李強(qiáng)年 王景莉 周巖

(1.蘭州理工大學(xué)，甘肅 蘭州 730030；2.甘肅建投科技研發(fā)有限公司，甘肅 蘭州 730030)

0 引言

老舊小區(qū)整治工作應(yīng)探索建立政府帶頭組織、社區(qū)負(fù)責(zé)執(zhí)行、社區(qū)內(nèi)住戶積極參與的工作機(jī)制[1]，但在現(xiàn)實(shí)的改造工程中，居民參與流于表面，缺乏管理主體，參與意識不強(qiáng)，各參與方溝通薄弱，居民沒有意愿參與、沒有精力和時(shí)間參與以及沒有途徑參與等問題凸顯[2]，嚴(yán)重阻礙了老舊小區(qū)改造的發(fā)展，導(dǎo)致改造目標(biāo)難以實(shí)現(xiàn)。許多學(xué)者對老舊小區(qū)改造中居民參與不足的問題進(jìn)行了研究：李德智等[3]基于計(jì)劃行為理論(TPB)，以南京市居民為研究對象，探究了影響居民參與老舊小區(qū)改造治理的影響因素；樊舒舒[4]基于社會實(shí)踐理論(TSP)對老舊小區(qū)改造中居民參與度的影響因素及影響機(jī)理進(jìn)行了分析，提出場域、慣習(xí)和資本對居民參與度有顯著影響；鄧祺等[5]基于TSP從社會資本以及慣習(xí)出發(fā)，對失地農(nóng)民融入社會過程的影響因素進(jìn)行分析，并提出提高失地農(nóng)民社會融入程度的建議。

綜上所述，現(xiàn)有學(xué)者主要運(yùn)用TPB或TSP對居民參與進(jìn)行分析，TPB主要用于分析主觀因素的影響，缺乏對慣習(xí)和社會資本等客觀變量的考慮，而TSP主要從場域、慣習(xí)以及社會資本的角度解釋個(gè)體實(shí)踐產(chǎn)生的過程[4]，很少考慮態(tài)度以及控制力等主觀變量的影響。因此，TSP可以補(bǔ)充TPB在客觀變量方面的不足，而TPB可以彌補(bǔ)TSP在主觀因素方面的缺陷。鑒于此，本文結(jié)合TPB與TSP理論，充分考慮態(tài)度、主觀規(guī)范、知覺行為控制、資本和慣習(xí)等主客觀因素對居民參與老舊小區(qū)改造的影響并構(gòu)建理論模型。

1 理論模型與研究假設(shè)

1.1 計(jì)劃行為理論

1.1.1 理論基礎(chǔ)

TPB是用來分析多種因素如何共同作用來影響一個(gè)人對執(zhí)行某行為的意愿，從而對人的實(shí)際行為產(chǎn)生影響的理論，這些因素包括態(tài)度、主觀規(guī)范、知覺行為控制等[6]。態(tài)度指基于自身價(jià)值觀對于周圍的人或者事物所持有的想法、看法或行為傾向[7]；主觀規(guī)范指他人及社會壓力對于個(gè)人是否采取某一行為所發(fā)揮的作用；知覺行為控制包括自我效能感與外在控制力[8]。

1.1.2 研究假設(shè)

TPB理論認(rèn)為，一個(gè)人的行為會受到自身意愿的直接影響，而自身意愿會受到社會壓力等主觀規(guī)范及自我效能感和控制力的影響[9]。王麗麗等[10]在研究居民參與環(huán)境治理影響因素時(shí)，實(shí)證分析了居民參與環(huán)境治理的意愿受態(tài)度、主觀規(guī)范和知覺行為控制的影響；趙新民等[11]在運(yùn)用雙變量共線性模型對農(nóng)村居民參與環(huán)境治理的影響因素進(jìn)行分析時(shí)，提出重要性認(rèn)知、態(tài)度以及主觀規(guī)范對農(nóng)村居民進(jìn)行環(huán)境治理的意愿有正向影響；李德智等[3]在探究南京市居民參與老舊小區(qū)改造治理的影響因素時(shí)，提出態(tài)度等主觀變量可以正向作用于治理意愿?；谏鲜隼碚撆c文獻(xiàn)整理，提出以下假設(shè)：

