居民生活质量感知对汶川地震灾区重建政策满意的影响机制—幸福感的中介作用和重建方式的调节作用

蒋作明

（1. 厦门大学管理学院 福建厦门 361005；2. 淮北师范大学历史文化旅游学院 安徽淮北 235000）

一、问题的提出

2020年是2008年“5·12”汶川特大地震12周年，作为新中国成立以来破坏性最强、波及范围最广、救灾难度最大的一次特大地震其带给灾区居民的影响是全方位的、长期的[1]。地震发生后，国务院以及相关部委、对口支援省市和四川省人民政府等各级政府部门陆续出台了《汶川地震灾后恢复重建条例》（国务院令第526号）、《关于支持汶川地震灾后恢复重建政策措施的意见》（国发〔2008〕21号）、《关于印发汶川地震灾后恢复重建总体规划的通知》（国发〔2008〕31号）、《关于印发汶川地震灾后恢复重建对口支援方案的通知》（国办发〔2008〕53号）等200多个灾区重建政策文件，广泛涉及财政、税收、金融、国土资源、产业发展、就业保障、社会救助、住房、教育等各方面。正是在上述灾区重建政策的支持下，经过受灾省、对口支援省市、社会各界以及灾区群众的不懈努力，灾区恢复重建取得全面胜利，实现了“家家有房住、户户有就业、人人有保障、设施有提高、经济有发展、生态有改善”的灾后重建目标[2]4。当前，汶川地震灾区已进入恢复重建后的发展振兴期，以人为本、民生优先的各项灾区重建政策对汶川地震灾区居民的居住环境、工作收入、家庭生活、社交关系等方面的生活质量产生了怎样的影响？震后居民生活质量与震前相比是否发生了显著变化？灾区居民是否满意灾区重建政策？面对未来的美好生活还有哪些政策诉求？以上问题都迫切需要从理论和实践层面予以回应和解答。

灾区重建政策的目标是让幸存者在生活、生计和住房方面恢复稳定，提高灾区居民重建家园和生活的能力[3]。灾区居民的长期生活质量监测是评价灾区恢复重建政策效果的重要指标[4]，对灾区的可持续发展至关重要。原因有二：一是提高灾区居民的生活质量、发展地方经济和改善当地环境条件是灾区可持续发展的三个重要标准[5]234-257，而提高居民的生活质量是恢复重建政策的出发点和落脚点， 是最为关键的，正如世界银行的出版物《更安全的家园》中所说“无论怎样强调都不过分，受影响的居民应该处于恢复重建的中心，应该享有优先作出影响其生活决定的权利”[6]23-25；二是居民的满意态度和支持行为关系到灾区重建政策的实施效果。“眼见为实”对于居民支持灾区重建政策具有重要意义[7−9]。如果灾区重建政策的预期效益有助于改善个人的生活条件，居民倾向于支持灾区重建工作，反之则会出现矛盾和冲突。如令人满意的住房政策会改善居民的生活质量，缩短灾区恢复重建的阶段[10]。因此，深刻揭示居民对汶川地震灾区重建政策满意的形成机制是学界和政府值得关注的一个重要问题。

居民对灾区重建政策满意的形成机制研究虽然受到国内外学者的青睐，但本文在进行相关文献梳理的过程中发现，当前研究仍存在以下不足。

其一，现有对灾区居民生活质量的研究主要关注居民的心理健康[11]、身体创伤[12][13]和社会支持的单一方面[14]，而对于灾区重建政策实施后的居民多维度生活质量关注不足，如对社交关系、生活设施、工作收入、住房条件等的关注不足。灾区恢复重建是针对受灾地区的灾后重建工作进行部署，促进灾区恢复生产、重建家园以及社会援建等工作顺利完成[15]。由于灾难发生的突发性和重建任务的艰巨性，政府倾向于供给导向型和环境导向型的灾区重建政策，而基于居民需求导向型的政策相对较少[16]。根据社会交换理论，居民的重建政策满意程度是他们对灾区重建政策实施效果进行综合评价后的结果。据此推测，居民生活质量感知可能是对灾区重建政策满意具有重要影响的变量。

其二，相关研究未能有效探讨居民生活质量感知对灾区重建政策满意的影响机制。尽管可以推测居民生活质量感知有可能影响对灾区重建政策的满意态度和支持行为，但仅将二者进行简单关联是不够的，还应深入了解和探究居民生活质量感知对灾区重建政策满意的影响机制。为弥补这一研究不足，本文拟引入幸福感这一概念作为居民生活质量感知影响灾区重建政策满意的中介变量，以打开居民生活质量感知对灾区重建政策满意的作用“黑箱”。美国著名心理学家E. Diener提出幸福感的三个维度：积极情感、消极情感和生活满意度。他认为幸福感是评价者根据自定标准对其生活质量的总体评估[17]。有国外学者研究发现，灾后社会支持能有效抵御飓风对幸存者幸福感的负面影响，幸福感能对幸存者参与支持灾区重建进行有效的预测[18]。生活质量感知高的居民幸福感强，会对灾区重建效果产生积极的认知，进而提高对灾区重建政策的满意度。据此可以推断，幸福感在居民生活质量感知与灾区重建政策满意的作用关系中起着中介作用，本文将对这一作用机制进行实证检验。

