欠發(fā)達(dá)地區(qū)城鎮(zhèn)低效住宅用地再開發(fā)居民意愿影響因素分析
——基于結(jié)構(gòu)方程模型的實(shí)證

張欣欣，畢如田，田惠文，劉慧芳

（1山西農(nóng)業(yè)大學(xué)資源環(huán)境學(xué)院，山西太谷 030801；2黃河中下游數(shù)字地理技術(shù)教育部重點(diǎn)實(shí)驗(yàn)室，河南大學(xué)，河南開封 475004；3河南大學(xué)環(huán)境與規(guī)劃學(xué)院，河南開封 475004）

0 引言

近20 年來，中國城市建成區(qū)擴(kuò)建達(dá)2.5×104km2，人均建設(shè)用地133 m2，超過東南亞人均水平及世界平均水平[1]。中國發(fā)展空間有限、人地矛盾緊張的同時(shí)，城鎮(zhèn)存量建設(shè)用地存在嚴(yán)重的低效利用問題。由此，原國土資源部出臺[2013]3 號文件，《關(guān)于印發(fā)開展城鎮(zhèn)低效用地再開發(fā)試點(diǎn)的指導(dǎo)意見的通知》提出在浙江、廣東、遼寧等10 個(gè)省份開展城鎮(zhèn)低效用地再開發(fā)工作。在資源供給剛性約束加大、城鄉(xiāng)人居環(huán)境惡化的背景下，經(jīng)濟(jì)發(fā)達(dá)地區(qū)節(jié)約集約用地意識總體較強(qiáng)，各改造開發(fā)主體積極性高，在欠發(fā)達(dá)地區(qū)，城鎮(zhèn)土地呈現(xiàn)低矮連片住宅布局散亂等現(xiàn)象。住宅用地改造涉及政府、居民及開發(fā)商等利益相關(guān)者，加之正式制度的制約與低效用地改造運(yùn)行機(jī)制的局限，居民作為弱勢群體，其改造意愿易被忽視，使得再開發(fā)面臨低效住宅用地產(chǎn)權(quán)復(fù)雜難征收的現(xiàn)實(shí)困境[2]。因此，探究影響居民改造意愿的因素有利于解決改造過程中的沖突問題。

城鎮(zhèn)低效住宅用地作為城市發(fā)展的國土空間要素綜合體，集聚效應(yīng)日益凸顯[3-4]。從經(jīng)濟(jì)學(xué)角度，由于政府制度政策的差異性及市場主體逐利等行為，欠發(fā)達(dá)地區(qū)建設(shè)用地指標(biāo)計(jì)劃分配模式較發(fā)達(dá)地區(qū)粗放[5-6]，加之多主體及其利益關(guān)系的復(fù)雜性，在城鄉(xiāng)二元結(jié)構(gòu)體制下，居民內(nèi)心渴望改造，其行為也會產(chǎn)生差異。從空間政治學(xué)角度，低效住宅用地界定為設(shè)施落后、布局散亂、規(guī)劃確定改造的老城區(qū)、城中村、棚戶區(qū)等，這類用地一是具有某些城市特征、享有城市的公共基礎(chǔ)設(shè)施，二是仍然保持著某些鄉(xiāng)村景觀，住區(qū)居民具有小農(nóng)經(jīng)濟(jì)思想和價(jià)值觀念[7-8]，居民現(xiàn)實(shí)生活狀況也是影響再開發(fā)改造及社會穩(wěn)定的關(guān)鍵因素[9]。

