欠发达地区城镇低效住宅用地再开发居民意愿影响因素分析——基于结构方程模型的实证

张欣欣，毕如田，田惠文，刘慧芳

（1山西农业大学资源环境学院，山西太谷 030801；2黄河中下游数字地理技术教育部重点实验室，河南大学，河南开封 475004；3河南大学环境与规划学院，河南开封 475004）

0 引言

近20 年来，中国城市建成区扩建达2.5×104km2，人均建设用地133 m2，超过东南亚人均水平及世界平均水平[1]。中国发展空间有限、人地矛盾紧张的同时，城镇存量建设用地存在严重的低效利用问题。由此，原国土资源部出台[2013]3 号文件，《关于印发开展城镇低效用地再开发试点的指导意见的通知》提出在浙江、广东、辽宁等10 个省份开展城镇低效用地再开发工作。在资源供给刚性约束加大、城乡人居环境恶化的背景下，经济发达地区节约集约用地意识总体较强，各改造开发主体积极性高，在欠发达地区，城镇土地呈现低矮连片住宅布局散乱等现象。住宅用地改造涉及政府、居民及开发商等利益相关者，加之正式制度的制约与低效用地改造运行机制的局限，居民作为弱势群体，其改造意愿易被忽视，使得再开发面临低效住宅用地产权复杂难征收的现实困境[2]。因此，探究影响居民改造意愿的因素有利于解决改造过程中的冲突问题。

城镇低效住宅用地作为城市发展的国土空间要素综合体，集聚效应日益凸显[3-4]。从经济学角度，由于政府制度政策的差异性及市场主体逐利等行为，欠发达地区建设用地指标计划分配模式较发达地区粗放[5-6]，加之多主体及其利益关系的复杂性，在城乡二元结构体制下，居民内心渴望改造，其行为也会产生差异。从空间政治学角度，低效住宅用地界定为设施落后、布局散乱、规划确定改造的老城区、城中村、棚户区等，这类用地一是具有某些城市特征、享有城市的公共基础设施，二是仍然保持着某些乡村景观，住区居民具有小农经济思想和价值观念[7-8]，居民现实生活状况也是影响再开发改造及社会稳定的关键因素[9]。

城镇低效用地再开发与以往“三旧”改造、“城市更新”在改造主体、面临困境等方面相一致，国内外学者展开了大量研究，研究表明，居民意愿的调查与研究在维持城市化稳步发展过程中起到重要作用。纵观已有研究，李海燕等[10]在感知价值框架下研究了武汉江夏区居民征收前后感知变化，认为经济水平、公共基础设施水平等对居民征地意愿具有正向影响，小学、初中等社会服务价值的影响不显著。严瑞河等[11]分析了北京郊区居民城镇化意愿，认为个人、家庭、政策制度等因素综合影响居民意愿，城镇化搬迁成本和个人因素影响较强。金细簪等[12]研究对比了杭州市居民拆迁意愿与行为选择的差异，探索了其行为与预期意愿背离的主要原因，即拆迁补偿和制度执行的规范性。田双清等[13]研究了影响成都市城镇近郊区农户空心村整治的意愿因素，结果表明居民对于生活方式改变的接受程度、政策的了解程度等对整治意愿具有正向影响，而教育医疗、搬迁补偿满意程度具有负向影响。综上，在评价指标选择方面，多选用个人因素、家庭因素、地域因素、政策因素等。研究方法采用多指标综合评价法[14-15]，运用Probit模型和Logistic回归进行分析验证，结构方程模型也逐渐得以应用[16]。

从区域地理空间及经济发展水平上看，研究对象大多为发达地区，对于欠发达地区的研究较少。因此，本研究在已有研究基础上，基于太行山集中连片特困区之一的榆社县社会人文特征，在分布式认知理论框架下，利用榆社县低效用地再开发调查数据构建结构方程模型，分析欠发达地区低效住宅用地再开发过程中居民改造意愿的主要影响因素，对改善人居环境、释放存量建设用地压力及国土空间高效利用具有十分重要的意义。

