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PROGRESS IN GEOGRAPHY >

2023 , Vol. 42 >Issue 4: 730 - 741

DOI: https://doi.org/10.18306/dlkxjz.2023.04.009

Articles

The impact of perceived urban human settlement quality on subjective well-being: A case study using urban health examination data in the Yangtze River Delta region

  • ZHAN Dongsheng , 1, 2 ,
  • ZHOU Xuan 1 ,
  • ZHOU Kan 3, 4 ,
  • ZHANG Wenzhong 3, 4 ,
  • YU Xiaofen , 1, 2, *
Expand
  • 1. School of Management, Zhejiang University of Technology, Hangzhou 310023, China
  • 2. China Academy of Housing & Real Estate, Zhejiang University of Technology, Hangzhou 310014, China
  • 3. Key Laboratory of Regional Sustainable Development Modeling, Institute of Geographic Sciences and Natural Resources Research, CAS, Beijing 100101, China
  • 4. College of Resources and Environment, University of Chinese Academy of Sciences, Beijing 100049, China

Received date: 2022-12-06

  Revised date: 2023-02-27

  Online published: 2023-04-27

Supported by

National Natural Science Foundation of China(42001120)

Humanities and Social Sciences Research Program of the Ministry of Education(20YJCZH221)

Fundamental Research Funds for the Provincial Universities of Zhejiang(GB202103004)

Fold

Abstract

Urban health examination is an innovative measure to promote the high-quality development of urban human settlements and improve subjective well-being (SWB) of urban residents in China. However, few studies have focused on the impact of public evaluation of urban health on urban residents' SWB. Drawing on a large-scale questionnaire survey of eight cities in the Yangtze River Delta region collected from the urban health public satisfaction survey conducted by the Ministry of Housing and Urban-Rural Development in 2021, this study used principal component analysis and multiple regression analysis to explore principal components of perceived urban human settlement quality in the region and their impacts on urban residents' SWB, which aimed to put forward the high-quality development strategy of urban human settlements in the Yangtze River Delta region from a people-oriented perspective. The results indicate that: 1) Public satisfaction survey of urban health can extract seven principal components in terms of perceived urban human settlement quality, including urban management, urban vitality, urban comfort, urban livability, urban inclusiveness, urban safety, and urban convenience, and their cumulative contribution rate reached 66.767%. 2) All principal components of perceived urban human settlement quality had a significant impact on the SWB of residents in the region, but the impact direction of different principal components of perceived urban human settlement quality varied. More specifically, the principal components of urban management, urban vitality, urban comfort, urban livability, and urban inclusiveness had a significant positive impact on SWB, while the principal components of urban safety and urban convenience had a significant negative impact on subjective well-being. 3) The impact of perceived urban human settlement quality on SWB not only changed by different sized cities, but also varied by household registration type and age of residents. The findings can play an important role in decision making to promote urban residents' SWB via urban human settlement environment improvement in the Yangtze River Delta region.

Key words： urban human settlements; subjective well-being; urban health examination; multiple regression model; Yangtze River Delta region

Cite this article

ZHAN Dongsheng , ZHOU Xuan , ZHOU Kan , ZHANG Wenzhong , YU Xiaofen . The impact of perceived urban human settlement quality on subjective well-being: A case study using urban health examination data in the Yangtze River Delta region[J]. PROGRESS IN GEOGRAPHY, 2023 , 42(4) : 730 -741 . DOI: 10.18306/dlkxjz.2023.04.009

