摘要：隨著城市化進程的加速，傳統(tǒng)城市治理模式已難以滿足現(xiàn)代城市發(fā)展的需求。城市更新合作治理是一種新型的城市治理模式，其中居民參與城市更新合作治理，更是推動城市發(fā)展的關(guān)鍵力量?；谟媱澬袨槔碚?，結(jié)合居民參與城市更新合作治理的特點，通過構(gòu)建結(jié)構(gòu)方程模型對居民參與度進行實證分析。結(jié)果表明，參與態(tài)度對居民參與城市更新合作治理的參與行為和參與意愿產(chǎn)生正向影響；主觀規(guī)范對居民參與態(tài)度以及制度，環(huán)境對居民的參與意愿、參與行為和參與態(tài)度均產(chǎn)生正向影響；主觀規(guī)范和制度環(huán)境通過參與態(tài)度對居民的參與意愿和參與行為產(chǎn)生間接正向影響。研究結(jié)果為提升居民參與城市更新合作治理水平提供參考。

關(guān)鍵詞：城市更新；合作治理；計劃行為理論；結(jié)構(gòu)方程模型；居民參與

0 引言

隨著我國進入存量規(guī)劃時代，城市更新受到前所未有的關(guān)注。隨著城市化進程的深入推進，我國城市更新治理模式也在不斷發(fā)展與演變，從政府主導到政府與市場共同推進再到開始探索政府、市場及權(quán)利人等多元主體的合作治理^[1]，城市更新治理模式日趨完善。居民是城市更新的直接受益者，其意見和需求應(yīng)該得到充分尊重和考慮?！吨С殖鞘懈碌囊?guī)劃與土地政策指引（2023版）》指出：“各地可結(jié)合實際，按照城市更新的總體要求和目標，堅持多方參與，建立多元主體全過程、實質(zhì)性、高效率的參與機制，充分發(fā)揮政府、市場和社會各方的積極性，促進合作共贏，推進治理創(chuàng)新”^[2]。城市更新合作治理作為一種新型城市治理模式，強調(diào)政府、市場主體、社會組織及公民等多元主體之間的合作與協(xié)調(diào)，以共同推進城市更新和發(fā)展。

我國城市更新合作治理相對于一些發(fā)達國家來說起步較晚。過去我國的城市更新往往由政府主導，居民和其他社會主體的參與度相對較低。然而，傳統(tǒng)的“政府主導型”城市更新模式往往忽視了居民的實際需求和利益訴求，導致政策實施過程中存在諸多問題和矛盾。而“合作治理型”城市更新模式的出現(xiàn)，可更好地解決這些問題，滿足居民的需求，促進城市的可持續(xù)發(fā)展。居民參與城市更新合作治理，意味著居民不再是被動的接受者，而是城市更新過程中的積q35JQyVSfPrDcGh1iiMUBdfE/5w147PzkV9JiX3LeaY=極參與者和決策者。居民可以通過各種渠道和方式表達自己的意見和建議，充分參與到城市更新的規(guī)劃和實施中來。

針對居民參與的問題，部分學者基于結(jié)構(gòu)方程模型，集中對智慧城市建設(shè)^[3]、老舊小區(qū)改造^[4]等領(lǐng)域進行了研究。也有部分學者基于計劃行為理論，重點對生態(tài)社區(qū)建設(shè)^[5]、低碳出行^[6]等方面進行了探索。上述研究對居民參與的影響因素進行了充分探討。然而，在現(xiàn)階段有關(guān)城市更新的研究中，居民參與城市更新合作治理的研究相對較少。因此，本研究基于計劃行為理論，通過構(gòu)建結(jié)構(gòu)方程模型進行實證檢驗，考察不同因素對居民參與城市更新合作治理的影響程度，旨在提出針對性的對策建議，以推動居民更積極地參與城市更新合作治理。

1 理論框架與研究假設(shè)