1 研究区与数据来源

1.1 研究区概况

榆社县位于山西省中南部，地处国家划定的14个集中连片特殊困难地区之一的太行山区。2018年，榆社县GDP 为34.37 亿元，全县总人口14.04 万人，建设用地3711.05 hm2，其中，中心城区645.20 hm2，低效住宅用地54.56 hm2，包括布局散乱、基础设施配套不足的城中村等。由于自然地理环境限制，榆社县经济发展缓慢，有限的财政制约土地资源的高效利用，外出择业成为居民主要生计方式。其突出的经济地域特点对研究欠发达地区城镇低效用地再开发居民意愿具有典型性。

1.2 数据来源及特征

本研究所采用的数据来源于2019 年11 月针对榆社县中心城区低效住宅用地居民改造意愿的问卷调查，采取随机抽样调查的方式，进行居民基本信息及意愿等调查；并采用半结构化访谈法对国土局相关部门人员进行调查，访谈内容包括低效住宅用地改造模式、资金、效果、补偿等情况。综上，共计发放问卷300份，回收295份问卷，有效率达98.33%。

从居民自身特征来看，受访者以女性为主；年龄分布在36～45岁的有118人，占总样本数的40.01%；受教育水平初中及以下的有195人，占比为66.10%；有135人职业为半兼农和非农户，占比45.76%。

从家庭特征来看，家庭经济条件：平均月收入2001～3000 元的有86 户，占比为29.15%；家庭物质条件：人均居住面积为20～30 m2/人的有89 户，占比30.17%；房屋建筑时间在16～30 年的有199 户，占比40.34%。

2 理论基础与研究方法

2.1 理论基础与研究假说

分布式认知理论(Distributed Cognition Theory，DCT)由Hatch 和Gardner 率先提出[17]（图1），强调个体与周围环境及文化层面的互动博弈，打破以往只局限于个体特征的束缚[18]，包含“个人力”、“地域力”及“文化力”3个层次。其中，“个人力”代表个体在一定环境下的主观倾向，并受自身特征的影响；“地域力”代表资源条件禀赋、对个体认知有影响的其他个体；“文化力”代表个体生活惯例和信仰，是更加抽象的概念。相关实证研究证明，个体认知活动受“个人力”、“地域力”、“文化力”的共同作用，3个系统也会相互作用、彼此影响，对于复杂环境下个体认知活动具有较强的解释力[19]。

心理学研究表明，个体行为倾向作为个体认知的响应，会影响个体之间的协调性[20]。低效住宅用地再开发居民改造意愿属于主观行为响应，受经济损失、心理负担和不确定因素的共同作用，为对其定量分析，本研究借鉴征地居民意愿测度指标并提出以下研究假说：

（1）假说一(H1)：“个人力”对居民改造认知具有正向影响。“个人力”处于中心系统，表明个体认知的经验和倾向，其认知的选择主要受主体自身因素的影响。已有研究指出，居民年龄、文化程度、社会地位等个体差异，导致土地价值观念存在差异性，进而影响改造意愿[10-12]。

（2）假说二(H2)：“地域力”对居民改造认知具有负向影响。“地域力”作为中间系统，表示本地情境中资源禀赋和家庭因素的影响。就低效住宅区改造而言，居民改造意愿受到资源禀赋和家庭特征的影响。已有研究指出，影响居民改造认知的本地资源禀赋包含基础设施满意度、医疗满意度及教育满意度、村容村貌满意程度[13-14]等测度因子，家庭因素涉及房屋面积、附属房屋数量和房屋建筑年代[15,21]等指标。