城市人居环境是广大城市居民赖以生存的栖息地，其质量高低是判断人类社会进步和发展的关键指标[1]。促进城市人居环境质量提升，对于吸引国内外投资、提高公共服务品质、提升居民生活质量以及增进百姓生活福祉等诸多方面均具有重要意义，为提升新型城镇化质量发挥了重要支撑作用。但过去粗放型为主的城市发展模式也积累了不少问题，过快的城市化进程造成城市人口密度增加[2-3]、交通拥挤[4]、环境污染[5⇓-7]、绿色空间减少[6]、服务设施配置不均[8]等一系列问题，直接影响居民居住环境和生活品质提升。随着新时代中国社会主要矛盾发生变化，以人为本的城市发展理念开始成为重要发展方向，城市人居环境质量和居民幸福感业已变成中国城市高质量发展的社会关注焦点和科学研究的关键词。在此背景下，加强对中国城市人居环境质量与居民幸福感关系研究，有助于科学指导中国城市人居环境建设方向和促进人民美好生活愿望的实现。
幸福感是个体对其生活的认知和情感评价，已成为生活质量主观评价的常用标准和城市宜居性评判的有效依据[9-10]。虽然居民幸福感评价由众多领域满意度所构成，但城市人居环境领域满意度对居民幸福感的影响却越来越受到学术界的重视。有学者研究发现居住环境感知[11]、城市安全[12]、邻里社会环境[13-14]、住房条件和压力[15-16]等因素对居民幸福感具有显著的影响;还有研究关注了城市居民交通出行和通勤行为等交通因素与其幸福感存在显著的关联特征[17⇓-19]。城市规划和地理学者特别关注城市建成环境和地理背景效应等因素对居民幸福感的作用[20⇓⇓⇓-24];而环境科学领域研究更加重视环境污染和城市蓝绿空间可达性等生态环境质量与居民幸福感的联系[25-26]。但是上述研究只是关注单一维度的城市人居环境要素与居民幸福感的联系，关于城市人居环境综合评价，尤其是基于城市体检社会满意度视角的城市人居环境综合评价，对居民幸福感的影响研究还尤为缺乏。此外，居民个体与家庭社会经济属性也是影响城市居民幸福感评价的重要因素。过去大量研究发现，性别、年龄、学历、家庭年收入、职业、户口类型、住房类型等社会经济属性均是影响居民幸福感差异的潜在因素[10,27⇓⇓⇓-31]。因人群需求不同，还有学者在探讨主观幸福感影响因素时，考虑因住房类型[27]、居民户籍和就业情况[20]等属性特征不同而产生的异质性效应。
城市体检是对城市人居环境发展状况、城市规划建设管理工作的成效进行定期分析、评估、监测和反馈，查找和解决城市发展中的短板弱项，优化城市治理体系和推动以人为本的城市发展，促进城市人居环境高质量发展[32]。受到微观调查大样本数据采集难度的影响，已有研究缺乏利用城市体检数据分析城市人居环境感知评价对居民幸福感的影响。据2021年住建部颁发的城市体检指南，城市体检评价指标体系包括生态宜居、健康舒适、安全韧性、交通便捷、风貌特色、整洁有序、多元包容、创新活力等8大维度城市人居环境评价内容，可直观反映城市人居环境质量的好坏，为及时治理城市病和提升城市居民生活品质提供决策参考。因此，利用城市体检数据分析城市人居环境质量感知评价对居民幸福感的影响，对于以人为本视角的城市人居环境建设研究和提升居民幸福感很有必要。
长三角地区是中国经济发展最活跃、开放程度最高、创新能力最强的区域之一，同时也是国内城市人居环境建设水平的先行者。新近的长三角地区人居环境研究主要关注区域公共服务设施[33]、生态环境质量[34-35]或城市人居环境综合质量评价[36]等客观城市人居环境要素评价。从居民需求视角，探讨长三角地区城市人居环境质量感知评价对幸福感影响的研究还比较缺乏。因此，本文基于2021年城市体检社会满意度调查问卷，从59个试点城市中提取出长三角地区8个城市体检样本城市的47905份调查数据，采用主成分分析和多元回归分析相结合方法，重点探讨长三角地区城市居民的人居环境感知评价因子及其对居民幸福感的影响，并从以人为本视角提出促进长三角地区城市居民福祉提升的人居环境建设路径。

1 数据来源与研究方法

1.1 数据来源

本文研究数据来自住建部于2021年7月在全国59个体检试点城市开展的城市体检社会满意度调查，调查对象主要为16周岁以上的本地常住人口，即相对稳定居住半年以上的居民，不包括短期停留或旅游、务工不足半年的群体。调查方式为社区管理员通过随机抽样方式选取符合条件的被访者，由被访者在线上App网站问卷填写，对于信息化水平较低的老人和其他群体采用社区管理员当场辅导方式的问答式填写[32]。为确保调查数据的代表性、可靠性和丰富性，调研过程还采取了等比例分层抽样、交叉控制配额抽样和随机抽样等多种抽样相结合方法，来有效控制受访者的总体样本结构特征和空间分布特征，以保证受访者总体样本具有充分的代表性。本文的研究区域为长三角地区参与住建部城市体检试点的样本城市，包括上海、杭州、宁波、衢州、南京、徐州、合肥和亳州等共计8个城市，共回收有效问卷数量为47905份。
城市人居环境质量评价内容共包括8大维度67个二级指标(表1)，每个二级指标评价均采用李克特五点量表尺度进行指标量化，赋分由积极评价向消极评价依次递减，“很满意”到“很不满意”依次赋值为5~1分。问卷调查还对所有城市人居环境评价内容增加了“不了解”选项，避免居民对调查内容项目了解程度不够可能造成的误答。需要说明的是，鉴于“不了解”选项的被访者选择比例相对较小，仅为3.07%，故将其不参与城市人居环境质量评价得分计算。居民幸福感评价在本次调研问卷中同样采用李克特五点量表尺度进行问答，居民对目前生活状态满意度选项从高到低依次为“非常幸福、幸福、一般、不太幸福、很不幸福”5种，分别赋值5~1分，便于统计分析。
表1 城市人居环境质量社会满意度评价指标

Tab.1 Evaluation indicators of social satisfaction with the quality of urban human settlements