其三，根据现有灾难移民研究发现，重建方式（原址重建或异地新建等）对居民生活质量感知与幸福感的关系可能有调节作用。选择何种重建方式是灾区重建的首要问题[19]，但现有研究对重建方式作用的考察有所欠缺。原址重建是指重建社区或村庄，使居民在原有的位置安居乐业的方案[6]26-28；异地新建是指因自然灾害等原因而被紧急转移到外地的移民，在灾害过后，不再重新回到原地，而是在新的安置地，重建经济与社会的方案[20]。在地震灾区重建实践中，原址重建模式得到了更广泛的应用。在现有文献中，异地新建模式的效果和性能是混合的，异地新建可能会导致灾区居民因失去住房土地[21]、感到社会孤立[22]、社会网络破坏[23]和心理障碍增加[24]等因素而受到严重的负面生活质量影响，进而增加幸存者的痛苦。因而可以推断，重建方式可能调节居民生活质量感知对幸福感的作用效果。但遗憾的是，以往研究仅聚焦于重建方式本身讨论其效果和提升路径，未有相关研究对这一调节变量进行检验，本文希冀弥补这一不足。

综上，本文聚焦居民生活质量感知这一议题，基于“社会交换”和“认知—情感—意向”关系等理论，通过引入幸福感作为中介变量，来探讨居民生活质量感知对灾区重建政策满意的影响机制。同时，进一步引入重建方式（原址重建或异地新建等）作为调节变量，以发现居民生活质量感知与幸福感之间影响关系的作用边界。本文的研究框架如图1所示。

图 1 本文的研究框架

二、理论基础与研究假设

(一)生活质量感知的维度构成

生活质量的概念最早由美国经济学家加尔布雷斯于1958年在其所著的《富裕社会》一书中提出，他认为，生活质量的本质是一种主观体验，包括个人对其人生际遇的满意程度，以及在社会中实现自我价值的体验等[25]55-60。世界卫生组织将生活质量的概念定义为个人对其生活地位的看法，以及与其目标、期望、标准和关注事项的关系，包括身体健康、心理状态、社会关系和环境四个方面。生活质量研究的视角分为客观生活状况、主观生活感受和主客观综合指标3个方向，目前的研究重心越来越偏向于生活满意度等主观生活质量领域[26−29]。本研究探讨的生活质量感知是居民对汶川地震灾区重建政策实施后的生活感受，系主观生活质量。地震灾区重建是项巨大的系统工程，相关政策涉及到居民生活的方方面面，因而，以客观生活状况、主观生活感受等内容的综合维度划分仅能观其大略，而以主观生活质量下的社交关系、生活设施和工作收入等二级维度测量可以更详实。生活质量感知已被普遍认为是一个多维度构念。已有文献对生活质量感知维度进行了实证研究，多数将其划分为4至10个维度，如Dolnicar等的物质财富、健康、家庭和休闲4维度[30]；易松国和风笑天的住房、居住、交通、工作、婚姻和家庭生活6维度[31]；胡乐意的社交、经济、休闲、安康、工作、精神、家庭、爱情、饮食和文化生活10维度[32]。为了与《关于印发汶川地震灾后恢复重建总体规划的通知》（国发〔2008〕31号）中的城乡住房、城镇建设、公共服务、基础设施、产业重建和精神家园等主要灾后重建内容相一致，本文主要采用方纲和风笑天[33]、郭英之等[34]和Jackson等[35]的研究结论，将居民生活质量感知划分为社交关系、生活设施、工作收入、住房条件、娱乐消费、家庭生活和教育条件感知7个维度，尽可能准确地测量到灾区重建政策对居民生活质量的主要影响方面，相应地，原生活质量感知假设调整为上述7个二级维度假设（见图2）。

图 2 调整后的研究模型

(二)生活质量感知与灾区重建政策满意

地震是一种特别具有破坏性的灾难，对人类产生巨大的生理和心理影响，地震造成的精神损害越严重或越普遍，幸存者的预期生活质量就越低，而灾区居民生活质量感知作为评价灾区重建政策的“晴雨表”，反映着灾区重建政策的实施效果。已有研究关注灾区就业援助、产业发展的重建政策效果，探讨居民对生活质量的期望与灾区重建政策满意之间的关系，结果表明，居民的生活质量改善能够有效推动对灾区重建政策的满意度，二者之间存在正相关关系[36][37]。2008年“5·12”汶川特大地震某种程度上成为汶川灾区跨越发展的“契机”，借助灾区重建资本、社会力量和国家政策支持，地震灾区实现了浴“难”重生，不仅修复了地震带来的破坏，还实现了灾区的转型、升级和发展，居民的获得感较高[38]。

社会交换理论认为，如果交换方感知到收益大于成本，将会表现出满意的态度，相反，则会持反对的态度[39]。在灾区重建政策交换中，居民的生活质量既因积极的重建政策收益获得改善，也因消极的重建政策成本受到冲击。灾区居民的生活质量感知在某种程度上成为衡量重建政策收益和成本的“试金石”，对自然灾害特定阶段实施的灾区重建政策具有方向性引导作用。基于上述社会交换理论，灾区居民如果感知到的生活质量高，出于心理上的交换，对国家各级政府部门实施的灾区重建政策持满意态度，相反，则会反对或消极抵制灾区重建政策的实施。因此，本文提出如下研究假设。

