何葉榮,朱丹丹

(安徽建筑大學 經(jīng)濟與管理學院,安徽 合肥 230601)

老舊小區(qū)改造已成為我國當前存量房發(fā)展時期的重要舉措。住建部初步統(tǒng)計,2021年,我國開始了5.56萬個老舊小區(qū)的改造工程,涉及965萬戶的居民(中華人民共和國住房和城鄉(xiāng)建設部)。盡管中央和地方財政提供了大力的資金支持,但其面臨的資金缺口仍十分復雜[1]。面對過重的財政負擔,傳統(tǒng)的資金籌措方式逐漸顯露其不適應性,如何吸引社會資本參與成為老舊小區(qū)持續(xù)改造的關鍵因素[2]。各地政府為了吸引社會資本的有效參與,頒布了各種激勵性的政策文件,一定程度上提高了社會資本參與的積極性。但在實踐過程中,由于與居民協(xié)調(diào)困難、市場機制未形成、利益分配模式不清晰等原因,社會資本參與的積極性仍不高。

國外對于舊住區(qū)改造的研究較早,其研究主要與“城市更新”相結合[3],詳細闡述了國外城市更新從大拆大建的現(xiàn)代住房建設到更加靈活多樣的社區(qū)局部改造[4],更新資金的來源從政府主導轉向市場化主導最終形成公、私、社區(qū)三方合作模式[5]。國內(nèi)學者針對老舊小區(qū)改造的研究主要是從改造評價、改造模式以及改造困境等方面出發(fā)。關于對改造效果的評價,學者們主要從“居民滿意度”出發(fā)進行了研究,呂飛等(2019)[6]通過使用修正后的IPA分析法對各項指標的滿意度和重要程度進行優(yōu)先級排序,客觀地反映出居民的改造訴求。李德智等(2019)[7]認為居民參與老舊小區(qū)改造的意愿有利于老舊小區(qū)改造的實施。在改造模式方面,國內(nèi)學者結合改造內(nèi)容和資金來源形成了不同體系。蔡云楠等(2017)[8]對改造內(nèi)容進行了歸納,提出了“微改造”模式來解決目前老舊小區(qū)改造內(nèi)容中存在的問題。李嘉珣(2021)[9]從資金籌措方式出發(fā),將改造模式劃分為政金合作模式和社會資本的自主維育模式。資金籌措問題是老舊小區(qū)改造中的重點,也是難點。近年來,關于老舊小區(qū)改造的資金來源的研究比較多,且大部分文獻認為資金問題已成為老舊小區(qū)改造可持續(xù)性的關鍵問題。李志和張若竹(2019)[10]分析了老舊小區(qū)在微改造時面臨的困境,發(fā)現(xiàn)單一的融資模式給政府帶來了巨大的財政壓力,明確了市場機制在老舊小區(qū)改造中的重要性。任榮榮和高洪瑋(2021)[11]總結了美日英的投融資模式演變和特點,強調(diào)吸引社會資本參與改造的重要性。徐曉明(2021)[12]通過對深圳、重慶等多個城市調(diào)研發(fā)現(xiàn)投資回報不穩(wěn)、改造關聯(lián)主體眾多等問題影響社會資本的參與。

綜上,關于老舊小區(qū)改造的研究,國內(nèi)外學者已有了一定的成果,但是針對改造的資金問題的文獻較少,大多數(shù)學者僅從社會資本參與的必要性和途徑進行分析,但很少有對社會資本參與的行為動機因素進行研究。因此,本文以計劃行為理論為基礎,構建了社會資本參與老舊小區(qū)改造的行為意愿假設模型,并采用結構方程分析法對該模型假設進行驗證分析,研究社會資本對老舊小區(qū)改造參與意愿影響因素及其作用關系,為促進老舊小區(qū)改造市場化提供依據(jù)。