城鎮(zhèn)低效用地再開發(fā)與以往“三舊”改造、“城市更新”在改造主體、面臨困境等方面相一致，國內(nèi)外學(xué)者展開了大量研究，研究表明，居民意愿的調(diào)查與研究在維持城市化穩(wěn)步發(fā)展過程中起到重要作用?？v觀已有研究，李海燕等[10]在感知價(jià)值框架下研究了武漢江夏區(qū)居民征收前后感知變化，認(rèn)為經(jīng)濟(jì)水平、公共基礎(chǔ)設(shè)施水平等對居民征地意愿具有正向影響，小學(xué)、初中等社會服務(wù)價(jià)值的影響不顯著。嚴(yán)瑞河等[11]分析了北京郊區(qū)居民城鎮(zhèn)化意愿，認(rèn)為個(gè)人、家庭、政策制度等因素綜合影響居民意愿，城鎮(zhèn)化搬遷成本和個(gè)人因素影響較強(qiáng)。金細(xì)簪等[12]研究對比了杭州市居民拆遷意愿與行為選擇的差異，探索了其行為與預(yù)期意愿背離的主要原因，即拆遷補(bǔ)償和制度執(zhí)行的規(guī)范性。田雙清等[13]研究了影響成都市城鎮(zhèn)近郊區(qū)農(nóng)戶空心村整治的意愿因素，結(jié)果表明居民對于生活方式改變的接受程度、政策的了解程度等對整治意愿具有正向影響，而教育醫(yī)療、搬遷補(bǔ)償滿意程度具有負(fù)向影響。綜上，在評價(jià)指標(biāo)選擇方面，多選用個(gè)人因素、家庭因素、地域因素、政策因素等。研究方法采用多指標(biāo)綜合評價(jià)法[14-15]，運(yùn)用Probit模型和Logistic回歸進(jìn)行分析驗(yàn)證，結(jié)構(gòu)方程模型也逐漸得以應(yīng)用[16]。

從區(qū)域地理空間及經(jīng)濟(jì)發(fā)展水平上看，研究對象大多為發(fā)達(dá)地區(qū)，對于欠發(fā)達(dá)地區(qū)的研究較少。因此，本研究在已有研究基礎(chǔ)上，基于太行山集中連片特困區(qū)之一的榆社縣社會人文特征，在分布式認(rèn)知理論框架下，利用榆社縣低效用地再開發(fā)調(diào)查數(shù)據(jù)構(gòu)建結(jié)構(gòu)方程模型，分析欠發(fā)達(dá)地區(qū)低效住宅用地再開發(fā)過程中居民改造意愿的主要影響因素，對改善人居環(huán)境、釋放存量建設(shè)用地壓力及國土空間高效利用具有十分重要的意義。

1 研究區(qū)與數(shù)據(jù)來源

1.1 研究區(qū)概況

榆社縣位于山西省中南部，地處國家劃定的14個(gè)集中連片特殊困難地區(qū)之一的太行山區(qū)。2018年，榆社縣GDP 為34.37 億元，全縣總?cè)丝?4.04 萬人，建設(shè)用地3711.05 hm2，其中，中心城區(qū)645.20 hm2，低效住宅用地54.56 hm2，包括布局散亂、基礎(chǔ)設(shè)施配套不足的城中村等。由于自然地理環(huán)境限制，榆社縣經(jīng)濟(jì)發(fā)展緩慢，有限的財(cái)政制約土地資源的高效利用，外出擇業(yè)成為居民主要生計(jì)方式。其突出的經(jīng)濟(jì)地域特點(diǎn)對研究欠發(fā)達(dá)地區(qū)城鎮(zhèn)低效用地再開發(fā)居民意愿具有典型性。

1.2 數(shù)據(jù)來源及特征

本研究所采用的數(shù)據(jù)來源于2019 年11 月針對榆社縣中心城區(qū)低效住宅用地居民改造意愿的問卷調(diào)查，采取隨機(jī)抽樣調(diào)查的方式，進(jìn)行居民基本信息及意愿等調(diào)查；并采用半結(jié)構(gòu)化訪談法對國土局相關(guān)部門人員進(jìn)行調(diào)查，訪談內(nèi)容包括低效住宅用地改造模式、資金、效果、補(bǔ)償?shù)惹闆r。綜上，共計(jì)發(fā)放問卷300份，回收295份問卷，有效率達(dá)98.33%。

從居民自身特征來看，受訪者以女性為主；年齡分布在36～45歲的有118人，占總樣本數(shù)的40.01%；受教育水平初中及以下的有195人，占比為66.10%；有135人職業(yè)為半兼農(nóng)和非農(nóng)戶，占比45.76%。

從家庭特征來看，家庭經(jīng)濟(jì)條件：平均月收入2001～3000 元的有86 戶，占比為29.15%；家庭物質(zhì)條件：人均居住面積為20～30 m2/人的有89 戶，占比30.17%；房屋建筑時(shí)間在16～30 年的有199 戶，占比40.34%。