計劃行為理論（The Theory of Planned Behavior，TPB）由Ajzen首次提出，常被用來分析和預測個體在特定情境下的行為意圖和實際行為。該理論中行為意圖是影響行為的最直接因素，而行為意圖又受到態(tài)度、主觀規(guī)范和知覺行為控制三個因素的影響^[7]。計劃行為理論應(yīng)用在多個領(lǐng)域，如組織行為學、環(huán)境行為學等，為理解個體行為提供了有力的理論框架。

主觀規(guī)范是指個人對于是否采取某項特定行為所感受到的社會壓力，主要涉及個體感受到的社會壓力及重要群體對于特定行為的看法^[7]。張文瑞等^[8]認為，主觀規(guī)范對公眾參與環(huán)?；顒拥膽B(tài)度和意愿具有積極的促進作用，參與態(tài)度會在主觀規(guī)范、參與意愿及參與行為中產(chǎn)生中介作用?；谝陨戏治觯疚奶岢鲆韵录僭O(shè)：

H1：居民在參與城市更新合作治理過程中，主觀規(guī)范對其參與態(tài)度產(chǎn)生正向影響。

H2：居民在參與城市更新合作治理過程中，主觀規(guī)范對其參與意愿產(chǎn)生正向影響。

H2a：在城市更新合作治理過程中，居民的參與態(tài)度對其參與行為和主觀規(guī)范產(chǎn)生正向中介作用。

H2b：在城市更新合作治理過程中，居民的參與態(tài)度對其參與意愿和主觀規(guī)范產(chǎn)生正向中介作用。

Ajzen^[9]明確指出，態(tài)度會對行為意愿產(chǎn)生直接影響。此外，其他研究者如胡夢雅等^[10]在居民參與耕地污染治理中提出，居民對參與耕地污染治理的態(tài)度正向影響其參與意愿，因此可以進一步提出以下假設(shè)：

H3：居民在參與城市更新合作治理過程中，參與態(tài)度對其參與行為產(chǎn)生正向影響。

H4：居民在參與城市更新合作治理過程中，參與態(tài)度對其參與意愿產(chǎn)生正向影響。

制度環(huán)境是指用來確立生產(chǎn)、交換和分配基礎(chǔ)的基本政治、社會和基礎(chǔ)規(guī)則，這些規(guī)則有可能是正式的，如法律、法規(guī)和政策，也有可能是非正式的，如社會規(guī)范、價值觀念和文化傳統(tǒng)，制度環(huán)境對于社會、經(jīng)濟和政治生活都有重要影響^[11]。姜利娜等^[12]發(fā)現(xiàn)制度環(huán)境對居民參與生活垃圾分類的意愿產(chǎn)生正向影響；Kannan等^[13]在其研究中指出，政府或社區(qū)提供足夠的設(shè)施會對居民參與垃圾分類的行為產(chǎn)生正向影響；Queena等^[14]認為，政府及相關(guān)政策的支持會對居民參與城市可持續(xù)發(fā)展建設(shè)的態(tài)度產(chǎn)生顯著影響，因此可以提出以下假設(shè)：

H5： 居民在參與城市更新合作治理過程中，制度環(huán)境對其參與意愿產(chǎn)生正向影響。

H6： 居民在參與城市更新合作治理過程中，制度環(huán)境對其參與行為產(chǎn)生正向影響。

H7：居民在參與城市更新合作治理過程中，制度環(huán)境對其參與態(tài)度產(chǎn)生正向影響。

H7a：居民參與城市更新合作治理的參與態(tài)度在制度環(huán)境和參與行為中產(chǎn)生正向中介作用。

H7b：居民參與城市更新合作治理的參與態(tài)度在制度環(huán)境和參與意愿中產(chǎn)生正向中介作用。

通過上述研究假設(shè)，本研究繪制出城市更新合作治理居民參與度的理論模型圖，如圖1所示。

2 研究設(shè)計

2.1 問卷設(shè)計

通過發(fā)放調(diào)查問卷的方式，收集相關(guān)數(shù)據(jù)以進行實證分析。問卷內(nèi)容涵蓋三個主要部分：一是問卷說明;二是被調(diào)查者的個人基本信息，包括年齡、性別、學歷、居住時長及工作狀況等，三是城市更新合作治理中居民參與度的測量題項，包括5個維度26個題項。為便于研究和填寫，調(diào)查問卷中所有問題均使用了李克特5級量表。