一级指标 二级指标
生态宜居 X1：开敞空间;X2：亲水空间;X3：人口密度;X4：建筑高度;X5：公园绿地方便性;X6：噪声污染;X7：PM2.5等空气污染;X8：水体污染
多元包容 X9：房价可接受程度;X10：房租可接受程度;X11：住房租赁市场的规范程度;X12：外来人口友好性;X13：弱势群体关爱性;X14：最低生活保障水平;X15：保障性住房建设;X16：棚户区及城中村改造水平;X17：盲道占用;X18：路边坡道设置
整洁有序 X19：小区垃圾分类;X20：物业管理;X21：街道卫生;X22：窨井盖维护;X23：立杆管理;X24：路灯管理维护;X25：机动车、非机动车停放管理;X26：街道牌匾标识设置管理;X27：停水停电的应急处理措施
创新活力 X28：人才引进政策;X29：工作机会;X30：市场环境;X31：科技创新环境;X32：年轻人吸引力;X33：贷款方便程度
健康舒适 X34：完整社区;X35：日常就近购物;X36：大型购物中心;X37：社区老年食堂/饭桌;X38：普惠性幼儿园;X39：社区卫生服务中心;X40：社区体育场地;X41：社区充电桩;X42：社区道路、健身器材等基础设施维护;X43：社区活动组织;X44：社区邻里关系;X45：住房质量及维护水平;X46：老旧小区改造水平
安全韧性 X47：社会治安;X48：交通秩序;X49：消防安全隐患;X50：紧急避难场所;X51：综合医院就诊等待时间;X52：内涝积水;X53：自然灾害应对;X54：安全事故应对
交通便捷 X55：步行环境;X56：骑行环境;X57：公交车准点率;X58：公共交通换乘;X59：轨道交通站点设置;X60：道路通畅性;X61：小汽车停车方便性;X62：通勤时间
风貌特色 X63：标志性建筑(特色建筑);X64：文化设施;X65：历史街区保护;X66：历史建筑与传统民居的修复和利用;X67：游客吸引力
表2为被访者的社会经济属性特征。其中，住房支出表示家庭住房支出(房租和房贷)占家庭总收入的百分比。鉴于住房支出占比为30%是国际上衡量住房支付能力的重要阈值标准，而住房支出占比超过50%，表示居民住房成本负担十分严重，以此作为参考最终将住房支出占比分为6类，方便更清晰地反映不同被访者的住房成本负担。家庭年收入主要指一起居住的家庭人口的总收入，包含工资和年底奖金分红等。考虑到不同城市体检试点城市居民的人居可支配收入有所差异，以 3万元作为最低标准符合小城市居民的实际收入状况;参照2021年全国城镇居民人均可支配收入为4.74万元，接近5万元，故将其作为第二档;2021年部分直辖市的城镇居民人均可支配收入为7~10万元区间[37]，故将其进一步细分为不同收入等级;考虑被访者对家庭总收入的回答具有隐私要求，家庭年收入超过10万元后采取较大的收入区间进行划分更为合理。
表2 被访者的社会经济属性特征

Tab.2 Descriptive statistics of characteristics of respondents’ socioeconomic attributes

变量 变量设定与说明
居民幸福感 很不幸福(0.60%)、不太幸福(2.17%)、一般(22.67%)、幸福(39.17%)、非常幸福(35.39%)
性别 男性(55.82%)、女性(44.18%)
年龄 20岁以下(1.12%)、20~29岁(5.47%)、30~39岁(12.68%)、40~49岁(23.82%)、50~59岁(35.04%)、60~69岁(19.72%)、70岁以上(2.15%)
教育 小学及以下(1.80%)、初中(10.41%)、高中(17.38%)、大专(29.37%)、本科(38.64%)、研究生及以上(2.42%)
职业 党政机关或事业人员(19.60%)、企业员工(30.99%)、个体经营者(30.99%)、离退休(8.34%)、其他职业(35.39%)
户籍 外地户口(11.09%)、本地户口(88.91%)
住房属性 购房(72.00%)、租房(13.83%)、单位提供住宿(3.12%)、借住(1.79%)、共有产权住房(9.26%)
住房支出 0，没有住房支出(8.93%);很少，10%及以下(9.70%);11%~20%(11.67%);21%~30%(13.40%);31%~50%(18.12%);51%及以上(38.18%)
家庭年收入 3万元以下(7.87%)、3万~4.9万元(10.02%)、5万~6.9万元(14.01%)、7万~9.9万元(18.63%)、10万~19.9万元(29.16%)、20万~29.9万元(12.62%)、30万~49.9万元(5.35%)、50万元以上(2.34%)

