村人居环境整治提升工程满意度较低，村民不满意;14.465≤A<19.286评定为3级，说明农村人居环境整治提升工程满意度普通，村民保持中立;19.286≤A<24.108评定为4级，说明农村人居环境整治提升工程满意度高，村民感到满意;A≥24.108评定为5级，说明农村人居环境整治提升工程满意度非常高，村民感到非常满意（表5）。

由于此次研究同样采用李克特5级量表来划分指标层因子，所以可以通过此方法进行研究区的满意度等级划分。结果表明，云南省普洱市澜沧拉祜族自治县黄回村农村人居环境整治提升工程中，自然居住环境（A1）得分为28.588，达到了4级，即满意等级;基础设施（A2）得分为3级，即中立等级;社会人文环境（A3）得分为7.868，达到了3级，即中立等级;社会人文环境（A4）得分为22.770，达到了3级，即中立等级;安全防御保障（A5）得分为14548，达到了3级，即中立等级;整体满意度（A）得分为18408，达到了3级，即中立等级。通过对研究问卷中为研究内生结构变量，来测量整体的满意度情况“我对这里整体的人居环境整治提升工作感到满意。”分值进行平均值统计，最后得分为3.949分，到达了李克特5级量表中的3级，即“中立”级。二者研究结果等级划分一致性较高，说明研究所构建的评价模型可靠性较高。

同时，从云南省普洱市澜沧拉祜族自治县黄回村农村人居环境整治提升工程满意度评价结果可以看出，在工程的自然居住环境部分满意度较高，基础设施、村民情感感知、社会人文环境、安全防御保障部分满意度中立，整体满意度中立，今后若要再次完善该工程的建设可以重点从基础设施、村民情感感知、社会人文环境、安全防御保障部分入手实施。同时，其自然居住环境部分的提升措施也可对其他村落的人居环境整治提升工程提供一定的借鉴与参考。

4 结论与讨论

研究通过建立农村人居环境整治提升满意度影响因素模型，对云南省普洱市澜沧拉祜族自治县南岭乡黄回村农村人居整治提升工程作出了满意度评价，克服了以往通过专家赋值法确立因子指标的主观性。从分析结果可以看出，自然居住环境、基础设施、村民情感感知、社会人文环境、安全防御保障对农村人居环境整治提升整体满意度具有显著影响，其中，自然人居环境部分影响作用最为显著。同时，将整体满意度划分了区间，依次将4.822≤A<9643评定为1级，即非常不满意;9.643≤A<14465评定为2级，即不满意;14.465≤A<19.286评定为3级，即中立;19.286≤A<24.108评定为4级，即满意;A≥24.108评定为5级，即非常满意。云南省普洱市澜沧拉祜族自治县南岭乡黄回村作为此次研究选取的研究区，其人居环境整治提升工程整体满意度值为18.408分，达到了3级指标，与研究所设立的整体满意度的问项评价等级一致，其中自然居住环境部分评级较高，该研究区的自然居住环境整治提升部分的实施方法，可为今后农村人居环境整治提升工程提供一定的借鉴与参考。

另外，农村人居环境整治提升工程作为“乡村振兴”的重要组成部分，当下正处于重要实施与决胜阶段[17]，研究所构建的农村人居环境整治提升满意度评价体系模型及评级方式，可为当下农村人居环境整治提升工程的开展、评级、验收提供一定的理论依据及数据参考。但由于各地区自身情况与工程进展有所差异，未来关于农村人居环境整治提升工程影响因素的研究还需结合当地村民对当地村落的使用特点及需求特征，因地制宜地制定适合当地的评价因子量表。其次，本研究未针对人居环境整治提升工程中不可直接测量的村民心理部分，如归属感、村民荣誉感、村民主人翁意识等进行深入的研究，今后可以考虑建立以村民的情感结构作为主要评价指标因子的量表，来进行农村人居环境整治提升工程满意度评价;再次，此次研究虽已采用主成分分析法对回收数据进行清洗与统计，克服了以往通过专家赋值法确立因子指标的主观性，但对于自变量之间相关性的讨论，及对潜在变量的测量还不够深入，今后可以考虑利用将评价方法扎根于实际理论的结构方程模型评价法，运用于农村人居环境整治提升满意度影响因子及满意度评价的研究，以丰富和完善农村人居环境整治，提升工程满意度影响因素探索及满意度评价的研究方法论体系。

参考文献：

[1]吴良镛. 人居环境科学导论[M]. 北京：中国建筑工业出版社，2001.

[2]刘滨谊. 人居环境研究方法论与应用[M]. 北京：中国建筑工业出版社，2016.

[3]朱 蕾. 广东省定贫困村人居环境整治建设协同模式研究——以翁源青云村实践为例[D]. 广州：华南理工大学，2019.

[4]奇·阿尔伯特. 大众行为与公园设计[M]. 王求是，高 峰，译. 北京：中国建筑工业出版社，1990.

[5]傅伯杰. 景观生态学原理及应用[M]. 北京：科学出版社，2001.

[6]杨 婷，王秀荣，张钤森，等. 基于景观适宜性的山地公园植物景观评价研究——以贵阳黔灵山公园为例[J]. 中国园林，2020，36（4）：117-121.

[7]王 莺，王 静，姚玉璧，等. 基于主成分分析的中国南方干旱脆弱性评价[J]. 生态环境学报，2014（12）：1897-1904.

[8]章俊华. 规划设计学中的调查分析法与实践[M]. 北京：中国建筑工业出版社，2005.

[9]宇传华. SPSS与统计分析[M]. 北京：电子工业出版社，2007.

[10]康秀琴. 基于AHP法的桂林市8个公园绿地植物景观评价[J]. 西北林学院学报，2018，33（6）：273-278.

[11]吴明隆. 结构方程模型——AMOS的操作与应用[M]. 重庆：重庆大学出版社，2010.

[12]Wu Y Z，Xu Z Y. Massive-scale visual information retrieval towards city residential environment surveillance[J]. Journal of Visual Communication and Image Representation，2020，70：102739.

[13]湛方栋，郭先华，祖艳群，等. 农村环境整治：村容整洁的实现路径[J]. 云南农业大学学报（社会科学版），2013，7（增刊1）：117-123.

[14]郭 涵，郑逸芳. 基于SEM的文化扶贫公众满意度研究[J]. 东南学术，2020（1）：125-134.

[15]王 可，祝超智，赵改名，等. 蒸制时间对牦牛肉品质影响的模型构建与分析[J]. 现代食品科技，2020，36（6）：181-189.

[16]王欣歆，吴承照，颜 隽. 中文版知觉恢复量表（PRS）在城市公园恢复性评估中的实验研究[J]. 中国园林，2019，35（2）：45-48.

[17]王西琴，李蕊舟，李兆捷. 我國农村环境政策变迁：回顾、挑战与展望[J]. 现代管理科学，2015（10）：28-30.