1 理論模型及研究假設

計劃行為理論(theory of planned behavior,TPB)認為,衡量決策者行為的關鍵標準是決策主體對某一具體行為的意愿[13],主體的行為意愿越強,采取特定行為的意愿越強;反之亦然。而主體對特定行為的態(tài)度、主觀規(guī)范(他人的支持)和感知行為控制(如能力、資源等實際可以控制的條件)共同影響其行為意愿。其基本假設是:行為主體在具體行為中表現(xiàn)越肯定,主觀規(guī)范就越積極,即他人對特定行為的支持越大,知覺行為控制能力越高,如自身的能力越高,對信息和資源的控制越高,則對特定行為的行為意愿越強;反之則越弱。計劃行為理論綜合了行為主體的內(nèi)部因素的關聯(lián)和外部環(huán)境的作用以及對主體行為的控制程度[14]。因此,它對決策行為有很好的預測作用。

社會資本參與老舊小區(qū)改造是一種決策行為,其影響因素眾多。而從經(jīng)濟學的角度來說,社會資本主要是以營利為目的的經(jīng)濟組織,追求最大化的經(jīng)濟利潤。但決策行為是受到外部環(huán)境和內(nèi)部因素雙重影響的有限理性,因此社會資本參與老舊小區(qū)改造的行為意愿也遵循著計劃行為理論的內(nèi)在邏輯,即計劃行為理論對社會資本參與老舊小區(qū)改造的行為意圖和自我效能有很好的解釋力。在實際中,社會資本參與老舊小區(qū)改造的行為意愿受到經(jīng)濟效益、風險、外部壓力等因素的影響。故此,計劃行為理論適用于社會資本參與老舊小區(qū)改造行為意愿的研究。

1.1 行為態(tài)度及其影響因素

行為態(tài)度是決策者對特定行為預期結果的認知和評估,從而決定對該行為產(chǎn)生積極或消極的影響;行為意愿反映了主體在執(zhí)行某一具體行為過程中,所愿做出的努力水平[14]。在本次研究中,社會資本參與老舊小區(qū)改造的行為態(tài)度反映了社會資本對該行為的評估。企業(yè)組織的目的是盈利,投資成本低、投資收益高和良好的企業(yè)形象均可能吸引社會資本的參與。因此,在項目前期決策中,預判到的良好的經(jīng)濟效益和社會效益對社會資本方執(zhí)行該行為起到了促進作用。基于此,提出研究假設:

H1:社會資本的行為態(tài)度正向影響其參與的行為意愿。

1.2 主觀規(guī)范及其影響因素

主觀規(guī)范是指主體感受到的社會壓力影響決策者的意愿,這種壓力往往來自主體中的個體或團體的期望,這些壓力也反映了對主體行為態(tài)度的影響[14-15]。企業(yè)行為受到市場需求的驅動,隨著市場需求的逐漸增加,眾多企業(yè)將會投身于老舊小區(qū)改造項目中,企業(yè)高管人員的態(tài)度會受到行業(yè)內(nèi)標桿企業(yè)動向的影響。此外,老舊小區(qū)改造市場化進程中涉及到施工方、材料供應商及物業(yè)公司等各類企業(yè),其合作單位實力同樣影響著企業(yè)的參與意愿。當外部環(huán)境強力倡導或制度引導行為主體時,行為主體傾向于接受行為,基于此,提出研究假設:

H2:社會資本的主觀規(guī)范正向影響其參與的行為意愿。

1.3 知覺行為控制及其影響因素

知覺行為控制反映了過去的經(jīng)驗和預期的阻礙,決策者根據(jù)其所掌握的經(jīng)驗和信息對將某項行為實施控制,決策者感知到自己所掌握的信息越多,控制能力越強,實施某項行為的可能性就越大[16]。社會資本參與老舊小區(qū)改造行為的信心來源于企業(yè)擁有的資源和能力,企業(yè)能力主要體現(xiàn)在企業(yè)的技術經(jīng)驗、管理運作和資金管理的總和[17]。在老舊小區(qū)改造中,企業(yè)有豐富的改造技術經(jīng)驗以及資金保障等便會促進企業(yè)參與意愿;反之,企業(yè)則失去參與老舊小區(qū)改造的信心。基于此,提出研究假設:

H3:社會資本的知覺行為控制正向影響其參與的行為意愿。

1.4 政府和居民因素

老舊小區(qū)改造是一項復雜的民生工程,需要政府、市場、居民等多主體協(xié)同合作,市場主體由于其受內(nèi)外因素的影響,需要政府實施措施對其進行調(diào)節(jié)。政府的政策專用性越強,對社會資本的影響越強,如政府的專項財政補貼和稅收優(yōu)惠等。居民是老舊小區(qū)改造的受益者和改造后設施和服務的付費者,作為老舊小區(qū)改造的核心利益主體,居民的意見影響老舊小區(qū)改造的整體實施進程。居民對改造的認知水平較強的改造需求以及付費的意識提高能夠減少社會資本與居民之間的沖突。根據(jù)計劃行為理論,主體行為的態(tài)度是對預期結果的認知。此外,政府和居民因素決定老舊小區(qū)改造的方向,影響社會資本獲取完善的信息和對資源的有效控制等,進而影響社會資本的決策行為?；诖?提出研究假設:

H4:政府因素正向影響社會資本參與的行為態(tài)度。

H5:政府因素正向影響社會資本參與的知覺行為控制。

H6:居民因素正向影響社會資本參與的行為態(tài)度。

H7:居民因素正向影響社會資本參與的知覺行為控制。

基于上述研究假設,本文構建了在老舊小區(qū)改造項目中影響社會資本參與行為因素的假設模型。

2 數(shù)據(jù)來源與樣本描述性統(tǒng)計

2.1 問卷設計

為了科學有效地識別社會資本參與老舊小區(qū)改造行為意愿的影響因素,本文首先邀請了21名專家進行訪談,訪談對象為高校相關專業(yè)教授、房產(chǎn)企業(yè)高管、銀行機構和政府部門相關人員,旨在了解社會資本參與改造意愿的影響因素。其次,在知網(wǎng)中檢索“老舊小區(qū)”“社會資本”“PPP”等關鍵詞頻,結合計劃行為理論分析框架,整理及合并后初步得到26個影響因素。詳見表1所示。最后,采用Likert 5級量表設計問卷。正式調(diào)查采用線上調(diào)查方式,微信平臺進行發(fā)放。發(fā)放對象選取房地產(chǎn)開發(fā)公司、銀行等金融機構、房產(chǎn)媒體、高校和政府部門,共計發(fā)放353份,有效問卷231份,有效率為65.4%。

表1 問卷問題設置Tab.1 Questionnaire question setting

2.2 樣本描述性統(tǒng)計

在231份調(diào)研樣本中,地方政府部分占比23%,房產(chǎn)開發(fā)公司和銀行等金融機構占比42%,房產(chǎn)媒體占比13%,高校教師及相關研究人員占比22%;本科以上學歷占比61.9%,且從事5年以上房產(chǎn)相關工作占比57.6%,說明在受訪中普遍學歷較高且房地產(chǎn)相關工作的經(jīng)驗豐富。總的來說,調(diào)研樣本綜合考慮了老舊小區(qū)改造的特點,具有較好的代表性,因此,樣本數(shù)據(jù)適用于社會資本參與老舊小區(qū)改造意愿行為的研究。

3 數(shù)據(jù)分析與結果

3.1 信度和效度檢驗

學術界廣泛使用克倫巴赫系數(shù)(Cronbach’s α值)進行信度檢驗,一般認為Cronbach’s α值大于 0.9 是十分可信的,Cronbach’s α值介于0.7～0.8 之間是可信的,Cronbach’s α 值低于 0.7 是不可信的,問卷量表的總體Cronbach’s α值為0.957,各影響因素潛在變量Cronbach’s α值均大于0.8,說明量表中各潛變量的測量指標是可靠的。

統(tǒng)計學中普遍認為,適配度和一致性較高的模型量表,其觀測題項的標準化因子的負荷值在0.5～0.95之間。因此,本研究刪除了因子載荷小于0.5的題項BA1、題項BA3、題項SN1、題項SN5、題項PBC1、題項PBC2、題項RI3、題項GI3。其余題項結合各項指標的評價標準,一般認為因子載荷應大于 0.5;潛變量組合信度(composite reliability,CR)用以表示構面指標的內(nèi)部一致性,通常要求在0.7以上;平均提取方差值(average variance extracted,AVE)指的是所得到的數(shù)據(jù)能在多大程度上表示潛變量,以 0.5 為門坎值。由表2可知,本研究中的各項標準化因子載荷量都超過0.6的基本規(guī)定;各項因素的CR值都在0.7標準值以上;所有觀測變量的AVE值均滿足0.5以上的標準。綜上所述,量表具備良好的收斂效度。