H1a：社交关系感知对重建政策满意具有显著的正向影响。

H1b：生活设施感知对重建政策满意具有显著的正向影响。

H1c：工作收入感知对重建政策满意具有显著的正向影响。

H1d：住房条件感知对重建政策满意具有显著的正向影响。

H1e：娱乐消费感知对重建政策满意具有显著的正向影响。

H1f：家庭生活感知对重建政策满意具有显著的正向影响。

H1g：教育条件感知对重建政策满意具有显著的正向影响。

(三)幸福感的中介作用

幸福感最早由国外心理学家在19世纪中期提出，2000年以后被我国学者所关注，探讨幸福、测度幸福很快成为社会学、人口学和心理学等多个学科领域的一大研究热点。Diener认为幸福感是评价者根据自定标准对其生活质量的总体评估[17]。邢占军将幸福感界定为人们对自身生活满意程度的认知评价，主要包括总体生活满意感和具体生活满意感[40]52-60。幸福感与生活质量紧密相关，社交关系、生活设施和工作收入等生活质量感知高的居民有助于提升其幸福感，而幸福感提升以后能够促使个体表现出更积极的态度和行为，进而产生更多有利于个体和组织的结果[41]。

本文认为，幸福感在居民生活质量感知与灾区重建政策满意的作用关系中起着中介作用。根据“需求—供给”匹配理论[42]，若灾区重建政策与居民生活质量的目标匹配达到最佳状态，则能给居民带来更积极的结果，如参与灾区重建活动、支持政策倡议、更高的政策获得感和幸福感；但若未能实现最佳匹配，居民会感知到自身的需求被政府出台的灾区重建政策所忽视，继而降低居民的获得感和幸福感。第一，本文认为，居民生活质量感知对幸福感产生正向影响。生活质量感知与幸福感是从不同角度来测度居民对灾后生活状况的主观感受，幸福感是一种满足的、愉悦的、向上的心理感受，而生活质量感知是对生活各方面“理想”与“现实”之间差距的主观认知和评价。幸福感多强调总体感受，生活质量感知既有总体评价又有单项评价。政府应考虑到居民生活质量的所有因素，包括直接和长期的后果、居民的幸福感提升。灾难对受灾者的幸福产生了持久的负面影响，但积极的灾区社会支持能有效抵御这种负面影响，提升幸存者的幸福感[43]。生活质量感知和幸福感之间存在着一种积极的联系，居民对生活质量感知越高，他们感受到的幸福感就越强[44]。因此，本文提出如下假设。

H2a：社交关系感知对幸福感具有显著的正向影响。

H2b：生活设施感知对幸福感具有显著的正向影响。

H2c：工作收入感知对幸福感具有显著的正向影响。

H2d：住房条件感知对幸福感具有显著的正向影响。

H2e：娱乐消费感知对幸福感具有显著的正向影响。

H2f：家庭生活感知对幸福感具有显著的正向影响。

H2g：教育条件感知对幸福感具有显著的正向影响。

第二，本文认为，幸福感对灾区重建政策满意产生正向影响。幸福感是个主观评价较强的指数，是居民对生活幸福程度的认知、感受和评价的综合反映，其实质是用于衡量居民幸福快乐的标准[45]。一般认为，幸福感由认知和情感两个层面组成，认知是主观幸福的理性层面，往往通过生活质量来进行评价，包括总体生活质量和单项生活质量方面；情感是主观幸福的感性层面，代表着人们对生活境况的实时评估和行动反应，包括正向情感和负向情感两个动向。根据“认知—情感—意向”关系理论[46]，认知和情感对意向具有直接影响，居民幸福感越高，就越愿意积极主动地参与灾区重建的各项活动并从中获益，在面对个人利益不能获得满足时，也表现出理解和期待的乐观态度；而幸福感越低的居民则会愈加消极被动，这种消极态度阻碍其进一步参与到灾区重建的各项活动中，从而降低其对灾区重建政策的满意度。因此，本文提出如下假设。

H3：幸福感对重建政策满意具有显著的正向影响。

综上所述，基于“认知—情感—意向”关系理论，态度的认知成分对意向成分不仅有直接影响，还会通过情感成分的中介传导产生间接影响[47]。基于此，居民生活质量感知（属于认知成分）可能通过幸福感（属于情感成分）的中介作用影响对灾区重建政策的满意态度（属于意向成分）。与社会交换理论相一致，生活质量感知高的居民将会提升其幸福感，出于交换心理，幸福感提高将会促进居民对灾区重建政策的满意度；相反，生活质量感知低的居民则会降低其幸福感，对灾区重建政策会感到失望。生活质量感知对灾区重建政策满意的影响可能是通过幸福感的中介作用来实现。因此，本文提出如下研究假设。

