肖朔晨 李磊 朱亞飛 馬靜

(河北建筑工程學(xué)院經(jīng)濟(jì)管理學(xué)院，河北 張家口 075000)

0 引言

城市更新視域下，老舊小區(qū)改造為建筑業(yè)節(jié)能減排開辟了新途徑，在很大程度上減少了碳排放與能耗，符合“雙碳”理念。國(guó)內(nèi)學(xué)者對(duì)居民參與老舊小區(qū)改造的意愿進(jìn)行了諸多研究，如李德智等[1]通過計(jì)劃行為理論研究了南京市老舊小區(qū)居民參與意愿，張佳麗等[2]通過調(diào)研總結(jié)出影響衡水市居民參與老舊小區(qū)改造積極性的多個(gè)因素，但很少有學(xué)者探討居民的非理性因素與利他性?；诖?，本文以張家口市老舊小區(qū)居民為研究對(duì)象，基于計(jì)劃行為理論和規(guī)范行為理論，進(jìn)行居民改造意愿心理因素測(cè)度，收集問卷數(shù)據(jù)后利用結(jié)構(gòu)方程模型進(jìn)行數(shù)據(jù)分析，探究影響居民參與意愿的因素，分析提升其改造意愿的對(duì)策，從而加快“雙碳”目標(biāo)的實(shí)現(xiàn)和城市更新的進(jìn)程。

1 理論框架與研究假設(shè)

1.1 理論框架

1.1.1 計(jì)劃行為理論

計(jì)劃行為理論(TPB)由Ajzen于1985年提出，是當(dāng)前分析個(gè)體意圖與行為之間關(guān)系應(yīng)用最普遍的理論之一[3]。它通過感知行為控制(PBC)、主觀規(guī)范(SN)和態(tài)度(ATB)進(jìn)行行為意圖預(yù)測(cè)。其中，PBC是指?jìng)€(gè)體對(duì)執(zhí)行某種行為的掌控程度；SN是指一個(gè)人對(duì)施加于他的社會(huì)壓力的感知，這種壓力迫使他執(zhí)行或不執(zhí)行相關(guān)的行為；ATB通常被認(rèn)為是主觀規(guī)范和行為之間的中介要素，本研究不予考慮[4]。

1.1.2 規(guī)范激活理論

規(guī)范激活理論(NAM)由Schwartz于1977年提出，該理論認(rèn)為后果認(rèn)知(AC)、責(zé)任歸屬(AR)和個(gè)人規(guī)范(PN)是影響人行為的主要方面。其中，AC是指?jìng)€(gè)體對(duì)不實(shí)施某一行為可能會(huì)帶來(lái)的不良后果的認(rèn)知；AR是指?jìng)€(gè)體認(rèn)為其對(duì)不實(shí)施某一行為所造成的不良后果負(fù)有責(zé)任；PN是指?jìng)€(gè)體對(duì)自身責(zé)任與義務(wù)的認(rèn)知。規(guī)范激活理論最初用于解釋利他主義行為，此后擴(kuò)展到親社會(huì)行為。

1.1.3 計(jì)劃行為理論和規(guī)范激活理論的組合

居民參與老舊小區(qū)改造的行為可以從兩個(gè)角度分析：老舊小區(qū)改造相比大拆大建減少了能源消耗、降低了碳排放，這方面屬于親環(huán)境行為，是利他層次；參與改造后有更加舒適的環(huán)境并能增強(qiáng)自己的道德感，這方面屬于親我行為，是利己層次。一些學(xué)者認(rèn)為計(jì)劃行為理論屬于理性選擇模型[5]，忽略了個(gè)體、情境等差異對(duì)行為產(chǎn)生的影響[6]，不足以解釋居民參與小區(qū)改造的行為意向；而規(guī)范激活理論雖然在解釋親環(huán)境行為上有著較好的適配性，卻忽略了人的理性因素，所以在解釋利我行為以及自我能動(dòng)作用時(shí)不具有說服力[7]。因此，將計(jì)劃行為理論和規(guī)范激活理論相結(jié)合，能夠更好地解釋居民參與老舊小區(qū)改造的行為。Chen[8]分析了規(guī)范激活理論與計(jì)劃行為理論結(jié)合的有效性，并在親環(huán)境行為的背景下進(jìn)行了驗(yàn)證。

1.2 研究假設(shè)

Wang等[9]認(rèn)為，PBC在意愿研究中發(fā)揮著重要的作用，個(gè)體對(duì)自己感知的高度控制可以產(chǎn)生強(qiáng)烈的行為意圖。

Shin等[10]指出，PN對(duì)參與意愿有直接影響，當(dāng)PN被激活時(shí)個(gè)人的道德與客觀期望就會(huì)約束消費(fèi)者進(jìn)行綠色消費(fèi)活動(dòng)，進(jìn)而促使他們產(chǎn)生參與意愿。故假設(shè)：

