老旧城区改造居民满意度影响因素研究——以遂宁市老旧城区改造为例

李 勤， 于光玉

(1.北京建筑大学 建筑与城市规划学院， 北京 100044； 2.西安建筑科技大学 土木工程学院， 陕西 西安 710055)

近年来我国城市发展进入新常态，发展模式由单纯以“增量”扩张为主转变为“存量”优化模式[1]. 老旧城区是我国“快速城市化”发展的产物. 随着城市化进程的不断加快，老旧城区的问题日益突出，城市人口激增、生活环境恶劣、交通状况拥堵等都使其面临严峻挑战. 老旧城区是城市发展历程的见证，对其推倒重建必然会导致人们生活方式改变、老旧街巷肌理破坏、公众时代记忆丢失等问题，因此，在“存量优化模式”下对老旧城区进行改造越来越受到重视.

目前，相关学者对于城区改造策略的研究较多，但对于居民的改造满意度影响因素的研究甚少. 宁昱西等[2]引入微更新理念，为老旧城区保护更新与发展提供一种全新的模式；章昌平等[3]对城市改造过程中城市地名公共服务体系建设和城市记忆的保留与传承的作用关系进行研究，针对地名公共服务体系中的4个子体系提出相应的政策建议以及技术路径；申江海等[4]通过“场景重塑”与“邻里共生”策略创造出一种能够与老城区共荣共生的新业态，为老城改造提供一种新的思路和方式；董良海等[5]以老旧城区改造中水问题为导向，提出了老旧城区“海绵城市”改造的建设策略及经验；ZHUANG T Z等[6]以重庆市为例，研究了各方利益相关者在中国城市更新决策中的参与情况；吕飞等[7]运用因子分析和IPA分析对住宅小区改造满意度进行研究，得出物业管理和交通对老旧住宅小区居民满意度的影响较大.

可见，老旧城区综合整治先后经历了由“大拆大建”到“以人为本”的发展历程，日趋关注城区居民的居住需求，居民满意度也由此成为老旧城区综合改造效果的核心衡量指标. 因此，居民满意度的影响因素成为老旧城区改造工作的重要参考.

1 调查方案设计

1.1 指标体系

本文参考前人对中国城市宜居性满意度评价及影响因素分析[8]以及实地调研情况，从城市安全、公共设施的便利性、自然环境、社会文化环境、环境卫生、交通便利性6个维度建立老旧城区改造满意度指标体系，并将其作为二级指标. 每个二级指标下设有若干个影响因素，结合实际情况进行充分考虑后按照不同的影响因素进行满意度调查. 老旧城区改造满意度调查指标体系，见表1.

1.2 问卷调查

问卷设计分为三部分，第一部分是参与问卷调查人员的基本信息，包括被调查者的年龄、学历、职业及居住时间4个问题；第二部分“主观评价”是根据老旧城区改造满意度调查指标体系设立的问卷主体部分，也是信度、效度检验的主要研究对象，根据老旧城区改造满意度调查指标体系设计，共有29个变量；第三部分是老旧城区改造的整体满意度调查. 本次满意度调查的选项设计采用李克特五级量表[9]，将选项设计为“1～5”个量级，对应“满意、较满意、一般、较不满意、不满意”五个层次，由于被调查者是城市居民而非相关专家，采用五级量表而非七级使问卷设计更具适用性、简洁性[10].

1.3 调查对象

遂宁市位于四川盆地中部腹心，下设2区3县，是典型的成渝经济区的区域性中心城市，由于地理区位独特性，是四川省交通枢纽城市. 遂宁市自2015年开始进行老旧城区改造，并提出海绵城市试点改造规划. 其中，镇江寺片区发展时间较长、包含的老旧小区较多、道路内涝问题较严重，属于遂宁老旧城区改造的典型片区，也是本次问卷调查开展的主要区域. 镇江寺片区含大东街、百福、朝阳、正兴街、兴隆、紫薇6个社区，总面积0.605 km2，人口约4.6万人，这6个社区(除百福社区的棚户区未纳入此次改造外)是本次镇江寺片区旧城改造的重点区域，此次改造0.472 km2. 片区改造区位图如图1所示，社区分布图如图2所示.