注：括号中的数值表示符合该条件被访者占整体被访者数的百分比。

1.2 研究方法

1.2.1 主成分分析

主成分分析是一种利用降维思想，在损失很少信息的前提下把多个指标转化为几个综合指标的多元统计方法[38,39]。每个主成分都是原始变量的线性组合，且每个主成分之间互不相关，可以有效消除原始变量之间的共线性。与传统直接采用城市人居环境8大维度的主观评价方法相比，主成分分析方法能够避免人为因素的干扰，评价结果相对较为客观和准确。因此，本文采用主成分分析方法提取城市体检社会满意度调查数据中的城市人居环境评价感知因子，以期通过主成分分析从所选取的67个二级指标中提炼成若干个具有代表性的主成分因子，作为长三角地区市民的城市人居环境评价感知因子。
具体做法为：以长三角地区8个体检样本城市的47905位被访者为样本，以8大维度67个城市人居环境评价二级指标数据为变量构建矩阵，采用SPSS 24统计分析软件中的主成分分析方法进行数据降维处理，运算后得出矩阵的特征根和对应的方差贡献率，选择特征根大于1的主成分作为主成分因子，最后根据成分得分系数矩阵计算出每位被访者的城市人居环境感知评价因子得分。

1.2.2 多元线性回归

居民幸福感评价属于典型的有序因变量，通常适合采用有序Probit模型和有序Logit模型进行分析。但研究发现，有序Probit、有序Logit等模型结果与最小二乘法(ordinary least squares，OLS)模型结果基本一致，且OLS模型结果更加直观和方便解释[40]。因此，采用基于OLS方法的多元线性回归模型，进一步探讨长三角地区城市人居环境感知评价因子对幸福感的影响。由于不同等级规模城市的人居环境建设水平和居民满意度与诉求等可能具有差异，不同户籍群体所能享受的公共服务便利性存在较大差别，不同年龄群体对所在城市地方依恋程度和人居环境建设诉求也有所不同，因此，本文还将从城市规模、居民户籍与年龄等视角进一步探讨城市人居环境感知评价对幸福感影响的异质性。多元回归模型公式如下：
Y = β 0 + β 1 D 1 + β 2 D 2 + β 3 D 3 + ϵ i
式中： Y表示居民幸福感; D 1为核心解释变量，也就是通过主成分分析法得到的城市人居环境感知评价因子; D 2、 D 3为控制变量，分别表示被访者的社会经济属性特征和所居住城市的城市规模; ϵ i表示误差项。

2 结果分析

2.1 城市人居环境感知评价主成分因子提取

采用主成分分析方法对长三角地区城市体检社会满意度评价数据进行降维处理，并按照特征根大于1的原则选取主成分，最终提取了7个城市人居环境评价主成分因子，所有主成分因子的累计方差贡献率为66.767%(表3)，说明所提取的主成分因子可以包括原始变量的大多数信息，具有较好的代表性。
表3 城市人居环境感知的主成分因子提取

Tab.3 Principal components of perceived urban human settlement quality

主成分因子 反映指标信息(旋转后的因子载荷系数>0.5) 特征值 累计贡献率/%
F1城市活力 X4：建筑高度;X12：外来人口友好性;X13：弱势群体关爱性;X14：最低生活保障水平;X15：保障性住房建设;X16：棚户区及城中村改造水平;X28：人才引进政策;X29：工作机会;X30：市场环境;X31：科技创新环境;X32：年轻人吸引力;X33：贷款方便程度;X53：自然灾害应对;X54：安全事故应对 35.445 52.904
F2城市管理 X17：盲道占用;X18：路边坡道设置;X21：街道卫生;X22：窨井盖维护;X24：路灯管理维护;X25：机动车、非机动车停放管理;X26：街道牌匾标识设置管理;X27：停水停电的应急处理措施;X50：紧急避难场所;X52：内涝积水;X55：步行环境;X56：骑行环境;X57：公交车准点率;X58：公共交通换乘;X60：道路通畅性;X62：通勤时间 2.424 56.521
F3城市舒适 X19：小区垃圾分类;X20：物业管理;X21：街道卫生;X23：立杆管理;X34：完整社区;X37：社区老年食堂/饭桌;X38：普惠性幼儿园;X39：社区卫生服务中心;X40：社区体育场地;X41：社区充电桩;X42：社区道路、健身器材等基础设施维护;X43：社区活动组织;X44：社区邻里关系;X45：住房质量及维护水平;X46：老旧小区改造水平 2.076 59.619
F4城市宜居 X1：开敞空间;X2：亲水空间;X3：人口密度;X64：文化设施;X65：历史街区保护;X66：历史建筑与传统民居的修复和利用;X67：游客吸引力 1.438 61.765
F5城市包容 X5：公园绿地方便性;X10：房租可接受程度;X11：住房租赁市场的规范程度;X63：标志性建筑(特色建筑) 1.260 63.646
F6城市安全 X48：交通秩序;X49：消防安全隐患 1.058 65.224
F7城市便利 X35：日常就近购物;X59：轨道交通站点设置 1.034 66.767