（3）假说三(H3)：“文化力”对居民改造认知具有正向影响。“文化力”作为最外层系统，与“个人力”和“地域力”存在差异性。在传统观念中，土地资源不仅是赖以生存的依托，更是情感、传统文化的寄托，因此选取土地情结[19]作为衡量指标。而外界因素也在潜移默化的影响观念，由于居民对政府具有较强的依赖性，在再开发中往往处于弱势地位，这就产生一种“风险规避心理”，所以外界因素主要涉及政府的政策执行情况，可通过居民对于政策的了解度和满意度间接反映政策因素。此外，拆迁补偿价款作为居民承担拆迁风险的补偿，也是重要的“文化力”因素[14]。

2.2 研究变量选取与数据检验

在分布式认知理论框架下，结合研究区实际情况及结构方程模型要求，选取17个题项，采用李克特5点量表对实际调查数据进行赋值，如表1。

在SPSS统计软件环境下，首先进行Cronbach’sα系数检验，结果为0.844，达到信度检验要求；其次进行KMO 和Bartlett’s 球形检验，结果显示，KMO=0.829，Sig.=0.000(Sig.＜0.01)，表明相关系数差异性显著，满足因子分析的要求。

采用主成分分析法对测量指标进行探索性因子分析，依据检验标准[10]，将性别(GE)、职业(CR)、附属房屋数量(AQ)3项测量指标剔除，因子载荷为0.475、0.464、0.309。剩余13 个测量指标信度与效度检验结果如表2，并汇成3个特征根大于1的有效因子，累计方差贡献率为65.593%，超过60%的最低标准。

2.3 研究方法

结构方程模型(Structural Equation Modeling，SEM)广泛应用于分析意愿影响因素的领域，由于居民改造意愿无法直接衡量，需要测度指标来反映，符合SEM 的模型分析要求。本研究试图构建“个人力”(PS)、“地域力”(RS)、“文化力”(CS)三层次对低效住宅用地再开发居民改造意愿影响的假设模型，利用其“因素分析”及“线性回归”统计技术，对假设模型进行辨识、估计与验证[22]。一般由线性方程式(1)～(3)所表示。

表1 指标选取与量表设计

表2 信度与效度检验结果

式中(1)、(2)为测量模型，X、Y分别为外源和内在潜变量的测量变量；ξ为外源潜变量；η为内在潜变量；Λx、Λy分别为外源和内在潜变量与其测量变量的负荷矩阵；δ、ε为测量模型的残差。

式(3)为结构模型，B为内在潜变量间的关系；Γ为外源潜变量对内在潜变量的影响；ζ为残差。

依据分布式认知理论及低效住宅用地居民改造意愿影响因素指标选取，构建“个人力”(PS)、“地域力”(RS)、“文化力”(CS)3个外生变量，相关关系用“↔ ”表示，改造认知度(RC)一个内生潜变量，与外生潜变量因果关系用“→”表示，如图2。

3 结果与分析

3.1 结构方程模型检验

3.1.1 验证性因子分析采用AMOS 软件进行验证性因子分析，验证测量模型与结构模型的适配度，验证结果如图3。验证标准：一阶外源潜在变量标准化路径系数小于0.95的标准[23]。

3.1.2 适配度检验及模型修正适配度检验用于评价模型与观测变量的契合程度，包括绝对拟合指数、相对拟合指数、简约拟合指数，依据初始模型适配度结果，考虑到变量方差存在合理的共变关系，增列“e3-e11、e3-e10、e1-e10、e5-9、e2-e10”5组共变关系，其拟合优度指标如表3，在不违背理论假设的前提下有效降低模型卡方值。结果表明，各项指标均符合阈值要求，SEM模型通过稳健性检验。