2.2 數(shù)據(jù)來源及樣本描述

本研究以某市居民為調(diào)研對象，通過問卷星及線下發(fā)放問卷的形式進行數(shù)據(jù)收集。根據(jù)問卷填寫情況，共收集線上線下問卷429份，剔除無效問卷28份，回收有效問卷401份，有效比例為93.5%，滿足95%置信水平和5%置信區(qū)間的要求。

3 實證結(jié)果分析

3.1 量表的信效度檢驗

信度檢驗旨在測量問卷題項的可靠性和一致性。采用SPSS 26.0軟件測量問卷中參與態(tài)度、參與意愿、主觀規(guī)范、制度環(huán)境與參與行為等研究變量的克隆巴赫系數(shù)（Cronbach’s α），城市更新合作治理居民參與度的標準因子載荷及信效度分析結(jié)果見表1。由表1可知，各個變量的Cronbach’s α均在0.75以上，說明這些變量內(nèi)部一致性較好，通過信度檢驗。

效度檢驗能夠反映實際測量結(jié)果與所要測查結(jié)果的吻合程度，通常包含結(jié)構(gòu)效度和收斂效度。在結(jié)構(gòu)效度方面，本研究對所收集的401份問卷的數(shù)據(jù)進行KMO和巴特利特球形檢驗（Bartlett’s），結(jié)果顯示KMO=0.929（大于0.7），球形檢驗顯著性為0.000（小于0.05），且標準因子載荷量均大于0.5（表1），說明問卷的結(jié)構(gòu)效度較好。在收斂效度方面，通常通過平均變異數(shù)萃取量（AVE）和組合效度（CR）來衡量收斂效度，其中AVE大于0.36為可接受、大于0.5為理想狀態(tài)^[15]，CR值大于0.7為理想狀態(tài)。由表1可知，5個潛在變量的AVE均在0.43～0.59之間，CR值均在0.75以上，說明收斂效度較好。

3.2 模型擬合度檢驗

基于城市更新合作治理居民參與度的理論模型，對401份問卷數(shù)據(jù)進行結(jié)構(gòu)方程的擬合，模型擬合度見表2，大多數(shù)指標符合SEM的分析標準，表明數(shù)據(jù)與模型的擬合度較好。

3.3 路徑分析與假設(shè)檢驗

運用AMOS 26.0軟件對假設(shè)進行驗證分析，路徑系數(shù)和假設(shè)檢驗結(jié)果見表3、城市更新合作治理居民參與度的結(jié)構(gòu)方程模型如圖2所示。

（1）H1驗證成立，H2驗證不成立。居民在參與城市更新合作治理中，主觀規(guī)范對其參與態(tài)度產(chǎn)生正向影響，路徑系數(shù)為0.317，且P＜0.05，影響效果顯著，假設(shè)H1得以驗證。其中，在標準因子載荷中，SN₁、SN₃、SN₄和SN₅這4個觀察變量的因子載荷系數(shù)較高，分別為0.74、0.78、0.79和0.75，對主觀規(guī)范的解釋程度顯著，說明居民周圍的家人或朋友支持其參與城市更新合作治理。此外，4個觀察變量的均值分別為3.81、4.02、3.88、3.86，可知居民在參與城市更新合作治理之前，普遍感受到來自外部環(huán)境的較大壓力。然而，居民在參與過程中的主觀規(guī)范對其參與意愿的影響卻并不顯著，標準化路徑系數(shù)僅為0.07，因此假設(shè)H2的驗證不成立。