H4a：幸福感在社交关系感知与重建政策满意之间起中介作用。

H4b：幸福感在生活设施感知与重建政策满意之间起中介作用。

H4c：幸福感在工作收入感知与重建政策满意之间起中介作用。

H4d：幸福感在住房条件感知与重建政策满意之间起中介作用。

H4e：幸福感在娱乐消费感知与重建政策满意之间起中介作用。

H4f：幸福感在家庭生活感知与重建政策满意之间起中介作用。

H4g：幸福感在教育条件感知与重建政策满意之间起中介作用。

(四)重建方式的调节作用

尽管居民生活质量感知对幸福感有正向影响，但居民对不同重建方式（原址重建或异地新建等）的感知和反应是不同的，即生活质量感知对幸福感的作用还可能受到不同重建方式的影响。为了更好地分析居民生活质量感知对幸福感的影响，本文将进一步探索不同重建方式的调节作用。重建方式选择是贯穿灾区重建全过程的主线，我国关于地震灾区重建方式的比较和选择始于唐山大地震，最后唐山地震灾区以原址重建占上风，此后几次大地震基本上都以原址重建为主[48]。而汶川地震灾区在尊重自然、尊重科学的前提下采用了原地异址重建（绵竹市汉旺镇）、异地新建（北川新县城）、原址重建（汶川县城）和飞地型产业区（成阿工业区）等多种方式相结合的重建方式[2]11。为便于获得与居民生活质量感知关联度高的重建方式差异，本研究将重建方式分为原址重建和异地新建两大类。已有研究表明，从就地移民、异地集中移民到异地分散移民，移民的适应性水平和满意度水平依次降低[49]；重建方式是居民生活质量感知差异的重要影响因素[50]。杨建设和唐贵忠从社会心理学角度提出应考虑搬迁问题上的一些重要因素，如对搬迁后预期经济收入的高估或担忧，对子女学习及成长环境的向往与顾虑等[51]。唐贵忠等还认为搬迁矛盾心理的关键是安置后经济的发展是否达到了移民的心理预期[52]。人口推拉理论为灾难移民问题提供了解决思路，即重视迁入地的发展，只有使迁移人口保持甚至超过原来的生活水平和生活状态，才能从根本上解决返迁问题[53]。周炎炎和杨世箐基于对北川等地灾区移民的调查研究，发现移民的生计发展适应状况相对最好，基本生活适应和人际交往适应水平相对较好，心理适应水平相对最差[54]。还有研究表明异地安置的老年人感到一定的社会孤立，而妇女的抑郁感较原安置地妇女明显加重，具有较低的生活质量感知[55]。综上所述，对于异地新建的居民而言，因受到失去住房土地、感到社会孤立、社会网络破坏和心理障碍增加等因素的负面影响，会降低其幸福感；而原址重建的居民，因其享有经济生产、日常生活、文化习俗和熟人社会等有利因素的正面影响，会提升其幸福感[56]。因此，本文提出如下假设。

H5a：重建方式能够显著调节社交关系感知与幸福感之间的关系。即与异地新建的居民相比，原址重建居民的社交关系感知对幸福感的正向影响会增强。

H5b：重建方式能够显著调节生活设施感知与幸福感之间的关系。即与异地新建的居民相比，原址重建居民的生活设施感知对幸福感的正向影响会增强。

H5c：重建方式能够显著调节工作收入感知与幸福感之间的关系。即与异地新建的居民相比，原址重建居民的工作收入感知对幸福感的正向影响会增强。

H5d：重建方式能够显著调节住房条件感知与幸福感之间的关系。即与异地新建的居民相比，原址重建居民的住房条件感知对幸福感的正向影响会增强。

H5e：重建方式能够显著调节娱乐消费感知与幸福感之间的关系。即与异地新建的居民相比，原址重建居民的娱乐消费感知对幸福感的正向影响会增强。

H5f：重建方式能够显著调节家庭生活感知与幸福感之间的关系。即与异地新建的居民相比，原址重建居民的家庭生活感知对幸福感的正向影响会增强。

H5g：重建方式能够显著调节教育条件感知与幸福感之间的关系。即与异地新建的居民相比，原址重建居民的教育条件感知对幸福感的正向影响会增强。

三、研究方法

(一)样本与数据采集

本研究以汶川地震重灾区居民为调查对象，采取问卷调查与个人访谈相结合的方法搜集数据资料。调查时间为2017年9月24日至10月3日。调研城镇包括选择原址重建的汶川县城威州镇、映秀镇、水磨镇和三江镇，国务院批复异地新建的北川新县城永昌镇（汶川县和北川县分别由广东和山东两省对口支援重建）。调查地点选取上述5个城镇的街道、小区和广场等，沿街采取入户（店）的方式发放问卷，居民小区和市民广场采取随机拦截便利抽样的方式发放问卷，每户（店）只选取一位年满28周岁（即2008年“5·12”地震发生时已成年）及以上的成年人作答，以获得更真实的灾区重建感受信息。邀请8名四川籍阿坝师范学院地理科学专业的本科生和本研究团队成员混合组成调查小组，便于与当地羌族、藏族等少数民族居民的语言交流。调查前开展了问卷调查相关技能培训和熟悉问卷调查内容，以提高问卷调查的质量和加强规范。问卷由被试现场填答，调查人员现场回收，问卷发放之前，调查人员先询问被试是否为本地人和年龄大小，如果回答“是”和年龄大于28周岁的则发放问卷，否则放弃调查并选择下一位调查者。总共发放问卷500份（每个城镇100份），剔除多选、漏选3题及以上和明显无心填写的问卷，最后得到有效问卷389份（威州镇80份，映秀镇78份，水磨镇72份，三江镇73份，永昌镇86份），有效回收率为78%。

有效样本的人口特征表现为：性别比例中男女比例相近，分别为49.1%和50.9%；年龄以中青年为主，28～35岁占32.9%，36～55岁占39.9%；受教育程度整体偏低，初中及以下占58.4%，高中或中专占24.2%；居住时间较长，64.8%的居民超过20年；月收入水平较低，1 000元以下占33.8%，1 000～2 000元占32.7%；婚姻状况以已婚为主，占77.8%；57.5%的家庭在家人数为4—5人。

