張欣欣，畢如田，田惠文，劉慧芳

（1山西農業(yè)大學資源環(huán)境學院，山西太谷 030801；2黃河中下游數字地理技術教育部重點實驗室，河南大學，河南開封 475004；3河南大學環(huán)境與規(guī)劃學院，河南開封 475004）

0 引言

近20 年來，中國城市建成區(qū)擴建達2.5×104km2，人均建設用地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，城鎮(zhèn)存量建設用地存在嚴重的低效利用問題。由此，原國土資源部出臺[2013]3 號文件，《關于印發(fā)開展城鎮(zhèn)低效用地再開發(fā)試點的指導意見的通知》提出在浙江、廣東、遼寧等10 個省份開展城鎮(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，經濟發(fā)達地區(qū)節(jié)約集約用地意識總體較強，各改造開發(fā)主體積極性高，在欠發(fā)達地區(qū)，城鎮(zhèn)土地呈現低矮連片住宅布局散亂等現象。住宅用地改造涉及政府、居民及開發(fā)商等利益相關者，加之正式制度的制約與低效用地改造運行機制的局限，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權復雜難征收的現實困境[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，集聚效應日益凸顯[3-4]。從經濟學角度，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)達地區(qū)建設用地指標計劃分配模式較發(fā)達地區(qū)粗放[5-6]，加之多主體及其利益關系的復雜性，在城鄉(xiāng)二元結構體制下，居民內心渴望改造，其行為也會產生差異。從空間政治學角度，低效住宅用地界定為設施落后、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設施，二是仍然保持著某些鄉(xiāng)村景觀，住區(qū)居民具有小農經濟思想和價值觀念[7-8]，居民現實生活狀況也是影響再開發(fā)改造及社會穩(wěn)定的關鍵因素[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，國內外學者展開了大量研究，研究表明，居民意愿的調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。縱觀已有研究，李海燕等[10]在感知價值框架下研究了武漢江夏區(qū)居民征收前后感知變化，認為經濟水平、公共基礎設施水平等對居民征地意愿具有正向影響，小學、初中等社會服務價值的影響不顯著。嚴瑞河等[11]分析了北京郊區(qū)居民城鎮(zhèn)化意愿，認為個人、家庭、政策制度等因素綜合影響居民意愿，城鎮(zhèn)化搬遷成本和個人因素影響較強。金細簪等[12]研究對比了杭州市居民拆遷意愿與行為選擇的差異，探索了其行為與預期意愿背離的主要原因，即拆遷補償和制度執(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)農戶空心村整治的意愿因素，結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、搬遷補償滿意程度具有負向影響。綜上，在評價指標選擇方面，多選用個人因素、家庭因素、地域因素、政策因素等。研究方法采用多指標綜合評價法[14-15]，運用Probit模型和Logistic回歸進行分析驗證，結構方程模型也逐漸得以應用[16]。

從區(qū)域地理空間及經濟發(fā)展水平上看，研究對象大多為發(fā)達地區(qū)，對于欠發(fā)達地區(qū)的研究較少。因此，本研究在已有研究基礎上，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，在分布式認知理論框架下，利用榆社縣低效用地再開發(fā)調查數據構建結構方程模型，分析欠發(fā)達地區(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)與數據來源

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，全縣總人口14.04 萬人，建設用地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、基礎設施配套不足的城中村等。由于自然地理環(huán)境限制，榆社縣經濟發(fā)展緩慢，有限的財政制約土地資源的高效利用，外出擇業(yè)成為居民主要生計方式。其突出的經濟地域特點對研究欠發(fā)達地區(qū)城鎮(zhèn)低效用地再開發(fā)居民意愿具有典型性。

1.2 數據來源及特征

本研究所采用的數據來源于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查，采取隨機抽樣調查的方式，進行居民基本信息及意愿等調查；并采用半結構化訪談法對國土局相關部門人員進行調查，訪談內容包括低效住宅用地改造模式、資金、效果、補償等情況。綜上，共計發(fā)放問卷300份，回收295份問卷，有效率達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)為半兼農和非農戶，占比45.76%。

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

2 理論基礎與研究方法

2.1 理論基礎與研究假說

分布式認知理論(Distributed Cognition Theory，DCT)由Hatch 和Gardner 率先提出[17]（圖1），強調個體與周圍環(huán)境及文化層面的互動博弈，打破以往只局限于個體特征的束縛[18]，包含“個人力”、“地域力”及“文化力”3個層次。其中，“個人力”代表個體在一定環(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、對個體認知有影響的其他個體；“文化力”代表個體生活慣例和信仰，是更加抽象的概念。相關實證研究證明，個體認知活動受“個人力”、“地域力”、“文化力”的共同作用，3個系統(tǒng)也會相互作用、彼此影響，對于復雜環(huán)境下個體認知活動具有較強的解釋力[19]。