2 理論基礎(chǔ)與研究方法

2.1 理論基礎(chǔ)與研究假說

分布式認(rèn)知理論(Distributed Cognition Theory，DCT)由Hatch 和Gardner 率先提出[17]（圖1），強(qiáng)調(diào)個(gè)體與周圍環(huán)境及文化層面的互動博弈，打破以往只局限于個(gè)體特征的束縛[18]，包含“個(gè)人力”、“地域力”及“文化力”3個(gè)層次。其中，“個(gè)人力”代表個(gè)體在一定環(huán)境下的主觀傾向，并受自身特征的影響；“地域力”代表資源條件稟賦、對個(gè)體認(rèn)知有影響的其他個(gè)體；“文化力”代表個(gè)體生活慣例和信仰，是更加抽象的概念。相關(guān)實(shí)證研究證明，個(gè)體認(rèn)知活動受“個(gè)人力”、“地域力”、“文化力”的共同作用，3個(gè)系統(tǒng)也會相互作用、彼此影響，對于復(fù)雜環(huán)境下個(gè)體認(rèn)知活動具有較強(qiáng)的解釋力[19]。

心理學(xué)研究表明，個(gè)體行為傾向作為個(gè)體認(rèn)知的響應(yīng)，會影響個(gè)體之間的協(xié)調(diào)性[20]。低效住宅用地再開發(fā)居民改造意愿屬于主觀行為響應(yīng)，受經(jīng)濟(jì)損失、心理負(fù)擔(dān)和不確定因素的共同作用，為對其定量分析，本研究借鑒征地居民意愿測度指標(biāo)并提出以下研究假說：

（1）假說一(H1)：“個(gè)人力”對居民改造認(rèn)知具有正向影響。“個(gè)人力”處于中心系統(tǒng)，表明個(gè)體認(rèn)知的經(jīng)驗(yàn)和傾向，其認(rèn)知的選擇主要受主體自身因素的影響。已有研究指出，居民年齡、文化程度、社會地位等個(gè)體差異，導(dǎo)致土地價(jià)值觀念存在差異性，進(jìn)而影響改造意愿[10-12]。

（2）假說二(H2)：“地域力”對居民改造認(rèn)知具有負(fù)向影響?！暗赜蛄Α弊鳛橹虚g系統(tǒng)，表示本地情境中資源稟賦和家庭因素的影響。就低效住宅區(qū)改造而言，居民改造意愿受到資源稟賦和家庭特征的影響。已有研究指出，影響居民改造認(rèn)知的本地資源稟賦包含基礎(chǔ)設(shè)施滿意度、醫(yī)療滿意度及教育滿意度、村容村貌滿意程度[13-14]等測度因子，家庭因素涉及房屋面積、附屬房屋數(shù)量和房屋建筑年代[15,21]等指標(biāo)。

（3）假說三(H3)：“文化力”對居民改造認(rèn)知具有正向影響?！拔幕Α弊鳛樽钔鈱酉到y(tǒng)，與“個(gè)人力”和“地域力”存在差異性。在傳統(tǒng)觀念中，土地資源不僅是賴以生存的依托，更是情感、傳統(tǒng)文化的寄托，因此選取土地情結(jié)[19]作為衡量指標(biāo)。而外界因素也在潛移默化的影響觀念，由于居民對政府具有較強(qiáng)的依賴性，在再開發(fā)中往往處于弱勢地位，這就產(chǎn)生一種“風(fēng)險(xiǎn)規(guī)避心理”，所以外界因素主要涉及政府的政策執(zhí)行情況，可通過居民對于政策的了解度和滿意度間接反映政策因素。此外，拆遷補(bǔ)償價(jià)款作為居民承擔(dān)拆遷風(fēng)險(xiǎn)的補(bǔ)償，也是重要的“文化力”因素[14]。

2.2 研究變量選取與數(shù)據(jù)檢驗(yàn)

在分布式認(rèn)知理論框架下，結(jié)合研究區(qū)實(shí)際情況及結(jié)構(gòu)方程模型要求，選取17個(gè)題項(xiàng)，采用李克特5點(diǎn)量表對實(shí)際調(diào)查數(shù)據(jù)進(jìn)行賦值，如表1。