（2）H3和H4驗證均成立。在城市更新合作治理中，居民的參與態(tài)度對其參與行為起到了積極的推動作用，其路徑系數(shù)達到0.32，從而證實了假設(shè)H3成立。同時，參與態(tài)度對參與意愿的影響也顯著，標準化系數(shù)為0.65，且P<0.05，充分說明了參與態(tài)度對參與意愿的正向影響，進一步驗證了假設(shè)H4的成立。在測量模型中，RPA₁、RPA₂和RPA₅三個觀察變量的標準因子載荷系數(shù)分別為0.73、0.71和0.73，說明居民對參與城市更新合作治理的態(tài)度較為積極。同時，RPA₁、RPA₂和RPA₅的均值分別為3.96、4.17和4.09，說明現(xiàn)階段已有居民意識到參與城市更新合作治理的重要性。

（3）H5、H6和H7驗證均成立。制度環(huán)境對居民參與意愿的標準化系數(shù)為0.14，且P＜0.05，表明居民在參與城市更新合作治理的過程中，制度環(huán)境對其參與意愿有正向影響，H5假設(shè)成立。制度環(huán)境對參與行為的標準化系數(shù)為0.29，且P＜0.05，表明在城市更新合作治理的過程中，制度環(huán)境對居民的參與行為起到了積極的促進作用，H6假設(shè)成立。同時，制度環(huán)境對居民參與態(tài)度的標準化系數(shù)為0.54，且P＜0.05，表明居民在參與城市更新合作治理的過程中制度環(huán)境對其參與態(tài)度產(chǎn)生正向影響，H7假設(shè)成立。此外，解釋程度第一是IE₂，均值為4.22，大于平均數(shù)3，表明政府在原則和標準方面的支持對居民參與城市更新合作治理的效果較為重要；第二是IE₃，均值為4.16，表明完善的政策法規(guī)可以對居民參與度產(chǎn)生重要影響；第三是IE₁，均值為4.10，表明政府的支持可以對城市更新效果產(chǎn)生積極影響；第四是IE₄，均值為3.91，表明政府部門或社區(qū)工作人員能夠給居民創(chuàng)造機會參與城市更新相關(guān)治理的相關(guān)項目；第五是IE₅，均值為3.87，表明現(xiàn)階段居民參與城市更新合作治理時有較為完善的參與網(wǎng)絡(luò)。

3.4 中介效應(yīng)檢驗

通過上文路徑分析和假設(shè)檢驗的結(jié)果發(fā)現(xiàn)，主觀規(guī)范、參與意愿、參與行為和制度環(huán)境與參與態(tài)度之間存在著中介效應(yīng)，因此采用Bootstrap法來檢驗中介效應(yīng)。介效應(yīng)檢驗結(jié)果見表4。主觀規(guī)范和制度環(huán)境會間接影響居民的參與意愿和參與行為，而參與態(tài)度在這一過程中起到了關(guān)鍵的中介作用。

4 結(jié)論與建議

通過研究城市更新合作治理的居民參與度問題，本文可得出以下結(jié)論：

（1）居民參與城市更新合作治理時，主觀規(guī)范會對參與態(tài)度產(chǎn)生積極的正向影響。在主觀規(guī)范的測量模型中，觀察變量的平均值都高于平均水平，說明居民在整體上容易受到身邊的人或環(huán)境的影響，進而影響其對參與城市更新合作治理的態(tài)度。但主觀規(guī)范對參與意愿的直接影響并不顯著。一方面，主觀規(guī)范可能與居民的實際利益關(guān)聯(lián)度不高，居民可能不會因為社會期望或他人意見而強烈改變自身的參與意愿；另一方面，當居民參與城市更新合作治理時，他們既感受到來自他人和群體的支持，在無形中也會面臨一定的社會期望和壓力，而過高的社會壓力也可能導致居民的焦慮和不安，反而抑制了他們的參與意愿。