心理學研究表明，個體行為傾向作為個體認知的響應，會影響個體之間的協(xié)調性[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，受經濟損失、心理負擔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并提出以下研究假說：

（1）假說一(H1)：“個人力”對居民改造認知具有正向影響?！皞€人力”處于中心系統(tǒng)，表明個體認知的經驗和傾向，其認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、社會地位等個體差異，導致土地價值觀念存在差異性，進而影響改造意愿[10-12]。

（2）假說二(H2)：“地域力”對居民改造認知具有負向影響?！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，影響居民改造認知的本地資源稟賦包含基礎設施滿意度、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、附屬房屋數量和房屋建筑年代[15,21]等指標。

（3）假說三(H3)：“文化力”對居民改造認知具有正向影響?！拔幕Α弊鳛樽钔鈱酉到y(tǒng)，與“個人力”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[19]作為衡量指標。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的依賴性，在再開發(fā)中往往處于弱勢地位，這就產生一種“風險規(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，拆遷補償價款作為居民承擔拆遷風險的補償，也是重要的“文化力”因素[14]。

2.2 研究變量選取與數據檢驗

在分布式認知理論框架下，結合研究區(qū)實際情況及結構方程模型要求，選取17個題項，采用李克特5點量表對實際調查數據進行賦值，如表1。

在SPSS統(tǒng)計軟件環(huán)境下，首先進行Cronbach’sα系數檢驗，結果為0.844，達到信度檢驗要求；其次進行KMO 和Bartlett’s 球形檢驗，結果顯示，KMO=0.829，Sig.=0.000(Sig.＜0.01)，表明相關系數差異性顯著，滿足因子分析的要求。

采用主成分分析法對測量指標進行探索性因子分析，依據檢驗標準[10]，將性別(GE)、職業(yè)(CR)、附屬房屋數量(AQ)3項測量指標剔除，因子載荷為0.475、0.464、0.309。剩余13 個測量指標信度與效度檢驗結果如表2，并匯成3個特征根大于1的有效因子，累計方差貢獻率為65.593%，超過60%的最低標準。

2.3 研究方法

結構方程模型(Structural Equation Modeling，SEM)廣泛應用于分析意愿影響因素的領域，由于居民改造意愿無法直接衡量，需要測度指標來反映，符合SEM 的模型分析要求。本研究試圖構建“個人力”(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模型，利用其“因素分析”及“線性回歸”統(tǒng)計技術，對假設模型進行辨識、估計與驗證[22]。一般由線性方程式(1)～(3)所表示。

表1 指標選取與量表設計

表2 信度與效度檢驗結果

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

式(3)為結構模型，B為內在潛變量間的關系；Γ為外源潛變量對內在潛變量的影響；ζ為殘差。

依據分布式認知理論及低效住宅用地居民改造意愿影響因素指標選取，構建“個人力”(PS)、“地域力”(RS)、“文化力”(CS)3個外生變量，相關關系用“? ”表示，改造認知度(RC)一個內生潛變量，與外生潛變量因果關系用“→”表示，如圖2。

3 結果與分析

3.1 結構方程模型檢驗

3.1.1 驗證性因子分析采用AMOS 軟件進行驗證性因子分析，驗證測量模型與結構模型的適配度，驗證結果如圖3。驗證標準：一階外源潛在變量標準化路徑系數小于0.95的標準[23]。

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

3.1.3 增加路徑釋義5 條路徑均通過顯著性檢驗（表4），回歸路徑系數均為正，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，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變；增加路徑e1-e10，表明年齡與生活方式改變接受度負相關，隨著年齡的增長，生活習慣、生活條件趨向于穩(wěn)定，接受外界物質環(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償滿意度正相關，房屋建筑時間越久遠越希望改造，對現有拆遷補償越滿意；增加路徑e2-e10，表明受教育程度越高，越具備承擔生活所需成本的能力，對生活方式的改變更易接受。