注： F7城市便利维度的因子载荷系数均较小，故保留因子载荷系数>0.4的指标。

为了更加清晰地反映主成分因子的评价指标信息，将成分矩阵进行最大方差法旋转，得到旋转后的成分矩阵结果(表3)。结果显示：第一主成分(F1)在工作机会(X29)、科技创新环境(X31)、年轻人吸引力(X32)这3个指标有较大正荷系数，是反映城市活力的综合指标;第二主成分(F2)对窨井盖维护(X22)、路灯管理维护(X24)这2个指标有较大正荷系数，是反映城市管理的综合指标;第三主成分(F3)在社区体育场地(X40)、社区充电桩(X41)、社区道路、健身器材等基础设施维护(X42)这3个指标有较大正荷系数，是反映城市舒适的综合指标;第四主成分(F4)在开敞空间(X1)、亲水空间(X2)这2个指标有较大正荷系数，是反映城市宜居的综合指标;第五主成分(F5)在房租可接受程度(X10)、住房租赁市场的规范程度(X11)、标志性建筑(特色建筑)(X63)这3个指标有较大正荷系数，是反映城市包容的综合指标;第六主成分(F6)在交通秩序(X48)、消防安全隐患(X49)这2个指标有较大正荷系数，是反映城市安全的综合指标;第七主成分(F7)在日常就近购物(X35)、轨道交通站点设置(X59)这2个指标有较大正荷系数，是反映城市便利的综合指标。

2.2 城市人居环境感知评价对幸福感的影响

表4为城市人居环境感知评价对幸福感影响的多元线性回归结果。其中，模型1仅引入城市人居环境感知评价因子，模型2引入城市人居环境感知评价因子和居民社会经济属性特征，模型3进一步引入城市规模变量。从模型拟合效果来看，模型3的拟合优度(0.432)高于模型2(0.431)和模型1(0.383)。因此，重点对模型3的回归结果进行分析。
表4 城市人居环境感知评价对幸福感影响的多元回归模型结果

Tab.4 Multiple regression results of the impact of perceived urban human settlement quality on subjective well-being

变量 模型1 模型2 模型3
城市活力 0.273***(-89.938) 0.240***(-79.862) 0.242***(-80.109)
城市管理 0.259***(-85.322) 0.239***(-79.946) 0.240***(-80.149)
城市舒适 0.234***(-77.083) 0.228***(-76.485) 0.228***(-76.607)
城市宜居 0.143***(-46.97) 0.137***(-46.67) 0.137***(-46.751)
城市包容 0.237***(-78.073) 0.213***(-68.356) 0.211***(-67.271)
城市安全 -0.040***(-13.143) -0.028***(-9.547) -0.029***(-9.846)
城市便利 -0.008*(-2.511) -0.021***(-6.979) -0.022***(-7.382)
性别(参照：女性)
男性 0.039***(-6.493) 0.041***(-6.701)
年龄(参照：20岁以下)
20~29岁 -0.026(-0.859) -0.027(-0.895)
30~39岁 -0.089**(-2.929) -0.089**(-2.921)
40~49岁 -0.136***(-4.327) -0.136***(-4.32)
50~59岁 -0.153***(-4.859) -0.154***(-4.892)
60~69岁 -0.131***(-4.128) -0.134***(-4.218)
70岁及以上 0.023(-0.627) 0.020(-0.549)
教育(参照：小学及以下)
初中 0.011(-0.469) 0.010(-0.407)
高中 0.006(-0.236) 0.006(-0.273)
大专 -0.021(-0.891) -0.019(-0.804)
本科 -0.046(-1.929) -0.043(-1.802)
研究生及以上 -0.021(-0.694) -0.017(-0.556)
职业(参照：离退休)
其他职业 -0.039*(-2.462) -0.040*(-2.536)
个体经营者 0.045*(-2.303) 0.038*(-1.964)
企业员工 -0.061***(-3.768) -0.063***(-3.932)
党政机关或事业人员 -0.020(-1.175) -0.018(-1.082)
户籍(参照：外地户口)
本地户口 0.173***(-16.858) 0.175***(-17.048)
住房属性(参照：借住)
单位提供住宿 0.086**(-3.108) 0.085**(-3.079)
共有产权住房 0.214***(-8.901) 0.217***(-9.061)
租房 0.081***(-3.491) 0.081***(-3.49)
购房 0.244***(-10.973) 0.244***(-10.967)
住房支出(参照：51%及以上)
31%~50% 0.128***(-9.409) 0.128***(-9.442)
21%~30% 0.204***(-15.611) 0.206***(-15.736)
11%~20% 0.292***(-22.813) 0.293***(-22.939)
很少，10%及以下 0.329***(-26.838) 0.331***(-27.058)
0，没有住房支出 0.326***(-28.594) 0.330***(-28.875)
家庭年收入(参照：3万元以下)
3万~4.9万元 0.067***(-4.774) 0.068***(-4.849)
5万~6.9万元 0.091***(-6.839) 0.094***(-7.129)
7万~9.9万元 0.128***(-10.024) 0.133***(-10.426)
10万~19.9万元 0.192***(-15.632) 0.198***(-16.064)
20万~29.9万元 0.269***(-19.236) 0.275***(-19.623)
30万~49.9万元 0.336***(-19.632) 0.341***(-19.945)
50万元及以上 0.385***(-17.282) 0.391***(-17.569)
城市规模(参照：其他城市)
省会城市/直辖市 -0.040***(-6.221)
常数 4.066***(-1338.202) 3.441***(-80.489) 3.457***(-80.751)
拟合优度(R2) 0.383 0.431 0.432