(二)测量工具

测量工具的选择标准是看其信度和效度，本文从以下几方面进行保证：首先，本研究选取的量表均来源于国内外高质量的管理学、社会学、心理学相关期刊，英文量表邀请六位具有良好英文水平的管理学博士生进行翻译，同时邀请社会学研究领域的专家对存在异议的题项进行斟酌，以形成初始的中文调查问卷；其次，再邀请相关专业的其他老师对初始中文问卷进行回译，将回译的英文与原文进行比对，对存在异议的题项语句做进一步修改；最后，组织地处汶川县水磨镇的阿坝师范学院地理科学专业的本科生在水磨镇进行预调研，发放调查问卷50份，回收有效问卷45份，随后根据预调研情况进行了问卷完善和调整，形成最终用于正式调研的问卷。

第一，生活质量感知。主要采用方纲和风笑天[33]、郭英之等[34]和Jackson等[35]的量表，并结合汶川地震灾区的情境进行题项设计，该量表包括7个维度。（1）社交关系五个题项，示例问题如“交往的人更多”和“社会关系网更宽”；（2）生活设施五个题项，示例问题如“当地生活设施齐全（邮局、超市等）”和“医院设施先进”；（3）工作收入四个题项，示例问题如“工作环境较好”和“工作地点方便”；（4）住房条件四个题项，示例问题如“家里很宽敞”和“住上了新房”；（5）娱乐消费五个题项，示例问题如“娱乐花费更多”和“网购消费更高”；（6）家庭生活三个题项，示例问题如“家庭生活和睦”和“生活轻松快乐”；（7）教育条件二个题项，示例问题如“学校条件较好”和“学生入学率高”。从量表的信度来看，生活质量感知7个维度的信度系数 Cronbach’s α 依次为 0.83、0.84、0.84、0.82、0.75、0.73和 0.78，均高于 0.70的可接受标准，表明这7个变量的测量具有较好的信度。同时，采用验证性因子分析对测量模型进行检验，初始的生活质量感知测量模型未达到令人满意的拟合优度（χ2/df=3.53，TLI=0.807，CFI=0.831，RMSEA=0.081），借鉴以往研究的做法，并采用Mathieu & Farr建议的步骤，将题项较多的单维度构念进行整合，使这些构念最终包含三个指标[57−59]，修正后的生活质量感知七因子模型与数据拟合程度良好（χ2/df=3.05，TLI=0.892，CFI=0.915，RMSEA=0.073），且各维度的因子载荷均高于0.6，这表明“社交关系”“生活设施”“工作收入”“住房条件”“娱乐消费”“家庭生活”和“教育条件”具有较好的结构效度。

第二，幸福感。采用Oishi等编制的三题项量表[60]，示例问题如“生活幸福感高”。该量表的信度系数Cronbach’s α为0.79，具有较好的测量信度。

第三，重建政策满意。采用Liang & Cao编制的四题项量表[36]，示例问题如“我对灾后重建政策感到满意”。该量表在本研究中的信度系数Cronbach’s α为0.75，具有较好的测量信度。

第四，重建方式。在问卷设计时，以“0=原址重建、1=异地新建”作为居民所在城镇的重建方式选择题项。

第五，控制变量。借鉴以往研究，本文将居民的人口统计学特征（性别、年龄、月收入、受教育程度、婚姻状况、居住时间和在家人数）作为控制变量，以剔除这部分因素对中介变量和因变量的影响。问卷的测试题项设计为Likert 5级量表形式，从5到1分别表示完全同意、同意、一般、不同意和完全不同意。

四、实证分析和结果

(一)共同方法偏差检验

本文采用Podsakoff等提出的Harman单因子检验法对数据进行检验[61]。将测量社交关系、生活设施和工作收入等九个潜变量的所有题项纳入探索性因子分析，采用未旋转的主成份分析法，依据提取的因子数和第一个因子的解释力检验共同方法偏差的严重程度。结果显示，未旋转的最大因子方差解释率为28.568%，低于50%的判断标准，这说明本文不存在严重的共同方法偏差问题。

(二)效度检验

本文采用验证性因子分析检验九个变量（社交关系、生活设施、工作收入、住房条件、娱乐消费、家庭生活、教育条件、幸福感和重建政策满意）之间的区分效度。在构建基准模型（九因子模型）的基础上，同时构建了九个备选模型进行比较。通过比较基准模型和备选模型的拟合度，发现九因子模型与数据的拟合效果良好（χ2/df=2.369，TLI=0.909，CFI=0.926，RMSEA=0.059），且明显优于各备选模型的拟合优度（详见表1）。这表明，本研究中的九个变量之间具有良好的区分效度，并且再次说明共同方法偏差不会对本研究的结果产生严重影响。

表 1 验证性因子分析

续表 1

(三)描述性统计和相关分析

描述性统计和相关分析结果如表2所示：社交关系与幸福感（r=0.54，P＜0.01）、生活设施与幸福感（r=0.46，P＜0.01）、工作收入与幸福感（r=0.38，P＜0.01）、住房条件与幸福感（r=0.51，P＜0.01）、娱乐消费与幸福感（r=0.29，P＜0.01）、家庭生活与幸福感（r=0.62，P＜0.01）、教育条件与幸福感（r=0.41，P＜0.01）存在显著的正向相关关系；社交关系与重建政策满意（r=0.36，P＜0.01）、生活设施与重建政策满意（r=0.47，P＜0.01）、工作收入与重建政策满意（r=0.3，P＜0.01）、住房条件与重建政策满意（r=0.42，P＜0.01）、娱乐消费与重建政策满意（r=0.18，P＜0.01）、家庭生活与重建政策满意（r=0.42，P＜0.01）、教育条件与重建政策满意（r=0.4，P＜0.01）存在显著的正向相关关系；生活设施与重建方式（r=0.34，P＜0.01）、住房条件与重建方式（r=0.26，P＜0.01）、家庭生活与重建方式（r=0.16，P＜0.01）、教育条件与重建方式（r=0.14，P＜0.01）存在显著的正向相关关系；幸福感与重建方式（r=0.18，P＜0.01）、幸福感与重建政策满意（r=0.47，P＜0.01）存在显著的正向相关关系；重建方式与重建政策满意（r=0.23，P＜0.01）存在显著的正向相关关系。上述结果表明，接下来可以用层级回归的方法检验相关变量的中介作用和调节效用。

