我国中央政府高度重视老旧小区改造问题, 2015年召开的中央城市工作会议、2016年发布的“十三五”规划纲要和2017年老旧小区改造试点工作座谈会, 均要求加快和有序推进老旧小区改造。与此同时, 国家将老旧小区改造作为社区治理的重要内容, 全国各省市出台相关文件强调逐步形成政府统筹组织、社区具体实施、居民全程参与的工作机制。例如《2018年南京市城市精细化建设管理十项行动方案》要求在整治过程中, 不仅征求居民意见, 还将以小区为单位邀请3～5名居民作为监督员全程参与。但就总体情况来说, 居民参与仍以被动参与为主, 大部分小区保持自上而下的模式, 采取居委会征集业主意见的方式, 使居民参与流于形式, 管理主体缺失、居民参与意识差、参与主体之间沟通弱等问题凸显。

老旧小区改造具有全局性、长期性、战略性和前瞻性, 易引起突发性、敏感性事件。居民作为老旧小区改造的核心利益相关者, 既是充分了解小区现状和改造方向的参与方, 又是社区治理体系的基本责任单元。建立参与主体和政府之间的有效合作, 使更多利益相关者参与到公共事务治理中, 将是老旧小区改造的一个突破口。转变居民在社区改造中的被动地位, 使其参与社区改造的立项、实施、评价的全过程, 既顺应政府“多方参与、和谐共治”的改革方向, 又符合公众参政议政的现实需求, 同时也对维护社区稳定、提升社区治理水平、促进社区可持续发展至关重要。因此, 本文以江苏南京市老旧小区居民为研究样本, 选取老旧小区改造过程中比较典型的社区展开问卷调查, 从居民参与的深度、广度和力度出发, 定量分析老旧小区改造过程中居民参与度及其影响因素, 以期为推动我国老旧小区改造居民参与提供借鉴。

居民参与是公众参与的重要组成部分。在居民参与内涵界定上, 学者普遍认为居民参与是社区居民通过一定的途径和形式参与社区事务的决策、管理和监督的过程, 表现为居民与各利益主体互动中所采取的制度化、合法化的参与方法和策略。在本文中居民参与表现为在改造的前期、中期、后期, 社区居民或团体通过制度化、合法化的参与方法和策略加入到老旧小区改造中来, 以提高老旧小区改造的效率和居民满意度的行为, 老旧小区改造中居民参与度即是对该类居民参与定量测度的明确表达。国内学者开展老居民参与相关研究时, 往往基于计划行为理论 (Theory of Planned Behavior, TPB) 分析参与行为影响因素、参与障碍、参与意愿、信念因素等, 考虑到TPB被证实对行为有较高的预测和解释能力, 因此本研究依据TPB探究老旧小区改造中居民参与度的影响因素。

个体因素对社区活动居民参与度的影响具有理论和文献支撑。计划行为理论认为意愿在向行为转化时受到其他因素的影响, 其中包括性别、年龄、受教育程度等个体因素。Fernandez&Angeles (2009) 发现性别和性别角色显著影响社区再生的性质和焦点。杨卡 (2010) 通过社会调查的方法研究新城住区邻里交往的影响因素, 得出新城居民的社区参与度和他们的收入水平、居住时间等显著相关。刘宇翔 (2010) 分析指出个人特征、家庭特征等因素显著影响成员参与意愿和行为。Liu&Wu (2017) 将自有房和租户设为0-1变量, 建立社区参与度的模型。综合上述成果得出, 性别、年龄、学历、工作状况、职业、居住时长、是否租房、收入等个体因素对社区活动居民参与度具有显著影响。

认知行为理论认为, 个体的认知与行为之间互相作用, 认知的结构与过程对其行为的发生具有影响作用。张红等 (2015) 通过对天津市居民的问卷调查发现, 认知对居民参与社区治理行为有一定影响。王雁等 (2013) 以浙江10所高校为例进行实证研究, 提出参与者个体的认知会决定参与者的行为模式。钟晓兰等 (2013) 从农户认知视角分析广东省农村土地流转意愿与流转行为, 得出农户的农村社会保障认知显著影响农户土地流转行为。总结得出, 参与认知对社区活动居民参与度具有显著影响。