注：***、**、*分别表示P<0.01、P<0.05、P<0.1;括号内数字为标准误差;下同。

模型3的结果表明，7个城市人居环境评价感知因子均对长三角地区城市居民幸福感具有显著的影响。其中，城市活力、城市管理、城市舒适、城市包容、城市宜居等因子均对长三角地区城市居民幸福感有显著正向影响，且影响强度依次递减，对应的回归系数分别为0.242、0.240、0.228、0.211和0.137，均通过了0.01的显著性水平检验。从回归系数看，城市活力、城市管理和城市舒适等城市人居环境感知因子是影响长三角地区城市居民幸福感更为关键的因素。而城市安全和城市便利因子却对长三角地区城市居民幸福感具有显著的负向影响，回归系数分别为-0.029和-0.022，均通过0.01的显著性水平检验。这与过去研究结论不太一致[41]，这种负向影响的可能原因是，城市安全因子是对交通秩序和消防安全隐患的表征，城市安全评价高值区通常分布在低密度的城市郊区，进而可能对居民幸福感造成负面影响;城市便利因子重点反映日常就近购物和轨道交通站点设置，由于大城市内部的商业综合体覆盖范围还不够广泛，以及轨道交通站点设置并不特别方便和人性化，容易对居民幸福感产生一定的负面影响。
在社会经济属性特征方面，与女性相比，男性对居民幸福感有显著正向影响，这与部分国内城市案例研究结论相似[42]。相对20岁以下的参照组，30~39、40~49、50~59、60~69岁的人群对居民幸福感有显著负向影响，表明年龄越大居民的幸福感越低。与离退休相比，其他职业、个体经营者、企业员工对居民幸福感有显著负向影响，其中企业员工的负向影响最显著，回归系数为-0.063。与外地户口相比，本地户口对居民幸福感有显著正向影响，与既有研究结果一致[27]，表明在其他条件不变的情况下，本地户口居民幸福感比外地户口居民幸福感平均值要高出0.175分。与借住相比，单位提供住宿、共有产权住房、租房、购房对居民幸福感有显著正向影响，表明住房产权稳定居民的幸福感更高。与51%及以上住房支出群体相比，居民住房支出为31%~50%、21%~30%、11%~20%、10%及以下和没有住房支出对幸福感具有显著正向影响，说明居民住房支出越低，其幸福感越高。与3万元以下家庭年收入群体相比，家庭年收入为3万~4.9万元、5万~6.9万元、7万~9.9万元、10万~19.9万元、20万~29.9万元、30万~49.9万元、50万元及以上等群体的居民幸福感显著更高，说明居民家庭年收入的增加有助于提升其幸福感。
另外，城市规模类型也是影响长三角地区城市居民幸福感的显著因素。与居住在其他城市相比，居住在省会城市/直辖市对长三角地区城市居民幸福感具有显著的负向影响，回归系数为-0.040，通过0.01的显著性水平检验。这与其他学者认为城市规模对幸福感存在非线性影响的研究结论较为相似[28]，可能因为长三角地区省会城市和直辖市比其他中小城市可能表现出更多的城市病，如住房压力较大、交通拥堵严峻和生态空间缺乏等。

2.3 异质性分析

为进一步分析城市人居环境感知评价因子与幸福感的联系在不同城市规模、户籍和年龄之间是否存在异质性，采用多元回归模型对不同城市规模、户籍和年龄类型的子样本分别建模分析。表5、表6分别为不同城市规模、户口类型和年龄的异质性回归结果。从模型拟合效果来看，其他城市模型的拟合优度(0.442)高于省会城市/直辖市模型的拟合优度(0.420)，本地户口模型的拟合优度(0.420)高于外地户口模型的拟合优度(0.407)，老年人模型的拟合优度(0.460)高于中年人(0.424)和青年人模型的拟合优度(0.409)。
表5 不同城市规模和户籍异质性的回归结果

Tab.5 Heterogeneity regression results of different sized cities and household registration groups