3.2 假說檢驗及模型結果

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

依據模型分析及假說檢驗結果，表明測量模型滿足適配條件，同時，“個人力”(PS)→“地域力”(RS)、“地域力”(RS)→“文化力”(CS)、“個人力”(PS)→“文化力”(CS)以及增列的5 條路徑之間的協(xié)方差估計值在1%水平下顯著，說明SEM模型對樣本數據具有較好的擬合效果，模型結果如圖4。在改造開發(fā)過程中注重拆遷補償、居民土地情結、政策因素及個人因素的影響，而地域環(huán)境對居民認知具有負向影響，在欠發(fā)達地區(qū)，城鄉(xiāng)人居環(huán)境、基礎設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)計表

表4 增加路徑估計值

表5 假說檢驗結果

3.3 結果分析

（1）假說證實角度：“個人力”(PS)、“地域力”(RS)、“文化力”(CS)3 個系統(tǒng)共同影響改造認知(RC)，三者標準化路徑系數均在1%的置信區(qū)間顯著，表明居民改造認知符合分布式認知理論框架，居民對改造認知的主觀響應受到“個人力”(PS)、“地域力”(RS)、“文化力”(CS)3 個系統(tǒng)的綜合影響。其中，“文化力”影響程度最大，“個人力”影響次之，“地域力”影響較弱，標準化路徑系數分別為0.826、0.783、-0.322?？赡艿脑蚴怯捎谇钒l(fā)達地區(qū)特有的人文特征，對于居民而言，拆遷補償價款與期望值的差異，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鍵因素。對于政府而言，欠發(fā)達地區(qū)政府財力不足，拆遷補償價格要高于新開發(fā)土地的成本，出現集中連片區(qū)難以開發(fā)的現象。其次承載本地戶籍人口與外來租戶的低效住宅區(qū)，居民群體異質性分化，原有居民生活習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)達地區(qū)受限的地理區(qū)位、縣域城市規(guī)劃、基礎設施水平與發(fā)達地區(qū)具有較大差異，但對于生活在縣域內部的居民而言，居民對縣域整體環(huán)境優(yōu)劣的認知差異性不明顯。

（2）因子作用方向角度：年齡(AG)、人均居住面積(AS)、基礎設施滿意度(IA)、醫(yī)療滿意度(MA)、教育滿意度(EA)、土地情結(LP)共6 個因子對改造認知(RC)的作用方向是負向，這一研究結果與田雙清[13]、吳萌[19]等的結論一致。研究表明被調查居民年齡越大，土地情結越嚴重，越不愿意進行改造，同時被調查者對基礎設施、醫(yī)療和教育越不滿意，越愿意進行改造。受教育情況(EC)、平均月收入(AI)、房屋建筑時間(HA)、拆遷補償滿意度(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 個因子對改造認知(RC)的作用方向是正向，這一研究結果與田雙清[13]、李巖[14]等的結果相同，因子標準化路徑系數越大，居民改造意愿越強烈。與上述研究不同之處在于研究的客體不同，測度指標體系也有所差異，經實地調研，得出人均居住面積越小，居民越傾向改造。房屋建筑時間對低效住宅區(qū)改造影響較大，即房屋相對越舊，居民改造意愿越強烈。

（3）因子貢獻角度：“個人力”(PS)包含個體特征、家庭特征等描述居民內生性的功能指標，表示個體在認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 項觀測指標的因子載荷系數分別為0.822、0.759、-0.663，表現為不同年齡、文化水平、家庭經濟情況的群體產生不同的改造意愿，人口結構趨于“弱化”和“老化”，生計資本的累積與居民自身條件的差異問題不容忽視。其中家庭生計條件起到決定性的作用，平均月收入越高，生活水平越高，對于生活質量要求越高，其改造意愿越強烈；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對措施，更注重生活品質的提升，更傾向于改造；年齡影響相對較弱，由于欠發(fā)達地區(qū)低效住宅區(qū)居民人口過疏化與老齡化嚴重，年輕人外出務工現象明顯，而對于年齡較大的居民，現有住宅是其養(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，表征居民在改造認知活動中對外部環(huán)境和本地情境的功能性反饋，如圖4，人均居住面積(AS)＞房屋建筑時間(HA)＞醫(yī)療滿意度(MA)＞教育滿意度(EA)＞基礎設施滿意度(IA)，4 項觀測指標的因子載荷系數分別為0.864、-0.824、0.658、0.647、0.303。其中，人均居住面積和房屋建筑時間影響較為顯著，實地調研發(fā)現，人均居住面積越小的住宅，對房屋資產價值的期望值相對不高，居民生活幸福感有所降低，其越愿意進行改造，房屋建筑年代越久遠，居民改造意愿越強烈。究其原因，由于欠發(fā)達地區(qū)城鎮(zhèn)化水平較低，居住區(qū)房屋建設結構單一化、多為空置、低矮住宅，公共管理與公共服務職能逐步退化，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象，更容易產生改造的傾向。整體上看，居民對現有住宅區(qū)的基礎設施、醫(yī)療和教育越不滿意越傾向于改造。