根据“态度—行为”理论, 态度和行为紧密关联, 态度是人们行为的心理倾向和准备阶段, 它潜在地决定了个体的行为倾向和行为方式。李春梅 (2013) 指出公众参与态度对参与度有显著正向作用, 尤其是对公共事务的态度和关心时事的态度。巢小丽 (2013) 通过量表问卷法抽样调查了某省居民对地域社区的归属感, 运用态度—行为理论, 提出城市居民对地域社区的认知情况等会对其社区事务的参与意愿及参与行为产生显著影响。基于上述理论和文献得出, 参与态度对社区活动居民参与度具有显著影响。

部分学者的研究分析发现邻里关系会影响居民参与认知与居民参与度的关系, 例如普特南最先开创了从社会资本的视角分析公民参与状况的学术路径。杨卡 (2010) 提出, 商服空间和网络社区的建设可以促进居民对所在地的认知以及邻里认知。居民的邻里认知程度越高, 对社区的归属感越强, 他们会自发地沟通、交流住宅社区内部的一些问题。Forrest&Yip (2007) 发现邻里关系的淡薄导致居民的社区认同和社区参与程度处于较低水平。基于上述研究总结得出:在社区活动中, 邻里关系在参与认知和参与度之间具有调节作用。

部分学者通过实证分析发现邻里关系会影响居民参与态度与居民参与度的关系, 例如丁凤琴 (2010) 通过对以往社区情感相关研究的梳理, 认为社区归属感作为居民对地域社区或人群所产生的态度和情感, 及包含这种态度和情感的价值倾向, 在一定程度上会决定和影响城市居民的社区参与度的动机倾向和实际参与方式。刘于琪等 (2017) 指出居民之间的交往促进了情感的共享, 从而有利于建立长期稳定的邻里关系, 促进居民积极投入到社区事务中。因此, 在社区活动中, 邻里关系在参与态度和参与度之间具有调节作用。

总结上述理论分析, 个体因素、参与认知、参与态度、邻里关系在参与认知和参与度之间的调节作用、邻里关系在参与态度和参与度之间的调节作用是影响社区活动中居民参与度的重要因素, 基于居民参与社区活动的特征存在共性:认知和态度对行为具有显著影响、邻里关系具有调节作用等, 针对老旧小区改造中居民参与度的影响因素, 通过类比, 本文提出如下假设:

假设H1:控制变量 (性别、年龄、学历、工作状况、职业、居住时长、是否租房、收入等) 会对老旧小区居民参与改造行为产生显著影响。

假设H2:老旧小区改造中居民参与认知对参与度有直接显著影响。

假设H3:老旧小区改造中居民参与态度对参与度有直接显著影响。

假设H4:邻里关系在老旧小区改造中居民参与认知和参与度之间起调节作用。

假设H5:邻里关系在老旧小区改造中居民参与态度和参与度之间起调节作用。

综合以上分析假设, 笔者构建了老旧小区改造中居民参与度影响因素的理论框架, 具体如图1所示。

为验证老旧小区改造中居民参与度影响因素理论模型, 通过发放问卷来获取数据, 对模型进行实证分析。调查问卷总共包括三个部分, 其中, 第一部分是受访者个人基本信息, 包括性别、年龄、学历、工作状况、职业、居住时长、是否租房、个人平均月收入等;第二部分是老旧小区改造居民参与度的相关问题, 通过居民参与的广度、力度、深度来度量, 具体题项见表1。第三部分是老旧小区改造居民参与度的其他影响因素测量项, 包括认知、态度、邻里关系, 每个维度下设3-4个指标, 最终以李克特五分量表法呈现, 维度和指标的文献依据详见表1。

基于老旧小区改造中居民参与度影响因素理论框架和前述设计的问卷, 将居民参与度这一连续变量 (参与广度、参与深度和参与力度三项得分取均值) 作为因变量, 居民基本信息、参与认知和参与态度作为自变量, 并将邻里关系作为调节变量, 构建线性回归模型如下:

其中, Y代表居民参与度, X代表一组控制变量 (即假设H₁中提出的控制变量, 包括性别、年龄、学历、工作状况、职业、居住时长、是否租房、社区居民个人平均月收入等) , X₁代表参与认知, X₂代表参与态度;X₃代表邻里关系, X₁X₃代表参与认知与邻里关系的交互项, X₂X₃代表参与态度与邻里关系的交互项, β₀是常数项, β₁是控制变量系数, α_i是X_i系数 (i=1, 2, 3) , γ₁和γ₂是交叉项系数, ε是误差项, 具体量化方法见表1。

课题组于2017年10月～2018年4月, 在南京市开展多阶段分层抽样:第一阶段, 在南京市11个辖区中抽取出老旧小区最多的鼓楼区作为一级抽样单位;第二阶段, 根据小区建成年代和改造进度, 在鼓楼区老旧小区整治名单中的82个小区中抽取出荷花里小区、郁金里小区、迎春里小区、涌泉里小区、凤凰三村小区、牡丹里小区、苏宁乐槐园、凤凰西村118号8个小区;第三阶段, 在前述8个小区中各随机抽取50位居民进行问卷调查。经过2017年11月和2018年4月的两轮调查, 共发放问卷400份, 回收有效问卷365份, 有效率达91.25%, 符合要求。

问卷样本中, 男性209人, 女性156人, 性别比基本符合要求;在年龄分布上, 31岁以上的受访者占94.2%, 小于18岁的低至1.4%, 年龄结构趋于合理;在接受教育程度上, 初中及以下占20.5%, 高中或中专占21.6%, 专科或本科占52.9%, 硕士及以上占4.9%, 与南京高校数量位居全国前列相符;工作状况上, 退休居民高达58.9%, 有工作的占36.4%, 表明老旧小区以老年人居多;其次, 有61.9%的居民居住时长达10年以上, 且以固定非独居住户为主;最后, 从收入来看, 平均月收入在2000元以下的占6.3%, 收入多处于2000～8000元, 基本都是工薪阶层。十个因素内部分布比较均匀, 符合正态分布基本情况, 可在此基础上开展进一步分析。

在前述收集数据并开展描述性统计的基础上, 利用SPSS17.0执行信度分析后得出问卷测量项部分总体Cronbach’s Alpha为0.749, 总体信度较高。课题组在本次调研之前对专家进行了访谈, 进一步删减选项, 使得问卷设计更加合理, 并通过预调研, 对问卷各个维度的数据进行了因子分析, 保证问卷具有较高的内容效度。在结构效度方面, 通过SPSS17.0进行运算后得到KMO为0.664, Bartlett’s球形检验值显著 (Sig.<0.001) , 说明量表数据符合因子分析的前提要求。进一步地, 应用主成分分析法提取因子, 采用方差最大正交旋转进行因素分析, 总解释能力达到了74.797% (大于50.000%) , 测量题项的标准因子载荷均大于0.5, 每个题项均落到对应的因素中, 因此表明量表具有良好的结构效度。

根据ARNSTEIN的参与梯度理论 (Sherry&Arnstein, 1969) , 居民参与度可以用力度、深度、广度的平均值来量化, 本研究中居民参与度均值为2.4374, 说明居民在老旧小区改造上整体参与度不高。此外, 参与广度、参与深度和参与力度的均值分别为2.055、2.378和2.871, 可以看出居民参与的力度较高, 而深度和广度则相对较低, 说明居民采取相对高效的方式参与老旧小区改造 (参与力度较高) , 但缺乏对全过程改造的参与 (参与深度较低) , 从数量上看参与改造的项目也较少 (参与广度较低) 。