表 2 各变量均值、标准差及相关系数

续表 2

(四)假设检验分析

1. 中介效应检验

本文采用层级回归对前述假设进行检验。首先，表3的层级回归结果显示：在固定控制变量的影响后，社交关系感知对重建政策满意的回归系数显著为正（M2，β=0.311，P＜0.001），且能够额外解释10.9%的重建政策满意变异（△R2=0.109，P＜0.001），假设H1a得到支持；生活设施感知对重建政策满意的回归系数显著为正（M3，β=0.371，P＜0.001），且能够额外解释18.8%的重建政策满意变异（△R2=0.188，P＜0.001），假设H1b得到支持；工作收入感知对重建政策满意的回归系数显著为正（M4，β=0.285，P＜0.001），且能够额外解释8.6%的重建政策满意变异（△R2=0.086，P＜0.001），假设H1c得到支持；住房条件感知对重建政策满意的回归系数显著为正（M5，β=0.32，P＜0.001），且能够额外解释14.2%的重建政策满意变异（△R2=0.142，P＜0.001），假设H1d得到支持；娱乐消费感知对重建政策满意的回归系数显著为正（M6，β=0.268，P＜0.001），且能够额外解释 6.1% 的重建政策满意变异（△R2=0.061，P＜0.001），假设 H1e得到支持；家庭生活感知对重建政策满意的回归系数显著为正（M7，β=0.4，P＜0.001），且能够额外解释14.6%的重建政策满意变异（△R2=0.146，P＜0.001），假设H1f得到支持；教育条件感知对重建政策满意的回归系数显著为正（M8，β=0.318，P＜0.001），且能够额外解释14.1%的重建政策满意变异（△R2=0.141，P＜0.001），假设 H1g得到支持。

表 3 自变量对因变量的直接效应检验

续表 3

其次，表4的层级回归结果显示：在固定控制变量的影响后，社交关系感知对幸福感的回归系数显著为正（M10，β=0.546，P＜0.001），且能够额外解释 26.7% 的幸福感变异（△R2=0.267，P＜0.001），假设 H2a得到支持；生活设施感知对幸福感的回归系数显著为正（M11，β=0.409，P＜0.001），且能够额外解释18.2%的幸福感变异（△R2=0.182，P＜0.001），假设H2b得到支持；工作收入感知对幸福感的回归系数显著为正（M12，β=0.419，P＜0.001），且能够额外解释 14.6% 的幸福感变异（△R2=0.146，P＜0.001），假设 H2c得到支持；住房条件感知对幸福感的回归系数显著为正（M13，β=0.46，P＜0.001），且能够额外解释23.3%的幸福感变异（△R2=0.233，P＜0.001），假设 H2d得到支持；娱乐消费感知对幸福感的回归系数显著为正（M14，β=0.392，P＜0.001），且能够额外解释10.5%的幸福感变异（△R2=0.105，P＜0.001），假设H2e得到支持；家庭生活感知对幸福感的回归系数显著为正（M15，β=0.693，P＜0.001），且能够额外解释34.9%的幸福感变异（△R2=0.349，P＜0.001），假设 H2f得到支持；教育条件感知对幸福感的回归系数显著为正（M16，β=0.377，P＜0.001），且能够额外解释15.7%的幸福感变异（△R2=0.157，P＜0.001），假设H2g得到支持。

表 4 自变量对中介变量的直接效应检验

续表 4

再次，表5的层级回归结果显示：在固定控制变量的影响后，幸福感对重建政策满意的回归系数显著为正（M17，β=0.401，P＜0.001），且能够额外解释 19.3% 的重建政策满意变异（△R2=0.193，P＜0.001），假设H3得到支持。