截至2019年6月，镇江寺片区已经完成了复丰巷“防内涝”改造项目，完成了朝阳社区建筑立面改造，前后对比如图3所示. 通过遂宁市老旧城区6个改造试点区(百福社区、朝阳社区、大东街社区、兴隆社区、紫薇社区、正兴社区)的实地走访、座谈、问卷调查，对遂宁市老旧城区改造满意度进行研究.

表1 老旧城区改造满意度调查指标体系Tab.1 Satisfaction survey index system of old urban renewal

注：满意度调查为一级指标；下设城市安全、公共设施便利性、自然环境、社会文化、环境卫生、交通便利性6个二级指标；二级指标下共设29个影响因素

2 调查结果分析

本次调查共发放问卷200份，回收问卷193份，其中2份无效问卷，有效问卷191份，回收率为95.5%，符合要求. 在本次调查样本中，年龄“18～35岁”占有62.82%的比例，学历方面，“大专及以上”占据了较高的比例，达到了47.64%，居住时间达到10年及以上的人数达86.38%，在职业方面，企业员工、管理人员、教育、卫生、科研以及学生占了相当大的比重. 总体来看，调查群体的居住时间普遍较长、文化素质较高，有着相对稳定的职业和收入，这使老旧城区改造居民满意度的研究更具普遍性和真实性. 在Pearson关联度分析之前，首先应对收集的数据进行可信度和有效性进行检验.

2.1 信度分析

信度(Reliability)即可靠性，由于本次问卷是态度、意见式问卷，采用克隆巴赫a(Cronbach’salpha)信度系数作为衡量的标准较为合适. 用SPSS22.0软件进行信度分析，是分析验证问卷设计的可靠性. 通过对问卷全部变量分析，得到克隆巴赫a(Cronbach’s alpha)系数为0.851，如图4所示，说明问卷设计的可靠性较高，可以采用.

可靠性统计

图4spss22.0对数据进行克隆巴赫a信度分析结果(来源：软件导出)

Fig.4The result of clonal Bach a reliability analysisof SPSS 22.0

2.2 效度分析

效度分析指尺度量表达到测量指标准确程度的分析，简言之即问卷设计与研究目的一致性的检查；老旧城区满意度指标体系中二级指标相当于对影响因素的降维，对二级指标进行效度及因子分析更具有代表性，便于影响因素的分析研究. 信度分析前先进行KMO and Bartlett’s Test检验[11]，得到KMO值为0.856为较好适宜度，且Bartlett’s Test结果中显著性值为0.00<0.05，适宜对影响因子进行分析，见表2. 通过SPSS检验得题目没有重复性.

表2 KMO and Bartlett’s Test效度检验结果 (来源：软件导出)Tab.2 Validity test results of KMO and Bartlett’s test

2.3 相关性分析

相关分析方法常用于考察两个或多个变量指标之间相关性的大小. 在统计学中常用的相关系数有3种，包括Pearson相关系数、Kendall相关系数、Spearman等级相关系数. 对不同类型的变量应采用不同的相关系数来度量. 其中，Spearman等级相关系数和Kendall相关系数属于等级相关系数，称为“秩相关系数”，不适用于本文分析. Pearson相关系数(Pearson Correlation Coefficient)是用来衡量两个数据集合是否在一条线上面，用来衡量定距变量间的线性关系，可以探索本论文中居民的各因素满意度与总体满意度之间的相关性，即各因素对居民总体满意度的影响程度.

在做相关性检验前，应首先对6项指标各测量值进行正态分布的检验，通过SPSS22.0对问卷各变量构建直方图，可判断出各指标都符合正态分布. 本文采用Pearson 关联度系数分析各二级指标满意度与总体满意度之间的相关关系. 采用Pearson 关联度系数分析，得到老旧城区改造6个二级指标满意度指数与总体满意度指数的相关系数，见表3.

由表3可得，6项指标的相关性系数均在0.5以上，且显著性sig为0.00，满足要求. 其中，“环境卫生”与“总体满意度”的Pearson 关联度达到0.919，说明环境卫生与总体满意度相关性较强，在老旧城区改造过程中应着重关注环境卫生的改造情况；“交通便利性”与“总体满意度”的Pearson 相关性达到0.730，说明城区改造的交通便利程度较能影响总体满意度；“社会文化”与“总体满意度”的Pearson 相关性为0.729，两者相关性较高，说明社会文化对总体满意度影响较大；“城市安全”与“总体满意度”之间的Pearson 相关性为0.623，说明城市安全对总体满意度的影响较重要；“自然环境”与“总体满意度”的Pearson 相关性达到0.589，说明环境卫生与总体满意度相关性一般；“公共设施便利性”与“总体满意度”的Pearson 相关性达到0.523，说明环境卫生与总体满意度相关性与其他指标相比较低.