H1：居民的參與意愿會正向影響其參與老舊小區(qū)改造的行為。

H2：居民的參與態(tài)度會正向影響其參與老舊小區(qū)改造的意愿。

H3：居民的態(tài)度會正向作用于其參與老舊小區(qū)改造工程的行為。

H4：在老舊小區(qū)改造工程中居民的參與意愿會受到周圍親戚朋友的看法等主觀規(guī)范的正向作用。

H5：親戚朋友的看法等主觀規(guī)范會對居民的態(tài)度產(chǎn)生正向作用。

H6：對老舊小區(qū)改造工程的自信和了解程度等知覺行為控制會對居民的參與意愿產(chǎn)生正向作用。

H7：對老舊小區(qū)改造工程的自信和了解程度等知覺行為控制會對居民的參與態(tài)度產(chǎn)生正向作用。

1.2 社會實(shí)踐理論

1.2.1 理論基礎(chǔ)

TSP是利用場域、資本和慣習(xí)分析個(gè)體行為的理論，主要闡述人的實(shí)踐行為會受到各種變量的影響，如環(huán)境、周圍人群以及對相關(guān)認(rèn)識的理解等[4]。

1.2.2 研究假設(shè)

社會實(shí)踐理論指出，場域、慣習(xí)和社會資本共同作用進(jìn)而影響行為的產(chǎn)生。李德智等[7]在分析老舊小區(qū)居民參與海綿化改造的影響因素時(shí)，指出慣習(xí)及資本對居民參與老舊小區(qū)改造有顯著影響；岳經(jīng)綸等[12]在研究公眾參與的實(shí)踐差異性時(shí)指出，慣習(xí)對公眾參與有正向顯著影響；黃少華[13]在分析社會資本對網(wǎng)絡(luò)政治參與行為的影響因素時(shí)，發(fā)現(xiàn)社會資本對人的參與行為有正向顯著影響?；谏鲜隼碚撆c文獻(xiàn)整理，提出以下假設(shè)：

H8：日常生活的環(huán)境等慣習(xí)會對居民參與老舊小區(qū)的行為產(chǎn)生正向作用。

H9：個(gè)體所擁有的資本會對居民參與老舊小區(qū)改造的行為產(chǎn)生正向作用。

1.2.3 理論模型構(gòu)建

在以上理論分析和研究假設(shè)的基礎(chǔ)上，建立居民參與老舊小區(qū)改造的影響因素理論模型，如圖1所示。

2 實(shí)證分析

2.1 問卷設(shè)計(jì)

本研究采用問卷調(diào)查和現(xiàn)場采訪的方式進(jìn)行數(shù)據(jù)收集，并對數(shù)據(jù)進(jìn)行分析，進(jìn)而對構(gòu)建的模型進(jìn)行實(shí)證。問卷包括以下內(nèi)容：①問卷說明和答題指引；②控制變量；③觀測變量。問卷共設(shè)計(jì)潛變量7個(gè)、觀測變量23個(gè)。采用李克特5級量表打分法對題項(xiàng)打分。變量因子及信度分析結(jié)果見表1。

表1 變量因子及信度分析結(jié)果表

2.2 數(shù)據(jù)收集及樣本特征

調(diào)查對象為蘭州市老舊小區(qū)居民。抽取蘭州市三個(gè)老舊小區(qū)發(fā)放調(diào)查問卷，包括七里河區(qū)的蘭木家屬院、城關(guān)區(qū)的伏龍坪街道281～286號、安寧區(qū)的十里店街道南街小區(qū)。發(fā)出問卷351份，收回有效問卷281份，有效率達(dá)80%，有效樣本基本特征見表2。根據(jù)數(shù)據(jù)樣本特征分析結(jié)果可以發(fā)現(xiàn)，樣本的各個(gè)控制變量均符合實(shí)際情況，可以進(jìn)行下一步分析。

表2 有效樣本基本特征表

(續(xù))

2.3 量表分析與假設(shè)檢驗(yàn)