表2 信度和收斂效度分析匯總表Tab.2 Summary of reliability and convergence validity analysis

3.2 結構方程模型分析

3.2.1模型擬合度檢驗

本研究從社會資本視角出發(fā),構建社會資本參與老舊小區(qū)改造行為意愿模型。本文從絕對擬合指標數(shù)和相對擬合指標數(shù)兩個方面來檢驗模型的擬合情況。從絕對擬合指數(shù)看,判定模型擬合度的指標一般不用擬合優(yōu)度卡方值(CMIN)和自由度(DF),而采用卡方自由度比(CMIN/DF)來評估,當CMIN/DF數(shù)值低于3時代表模型可接受;擬合度指標(goodness-of-fit index,GFI)和調(diào)整后擬合度指標(adjusted goodness-of-fit index,AGFI)衡量理論模型與實際數(shù)據(jù)之間的適配程度,其取值范圍從0至1不等,通常認為大于0.8代表模型可以接受;殘差均方和平方根(root mean square residual,RMR)和漸進殘差均方和平方根(root mean square error of approximation,RMSEA)則從殘差出發(fā),評估數(shù)據(jù)與模型之間的一致性,通常情況下,RMR值低于0.05是可以被接受的,RMSEA 值在0.05至0.08之間代表模型一致性良好;從絕對擬合指數(shù)看,標準擬合指數(shù)(normel fit index,NFI)、非正態(tài)化擬合指數(shù)(Tacker-Lewis index,TLI)和比較擬合指數(shù)(comparative fit index,CFI)是用來比較兩個對立模型或提出的模型與虛無模型之間的適配度,其數(shù)值越趨近于1,意味著模型適配度越高,模型越理想。如表3所示,本研究中的各項適配度指標均達到了理想的數(shù)值,說明該模型對數(shù)據(jù)具有良好的擬合效果,我們可以根據(jù)其展開社會資本參與老舊小區(qū)改造意愿因素之間關系的深入研究。

表3 整體擬合系數(shù)表Tab.3 Table of overall fitting coefficients

3.2.2研究假設檢驗

社會資本為老舊小區(qū)改造帶來了新的改造模式,老舊小區(qū)改造不再局限于改善水管、加裝電梯等基礎類的改造,而以滿足居民改善型生活為目標,呈現(xiàn)多元化改造模式特點。為探析影響社會資本參與改造行為各因素的作用機理,本文采用結構方程模型進行了檢驗。主要以臨界值(CR) 的絕對值高于1.96、顯著性水平P值低于0.05為參考,評估模型估計參數(shù)顯著性水平,以及各個潛在變量的重要性水平。結果分析表明:如圖1和表4所示,H1、H3、H4、H5、H6、H7通過了驗證,這表明行為態(tài)度與知覺行為控制能積極影響社會資本參與改造的行為意愿,而行為態(tài)度與知覺行為控制表現(xiàn)受到政府與居民因素的積極影響;H2沒有通過檢驗,即主觀規(guī)范對行為意愿有正向影響的假設不成立。

圖1 實際得到的模型及標準化路徑系數(shù)Fig.1 Actual model and standardized path coefficient

表4 路徑檢驗結果Tab.4 Path inspection results

3.2.3中介效應檢驗

社會資本參與老舊小區(qū)改造是多主體共同協(xié)作的過程,本文以行為態(tài)度和知覺行為控制為中介,考察政府因素和居民因素與行為意愿之間的影響關系,檢驗了行為態(tài)度和知覺行為控制的中介效應。本文利用Bootstrapping信賴區(qū)間法來預估間接效果的標準誤和信賴區(qū)間。如表5所示,按照Bias-correclted和Percentile上下區(qū)間不包括0,且Z值≥1.96的要求,即行為態(tài)度和知覺行為規(guī)范的中介效應在5%的顯著性水平下顯著存在。其行為態(tài)度、知覺行為控制對政府因素和行為意愿之間的中介效應占總效應的比重分別為37%、61.2%;行為態(tài)度、知覺行為控制對居民因素和行為意愿之間的中介效應占總效應的比重為38%、58.2%。