（2）居民參與城市更新合作治理的參與態(tài)度對_{UUm7+KsCJIHBPhUPZJpqaQ==}其參與行為和參與意愿均有正向影響。居民對城市更新合作治理的了解程度越高，參與意愿就越高。制度環(huán)境對居民的參與意愿、參與態(tài)度和參與行為有正向影響。完善的制度環(huán)境能夠為居民參與城市更新合作治理提供堅實的保障，有效地提升居民的參與意愿和參與態(tài)度，進而影響其參與行為。

（3）參與態(tài)度在參與意愿、主觀規(guī)范、制度環(huán)境與參與行為之間均存在中介效應(yīng)。在制度環(huán)境與參與意愿之間，參與態(tài)度的中介效應(yīng)尤為顯著，估計值為0.475，說明制度環(huán)境對居民參與態(tài)度的推動能有效提升參與意愿；在制度環(huán)境和參與行為之間，參與態(tài)度的中介效應(yīng)估計值為0.264，說明制度環(huán)境對參與態(tài)度的推動不僅能夠提升居民的參與意愿，而且還能夠提升居民的參與行為；在主觀規(guī)范和參與意愿之間，參與態(tài)度的中介效應(yīng)估計值為0.202，說明主觀規(guī)范雖然對居民參與意愿的直接影響并不顯著，但可以通過影響參與態(tài)度進而影響居民的意愿。

基于此，為提升城市更新合作治理的居民參與度本文提出以下3條措施：

（1）加大城市更新合作治理的宣傳力度，提升居民認知水平。居民對城市更新合作治理的認知水平很大程度上決定了參與態(tài)度和參與意愿。通過媒體宣傳、社區(qū)活動等方式，營造積極參與城市更新合作治理的社會氛圍。讓居民感受到參與治理的重要意義，激發(fā)他們的參與熱情。鼓勵居民積極參與社區(qū)活動，通過實踐鍛煉提高參與城市更新合作治理的能力和經(jīng)驗。培養(yǎng)居民的社會責任感和公民意識，讓他們愿意為公共利益做出貢獻，并積極參與城市更新的決策和實施過程。

（2）健全居民參與城市更新合作治理的相關(guān)制度政策，構(gòu)建多元主體參與的保護機制。完善的制度環(huán)境可以為居民參與城市更新合作治理提供法律上的支持和保障。各級政府可通過出臺相應(yīng)的法律法規(guī)，確保居民的參與權(quán)、表達權(quán)等得到合法保護，防止在參與過程中受到不公正待遇或權(quán)益受損。政府在決策和執(zhí)行過程中保持透明，公開相關(guān)信息。增加社會組織參與，如非營利機構(gòu)、社區(qū)服務(wù)中心等，提供社區(qū)調(diào)研、社會工作、居民培訓等支持，促進城市更新合作治理工作順利實施。

（3）建立有效的溝通渠道和參與機制，提升居民的參與意愿。利用社交媒體、網(wǎng)站、移動應(yīng)用等現(xiàn)代通信工具，建立在線互動平臺，方便居民隨時了解城市更新的信息，發(fā)表自己的觀點和意見，并與相關(guān)部門進行互動和交流。及時給予居民參與行為的正向反饋，如表揚、獎勵等，可以增強他們的參與意愿和持續(xù)性。同時，關(guān)注居民的反饋和建議，不斷改進和優(yōu)化合作治理的方式和效果。

5 結(jié)語

本研究基于計劃行為理論，通過構(gòu)建結(jié)構(gòu)方程模型對城市更新合作治理居民參與度的情況進行實證分析。結(jié)果表明，居民參與城市更新合作治理的態(tài)度會對其行為和意愿產(chǎn)生顯著影響；制度環(huán)境的完善與否直接關(guān)系到居民是否愿意、及以何種態(tài)度參與到城市更新合作中來；主觀規(guī)范對居民的參與態(tài)度具有積極的促進作用，但在直接影響參與意愿方面的作用并不顯著。同時，主觀規(guī)范和制度環(huán)境通過影響居民的參與態(tài)度，間接對居民的參與意愿和行為產(chǎn)生正向推動作用。針對研究結(jié)果，提出推動居民參與城市更新合作治理的相關(guān)建議，以期進一步推進居民參與城市更新合作治理的進程。