2.3.1 量表信度與效度

基于計(jì)劃行為理論和社會實(shí)踐理論，同時(shí)參考已有的相關(guān)研究文獻(xiàn)編制量表，問卷的內(nèi)容效度良好。運(yùn)用SPSS 23.0軟件進(jìn)行信度檢驗(yàn)，結(jié)果顯示Cranach’sα都大于0.7，說明樣本數(shù)據(jù)可靠；運(yùn)用SPSS 23.0對研究數(shù)據(jù)進(jìn)行結(jié)構(gòu)效度分析，得到KMO值為0.814大于標(biāo)準(zhǔn)值0.7，觀測變量標(biāo)準(zhǔn)因子荷載值全部大于標(biāo)準(zhǔn)值0.5，Bartlett’s球狀檢驗(yàn)值小于0.05，均符合標(biāo)準(zhǔn)，表明問卷結(jié)構(gòu)效度非常好。

2.3.2 模型擬合與假設(shè)檢驗(yàn)

利用AMOS 22.0軟件擬合所建立的理論模型，結(jié)果見表3。運(yùn)用結(jié)構(gòu)方程模型(SEM)對居民參與老舊小區(qū)改造影響因素理論模型進(jìn)行實(shí)證分析，結(jié)果見表4和圖2。

表3 模型適配度分析結(jié)果表

表4 SEM假設(shè)檢驗(yàn)結(jié)果分析表

圖2 結(jié)構(gòu)方程模型擬合結(jié)果圖

2.4 結(jié)果與分析

2.4.1 研究結(jié)果分析

(1)“參與意愿→參與行為”的影響路徑系數(shù)為0.825，并且在0.01的水平上顯著，假設(shè)H1得到驗(yàn)證。參與意愿和參與行為的各測量變量荷載系數(shù)都非常高，說明測量題項(xiàng)對變量有較明顯的解釋作用，但是所有測量題項(xiàng)的平均值在均分(3分)上下徘徊，說明居民參與老舊小區(qū)的積極性并不高。

(2)“參與態(tài)度→參與意愿”的影響路徑系數(shù)為0.268，并且在0.01的水平上顯著，假設(shè)H2得到驗(yàn)證。各觀測變量對參與態(tài)度的解釋程度較高，系數(shù)分別為0.848、0.855、0.829和0.853，各觀測變量平均值分別為3.14、2.94、2.89和3.15，表明居民對老舊小區(qū)改造的認(rèn)知對其參與態(tài)度的影響最顯著，但是在提升自我價(jià)值、學(xué)習(xí)新技能以及說服周圍親戚朋友參與改造項(xiàng)目等方面的積極性并不高。老舊小區(qū)改造中居民參與態(tài)度對其參與行為的影響路徑系數(shù)只有0.045，并且在0.1的水平上都不顯著，假設(shè)H3不成立。

(3)“主觀規(guī)范→參與意愿”的路徑系數(shù)為0.500，并且在0.01的水平上顯著，假設(shè)H4得到驗(yàn)證。SN2、SN3這兩個(gè)題項(xiàng)的系數(shù)分別為0.891和0.878，說明與政府、居委會的影響相比，親戚朋友等對居民參與老舊小區(qū)改造的影響更顯著。

(4)“主觀規(guī)范→參與態(tài)度”的路徑系數(shù)僅有0.081，并且在0.1的水平上不顯著，假設(shè)H5不成立。這說明在居民參與老舊小區(qū)改造的過程中，其態(tài)度不受政府、家人、朋友的影響，而是更注重自我內(nèi)心的看法。

(5)“知覺行為控制→參與意愿”的影響路徑系數(shù)為0.193，并且在0.01的水平上顯著，假設(shè)H6得到驗(yàn)證。關(guān)于知覺行為控制的4個(gè)測量題項(xiàng)荷載系數(shù)較高，說明知覺行為控制受時(shí)間、精力以及控制力的影響。此外，4個(gè)測量變量的均值分別為2.88、2.95、2.99和2.91，表明居民參與老舊小區(qū)改造的知覺行為控制程度不高。

(6)“知覺行為控制→參與態(tài)度”的影響路徑系數(shù)為0.301，并且在0.01的水平上顯著，假設(shè)H7得到驗(yàn)證。這說明自我效能和控制力強(qiáng)的人擁有更積極的參與態(tài)度。

(7)“慣習(xí)→參與行為”的影響路徑系數(shù)為0.220，并且在0.01的水平上顯著，假設(shè)H8成立。慣習(xí)的測量變量中，HE1、HE2和HE3的荷載系數(shù)分別為0.786、0.814和0.782，說明在日常生活中，居民關(guān)于老舊小區(qū)改造的認(rèn)知越高越容易形成良好的參與慣習(xí)，居民積極地與鄰居交流老舊小區(qū)改造的意見與建議也會促進(jìn)良好參與慣習(xí)的形成。但HE1、HE2和HE3的均值只有2.91、3.01和3.02，說明居民在老舊小區(qū)改造中并沒有形成良好的參與慣習(xí)。