表3 指标满意度指数与总体满意度指数的相关系数对比(来源：软件导出)Tab.3 Correlation coefficient comparison between index satisfaction index and overall satisfaction index

3 问题及措施

3.1 问题分析

整体来看，城市居民对遂宁市老旧城区改造满意度较高，总体满意度达3.975，达到“较为满意”程度. 对于评价的6项指标与总体满意度的关系来看，见表4，总体满意度相关性最高的“环境卫生”指标对应满意度均值为4.247，说明该指标在总体满意度中贡献较大. 在调研过程中发现，“防内涝”改造工作有效解决了老旧城区道路积水的问题，使得居民居住卫生环境得到了明显改善，受访居民普遍对改造效果表示非常满意. 总体相关性次之的“交通便利性”“社会文化”指标的满意度均值分别为3.497和3.329，相对较低. 调研的老旧城区内存在动静态交通混乱的情况，机动车混乱停放使得居民公共活动共享空间被侵占；城区居民反应社区文化宣传栏内容未能及时更新，文化宣传效果不明显. 满意度均值最低的为“公共设施便利性”，仅为3.315刚刚达到一般水平. 囿于城区内部分老旧居住区修建年代已久，电、通信、燃气管网等基础设施不够完善，造成居民生活的便利性较差，因此公共设施便利性的满意程度较低.

3.2 改进措施

“环境卫生”与“总体满意度”相关性较强的，可见居民对老旧城区改造中声、光、噪声、水体方面较为关注. 调查过程中发现居民对旧城区海绵城市改造普遍反映效果较好，有效解决了城区“内涝”问题，提高了水资源的利用率，改善了城区的整体卫生环境. 后续的老旧城区改造工作可以增加对“环境卫生”改造的投入，能较为有效地提升居民满意度.

“社会文化”“交通便利性”与“总体满意度”相关性较高，在本案中居民对于两者的满意度仅在“一般”水平，应对两者进行改造工作的改进. 调研过程中发现，居民普遍反映城区停车并未得到很好的规划，部分社区内停车混乱，有的甚至随意路边停车导致道路的拥挤，对于城市文化保护意识淡薄. 因此在后续城区改造过程中应注意加强交通规划的合理性，可以充分利用公共场所停车位及地下停车来缓解城区停车问题；对于老旧城区的传统文化应加大宣传，提高居民的共识性与归属感，进而提高居民对老旧城区改造的满意度.

“公共设施便利性”满意度得分较低，说明城区改造过程中还应加强对“水、电、燃气、医疗、教育”等方面的便利性进行加强. 调研过程中发现，居民对于“一户一表”改造较为满意，但部分电表等设施裸露，影响了建筑的美观性；“管线下地”改造由于既有建筑限制导致效果并不十分理想.

表4 指标描述性分析与总体满意度对比Tab.4 Index descriptive analysis and overall satisfaction comparison

4 结论

1) 本文对老旧城区改造居民满意度的影响因素进行研究，体现了旧城改造以人为本的科学发展核心思想. 运用Pearson关联度的方法筛选相关性高的指标，与以往的旧城改造策略层面研究相比，更具指导性和针对性.

2) 基于我国老旧城区改造现状，参考中国城市宜居性满意度评价因素，从改造城区居民的视角入手，构建更能突出老旧城区改造特点的指标体系，并进行问卷数据收集，使得量纲统一. 数据获取方式简单、直接，更能真实反映居民满意度情况.

3) 通过数据分析结果可知，建议老旧城区改造过程中加强对环境卫生方面的投入，完善群众监督的体制机制，增加城区改造工作的透明度，使得改进措施能够真正落地. 应采取人车分流的措施，提高交通安全性的同时又能避免居民活动共享空间被侵占. 应加强老旧城区文化宣传，充分发挥网络信息化时代的便利性，借助多方新媒体平台进行老旧城区历史文化的宣传报道，增加居民的归属感和居住满意度.