3.1.3 增加路径释义5 条路径均通过显著性检验（表4），回归路径系数均为正，均在1%水平下显著。增加路径e3-e11，表明平均月收入与拆迁政策了解度正相关，居民收入越高，接受政策宣传途径越多样化，对拆迁政策的制定与实施越了解；增加路径e3-e10，表明随着收入增加，生活方式的改变对其影响较弱，越易接受生活方式的转变；增加路径e1-e10，表明年龄与生活方式改变接受度负相关，随着年龄的增长，生活习惯、生活条件趋向于稳定，接受外界物质环境变化的能力减弱，对生活方式的改变不易接受；增加路径e5-e9，表明房屋建筑年代与拆迁补偿满意度正相关，房屋建筑时间越久远越希望改造，对现有拆迁补偿越满意；增加路径e2-e10，表明受教育程度越高，越具备承担生活所需成本的能力，对生活方式的改变更易接受。

3.2 假说检验及模型结果

采用极大似然法(Maximum Likelihood，ML)对概念模型中提出的假说进行验证，如表5所示。

依据模型分析及假说检验结果，表明测量模型满足适配条件，同时，“个人力”(PS)→“地域力”(RS)、“地域力”(RS)→“文化力”(CS)、“个人力”(PS)→“文化力”(CS)以及增列的5 条路径之间的协方差估计值在1%水平下显著，说明SEM模型对样本数据具有较好的拟合效果，模型结果如图4。在改造开发过程中注重拆迁补偿、居民土地情结、政策因素及个人因素的影响，而地域环境对居民认知具有负向影响，在欠发达地区，城乡人居环境、基础设施水平等是影响居民生活幸福感的重要因素。

表3 初始模型及修正适配度统计表

表4 增加路径估计值

表5 假说检验结果

3.3 结果分析

（1）假说证实角度：“个人力”(PS)、“地域力”(RS)、“文化力”(CS)3 个系统共同影响改造认知(RC)，三者标准化路径系数均在1%的置信区间显著，表明居民改造认知符合分布式认知理论框架，居民对改造认知的主观响应受到“个人力”(PS)、“地域力”(RS)、“文化力”(CS)3 个系统的综合影响。其中，“文化力”影响程度最大，“个人力”影响次之，“地域力”影响较弱，标准化路径系数分别为0.826、0.783、-0.322。可能的原因是由于欠发达地区特有的人文特征，对于居民而言，拆迁补偿价款与期望值的差异，加之居民对于土地的依赖程度，成为阻碍居民改造意愿的关键因素。对于政府而言，欠发达地区政府财力不足，拆迁补偿价格要高于新开发土地的成本，出现集中连片区难以开发的现象。其次承载本地户籍人口与外来租户的低效住宅区，居民群体异质性分化，原有居民生活习惯与外来人口生活方式的冲击，思想观念的不同，也是影响居民意愿的重要原因。相对而言，欠发达地区受限的地理区位、县域城市规划、基础设施水平与发达地区具有较大差异，但对于生活在县域内部的居民而言，居民对县域整体环境优劣的认知差异性不明显。

（2）因子作用方向角度：年龄(AG)、人均居住面积(AS)、基础设施满意度(IA)、医疗满意度(MA)、教育满意度(EA)、土地情结(LP)共6 个因子对改造认知(RC)的作用方向是负向，这一研究结果与田双清[13]、吴萌[19]等的结论一致。研究表明被调查居民年龄越大，土地情结越严重，越不愿意进行改造，同时被调查者对基础设施、医疗和教育越不满意，越愿意进行改造。受教育情况(EC)、平均月收入(AI)、房屋建筑时间(HA)、拆迁补偿满意度(CA)、生活方式改变接受度(LA)、拆迁政策了解度(PU)、政策执行满意度(PA)共7 个因子对改造认知(RC)的作用方向是正向，这一研究结果与田双清[13]、李岩[14]等的结果相同，因子标准化路径系数越大，居民改造意愿越强烈。与上述研究不同之处在于研究的客体不同，测度指标体系也有所差异，经实地调研，得出人均居住面积越小，居民越倾向改造。房屋建筑时间对低效住宅区改造影响较大，即房屋相对越旧，居民改造意愿越强烈。