(8)“慣習(xí)→參與行為”的影響路徑系數(shù)為0.132，并且在0.01的水平上顯著，假設(shè)H9成立。資本的觀測變量SC1和SC3對資本的解釋顯著，說明居民對政府越信任、對當(dāng)前的參與網(wǎng)絡(luò)越滿意，其參與改造的積極性就越高。SC1、SC2和SC3的平均值分別為2.94、2.98和2.96，說明現(xiàn)階段小區(qū)住戶對當(dāng)?shù)卣块T不信任，對老舊小區(qū)改造的政策、法律法規(guī)和參與網(wǎng)絡(luò)也不滿意。

綜上可知：居民參與老舊小區(qū)改造的態(tài)度不積極，知覺行為控制程度不高，對政府的信任程度不高，對老舊小區(qū)改造的政策和參與網(wǎng)絡(luò)也不滿意。

2.4.2 具體建議

為了促進(jìn)居民積極參加老舊小區(qū)改造工程，提出以下應(yīng)對措施和建議：

(1)加強(qiáng)老舊小區(qū)改造宣傳，促使居民形成正確的參與態(tài)度。通過輿論宣傳讓居民充分了解老舊小區(qū)改造知識，強(qiáng)化居民對老舊小區(qū)改造工程的認(rèn)識，轉(zhuǎn)變居民對老舊小區(qū)改造工作的態(tài)度。

(2)將老舊小區(qū)改造的相關(guān)內(nèi)容及信息透明化，降低居民參與難度。從老舊小區(qū)改造的實(shí)際控制感出發(fā)，通過給居民宣傳成功的老舊小區(qū)改造案例，讓居民在老舊小區(qū)改造中獲得自信和滿足，切實(shí)感受到老舊小區(qū)改造帶來的好處，從而提高參與效能感，培養(yǎng)居民在老舊小區(qū)改造中的權(quán)利意識，以此提高居民的參與感和成就感。

(3)營造較好的生活環(huán)境，使居民養(yǎng)成好的慣習(xí)。通過開展有針對性的社區(qū)活動，維系居民之間的親密關(guān)系，增強(qiáng)居民之間的交流，營造良好的參與氛圍，培養(yǎng)居民較好的參與慣習(xí)，進(jìn)而提高居民的參與積極性。

(4)建立較為完善的反饋機(jī)制，提高社會資本參與度。建立健全居民參與制度，建立有效的多方溝通體系，提升居民對政府的信任程度以及對老舊小區(qū)改造政策和參與網(wǎng)絡(luò)的滿意程度，激發(fā)居民參與老舊小區(qū)改造的積極性。

3 結(jié)語

本文以計(jì)劃行為理論與社會實(shí)踐理論為基礎(chǔ)，全面考慮影響居民參與老舊小區(qū)改造的主客觀因素，構(gòu)建理論模型，通過SEM對理論模型進(jìn)行擬合檢驗(yàn)，并基于蘭州市三個(gè)老舊小區(qū)的調(diào)查數(shù)據(jù)進(jìn)行實(shí)證分析。研究發(fā)現(xiàn)：①居民參與老舊小區(qū)改造項(xiàng)目的意愿會對其行為產(chǎn)生影響，而主觀規(guī)范、態(tài)度和知覺行為控制會顯著影響居民參與老舊小區(qū)改造的意愿，但在實(shí)際改造過程中居民的參與態(tài)度并不積極，知覺行為控制水平也不高；②與他人交往的密切程度、自我認(rèn)知的程度、對政府的信任程度以及對參與老舊小區(qū)改造的網(wǎng)絡(luò)滿意程度都會對居民的參與行為產(chǎn)生顯著影響，但是當(dāng)前老舊小區(qū)居民對政府的信任程度并不高，對老舊小區(qū)改造的政策和參與網(wǎng)絡(luò)也不滿意。針對研究結(jié)果，提出提高老舊小區(qū)改造居民參與積極性的措施與建議，以期推動老舊小區(qū)改造進(jìn)程，提升老舊小區(qū)改造成效。