变量 城市规模 户籍类型
模型4：省会城市/直辖市 模型5：其他城市 模型6：本地人口 模型7：外地人口
城市活力 0.247***(-64.042) 0.237***(-47.905) 0.236***(-74.248) 0.266***(-28.909)
城市管理 0.245***(-64.677) 0.229***(-46.329) 0.240***(-75.976) 0.237***(-25.610)
城市舒适 0.227***(-61.105) 0.230***(-45.372) 0.231***(-74.051) 0.202***(-20.710)
城市宜居 0.139***(-37.366) 0.133***(-27.708) 0.139***(-44.762) 0.126***(-14.123)
城市包容 0.215***(-56.701) 0.207***(-36.617 0.208***(-63.752) 0.242***(-22.759)
城市安全 -0.028***(-6.717) -0.036***(-8.425) -0.029***(-8.992) -0.020***(-2.846)
城市便利 -0.028***(-7.045) -0.010*(-2.229) -0.023***(-7.245) -0.007(-0.707)
控制变量 控制 控制 控制 控制
拟合优度(R2) 0.420 0.442 0.420 0.407
表6 不同年龄异质性的回归结果

Tab.6 Heterogeneity regression results of different age groups

变量 年龄类型
模型8：青年人 模型9：中年人 模型10：老年人
城市活力 0.213***(-32.716) 0.243***(-60.521) 0.264***(-40.876)
城市管理 0.241***(-36.574) 0.242***(-61.508) 0.234***(-36.343)
城市舒适 0.240***(-37.674) 0.229***(-59.710) 0.217***(-30.971)
城市宜居 0.137***(-20.985) 0.138***(-35.911) 0.138***(-21.862)
城市包容 0.174***(-25.619) 0.220***(-53.267) 0.211***(-30.847)
城市安全 -0.026***(-3.966) -0.031***(-7.387) -0.025***(-4.835)
城市便利 -0.013*(-2.070) -0.026***(-6.784) -0.018**(-2.713)
控制变量 控制 控制 控制
拟合优度(R2) 0.409 0.424 0.460

注：青年人、中年人和老年人分别指被访者的年龄为39岁以下、40~59岁和60岁及以上。

模型4结果显示，城市活力、城市管理、城市舒适、城市包容和城市宜居等因子对长三角地区省会城市/直辖市居民幸福感具有显著的正向影响，且影响强度依次递减，说明这些因子是影响长三角地区省会城市/直辖市居民幸福感的相对重要因子。模型5结果显示，城市活力、城市舒适、城市管理、城市包容、城市宜居等因子与长三角地区其他城市居民幸福感具有显著的正相关，且影响强度依次递减，说明其他城市居民幸福感也受到城市活力、城市舒适、城市管理和城市包容等因子的影响，但相对于省会城市/直辖市居民而言，城市舒适因子的影响强度更大，变为第二重要因子。另外，城市安全和城市便利因子对长三角地区省会城市/直辖市和其他城市居民幸福感均具有显著的负向影响。但有所区别的是，城市安全和城市便利因子对长三角地区省会城市/直辖市居民幸福感的影响强度相近，回归系数均为-0.028;对其他城市居民幸福感的影响系数分别为-0.036和-0.010，说明其他城市居民幸福感受到城市安全因子的负面制约作用更强。
模型6结果显示，长三角地区本地人口幸福感主要与城市管理、城市活力、城市舒适、城市包容和城市宜居等因子具有显著的正相关，且关联强度依次递减;同模型3基准模型类似，城市安全和城市便利因子对本地人口幸福感也具有显著的负向影响，且城市安全因子的负面影响强度更大。模型7结果显示，城市活力、城市包容、城市管理、城市舒适和城市宜居因子均对长三角地区外地人口幸福感具有显著的正向影响，且影响强度依次递减。另外，城市安全因子对外地人口幸福感具有显著的负向影响，而城市便利因子的影响并不显著，这与其他学者研究发现类似[20]，说明外地人口幸福感对城市安全因子更加敏感。
由于不同年龄群体的城市人居环境诉求并不一致，把被访者年龄为39岁以下、40~59岁、60岁及以上分别划分为青年人、中年人和老年人组，进一步分析不同年龄人群的异质性(表6)。由表6可知，模型8结果显示，城市管理、城市舒适、城市活力、城市包容、城市宜居等因子均对长三角地区青年人幸福感具有显著正向影响，且影响强度依次递减;模型9结果显示，城市活力、城市管理、城市舒适、城市包容和城市宜居因子均对长三角地区中年人幸福感具有依次递减的显著正向影响，说明城市活力主成分因子的影响强度最大;模型10结果显示，城市活力、城市管理、城市舒适、城市包容、城市宜居等主成分因子与老年人幸福感具有显著的正相关，且影响强度依次递减;另外，模型8~10结果均显示，城市安全和城市便利因子对长三角地区青年人、中年人和老年人幸福感均存在显著的负向影响，且城市安全因子的负面影响更强。