H1：PBC對(duì)居民參與意愿(PI)產(chǎn)生正向影響。

H2：PN對(duì)居民參與意愿(PI)產(chǎn)生正向影響。

在綠色行為領(lǐng)域中AC對(duì)PN有正向影響[11]，居民對(duì)不參與小區(qū)改造產(chǎn)生了不利后果認(rèn)知，進(jìn)而激活PN來(lái)產(chǎn)生參與意愿。在AC、AR、PN三者關(guān)系中，許多研究表明AR起到中介作用，如DeGroot等[12]演繹了5種親環(huán)境行為的研究，發(fā)現(xiàn)多數(shù)情況下出現(xiàn)的是鏈?zhǔn)街薪槟Ｐ?。可見，?dāng)產(chǎn)生強(qiáng)烈的后果意識(shí)時(shí)會(huì)使AR產(chǎn)生正向作用進(jìn)而激活PN。故假設(shè)：

H3：AC對(duì)PN產(chǎn)生正向影響。

H4：AC對(duì)AR產(chǎn)生正向影響。

H5：AR對(duì)PN產(chǎn)生正向影響。

SN在本研究中指的是居民對(duì)于社會(huì)輿論與客觀環(huán)境所造成的壓力的感知，這種壓力可能促使居民產(chǎn)生改造小區(qū)的意愿。在SN和PN的關(guān)系上，SN先于PN[13]。耿紀(jì)超等[14]在居民出行方式選擇影響因素的研究中認(rèn)為，PBC直接影響PI，因?yàn)橹挥芯用穹艞壘幼〔鸾ǖ男伦》浚⑶矣袕?qiáng)大的自我暗示時(shí)才能正向強(qiáng)化PN。故假設(shè)：

H6：SN對(duì)PN產(chǎn)生正向影響。

H7：SN對(duì)PBC產(chǎn)生正向影響。

H8：PBC對(duì)PN產(chǎn)生正向影響。

基于上述假設(shè)構(gòu)建假設(shè)模型圖，如圖1所示。

圖1 假設(shè)模型圖

2 研究設(shè)計(jì)

2.1 問卷設(shè)計(jì)

問卷采用Likert 5級(jí)量表，通過分析問卷結(jié)果研究影響居民參與住房改造意愿的因素。通過查閱文獻(xiàn)，構(gòu)建6個(gè)維度的18個(gè)題項(xiàng)。表1為問卷具體的測(cè)量題目。

表1 問卷具體的測(cè)量題目

(續(xù))

2.2 案例地選擇與數(shù)據(jù)收集

本研究調(diào)查案例地為河北省張家口市，選取依據(jù)如下：①2021年張家口市15個(gè)縣區(qū)計(jì)劃改造176個(gè)老舊小區(qū)，涉及居民40 492戶，改造面積310.64萬(wàn)m2，成果頗豐，且老舊小區(qū)改造建設(shè)仍在進(jìn)行中；②張家口市人口密度較低，相比擴(kuò)大新建建筑數(shù)量，在現(xiàn)有基礎(chǔ)上改造老舊小區(qū)實(shí)現(xiàn)經(jīng)濟(jì)社會(huì)效益的雙增值更為穩(wěn)妥；③我國(guó)有很多與張家口市類似的四線城市，對(duì)其進(jìn)行實(shí)證研究有利于同類型城市成果推廣、方案實(shí)施及改進(jìn)。通過實(shí)地調(diào)研以及分發(fā)網(wǎng)絡(luò)問卷的方式進(jìn)行數(shù)據(jù)回收，本研究共計(jì)發(fā)放430份問卷，回收413份，其中有效問卷395份，其樣本人口統(tǒng)計(jì)學(xué)特征見表2。

表2 樣本人口統(tǒng)計(jì)學(xué)特征

(續(xù))

3 數(shù)據(jù)分析

3.1 信效度檢驗(yàn)

利用SPSS 26進(jìn)行問卷的信度檢驗(yàn)，測(cè)量結(jié)果顯示每個(gè)維度的Cronbach’α系數(shù)與CR值均大于0.7的可接受值，各維度通過一致性檢驗(yàn)。

效度檢驗(yàn)包括收斂效度與區(qū)分效度的檢驗(yàn)。收斂效度用AVE值分析，當(dāng)大于0.5時(shí)[19]，維度具有良好的收斂效度。同時(shí)，該構(gòu)念A(yù)VE平方根均大于構(gòu)念間標(biāo)準(zhǔn)化回歸權(quán)重系數(shù)時(shí)，表示該模型具有良好的區(qū)分效度。由表3和表4可知，效度檢驗(yàn)均符合標(biāo)準(zhǔn)。