（3）因子贡献角度：“个人力”(PS)包含个体特征、家庭特征等描述居民内生性的功能指标，表示个体在认知过程中的倾向偏好。由图4 可知，平均月收入(AI)＞受教育情况(EC)＞年龄(AG)，3 项观测指标的因子载荷系数分别为0.822、0.759、-0.663，表现为不同年龄、文化水平、家庭经济情况的群体产生不同的改造意愿，人口结构趋于“弱化”和“老化”，生计资本的累积与居民自身条件的差异问题不容忽视。其中家庭生计条件起到决定性的作用，平均月收入越高，生活水平越高，对于生活质量要求越高，其改造意愿越强烈；其次为受教育情况，文化程度越高的居民，掌握了较多的知识与应对措施，更注重生活品质的提升，更倾向于改造；年龄影响相对较弱，由于欠发达地区低效住宅区居民人口过疏化与老龄化严重，年轻人外出务工现象明显，而对于年龄较大的居民，现有住宅是其养老的根本保障。整体上看，“较高收入的文化青年”相对于“无保障的低文化老居民”在改造认知上比较开放。

“地域力”(RS)包含资源禀赋对居民改造意愿影响的外生性指标，表征居民在改造认知活动中对外部环境和本地情境的功能性反馈，如图4，人均居住面积(AS)＞房屋建筑时间(HA)＞医疗满意度(MA)＞教育满意度(EA)＞基础设施满意度(IA)，4 项观测指标的因子载荷系数分别为0.864、-0.824、0.658、0.647、0.303。其中，人均居住面积和房屋建筑时间影响较为显著，实地调研发现，人均居住面积越小的住宅，对房屋资产价值的期望值相对不高，居民生活幸福感有所降低，其越愿意进行改造，房屋建筑年代越久远，居民改造意愿越强烈。究其原因，由于欠发达地区城镇化水平较低，居住区房屋建设结构单一化、多为空置、低矮住宅，公共管理与公共服务职能逐步退化，相较于教育、医疗资源合理配置的住宅区，其社会保障功能存在缺位的现象，更容易产生改造的倾向。整体上看，居民对现有住宅区的基础设施、医疗和教育越不满意越倾向于改造。

“文化力”(CS)包括居民对当前社会文化及政策了解等的评价指标，如图4，拆迁补偿满意度(CA)＞土地情结(LP)＞政策执行满意度(PA)＞拆迁政策了解度(PU)＞生活方式改变接受度(LA)，5项观测指标的因子载荷系数分别为0.901、-0.858、0.682、0.555、0.296，表明拆迁补偿价格作为居民损失与补偿相平衡的感知测度，表现为改造价款与居民物质和精神的“双重损失”的匹配程度对居民改造认知的重要影响。欠发达地区居民恋土情节较浓厚，土地资源作为居民“生存安全感”的依托，成为制约居民改造的主要因素。政策执行满意度、拆迁政策了解度对居民意愿影响程度较小，这与欠发达地区不完善的土地市场及政策环境存在必然联系，居民生活方式改变越接受，越向往品质高、有保障的生存物质条件，越倾向于改造。

4 讨论

居民意愿对低效住宅用地的改造具有重要的影响作用。其一，居民作为参与主体中的弱势一方，其意愿往往易被忽略[2]；其二，充分尊重和满足居民的物质和精神诉求，采用政府主导、居民参与、市场化运作等方式推进城镇有机更新[24]。目前，城镇低效用地改造在全国范围展开，研究热点集中于政策分析[9]、某一类型低效用地评价等方面[25]，低效用地认定及策略选择[26]，关于低效住宅用地再开发居民意愿的研究尚未在其他文献中出现，且未形成基于居民视角的再开发意愿影响因素分析的方法，但其本身与城中村、棚户区、老旧小区居民参与改造意愿的研究具有相似之处[27-29]。然而，以往的研究涉及北京、杭州等发达城市[11-12]，对于欠发达地区的研究较少。本研究在分布式认知理论框架下，从“个人力”、“地域力”、“文化力”3 个层次构建了居民分布式认知的结构方程模型图，详细分析了欠发达地区居民在改造认知上的影响因素构成与作用机理，以期通过对榆社县城镇低效住宅用地居民再开发意愿影响因素的定量分析，为欠发达地区低效住宅用地再开发提供指导。