表 5 中介效应检验结果

最后，从表5还可以看出，加入中介变量（幸福感）之后，社交关系维度上幸福感对重建政策满意仍具有显著的正向影响（M18，β=0.335，P＜0.001），同时，社交关系感知对重建政策满意的正向影响有所下降（由β=0.311，P＜0.001下降为β=0.128，P＜0.01），因此，社交关系感知通过幸福感对重建政策满意产生影响，假设H4a得到支持；生活设施维度上幸福感对重建政策满意仍具有显著的正向影响（M19，β=0.282，P＜0.001），同时，生活设施感知对重建政策满意的正向影响有所下降（由β=0.371，P＜0.001下降为β=0.256，P＜0.001），因此，生活设施感知通过幸福感对重建政策满意产生影响，假设H4b得到支持；工作收入维度上幸福感对重建政策满意仍具有显著的正向影响（M20，β=0.35，P＜0.001），同时，工作收入感知对重建政策满意的正向影响有所下降（由 β=0.285，P＜0.001下降为 β=0.139，P＜0.01），因此，工作收入感知通过幸福感对重建政策满意产生影响，假设H4c得到支持；住房条件维度上幸福感对重建政策满意仍具有显著的正向影响（M21，β=0.306，P＜0.001），同时，住房条件感知对重建政策满意的正向影响有所下降（由 β=0.32，P＜0.001下降为β=0.179，P＜0.001），因此，住房条件感知通过幸福感对重建政策满意产生影响，假设H4d得到支持；娱乐消费维度上幸福感对重建政策满意仍具有显著的正向影响（M22，β=0.366，P＜0.001），同时，娱乐消费感知对重建政策满意的正向影响有所下降（由β=0.268，P＜0.001下降为β=0.124，P＜0.05），因此，娱乐消费感知通过幸福感对重建政策满意产生影响，假设H4e得到支持；家庭生活维度上幸福感对重建政策满意仍具有显著的正向影响（M23，β=0.299，P＜0.001），同时，家庭生活感知对重建政策满意的正向影响有所下降（由β=0.4，P＜0.001下降为β=0.193，P＜0.01），因此，家庭生活感知通过幸福感对重建政策满意产生影响，假设H4f得到支持；教育条件维度上幸福感对重建政策满意仍具有显著的正向影响（M24，β=0.314，P＜0.001），同时，教育条件感知对重建政策满意的正向影响有所下降（由β=0.318，P＜0.001下降为β=0.2，P＜0.001），因此，教育条件感知通过幸福感对重建政策满意产生影响，假设H4g得到支持。

2. 调节效应检验

首先，通过对社交关系、生活设施、工作收入、住房条件、娱乐消费、家庭生活、教育条件感知和重建方式进行标准化处理，并利用之后的社交关系、生活设施、工作收入、住房条件、娱乐消费、家庭生活、教育条件感知和重建方式来创造交互项，以消除多重共线性对数据分析结果的影响。其次，为了验证重建方式的调节效应，在进行层级回归分析时，本研究把幸福感设定为因变量，依次放入控制变量、自变量（社交关系、生活设施、工作收入、住房条件、娱乐消费、家庭生活和教育条件感知）、重建方式和自变量的交互项（社交关系×重建方式、生活设施×重建方式、工作收入×重建方式、住房条件×重建方式、娱乐消费×重建方式、家庭生活×重建方式和教育条件×重建方式）。限于篇幅，表6调节效应检验结果中只展示调节效应显著的三条路径结果。本研究表明重建方式在社交关系、生活设施、住房条件、教育条件感知与幸福感之间的调节效应不显著，即H5a、H5b、H5d和H5g假设未得到支持。由表6可知，工作收入与重建方式的交互项对幸福感产生显著的影响（M26，β=−0.077，P＜0.05），这说明，重建方式能够显著调节工作收入感知对幸福感的正向影响，表明H5c得到了数据支持；娱乐消费与重建方式的交互项对幸福感产生显著的影响（M28，β=−0.068，P＜0.05），这说明，重建方式能够显著调节娱乐消费感知对幸福感的正向影响，表明H5e得到了数据支持；家庭生活与重建方式的交互项对幸福感产生显著的影响（M30，β=−0.092，P＜0.01），这说明，重建方式能够显著调节家庭生活感知对幸福感的正向影响，表明H5f得到了数据支持。

表 6 调节效应检验结果

续表 6

为对调节效应有直观理解，本文根据Cohen的做法来绘制交互效应图[62]112-120。由图3可知，原址重建居民的工作收入感知对幸福感的正向影响（β=0.44，P＜0.01）强于异地新建居民的该影响（β=0.121，n.s.），假设H5c得到支持；由图4可知，原址重建居民的娱乐消费感知对幸福感的正向影响（β=0.351，P＜0.01）强于异地新建居民的该影响（β=0.049，n.s.），假设H5e得到支持；由图5可知，原址重建居民的家庭生活感知对幸福感的正向影响（β=0.769，P＜0.01）强于异地新建居民的该影响（β=0.365，P＜0.01），假设 H5f得到支持。

图 3 重建方式对工作收入感知与幸福感之间关系的调节效应

图 4 重建方式对娱乐消费感知与幸福感之间关系的调节效应

图 5 重建方式对家庭生活感知与幸福感之间关系的调节效应

五、研究结论及讨论

(一)研究结论

本文以“社会交换”和“认知—情感—意向”关系等理论为基础，从居民生活质量感知视角出发，探讨了其对重建政策满意的影响机制和边界条件。具体而言，通过引入幸福感这一中介变量，探讨了居民生活质量感知对重建政策满意的影响机制；同时，通过引入重建方式这一调节变量，进一步讨论了重建方式在居民生活质量感知与幸福感之间的调节作用。

本文基于汶川县和北川县五个城镇389位居民的问卷调查数据，运用多层线性回归模型对理论研究假设进行验证，得出如下结论：一是居民生活质量感知各维度（社交关系、生活设施、工作收入、住房条件、娱乐消费、家庭生活和教育条件）均对重建政策满意产生显著的正向影响；二是幸福感在居民生活质量感知各维度（社交关系、生活设施、工作收入、住房条件、娱乐消费、家庭生活和教育条件）与重建政策满意的作用关系中起着中介作用；三是重建方式只在工作收入、娱乐消费和家庭生活3个居民生活质量感知维度上与幸福感之间起着调节作用，即与异地新建的居民相比，原址重建的居民在工作收入、娱乐消费和家庭生活3个生活质量感知维度上对幸福感的正向影响会增强。