在参与广度上, 63%的人有参与过2项及以下老旧小区改造项目, 其中43.3%的人只参与过1项, 仅有7.4%的人参与过4项及以上老旧小区改造项目, 这表明多数人的参与广度不足, 可能是因为参与方式的单一性, 没能提供给居民多元渠道表达自身的看法, 同时也受限于居民本身对事件的关注程度较低。在参与深度上, 42.5%的人参与过2个及以下小区改造阶段, 44.4%的人参与过3个阶段, 仅有13.1%的人参与过4个及以上小区改造阶段, 绝大多数人参与深度水平为中等及以下, 只有极少数人有较深的参与, 其原因可能是居民参与到改造中却不能得到预期的效果, 以及参与需要投入的时间成本、资金过高, 从而削弱参与意愿。在参与力度上, 40.5%的人有2项以下参与行为, 52.0%的人有4项及以上参与行为, 其中46.0%的人有4项参与行为, 这表明居民参与力度的两极分化较为严重, 参与力度高的居民略占优势, 但仍然有相当多居民参与改造项目数量少、参与领域窄, 参与广度不够。

根据本文提出的相关假设和构建的理论模型, 利用多元线性回归建立如下三个模型:模型一:仅研究控制变量与因变量关系, 检验假设H1是否成立;模型二:在增加控制变量的情况下, 增加自变量参与认知和态度, 探究自变量与因变量的关系, 检验假设H2和H3是否成立;模型三:在增加控制变量、自变量参与认知和态度的情况下, 增加调节变量邻里关系、态度与邻里关系的交叉项、认知与邻里关系的交叉项, 探究调节变量与因变量的关系, 检验假设H4和H5是否成立;在三个模型中, 由于职业和收入两项的共线性较高, 因此将这两项删除, 三个模型的处理结果具体见表2。由回归结果知, 从模型一到模型三, 多元线性回归模型的R Square改变显著 (R Square改变的P<0.05) , 经过ANOVA^a方差分析, 模型三中, R Square为0.403, 对于一个时间点的数据而言, 是显著的 (P<0.05) , 至少在5%的水平下, 模型三中至少有一个变量对参与度影响显著, 因此重点对模型三进行分析。

由多元线性回归模型三 (表2) 可知, 性别对参与度有显著负向影响 (p<0.001, 非标准化系数为-0.343) , 男性在老旧小区改造参与中更可能采取行动, 这是因为男性更倾向于关注公共事务、发表言论和看法, 而女性较易关注感性话题;年龄对参与度有显著正向影响 (p<0.001, 非标准化系数为0.218) , 年龄越大, 对参与度的影响越显著, 可能是因为青少年对社区参与理解不够深刻, 社会化程度不高, 而中年人比较关注社区生活, 对关乎自身利益的改造会更加积极地参加;职业对参与度有显著正向影响 (p<0.001, 非标准化系数为0.185) , 公职人员的参与度低于个体职业者。是否租房对参与度有显著负向影响 (p<0.05, 非标准化系数为-0.284) , 非租房参与度高于租房的参与度, 非租住的居民具有更高的社区认同感, 也就容易参与进来。平均月收入对参与度有显著正向影响 (p<0.001, 非标准化系数为0.189) , 高收入的群体有较高的参与意愿, 同时具有充足的时间、金钱资本来参与公共事务, 也具备更多情怀。综上, 性别、年龄、职业、是否租房、收入会对老旧小区居民行为产生显著影响。由此, H1部分成立。

参与认知对参与度的系数为0.601, 且p<0.001, 表明参与认知对参与度有显著正向影响, 居民的认知水平越高, 参与程度越高。当个体认为自己应该、有责任参与到公共事务中时, 就表现出较强的参与意愿, 这可能出于心理上的自我要求和自我审视, 也可能来自于他人的监督, 假设H2成立。参与态度对参与度的系数为0.022, 且p>0.05, 表明参与态度对参与度的影响不显著, 假设H3不成立。邻里关系对参与度的影响不显著 (p>0.05, 非标准化系数为-0.048) , 认知对参与度的影响显著, 认知与邻里关系对参与度有显著正向影响 (p<0.001, 非标准化系数为0.304) , 由此可见, 邻里关系在认知与参与度中起调节作用, 邻里关系通过影响认知进而影响参与度, H4成立。邻里关系、态度对参与的影响不显著, 态度与邻里关系对参与度的影响不显著 (p>0.05, 非标准化系数为-0.014) , H5不成立, 邻里关系在态度与参与度中不起调节作用。