在SPSS統(tǒng)計(jì)軟件環(huán)境下，首先進(jìn)行Cronbach’sα系數(shù)檢驗(yàn)，結(jié)果為0.844，達(dá)到信度檢驗(yàn)要求；其次進(jìn)行KMO 和Bartlett’s 球形檢驗(yàn)，結(jié)果顯示，KMO=0.829，Sig.=0.000(Sig.＜0.01)，表明相關(guān)系數(shù)差異性顯著，滿足因子分析的要求。

采用主成分分析法對測量指標(biāo)進(jìn)行探索性因子分析，依據(jù)檢驗(yàn)標(biāo)準(zhǔn)[10]，將性別(GE)、職業(yè)(CR)、附屬房屋數(shù)量(AQ)3項(xiàng)測量指標(biāo)剔除，因子載荷為0.475、0.464、0.309。剩余13 個(gè)測量指標(biāo)信度與效度檢驗(yàn)結(jié)果如表2，并匯成3個(gè)特征根大于1的有效因子，累計(jì)方差貢獻(xiàn)率為65.593%，超過60%的最低標(biāo)準(zhǔn)。

2.3 研究方法

結(jié)構(gòu)方程模型(Structural Equation Modeling，SEM)廣泛應(yīng)用于分析意愿影響因素的領(lǐng)域，由于居民改造意愿無法直接衡量，需要測度指標(biāo)來反映，符合SEM 的模型分析要求。本研究試圖構(gòu)建“個(gè)人力”(PS)、“地域力”(RS)、“文化力”(CS)三層次對低效住宅用地再開發(fā)居民改造意愿影響的假設(shè)模型，利用其“因素分析”及“線性回歸”統(tǒng)計(jì)技術(shù)，對假設(shè)模型進(jìn)行辨識、估計(jì)與驗(yàn)證[22]。一般由線性方程式(1)～(3)所表示。

表1 指標(biāo)選取與量表設(shè)計(jì)

表2 信度與效度檢驗(yàn)結(jié)果

式中(1)、(2)為測量模型，X、Y分別為外源和內(nèi)在潛變量的測量變量；ξ為外源潛變量；η為內(nèi)在潛變量；Λx、Λy分別為外源和內(nèi)在潛變量與其測量變量的負(fù)荷矩陣；δ、ε為測量模型的殘差。

式(3)為結(jié)構(gòu)模型，B為內(nèi)在潛變量間的關(guān)系；Γ為外源潛變量對內(nèi)在潛變量的影響；ζ為殘差。

依據(jù)分布式認(rèn)知理論及低效住宅用地居民改造意愿影響因素指標(biāo)選取，構(gòu)建“個(gè)人力”(PS)、“地域力”(RS)、“文化力”(CS)3個(gè)外生變量，相關(guān)關(guān)系用“? ”表示，改造認(rèn)知度(RC)一個(gè)內(nèi)生潛變量，與外生潛變量因果關(guān)系用“→”表示，如圖2。

3 結(jié)果與分析

3.1 結(jié)構(gòu)方程模型檢驗(yàn)

3.1.1 驗(yàn)證性因子分析采用AMOS 軟件進(jìn)行驗(yàn)證性因子分析，驗(yàn)證測量模型與結(jié)構(gòu)模型的適配度，驗(yàn)證結(jié)果如圖3。驗(yàn)證標(biāo)準(zhǔn)：一階外源潛在變量標(biāo)準(zhǔn)化路徑系數(shù)小于0.95的標(biāo)準(zhǔn)[23]。

3.1.2 適配度檢驗(yàn)及模型修正適配度檢驗(yàn)用于評價(jià)模型與觀測變量的契合程度，包括絕對擬合指數(shù)、相對擬合指數(shù)、簡約擬合指數(shù)，依據(jù)初始模型適配度結(jié)果，考慮到變量方差存在合理的共變關(guān)系，增列“e3-e11、e3-e10、e1-e10、e5-9、e2-e10”5組共變關(guān)系，其擬合優(yōu)度指標(biāo)如表3，在不違背理論假設(shè)的前提下有效降低模型卡方值。結(jié)果表明，各項(xiàng)指標(biāo)均符合閾值要求，SEM模型通過穩(wěn)健性檢驗(yàn)。