(二)理论意义

第一，居民生活质量感知与灾区重建政策测度是社会学和管理学关注的重要内容，对二者之间关系的认识与理解，对丰富灾害社会学和公共管理学研究具有重要意义。本文基于“社会交换”和“认知—情感—意向”关系等理论，发现了居民生活质量感知是影响灾区重建政策满意的一个重要因素，既发现了居民生活质量感知的一个重要结果变量，也为关注灾区重建政策测度的学者提供了全新的切入视角。同时，本文采取多点验证调研，探索了居民生活质量感知对灾区重建政策满意的影响过程，这一研究将居民生活质量感知的影响拓展至灾区重建政策满意，对以往研究提供了有益补充。

第二，本文以幸福感为切入点，基于影响路径探讨居民生活质量感知的理论模型，更清晰地呈现居民生活质量感知对灾区重建政策满意的影响过程，证实了幸福感在居民生活质量感知与灾区重建政策满意关系中的中介作用，揭示了居民生活质量感知影响灾区重建政策满意的机制。同时，本文结论也对相关学者的研究建议进行了良好回应，有利于更深入地理解居民生活质量感知的影响过程[14]。生活质量感知是居民对其灾后生活状况的主观感受，意味着居民主观感受与其目标期望的匹配关系，当居民感知到的生活质量高时，便会产生幸福感，幸福感提升将会提高其对灾区重建政策的满意度[10]。本文也在一定程度上丰富了“社会交换”和“认知—情感—意向”关系理论，为深入理解居民生活质量感知对灾区重建政策满意的影响机制提供了一个有价值的理论框架。

第三，本文在“生活质量感知—幸福感—重建政策满意”这一路径上引入重建方式这一调节变量，验证了原址重建和异地新建的调节作用。本文发现，不同重建方式的居民对生活质量感知的反应程度是不同的，原址重建的居民因其在原有居住地的熟人社会关系网络而获得更多的社会支持和心理关照，其生活质量感知会对幸福感产生更强的正向影响；异地新建的居民在新安置地可能会因其原有社会关系网络破坏而感到社会孤立和产生心理障碍，其生活质量感知对幸福感产生较弱的正向影响。这一研究成果也证实了有学者提出的异地重建可能会导致受灾居民因失去住房、土地和文化资产而受到严重的负面影响的观点[21]。

(三)启示

第一，汶川地震灾区可持续发展政策应关注居民生活质量发展利益。本文发现，居民生活质量感知对幸福感和灾区重建政策满意均有显著正向影响，因此，居民的生活质量发展利益应是灾区可持续发展政策的着力点。为此，在城镇建设、公共服务、基础设施、产业重建和精神生活等方面，政府的灾区可持续发展政策不能只是供给导向型和环境导向型，还应是需求导向型，应出台更多地惠及居民生活质量发展利益的政策，真正发挥重建成果为民所享的作用。

第二，应从总体影响评估居民生活质量感知的影响力。本文发现，居民生活质量感知对灾区重建政策满意既有直接影响，也有通过幸福感产生的间接影响，因此，单纯地从直接影响进行评估，容易低估居民生活质量感知对灾区重建政策满意的影响力，不利于通过幸福感来判断居民的灾区重建政策满意度。为此，汶川地震灾区可持续发展政策应该重点关注居民生活质量感知对幸福感的影响，从总体影响视角科学评估二者对灾区重建政策满意的影响力，提高灾后重建反哺美好生活的作用。

第三，应努力提高异地新建的居民对汶川地震灾区可持续发展政策的支持。本文发现，与原址重建的居民相比，异地新建居民的生活质量感知（工作收入、娱乐消费和家庭生活3个维度）对幸福感的正向影响会较弱。这意味着，赢取异地新建的居民对灾区发展振兴政策的支持是促进灾区可持续发展的重要方面。为此，首先，应加强对异地新建居民的生产、生活和居住空间的科学评估和调控，构建迁入地社区的熟人社会关系网络，提高居民的继续社会化和再社会化适应能力；其次，把灾区居民对美好生活的向往作为灾区可持续发展的终极目标，从工作收入、娱乐消费、家庭生活等方面改善居民生活质量，提高其生活幸福感；最后，注重羌族文化的保护与传承，异地新建的北川县是我国唯一的羌族民族自治县，地震对羌族文化破坏严重，在羌族移民区域应坚持重建发展与文化传承相协调的原则，借助灾区重建和发展振兴的“外力”，做好羌族文化保护与旅游开发的“内功”，确保羌族移民在迁入地的长期稳定和可持续发展，从而提高异地新建的居民对灾区可持续发展政策的满意度。

(四)研究不足和展望

本研究也存在一定的局限性。第一，在调查对象方面，所选择的汶川地震灾区城镇数量有限，可能影响到相关结论，将来应扩大调查对象区域的覆盖面，以检验本文结论的普适性。第二，在灾区重建政策的影响群体选取方面，本文仅分析了灾区居民这一核心群体，而灾后重建政策涉及到的群体广泛，将来需要进一步探寻灾区重建政策的其他主要影响群体，如非政府组织（NGO）。未来研究可以选取参与过汶川地震灾区重建的NGO成员为样本，以检验本研究结论的外部效度。第三，考察重要变量的调节作用时只考虑了重建方式这一变量，有研究表明，预期利益[37]、社区依恋[47]、居住时间[63]435-449等也可能是影响灾区重建政策满意的重要变量，未来研究可将其引入模型，以便更好地探索其在上述影响机制中的调节作用。