“文化力”(CS)包括居民對當前社會文化及政策了解等的評價指標，如圖4，拆遷補償滿意度(CA)＞土地情結(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項觀測指標的因子載荷系數分別為0.901、-0.858、0.682、0.555、0.296，表明拆遷補償價格作為居民損失與補償相平衡的感知測度，表現為改造價款與居民物質和精神的“雙重損失”的匹配程度對居民改造認知的重要影響。欠發(fā)達地區(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)達地區(qū)不完善的土地市場及政策環(huán)境存在必然聯系，居民生活方式改變越接受，越向往品質高、有保障的生存物質條件，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和精神訴求，采用政府主導、居民參與、市場化運作等方式推進城鎮(zhèn)有機更新[24]。目前，城鎮(zhèn)低效用地改造在全國范圍展開，研究熱點集中于政策分析[9]、某一類型低效用地評價等方面[25]，低效用地認定及策略選擇[26]，關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中出現，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)達城市[11-12]，對于欠發(fā)達地區(qū)的研究較少。本研究在分布式認知理論框架下，從“個人力”、“地域力”、“文化力”3 個層次構建了居民分布式認知的結構方程模型圖，詳細分析了欠發(fā)達地區(qū)居民在改造認知上的影響因素構成與作用機理，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)達地區(qū)低效住宅用地再開發(fā)提供指導。

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“個人力”、“地域力”、“文化力”3 個層次選取的指標和作用方向與實況相結合，“個人力”、“文化力”與改造意愿呈正相關，“地域力”與改造意愿呈負相關，與吳萌[30]等對失地農民保障行為的影響研究結果存在異同點。相同之處在于個人因素和文化因素與居民改造認知具有相互促進的關系，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”與改造意愿具有負向影響。從指標上看，易婧[31]對內江市中心城區(qū)棚戶區(qū)改造居民意愿的影響因素開展研究，發(fā)現居民年齡、受教育程度對改造意愿具有負向影響，生活滿意度、政策了解程度對改造意愿呈正相關，這與本研究結果相吻合。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果一致，人均居住面積對改造意愿的作用方向為正相關，與本研究結果相反，可能的原因是由于欠發(fā)達地區(qū)政府資金不足，對于居民而言，居住面積越大，對房屋資產價值的期望值越高，越不愿意進行改造。因此，加強住宅區(qū)公共環(huán)境改造，科學制定改造補償標準和利益分配規(guī)則，結合住宅區(qū)居民意愿、建筑年代、住區(qū)肌理，因地制宜的進行改造開發(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行研究，發(fā)現居住時間越長，參與治理的意愿越強，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)越的生產生活條件，居民居住時間越久，對社區(qū)的歸屬感越強，越注重社區(qū)改造項目的參與，同時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)達地區(qū)，低效住宅區(qū)居民外出務工現象明顯，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，擔心改造后自身的安置和養(yǎng)老問題，不愿意進行改造。因此，在低效住宅用地進行改造時，政府應關注居民群體的異質性分化、改善征地拆遷的內外部制度環(huán)境，實現從空間、功能等物質層面到人文、風俗等非物質層面的系統(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)意愿主要受到個人因素、地域因素及文化因素的綜合影響，尤其在欠發(fā)達地區(qū)，縣域自身城市建設較發(fā)達地區(qū)還有一定差距。因此，在影響居民意愿的指標選取方面還應結合地區(qū)實際進行調整與完善，同時，樣本質量也會受不同研究區(qū)域居民群體特征差異的影響，如何確定模型檢驗所需的樣本質量與數量仍需進一步研究。

5 結論

本研究基于分布式認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行分析，得出以下結論：“文化力”、“個人力”、“地域力”標準化路徑系數為0.826、0.783、-0.322，分別為最主要、關鍵、重要的影響層次。年齡、人均居住面積、基礎設施滿意度、醫(yī)療滿意度、教育滿意度、土地情結與居民改造意愿呈負相關，受教育程度、家庭平均月收入、房屋建筑時間、拆遷補償滿意度、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。其中，平均月收入、人均居住面積、房屋建筑時間、拆遷補償滿意度和土地情結是影響居民改造意愿的顯著性因素，關注居民群體異質性分化，改善居住條件、提高拆遷補償，可提高居民參與改造的積極性。