參考文獻

[1]林辰芳，杜雁，岳雋，等.多元主體協(xié)同合作的城市更新機制研究—以深圳為例[J].城市規(guī)劃學刊，2019（6）：56-62.

[2]自然資源部辦公廳.支持城市更新的規(guī)劃與土地政策指引（2023版）：自然資辦發(fā)[2023]47號.（2023-11-10）[2024-02-20].https：//www.gov.cn/zhengce/zhengceku/20 2

311/content_6916516.htm.

[3]崔慶宏，薛凱，王廣斌.公眾參與智慧城市建設(shè)的意愿、行為與績效關(guān)系研究[J].現(xiàn)代城市研究，2019（11）：113-119，131.

[4]李德智，谷甜甜，朱詩堯.老舊小區(qū)改造中居民參與治理的意愿及其影響因素研究——以南京市為例[J].現(xiàn)代城市研究，2020（2）：19-25，41.

[5]武照亮，靳敏.生態(tài)社區(qū)建設(shè)中居民參與程度度量及影響因素研究——以山東省東營市社區(qū)調(diào)查為例[J].環(huán)境污染與防治，2023，45（6）：885-891.

[6]賀慧，李文鼎，余艷薇.考慮街區(qū)空間環(huán)境的居民低碳出行行為意向研究[J].現(xiàn)代城市研究，2021（2）：121-125.

[7]AJZEN I.The Theory of planned behavior. organizational behavior and human decision processes[J].Journal of Geoscience and Environment Protection，1991（50）：179-211.

[8]張文瑞，張智光.碳中和背景下“互聯(lián)網(wǎng)+植樹”的公眾參與意愿及其對政府和企業(yè)主導模式的選擇[J].生態(tài)與農(nóng)村環(huán)境學報，2022，38（8）：992-1001.

[9]AJZEN I.Residual Effects of past on later behavior： habituation and reasoned action perspectives[J].Personality and Social Psychology Review，2002，6（2）：107-122.

[10]胡夢雅，孫彥，曹天慶，等.耕地面源污染治理農(nóng)戶參與意愿研究[J].水土保持研究，2021，28（4）：397-403.

[11]WILLIAMSON O E.The new institutional economics：taking stock，looking ahead[J].Journal of Economic Literature，2000，（2）：595-613.

[12]姜利娜，趙霞.制度環(huán)境如何影響村民的生活垃圾分類意愿——基于京津冀三省市村民的實證考察[J].經(jīng)濟社會體制比較，2021（5）：139-151.

[13]KANNAN G， YUE Z， GANG C. Analysis of factors influencing residents’ waste sorting behavior： a case study of Shanghai[J]. Journal of Cleaner Production，2022，349（15）：1-12.

[14]FU X， QIAN Q K， LIU G ，et al. OvLgep6ps1QYRayVoU+RWjZg==ercoming inertia for sustainable urban development： understanding the role of stimuli in shaping residents’ participation behaviors in neighborhood regeneration projects in China[J].Environmental Impact Assessment Review，2023（103）：1-12.

[15]KLINE RB.Principles and practice of structural equation modeling[M].Guildford：Guilford Press，2005.

收稿日期：2024-05-30

作者簡介：

王艷艷（1975—），女，博士，副教授，碩士研究生導師，

研究方向：城市更新、建筑工業(yè)化、建筑廢棄物。

欒慶祥（1994—），男，研究方向：城市更新。

崔文靜（通信作者）（1989—），女，博士，講師，研究方向：城市更新。