3.1.3 增加路徑釋義5 條路徑均通過顯著性檢驗(yàn)（表4），回歸路徑系數(shù)均為正，均在1%水平下顯著。增加路徑e3-e11，表明平均月收入與拆遷政策了解度正相關(guān)，居民收入越高，接受政策宣傳途徑越多樣化，對拆遷政策的制定與實(shí)施越了解；增加路徑e3-e10，表明隨著收入增加，生活方式的改變對其影響較弱，越易接受生活方式的轉(zhuǎn)變；增加路徑e1-e10，表明年齡與生活方式改變接受度負(fù)相關(guān)，隨著年齡的增長，生活習(xí)慣、生活條件趨向于穩(wěn)定，接受外界物質(zhì)環(huán)境變化的能力減弱，對生活方式的改變不易接受；增加路徑e5-e9，表明房屋建筑年代與拆遷補(bǔ)償滿意度正相關(guān)，房屋建筑時(shí)間越久遠(yuǎn)越希望改造，對現(xiàn)有拆遷補(bǔ)償越滿意；增加路徑e2-e10，表明受教育程度越高，越具備承擔(dān)生活所需成本的能力，對生活方式的改變更易接受。

3.2 假說檢驗(yàn)及模型結(jié)果

采用極大似然法(Maximum Likelihood，ML)對概念模型中提出的假說進(jìn)行驗(yàn)證，如表5所示。

依據(jù)模型分析及假說檢驗(yàn)結(jié)果，表明測量模型滿足適配條件，同時(shí)，“個(gè)人力”(PS)→“地域力”(RS)、“地域力”(RS)→“文化力”(CS)、“個(gè)人力”(PS)→“文化力”(CS)以及增列的5 條路徑之間的協(xié)方差估計(jì)值在1%水平下顯著，說明SEM模型對樣本數(shù)據(jù)具有較好的擬合效果，模型結(jié)果如圖4。在改造開發(fā)過程中注重拆遷補(bǔ)償、居民土地情結(jié)、政策因素及個(gè)人因素的影響，而地域環(huán)境對居民認(rèn)知具有負(fù)向影響，在欠發(fā)達(dá)地區(qū)，城鄉(xiāng)人居環(huán)境、基礎(chǔ)設(shè)施水平等是影響居民生活幸福感的重要因素。

表3 初始模型及修正適配度統(tǒng)計(jì)表

表4 增加路徑估計(jì)值

表5 假說檢驗(yàn)結(jié)果

3.3 結(jié)果分析

（1）假說證實(shí)角度：“個(gè)人力”(PS)、“地域力”(RS)、“文化力”(CS)3 個(gè)系統(tǒng)共同影響改造認(rèn)知(RC)，三者標(biāo)準(zhǔn)化路徑系數(shù)均在1%的置信區(qū)間顯著，表明居民改造認(rèn)知符合分布式認(rèn)知理論框架，居民對改造認(rèn)知的主觀響應(yīng)受到“個(gè)人力”(PS)、“地域力”(RS)、“文化力”(CS)3 個(gè)系統(tǒng)的綜合影響。其中，“文化力”影響程度最大，“個(gè)人力”影響次之，“地域力”影響較弱，標(biāo)準(zhǔn)化路徑系數(shù)分別為0.826、0.783、-0.322?？赡艿脑蚴怯捎谇钒l(fā)達(dá)地區(qū)特有的人文特征，對于居民而言，拆遷補(bǔ)償價(jià)款與期望值的差異，加之居民對于土地的依賴程度，成為阻礙居民改造意愿的關(guān)鍵因素。對于政府而言，欠發(fā)達(dá)地區(qū)政府財(cái)力不足，拆遷補(bǔ)償價(jià)格要高于新開發(fā)土地的成本，出現(xiàn)集中連片區(qū)難以開發(fā)的現(xiàn)象。其次承載本地戶籍人口與外來租戶的低效住宅區(qū)，居民群體異質(zhì)性分化，原有居民生活習(xí)慣與外來人口生活方式的沖擊，思想觀念的不同，也是影響居民意愿的重要原因。相對而言，欠發(fā)達(dá)地區(qū)受限的地理區(qū)位、縣域城市規(guī)劃、基礎(chǔ)設(shè)施水平與發(fā)達(dá)地區(qū)具有較大差異，但對于生活在縣域內(nèi)部的居民而言，居民對縣域整體環(huán)境優(yōu)劣的認(rèn)知差異性不明顯。