为了进一步解释调节作用的关系, 依据Aiken&West (1991) 的简单斜率分析 (simple slopes analysis) 程序来探讨调节变量的具体作用, 将回归系数表中邻里关系、认知、交互作用三者的系数和常数项带入Excel程序中, 绘制得到的邻里关系对参与认知与参与行为的非标准变量双向交互作用图 (图2) 。由图可知, 当邻里关系较差时, 参与认知对参与度的影响较低, 即认知不容易影响行为;当邻里关系较好时, 参与认知对参与度的正向影响较大, 即“参与认知程度越高, 参与度程度越高”的关系模式会因为邻里关系的加强而得到增强, 这是因为自我感觉邻里关系较好的人 (小区安全感强、常和邻居聊天) , 通常会有较高的参与认知 (认为小区亟需改造且改善小区是居民的职责) , 而这一认知会大大增强老旧小区改造居民参与度;相反地, 较差的邻里关系会削弱居民的参与认知, 从而降低老旧小区改造中居民的参与度。

根据老旧小区改造中居民参与度影响因素相关研究和计划行为理论, 构建老旧小区改造中居民参与度影响因素模型, 通过发放问卷的形式收集数据并进行多元线性回归处理, 验证了假设H1、H2和H4, 得出如下结论:“年龄”、“职业”、“居住时长”、“平均月收入”、“参与认知”、“认知与邻里”对老旧小区改造中居民参与度有显著正向影响, 而“性别”、“是否租房”对居民参与度有显著负向影响;参与认知对参与度具有显著影响;邻里关系在参与认知对参与度的影响中起调节作用。为了提高老旧小区改造过程中的居民参与度, 使更多的居民加入到改造中来, 推动老旧小区改造的顺利进行, 应采取下列措施:

(1) 提升参与意识, 加强宣传引导。首先, 因为提高中年人的参与意识对提升参与度的成效最为明显, 所以应在政策上、宣传上大力支持中年人参与到社区改造进程中;其次, 应加强学校教育、家庭教育, 结合互联网、新兴媒体等, 指导青年人正确加入到社区改造中。再次, 根据调查, 老年人是老旧小区的主体, 应重视老年人的社区参与需求, 充分利用好既有的社区张贴栏、居委会等传统的宣传渠道, 进一步提升老年人的参与意识。最后, 在改造过程中对居民的投诉解决及时公开, 改造进程时时发布, 从生活的方方面面提升居民的参与意识。

(2) 创造公共空间, 拓宽参与渠道。首先, 为解决参与广度不够、参与方式单一的问题, 应积极创造公共空间, 为公民、社会提供议事和社区治理的场所, 规范参与方式、参与途径, 保障参与权利, 例如提供召开议事会和听证会的场地;其次, 为解决参与深度不足、参与没有贯彻整个阶段的问题, 应从制度上加以规范, 加强民主和法制建设, 规范参与方式、参与途径, 保障参与权利, 鼓励社区对话、院落自治, 构建居民参与的结构化平台, 以促进持续的参与。最后, 完善居民参与社区治理的渠道, 开通线上和线下共同参与, 通过居民论坛、微信公众号畅通居民参与的利益表达渠道, 使居民更愿意参与进来。

(3) 改善邻里关系, 增加社区资本。首先, 邻里关系在认知和行为之间起调节作用, 社区应该在广泛了解小区居民爱好和基本情况的基础上, 广泛而有针对性地开展团体活动, 促进线下交往, 维系居民之间以及居民与社区之间的亲密关系, 提升社区归属感, 以促进认知向行为的转化。其次, 社区组织要充分利用互联网等新兴技术, 通过构建社交软件群聊、网络公众号等方式, 积极促进小区各年龄段居民线上交流, 拓宽交流渠道, 充分发挥相关组织的积极作用, 增强居民关系之间的纽带。最后, 社区需要在相关活动和措施开展之后与小区居民积极联系, 及时获得居民反馈, 以此为基础对各项措施进行持续改进, 实现邻里关系和改善措施之间的良性循环。