高黎輝

摘 要：鶴壁市?？h順河村于2013年被列入河南省傳統(tǒng)村落名錄，村域內歷史遺存豐富，民俗文化種類較多，由于近年來村內無序性建設的現象發(fā)生，村落空間宜居環(huán)境遭到不同程度的破壞。文章以順河村空間宜居環(huán)境滿意度為研究對象，通過因子分析法提取出影響其滿意度的兩大影響因素，分別為“村落風貌與基礎設施”“村落綠化與公共服務設施”，根據分析結果提出改善浚縣順河村空間宜居環(huán)境的解決辦法。

關鍵詞：傳統(tǒng)村落;滿意度調查;?？h順河村;因子分析

鶴壁市?？h順河村最早形成于元代，是一個因水運碼頭而興起的村落，經歷了明清時期的發(fā)展而形成了“四鋪”格局（三鋪的部分區(qū)域和四鋪在建國后劃分為菜園村），即“頭鋪開店、二鋪賣飯、三鋪摷紙、四鋪菜園”。順河村現下轄魚市街、順河街和紙坊街三個自然村，村域內歷史遺存薈萃，民俗文化豐富，主要歷史遺存有：大運河永濟渠滑浚段（現已被列入世界文化遺產名錄）從村中穿流而過，?？h明代古城墻（全國重點文物保護單位）屹立于村頭，始建于明代的云溪橋（全國重點文物保護單位）橫跨衛(wèi)河兩岸，另外，雙西會館（山陜會館）舊址與傳統(tǒng)民居散落在順河村內。民俗文化有：?？h家喻戶曉的《狗門胡同傳說》從順河村流傳至今，紙坊街高蹺、順河街花船是?？h民間社火表演中歷史悠久、表演技藝較高的項目;除此之外，順河村還有始于明清時期摷紙技藝、順河村花饃與木版年畫等?？？h順河村于2013年入選首批河南省傳統(tǒng)村落名錄。

?？h順河村雖然歷史遺存與民俗文化薈萃，但近年來在城市化的吸引和城鎮(zhèn)化建設浪潮的影響下，順河村傳統(tǒng)建筑自然磨損和順河村無序性發(fā)展的現象嚴重，這對順河村傳統(tǒng)村落的空間宜居性造成很大的影響。本文以順河村空間宜居環(huán)境滿意度為研究對象，找出影響其滿意度的主要因素，根據結論進行策略的制訂，這也對傳統(tǒng)村落的保護有一定的借鑒意義。

一、調查問卷的設計與發(fā)放情況

筆者通過大量的文獻查閱的方式找出可能會影響順河村空間宜居環(huán)境的因素，在前人的研究基礎上并結合順河村現有狀況進行細化、補充與篩選，最終確定19個因素。根據這19個因素來進行問卷問題的設計，問卷問題如下：Q1供電情況、Q2生活污水排放情況、Q3糞便處理情況、Q4垃圾處理情況、Q5通訊設施狀況、Q6村容村貌、Q7住房及庭院空間、Q8能源設施、Q9文化娛樂設施、Q10照明設施、Q11教育條件、Q12醫(yī)療設施狀況、Q13水體水質、Q14街巷空間風貌、Q15公共空間的設置、Q16街巷空間植被覆蓋情況、Q17公共空間植被覆蓋情況、Q18本村整體的植被覆蓋情況、Q19植被種類。

本次問卷的問題選項采用的是李克特五分量表的形式，對不同的滿意程度設置相應的分值，即非常滿意（5分）、比較滿意（4分）、一般（3分）、不太滿意（2分）、很不滿意（1分）。

本次調研采用的簡單隨機抽樣的方式對?？h順河村村民進行問卷調研，問卷共分實地調研與網絡調研兩種形式，調研時間從2019年5月26日至2019年6月5日，共計發(fā)放調查問卷120份，收回調查問卷112份，有效問卷為103份，問卷有效率為85.8%。

二、問卷數據及模型檢驗

信度（Reliability）代表量表的一致性或穩(wěn)定性，即問卷數據反映實際情況的可靠性。在社會科學領域中的李克特量表的信度估計，多采用克隆巴赫α（Cronbach α）系數。當α≥0.9時，說明問卷可信度非常高;當0.9>α≥0.8時，說明問卷量表可信度較高;當0.8>α≥0.7，說明問卷量表仍有一定可信度價值;當α<0.7時，說明問卷需重新設計及調研。本次問卷數據借助SPSS19.0軟件進行計算，得出克隆巴赫α系數為0.954（表1），說明問卷可信度極高。