（2）因子作用方向角度：年齡(AG)、人均居住面積(AS)、基礎(chǔ)設(shè)施滿意度(IA)、醫(yī)療滿意度(MA)、教育滿意度(EA)、土地情結(jié)(LP)共6 個(gè)因子對改造認(rèn)知(RC)的作用方向是負(fù)向，這一研究結(jié)果與田雙清[13]、吳萌[19]等的結(jié)論一致。研究表明被調(diào)查居民年齡越大，土地情結(jié)越嚴(yán)重，越不愿意進(jìn)行改造，同時(shí)被調(diào)查者對基礎(chǔ)設(shè)施、醫(yī)療和教育越不滿意，越愿意進(jìn)行改造。受教育情況(EC)、平均月收入(AI)、房屋建筑時(shí)間(HA)、拆遷補(bǔ)償滿意度(CA)、生活方式改變接受度(LA)、拆遷政策了解度(PU)、政策執(zhí)行滿意度(PA)共7 個(gè)因子對改造認(rèn)知(RC)的作用方向是正向，這一研究結(jié)果與田雙清[13]、李巖[14]等的結(jié)果相同，因子標(biāo)準(zhǔn)化路徑系數(shù)越大，居民改造意愿越強(qiáng)烈。與上述研究不同之處在于研究的客體不同，測度指標(biāo)體系也有所差異，經(jīng)實(shí)地調(diào)研，得出人均居住面積越小，居民越傾向改造。房屋建筑時(shí)間對低效住宅區(qū)改造影響較大，即房屋相對越舊，居民改造意愿越強(qiáng)烈。

（3）因子貢獻(xiàn)角度：“個(gè)人力”(PS)包含個(gè)體特征、家庭特征等描述居民內(nèi)生性的功能指標(biāo)，表示個(gè)體在認(rèn)知過程中的傾向偏好。由圖4 可知，平均月收入(AI)＞受教育情況(EC)＞年齡(AG)，3 項(xiàng)觀測指標(biāo)的因子載荷系數(shù)分別為0.822、0.759、-0.663，表現(xiàn)為不同年齡、文化水平、家庭經(jīng)濟(jì)情況的群體產(chǎn)生不同的改造意愿，人口結(jié)構(gòu)趨于“弱化”和“老化”，生計(jì)資本的累積與居民自身?xiàng)l件的差異問題不容忽視。其中家庭生計(jì)條件起到?jīng)Q定性的作用，平均月收入越高，生活水平越高，對于生活質(zhì)量要求越高，其改造意愿越強(qiáng)烈；其次為受教育情況，文化程度越高的居民，掌握了較多的知識與應(yīng)對措施，更注重生活品質(zhì)的提升，更傾向于改造；年齡影響相對較弱，由于欠發(fā)達(dá)地區(qū)低效住宅區(qū)居民人口過疏化與老齡化嚴(yán)重，年輕人外出務(wù)工現(xiàn)象明顯，而對于年齡較大的居民，現(xiàn)有住宅是其養(yǎng)老的根本保障。整體上看，“較高收入的文化青年”相對于“無保障的低文化老居民”在改造認(rèn)知上比較開放。

“地域力”(RS)包含資源稟賦對居民改造意愿影響的外生性指標(biāo)，表征居民在改造認(rèn)知活動中對外部環(huán)境和本地情境的功能性反饋，如圖4，人均居住面積(AS)＞房屋建筑時(shí)間(HA)＞醫(yī)療滿意度(MA)＞教育滿意度(EA)＞基礎(chǔ)設(shè)施滿意度(IA)，4 項(xiàng)觀測指標(biāo)的因子載荷系數(shù)分別為0.864、-0.824、0.658、0.647、0.303。其中，人均居住面積和房屋建筑時(shí)間影響較為顯著，實(shí)地調(diào)研發(fā)現(xiàn)，人均居住面積越小的住宅，對房屋資產(chǎn)價(jià)值的期望值相對不高，居民生活幸福感有所降低，其越愿意進(jìn)行改造，房屋建筑年代越久遠(yuǎn)，居民改造意愿越強(qiáng)烈。究其原因，由于欠發(fā)達(dá)地區(qū)城鎮(zhèn)化水平較低，居住區(qū)房屋建設(shè)結(jié)構(gòu)單一化、多為空置、低矮住宅，公共管理與公共服務(wù)職能逐步退化，相較于教育、醫(yī)療資源合理配置的住宅區(qū)，其社會保障功能存在缺位的現(xiàn)象，更容易產(chǎn)生改造的傾向。整體上看，居民對現(xiàn)有住宅區(qū)的基礎(chǔ)設(shè)施、醫(yī)療和教育越不滿意越傾向于改造。