表5 標準化的Bootstrap中介效應檢驗Tab.5 Standardized Bootstrap mediation effect test

4 結果與討論

本文的目的在于探究社會資本參與老舊小區(qū)改造的行為意愿的影響因素及其作用機理。立足于政府、市場和居民協(xié)同合作的基礎上,構建計劃行為理論下的假設模型,主要研究結論如下:

4.1 行為態(tài)度和知覺行為控制顯著正向影響其行為意愿

研究發(fā)現(xiàn),行為態(tài)度能夠直接正向影響參與意愿,即社會資本對參與老舊小區(qū)改造項目的評價越高,參與的意愿程度越高。根據(jù)圖1顯示的研究結果,行為態(tài)度最重要的解釋變量是收益預期,其標準化路徑系數(shù)是0.84,這預示著在其他條件不變的情況下,收益預期變動1個單位,主體行為態(tài)度改變0.84個單位,說明獲得利潤是社會資本的根本動力;同時,占領潛在市場和促進企業(yè)發(fā)展戰(zhàn)略轉型也對社會資本參與老舊小區(qū)改造的行為態(tài)度起到一定的積極作用。這一檢驗結果與李芊等[18]學者的研究觀點一致,若社會資本通過參與老舊小區(qū)改造項目能夠提高企業(yè)社會形象和聲譽,獲得較高的回報率能激勵社會資本的參與意愿。

根據(jù)圖1的計算結果,知覺行為控制對社會資本參與老舊小區(qū)改造意愿具有顯著的正向的影響效應。根據(jù)Ajzen[14-15]對知覺行為控制的解釋,知覺行為控制不僅反映主體對信息的可獲得性,而且反映主體控制所需資源的能力,良好的信心和資源的可獲得性推動著主體行為。融資能力的標準化因子載荷為0.85,是最顯著的影響因素。老舊小區(qū)改造是一項投資規(guī)模大且投資回收期長的項目,因此,社會資本的融資能力強積極影響社會資本的行為意愿;此外,復雜性越低項目在定義資金投入、技術設備和其他因素方面的標準就越低,進而促進了社會資本更強的自我效能感;將社會資本導入項目的專業(yè)化技術,減少經(jīng)營的風險,增加實際回報,均對社會資本主體的參與行為意愿產(chǎn)生積極影響。

4.2 主觀規(guī)范對社會資本參與改造的行為意愿無顯著影響

研究結果顯示,假設H2不成立,說明主觀規(guī)范對社會資本參與老舊小區(qū)改造的行為意愿不存在顯著影響。老舊小區(qū)改造是一項工程復雜、利益協(xié)調(diào)困難的系統(tǒng)性工程,傳統(tǒng)以政府出資為主的改造模式下,市場難以找到盈利渠道進入,市場主體對老舊小區(qū)改造項目“成本-盈利”整體如何達到平衡及盈利實現(xiàn)模式?jīng)]有清晰明確的認知與把握,實際參與老舊小區(qū)改造的市場主體仍不多。

4.3 政府與居民因素影響其行為態(tài)度與知覺行為控制

政府是老舊小區(qū)改造的引導者,也是市場的調(diào)節(jié)者。研究數(shù)據(jù)表明,政府因素對社會資本方的行為態(tài)度與知覺行為控制均有顯著影響,標準化路徑系數(shù)為0.46和0.65,即政府因素變動1個單位,行為態(tài)度和知覺行為控制將各變動0.46和0.65個單位。這進一步說明對政府而言,作為改造的引導者,政府提供的政策支持和部門間的協(xié)調(diào)配合影響市場主體的行為態(tài)度;作為市場的調(diào)節(jié)者,政府的調(diào)控政策影響市場主體對資源的控制程度,進而影響社會資本參與老舊小區(qū)改造的行為意愿。因此,政府作為參與改造的主體之一,在改造的實踐中,政府部門應該既發(fā)揮好引導作用,也要發(fā)揮好宏觀調(diào)控作用。

居民是改造的最終受益者,也是改造過程中的被干擾者。研究結果表明,居民因素影響社會資本主體的行為態(tài)度和知覺行為控制的路徑系數(shù)分別為0.30和0.29。在改造的實踐中,老舊小區(qū)居民構成復雜,居民對改造的認知不一,反復的意見會影響改造整體實施進度,因此,居民對改造的認知和態(tài)度影響社會資本參與改造的行為態(tài)度和對資源的合理配置,進而影響社會資本方參與改造的積極性。