4.1 意愿分析

本研究在对居民改造意愿影响因素的分析过程中，将“个人力”、“地域力”、“文化力”3 个层次选取的指标和作用方向与实况相结合，“个人力”、“文化力”与改造意愿呈正相关，“地域力”与改造意愿呈负相关，与吴萌[30]等对失地农民保障行为的影响研究结果存在异同点。相同之处在于个人因素和文化因素与居民改造认知具有相互促进的关系，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、公共空间匮乏，影响居民对生活的满意度，造成“地域力”与改造意愿具有负向影响。从指标上看，易婧[31]对内江市中心城区棚户区改造居民意愿的影响因素开展研究，发现居民年龄、受教育程度对改造意愿具有负向影响，生活满意度、政策了解程度对改造意愿呈正相关，这与本研究结果相吻合。李慧[32]研究了温州市鹿城区城中村居民改造意愿及影响因素，得出文化水平、现居住地特征、政策宣传等因素对改造意愿的作用方向与本研究结果一致，人均居住面积对改造意愿的作用方向为正相关，与本研究结果相反，可能的原因是由于欠发达地区政府资金不足，对于居民而言，居住面积越大，对房屋资产价值的期望值越高，越不愿意进行改造。因此，加强住宅区公共环境改造，科学制定改造补偿标准和利益分配规则，结合住宅区居民意愿、建筑年代、住区肌理，因地制宜的进行改造开发。李德智[29]等对南京市老旧小区改造中居民参与治理的意愿及影响因素进行研究，发现居住时间越长，参与治理的意愿越强，而年龄和月收入水平影响不显著，可能的原因是由于南京市属于发达地区，居民整体文化水平较高、视野开阔、追求更加优越的生产生活条件，居民居住时间越久，对社区的归属感越强，越注重社区改造项目的参与，同时南京市居民收入水平整体较高，因而年龄和月收入水平对居民改造意愿的影响不大。而在欠发达地区，低效住宅区居民外出务工现象明显，居民年龄偏大，受教育水平和月收入较低，对土地的依赖性增强，担心改造后自身的安置和养老问题，不愿意进行改造。因此，在低效住宅用地进行改造时，政府应关注居民群体的异质性分化、改善征地拆迁的内外部制度环境，实现从空间、功能等物质层面到人文、风俗等非物质层面的系统更新。

4.2 不足与展望

在低效住宅用地再开发过程中，居民再开发意愿主要受到个人因素、地域因素及文化因素的综合影响，尤其在欠发达地区，县域自身城市建设较发达地区还有一定差距。因此，在影响居民意愿的指标选取方面还应结合地区实际进行调整与完善，同时，样本质量也会受不同研究区域居民群体特征差异的影响，如何确定模型检验所需的样本质量与数量仍需进一步研究。

5 结论

本研究基于分布式认知理论对榆社县城镇低效住宅用地再开发居民意愿影响因素进行分析，得出以下结论：“文化力”、“个人力”、“地域力”标准化路径系数为0.826、0.783、-0.322，分别为最主要、关键、重要的影响层次。年龄、人均居住面积、基础设施满意度、医疗满意度、教育满意度、土地情结与居民改造意愿呈负相关，受教育程度、家庭平均月收入、房屋建筑时间、拆迁补偿满意度、生活方式改变接受度、拆迁政策了解度和政策执行满意度与居民改造意愿呈正相关。其中，平均月收入、人均居住面积、房屋建筑时间、拆迁补偿满意度和土地情结是影响居民改造意愿的显著性因素，关注居民群体异质性分化，改善居住条件、提高拆迁补偿，可提高居民参与改造的积极性。