“文化力”(CS)包括居民對當(dāng)前社會文化及政策了解等的評價(jià)指標(biāo)，如圖4，拆遷補(bǔ)償滿意度(CA)＞土地情結(jié)(LP)＞政策執(zhí)行滿意度(PA)＞拆遷政策了解度(PU)＞生活方式改變接受度(LA)，5項(xiàng)觀測指標(biāo)的因子載荷系數(shù)分別為0.901、-0.858、0.682、0.555、0.296，表明拆遷補(bǔ)償價(jià)格作為居民損失與補(bǔ)償相平衡的感知測度，表現(xiàn)為改造價(jià)款與居民物質(zhì)和精神的“雙重?fù)p失”的匹配程度對居民改造認(rèn)知的重要影響。欠發(fā)達(dá)地區(qū)居民戀土情節(jié)較濃厚，土地資源作為居民“生存安全感”的依托，成為制約居民改造的主要因素。政策執(zhí)行滿意度、拆遷政策了解度對居民意愿影響程度較小，這與欠發(fā)達(dá)地區(qū)不完善的土地市場及政策環(huán)境存在必然聯(lián)系，居民生活方式改變越接受，越向往品質(zhì)高、有保障的生存物質(zhì)條件，越傾向于改造。

4 討論

居民意愿對低效住宅用地的改造具有重要的影響作用。其一，居民作為參與主體中的弱勢一方，其意愿往往易被忽略[2]；其二，充分尊重和滿足居民的物質(zhì)和精神訴求，采用政府主導(dǎo)、居民參與、市場化運(yùn)作等方式推進(jìn)城鎮(zhèn)有機(jī)更新[24]。目前，城鎮(zhèn)低效用地改造在全國范圍展開，研究熱點(diǎn)集中于政策分析[9]、某一類型低效用地評價(jià)等方面[25]，低效用地認(rèn)定及策略選擇[26]，關(guān)于低效住宅用地再開發(fā)居民意愿的研究尚未在其他文獻(xiàn)中出現(xiàn)，且未形成基于居民視角的再開發(fā)意愿影響因素分析的方法，但其本身與城中村、棚戶區(qū)、老舊小區(qū)居民參與改造意愿的研究具有相似之處[27-29]。然而，以往的研究涉及北京、杭州等發(fā)達(dá)城市[11-12]，對于欠發(fā)達(dá)地區(qū)的研究較少。本研究在分布式認(rèn)知理論框架下，從“個(gè)人力”、“地域力”、“文化力”3 個(gè)層次構(gòu)建了居民分布式認(rèn)知的結(jié)構(gòu)方程模型圖，詳細(xì)分析了欠發(fā)達(dá)地區(qū)居民在改造認(rèn)知上的影響因素構(gòu)成與作用機(jī)理，以期通過對榆社縣城鎮(zhèn)低效住宅用地居民再開發(fā)意愿影響因素的定量分析，為欠發(fā)達(dá)地區(qū)低效住宅用地再開發(fā)提供指導(dǎo)。