效度檢驗通常運用KMO檢驗與Bartlett 球形檢驗來判斷該數據適合因子分析。

Kaiser給出了一個KMO標準：KMO≥0.9，非常適合;0.8≤KMO<0.9，適合;0.7≤KMO<0.8，一般;0.6≤KMO<0.7，不太適合;KMO<0.5，不適合。

在Bartlett 球形檢驗中，我們先結果進行假設，原假設H0即數據不宜做因子分析，備擇假設H1即數據適宜做因子分析。如果該概率值小于預先設定的顯著性概率（預設顯著性概率為P值<0.05），則拒絕原假設，說明原始變量之間存在相關性，數據適合做因子分析;反之，若值大于預先給定的顯著性概率，則數據不宜做因子分析。

通過SPSS19.0軟件對本次問卷數據進行檢驗（表2），KMO相關系數為0.925，非常適合進行因子分析;顯著性概率為0.000小于0.05，拒絕原假設H0，說明問卷可以運用因子分析法。

三、因子分析

通過SPSS19.0軟件分析提取出2個公共因子，第一、第二個公共因子的特征值分別為10.346和2.176，均大于提取標準，且累計方差貢獻率為65.903%。綜上所述，量表有良好的結果效度。

為了能直觀地區(qū)分2個公共因子，筆者通過SPSS19.0軟件將旋轉后的因子荷載矩陣進行排序。如表3所示，原始變量中的“能源設施”與“教育條件”在旋轉后因子載荷矩陣的表現不佳，且它們的因子載荷均小于0.5，因此將它們舍棄。

公共因子F1包括“糞便處理”“供電設施”“生活污水排放”“水體水質”“本村居住環(huán)境”“垃圾處理”“醫(yī)療設施”“通訊設施”“照明設施”“街巷空間風貌”“住房及庭院空間”11個原始變量。其中，“糞便處理”“供電設施”“生活污水排放”“水體水質”“垃圾處理”“醫(yī)療設施”“通訊設施”“照明設施”屬于“基礎設施”范疇，“村容村貌”“街巷空間風貌”“住房及庭院空間”屬于“村落風貌”范疇。因此，公共因子F1被命名為“村落風貌與基礎設施”。

公共因子F2包括“植被種類”“街巷空間植被覆蓋情況”“公共空間植被覆蓋情況”“公共空間的設置”“整體植被覆蓋情況”“文化娛樂設施”6個原始變量。其中，“植被種類”“街巷空間植被覆蓋情況”“公共空間植被覆蓋情況”“整體植被覆蓋情況”屬于村落綠化范疇，“公共空間的設置”和“文化娛樂設施”屬于公共服務設施范疇。因此，公共因子F2被命名為“村落綠化與公共服務設施”。

四、結語

綜上所述，“基礎設施與村落風貌”和“村落綠化與公共服務設施”是影響村民對順河村傳統(tǒng)村落空間宜居環(huán)境滿意度的主要因素。為響應傳統(tǒng)村落保護的相關政策及促進村落的健康發(fā)展，首先應當加強衛(wèi)生、排水、照明、通訊設施等基礎設施建設;改善村落風貌，對街巷空間風貌、傳統(tǒng)民居建筑的內外空間進行整修和維護，提升傳統(tǒng)村落人居環(huán)境。其次，增加村落植被覆蓋，在山邊與河邊以及植被稀少的區(qū)域進行植被種植;以村民需求為出發(fā)點，健全公共服務設施種類。另外，當地村民應增強保護意識，發(fā)揮主觀能動性，只有村民參與到傳統(tǒng)村落保護和發(fā)展中，才能促進傳統(tǒng)村落健康、持續(xù)地發(fā)展。

參考文獻：

[1]周丹青.基于Logit回歸模型的通勤者出行行為與個人主觀幸福度的研究[D].重慶交通大學，2017.

[2]張鵬.基于因子分析的自然資源類旅游景區(qū)旅客滿意度實證研究[D].延邊大學，2009.

[3]徐珍.觀光采摘園的游客滿意度研究[D].南京農業(yè)大學，2011.

[4]張靖宇.關于互聯(lián)網金融產品用戶接受度影響因素的調查與分析[D].華僑大學，2018.

[5]黃穎.古鎮(zhèn)游客間互動、體驗價值及滿意度的關系研究[D].浙江大學，2014.

作者單位：

河南工業(yè)大學