表3 信度效度檢驗(yàn)表

(續(xù))

表4 區(qū)別效度檢驗(yàn)

3.2 結(jié)構(gòu)方程模型擬合度檢驗(yàn)

通過AMOS 26對(duì)模型擬合度進(jìn)行檢驗(yàn)，指標(biāo)均達(dá)到可接受標(biāo)準(zhǔn)，指標(biāo)以及參考范圍見表5。

表5 結(jié)構(gòu)方程模型的擬合優(yōu)度指數(shù)

3.3 假設(shè)檢驗(yàn)

假設(shè)檢驗(yàn)結(jié)果見表6，所提出的7個(gè)假設(shè)在95%的置信區(qū)間上得到了支持，1個(gè)假設(shè)未得到支持。原因可能是：①?gòu)埣铱谑惺且粋€(gè)四線城市，地方居民的文化水平無(wú)法與一流城市比肩；②第七次人口普查數(shù)據(jù)顯示，張家口市常住人口減少了226 583人，老齡化程度逐步加深。在地域、年齡以及文化水平的制約下，居民對(duì)環(huán)境惡化的程度沒有較強(qiáng)的敏感性，也沒有意識(shí)到拆建所產(chǎn)生的不利性后果。當(dāng)居民們都認(rèn)為這是一件無(wú)關(guān)緊要的事情時(shí)，就會(huì)認(rèn)為這不屬于自身的責(zé)任，導(dǎo)致無(wú)法激活PN。

表6 路徑關(guān)系檢驗(yàn)結(jié)果

3.4 中介效應(yīng)檢驗(yàn)

中介效應(yīng)可以分析自變量對(duì)因變量影響的過程和作用機(jī)制，通過Bootstrap法進(jìn)行中介效應(yīng)分析。經(jīng)檢驗(yàn)，三組路徑均為部分中介，具體分析結(jié)果見表7。

表7 中介效應(yīng)分析表

3.5 方差分析

通過方差分析判斷不同水平是否對(duì)觀測(cè)變量產(chǎn)生了顯著影響，若顯著，則用LSD法對(duì)不同組別的差異進(jìn)行多重比較分析。由于篇幅的限制，本研究只給出產(chǎn)生顯著差異的變量。研究表明，不同收入樣本對(duì)于PBC、AR、AC呈現(xiàn)出差異性，不同學(xué)歷樣本對(duì)于PBC呈現(xiàn)出差異性。不同收入會(huì)使得物質(zhì)條件、接觸的社會(huì)圈層產(chǎn)生差異，這就導(dǎo)致在行為控制力、責(zé)任承擔(dān)以及對(duì)事后結(jié)果的聯(lián)想性具有分歧與差異；學(xué)歷的差異也導(dǎo)致個(gè)體在感知控制力上參差不齊，往往高學(xué)歷的樣本更具有明顯的控制力。但在本研究中，博士對(duì)PBC的表現(xiàn)較為消極，可能是由于學(xué)識(shí)的廣博性促使其對(duì)改造進(jìn)行了更多維度的分析與思考，站在全過程角度認(rèn)為老舊小區(qū)改造存在一定短板。方差分析結(jié)果見表8，收入和學(xué)歷的多重比較結(jié)果如圖2所示。

圖2 收入、學(xué)歷的多重比較結(jié)果

表8 方差分析結(jié)果

4 結(jié)語(yǔ)

本研究通過問卷調(diào)查法對(duì)河北省張家口市居民參與老舊小區(qū)改造的意向進(jìn)行了調(diào)研，確定了各影響因素與居民參與意愿之間的關(guān)系。計(jì)劃行為理論和規(guī)范激活理論的結(jié)合提高了模型的實(shí)用性和預(yù)測(cè)性，并進(jìn)一步從利己、利他角度解釋了居民參與小區(qū)改造意愿的理性原因和道德原因。研究顯示，PN、PBC是居民參與改造小區(qū)的驅(qū)動(dòng)因素，說明參與小區(qū)改造是受到居民利己和利他雙重驅(qū)動(dòng)作用的復(fù)雜心理過程。而SN和AR是PN和PBC的先導(dǎo)因素，可通過中介作用間接影響近端因素進(jìn)而對(duì)參與意愿產(chǎn)生影響。此外，群組比較中不同收入樣本對(duì)于PBC、AR、AC呈現(xiàn)出差異性，不同學(xué)歷樣本對(duì)于PBC呈現(xiàn)出差異性。本研究有助于理解影響居民參與老舊小區(qū)改造的心理因素，可為政府從經(jīng)濟(jì)和道德方面擬定和實(shí)施相關(guān)政策以及鼓勵(lì)居民參與小區(qū)改造提供參考。