4.1 意愿分析

本研究在對居民改造意愿影響因素的分析過程中，將“個(gè)人力”、“地域力”、“文化力”3 個(gè)層次選取的指標(biāo)和作用方向與實(shí)況相結(jié)合，“個(gè)人力”、“文化力”與改造意愿呈正相關(guān)，“地域力”與改造意愿呈負(fù)相關(guān)，與吳萌[30]等對失地農(nóng)民保障行為的影響研究結(jié)果存在異同點(diǎn)。相同之處在于個(gè)人因素和文化因素與居民改造認(rèn)知具有相互促進(jìn)的關(guān)系，不同的是由于低效住宅用地的建筑性能退化、公共配套缺失、公共空間匱乏，影響居民對生活的滿意度，造成“地域力”與改造意愿具有負(fù)向影響。從指標(biāo)上看，易婧[31]對內(nèi)江市中心城區(qū)棚戶區(qū)改造居民意愿的影響因素開展研究，發(fā)現(xiàn)居民年齡、受教育程度對改造意愿具有負(fù)向影響，生活滿意度、政策了解程度對改造意愿呈正相關(guān)，這與本研究結(jié)果相吻合。李慧[32]研究了溫州市鹿城區(qū)城中村居民改造意愿及影響因素，得出文化水平、現(xiàn)居住地特征、政策宣傳等因素對改造意愿的作用方向與本研究結(jié)果一致，人均居住面積對改造意愿的作用方向?yàn)檎嚓P(guān)，與本研究結(jié)果相反，可能的原因是由于欠發(fā)達(dá)地區(qū)政府資金不足，對于居民而言，居住面積越大，對房屋資產(chǎn)價(jià)值的期望值越高，越不愿意進(jìn)行改造。因此，加強(qiáng)住宅區(qū)公共環(huán)境改造，科學(xué)制定改造補(bǔ)償標(biāo)準(zhǔn)和利益分配規(guī)則，結(jié)合住宅區(qū)居民意愿、建筑年代、住區(qū)肌理，因地制宜的進(jìn)行改造開發(fā)。李德智[29]等對南京市老舊小區(qū)改造中居民參與治理的意愿及影響因素進(jìn)行研究，發(fā)現(xiàn)居住時(shí)間越長，參與治理的意愿越強(qiáng)，而年齡和月收入水平影響不顯著，可能的原因是由于南京市屬于發(fā)達(dá)地區(qū)，居民整體文化水平較高、視野開闊、追求更加優(yōu)越的生產(chǎn)生活條件，居民居住時(shí)間越久，對社區(qū)的歸屬感越強(qiáng)，越注重社區(qū)改造項(xiàng)目的參與，同時(shí)南京市居民收入水平整體較高，因而年齡和月收入水平對居民改造意愿的影響不大。而在欠發(fā)達(dá)地區(qū)，低效住宅區(qū)居民外出務(wù)工現(xiàn)象明顯，居民年齡偏大，受教育水平和月收入較低，對土地的依賴性增強(qiáng)，擔(dān)心改造后自身的安置和養(yǎng)老問題，不愿意進(jìn)行改造。因此，在低效住宅用地進(jìn)行改造時(shí)，政府應(yīng)關(guān)注居民群體的異質(zhì)性分化、改善征地拆遷的內(nèi)外部制度環(huán)境，實(shí)現(xiàn)從空間、功能等物質(zhì)層面到人文、風(fēng)俗等非物質(zhì)層面的系統(tǒng)更新。

4.2 不足與展望

在低效住宅用地再開發(fā)過程中，居民再開發(fā)意愿主要受到個(gè)人因素、地域因素及文化因素的綜合影響，尤其在欠發(fā)達(dá)地區(qū)，縣域自身城市建設(shè)較發(fā)達(dá)地區(qū)還有一定差距。因此，在影響居民意愿的指標(biāo)選取方面還應(yīng)結(jié)合地區(qū)實(shí)際進(jìn)行調(diào)整與完善，同時(shí)，樣本質(zhì)量也會受不同研究區(qū)域居民群體特征差異的影響，如何確定模型檢驗(yàn)所需的樣本質(zhì)量與數(shù)量仍需進(jìn)一步研究。

5 結(jié)論

本研究基于分布式認(rèn)知理論對榆社縣城鎮(zhèn)低效住宅用地再開發(fā)居民意愿影響因素進(jìn)行分析，得出以下結(jié)論：“文化力”、“個(gè)人力”、“地域力”標(biāo)準(zhǔn)化路徑系數(shù)為0.826、0.783、-0.322，分別為最主要、關(guān)鍵、重要的影響層次。年齡、人均居住面積、基礎(chǔ)設(shè)施滿意度、醫(yī)療滿意度、教育滿意度、土地情結(jié)與居民改造意愿呈負(fù)相關(guān)，受教育程度、家庭平均月收入、房屋建筑時(shí)間、拆遷補(bǔ)償滿意度、生活方式改變接受度、拆遷政策了解度和政策執(zhí)行滿意度與居民改造意愿呈正相關(guān)。其中，平均月收入、人均居住面積、房屋建筑時(shí)間、拆遷補(bǔ)償滿意度和土地情結(jié)是影響居民改造意愿的顯著性因素，關(guān)注居民群體異質(zhì)性分化，改善居住條件、提高拆遷補(bǔ)償，可提高居民參與改造的積極性。