5 結論與建議

本文以計劃行為理論為基礎,引入政府因素和居民因素,構建了社會資本參與老舊小區(qū)改造的TPB拓展模型,采用問卷調(diào)查的方式獲得數(shù)據(jù)并利用Amos進行驗證,得出以下結論:第一,社會資本的行為態(tài)度和知覺行為控制對其參與改造的行為意愿有顯著的積極作用,而主觀規(guī)范對其行為態(tài)度的影響并不顯著,即社會資本參與老舊小區(qū)改造的行為態(tài)度越積極,行為意愿越積極;社會資本感知到自身參與老舊小區(qū)改造能有效控制過程,達到預期目標,行為意愿越積極;社會資本參與老舊小區(qū)改造的行為意愿不受市場需求、標桿企業(yè)壓力、合作方實力等市場環(huán)境的影響。第二,行為態(tài)度和知覺行為控制在其他因素對行為意愿的影響中起中介作用,即政府因素和居民因素通過影響行為態(tài)度和知覺行為控制,促進社會資本參與改造的行為意愿。本研究揭示了社會資本參與老舊小區(qū)改造行為意愿因素之間的相互關系,豐富了計劃行為理論的內(nèi)涵;同時,也為設計社會資本參與老舊小區(qū)改造激勵措施提供了理論依據(jù)。

基于上述結論,本研究提出如下對策與建議:

1)加強政府鼓勵引導,形成健全的支持政策

在老舊小區(qū)改造中,政府既是改造的引導者,也是市場的調(diào)控者。一方面,相關部門應盡快建立健全的市場化的法律法規(guī)制度,對老舊小區(qū)改造的內(nèi)容、標準及評價體系細則進行完善,明確規(guī)定各相關部門的責任,簡化改造的審批流程,避免政策變遷和部門間的銜接帶來的成本,降低社會資本進入老舊小區(qū)改造的市場準入門檻。另一方面,建立合理的激勵機制,老舊小區(qū)改造的成本高,而其盈利模式還未能得到市場認可,為提高社會資本參與老舊小區(qū)的積極性,政府可設立專項財政補貼或稅收優(yōu)惠政策,減少社會資本方的投資回收壓力,進而提高社會資本參與老舊小區(qū)改造的意愿。

2)培育居民改造認同和付費意識,樹立合作共贏意識

居民對于老舊小區(qū)改造的認知影響著其對改造的態(tài)度。社會資本參與老舊小區(qū)改造可以發(fā)揮自身資源及技術方面的優(yōu)勢,實現(xiàn)居民更高標準的改造訴求。社區(qū)工作者要加強對老舊小區(qū)改造意義的宣傳,通過論壇、微信、走訪等線上和線下交流方式,使改造的全過程透明化、公開化,改變居民對老舊小區(qū)傳統(tǒng)的看法。同時也可以讓居民積極參與到改造中,提出自己的想法和意見,形成交流互動機制,提高居民參與改造的積極性。此外,要引導居民對“有償服務”意識的轉變,社會資本方也可以采取“先使用后付費”的方式,讓居民切實感受到社會資本帶來的便利性,逐步加強其對市場化改造的認可。

3)升級企業(yè)服務水平和運營能力,建立“微利可持續(xù)”價值導向

對重大的民生工程,就企業(yè)而言,首先,應該在新形勢下,從企業(yè)自身的發(fā)展戰(zhàn)略出發(fā),重視并積極參與老舊小區(qū)改造項目,履行企業(yè)社會責任,提高企業(yè)社會形象。同時,加強自身技術能力和資金管理能力,有效配置資源,降低改造成本。其次,與政府和居民建立良好的合作關系,以居民需求為導向,積極探索多種參與方式,提升自身服務水平;及時了解政府各項政策,配合政府的監(jiān)督,獲取政府的支持與信任。最后,企業(yè)要建立“微利可持續(xù)”的價值導向,在不斷競爭激烈的市場中發(fā)揮創(chuàng)新優(yōu)勢,充分開發(fā)老舊小區(qū)潛在資源,增加小區(qū)“造血”功能,豐富收益來源。