3 结论与政策启示

本文基于2021年长三角地区城市体检社会满意度度调查数据，利用主成分分析和多元回归分析相结合方法，分别探讨了长三角地区城市人居环境感知评价因子及其对居民幸福感的影响，得出以下主要结论：
(1) 长三角地区城市体检社会满意度评价指标共可以提取出7个城市人居环境感知评价主成分因子，累计贡献率达到66.767%，分别命名为城市管理、城市活力、城市舒适、城市宜居、城市包容、城市安全和城市便利因子。
(2) 多元线性回归结果表明，城市活力、城市管理、城市舒适、城市包容和城市宜居等因子均对长三角地区城市居民幸福感具有显著的正向影响，且5个因子的影响强度依次递减;而城市安全和城市便利因子对长三角地区城市居民幸福感具有显著的负面影响。另外，性别、年龄、职业、户籍、住房属性、住房支出和家庭年收入等社会经济属性变量和城市规模特征也对长三角地区城市居民幸福感具有显著的影响。
(3) 异质性分析结果表明，城市人居环境感知评价因子对不同城市规模、户籍和年龄人群的幸福感影响有所差异。在城市规模方面，省会城市/直辖市居民幸福感主要受到城市活力、城市管理、城市舒适等因子的正向影响，而其他城市居民幸福感主要与城市活力、城市舒适和城市管理等因子具有更强的正相关。在户籍方面，本地人口幸福感受到城市管理和城市活力因子的正向影响较大，同时受到城市安全和城市便利主成分因子的负向影响;而外地人口幸福感受到城市活力和城市包容因子的正向影响较大，仅受到城市安全因子的负向影响。在年龄方面，青年人幸福感受到城市管理因子的正向影响最大，而中年人和老年人幸福感受到城市活力因子的正向影响最大。
结合上述研究结论，本文认为，可以从以人为本视角提出促进长三角地区城市居民幸福感提升的城市人居环境建设政策建议。
第一，促进长三角地区城市人居环境要素品质提升。根据多元线性回归结果，城市活力、城市管理、城市舒适、城市宜居和城市包容等因子均对长三角地区城市居民幸福感具有显著的正向影响，说明提高不同维度城市人居环境感知评价因子得分，均有助于提高长三角地区城市居民幸福感。另外，从相对影响力来看，城市规划和管理部门应该优先加强长三角地区的城市活力、城市管理和城市舒适维度建设，提升这些维度的居民感知评价，有助于更快地提升居民幸福感。
第二，重点改善长三角地区城市便利和城市安全条件。根据多元线性回归结果，城市便利和城市安全因子对城市居民幸福感产生显著负向影响，说明城市人居环境建设不应该存在短板环境，只有注重不同维度城市人居环境感要素的协同建设，尽快解决城市便利和城市安全建设领域出现的社会问题，才能正面促进城市居民幸福感提升。为此，长三角城市群城市规划和政府职能部门应不断提升交通规范化、智能化管理水平，努力营造安全便捷、高效畅通的交通环境，抓紧建设城市安全风险监测预警信息平台，综合运用信息共享等手段，提高城市安全风险研判水平，有助于提升城市居民幸福感。
第三，加强城市人居环境区域一体化建设。不同地区城市人居环境建设的侧重点应该有差异，相较于长三角地区省会城市/直辖市，其他城市居民幸福感受到城市舒适因子的正向促进作用和城市安全因子的负面制约作用更强。因此，优先弥补其他城市人居环境建设在城市舒适和城市安全等领域的短板环节，促进长三角地区城市人居环境区域一体化建设;重点加强其他普通城市的城市基础设施改善、公共服务设施均等化建设和城市安全工作，细化城市运行重大安全风险防控，切实加强城市灾害防治体系建设，进而提升其他城市居民幸福感。
第四，促进城市人居环境空间公平建设。不同社会人群的城市人居环境建设需求存在一定差异。相较本地人口，外地人口幸福感受到城市活力和城市包容因子的正向促进作用更强，受到城市安全因子的负向制约作用更弱。为此，政府部门应加强城市活力和城市包容性建设来提高城市对外来人口的吸引力，进而提高社会弱势群体的生活满意度。鉴于城市管理感知评价是影响青年人幸福感的最重要因素，不断提高城市基础设施管理和维护水平，有助于建设青年友好型城市和增进青年人幸福感。
本文还存在一些研究不足需要改善。首先，本文只选取了2021年城市体检调查问卷数据进行截面分析，不同年份城市体检社会满意度的长时间序列追踪分析仍需进一步加强;其次，仅从居民感知评价视角分析了城市人居环境感知因素对长三角地区居民幸福感的影响，并没有考虑城市人居环境客观评价要素，未来研究可以结合城市人居环境主客观综合评价，探讨其对居民幸福感的综合影响;最后，主要侧重居民个体视角分析，没有充分考虑每个被访者所处城市地理单元的背景效应影响，后期研究可以采用多层次模型方法进一步继续完善研究。

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