多元主体视角下传统村落人居环境满意度研究——以福建省屏南县龙潭村为例

袁 梦，吴哲楷，谢光权，吴小刚

(福建农林大学 风景园林与艺术学院,福州 350100)

0 引言

2018年以来,国务院出台一系列重要文件以提升乡村旅游品质,进一步推动乡村振兴,在系列国家政策的推动下传统村落迎来了旅游移民的热潮。旅游移民是指由于旅游业的发展或出于休闲消费目的而迁往旅游地居住或工作较长时间的移民[1]。在逆城市化背景下,作为乡村振兴的重要人才组成部分[2],从城市到乡村的旅游移民为乡村带来产业发展与优势资源的同时,也打破了传统村落原有的社会结构,居民主体也由“一元”逐渐走向“多元”。多元主义思想兴起于二战后的西方政治学界,后被应用于各个领域。多元主体是指由特定方式联结在一起的个体成员形成的不同主体,主体内部个体的心理状态与诉求具有显著意向性[3]。本研究中的多元居民主体为人口学统计特征的多元,是指一定区域范围内具有不同民族、宗教信仰、性别、年龄、职业、教育背景的居民群体由于其社会属性的不同而呈现多元性,这些多元性在一定程度上影响着居民的行为、需求和期望,并进一步影响居民对人居环境的满意度。

传统村落人居环境是指在自然环境的主导下与人类生存发展密切相关的地表空间[4],一方面是各种物质实体构成的秩序表达[5],另一方面是乡村主体内部社会生活的外在表征。传统村落人居环境研究建立在人居环境研究的基础之上,多集中在人居环境保护[6]、评价体系[7-8]、影响因素及机制揭示[9]等方面。近年来,在乡村振兴背景下如何充分挖掘传统村落资源价值、提升传统村落居民福祉成为研究热点,通过对传统村落空间分布特征[10]、人地关系[11-12]、环境感知[13-14]等方面的探究,为传统村落人居环境保护与发展提供借鉴。研究主要关注传统村落客观环境的内涵解析[15]、质量评价[16-17]及机制揭示[18-19]等,较少关注人居环境中“人”的能动作用,对居民因社会属性不同而产生的类群分化与需求差异的关注尤为不足,缺少对主体视角的系统性分析。

2015年以来,福建省屏南县依托丰富的历史文化与生态资源,围绕建设“文化大县、文化强县”目标大力发展传统村落文旅产业。其中,龙潭村依靠屏南县政府的大力支持,通过“文创移民”在短时间内取得了显著成效。但由于不同类型居民主体对居住环境选择的差异性需求,文创产业发展在实现传统村落人口回流与经济增长的同时也出现了人居环境资源公平性欠缺、村落主体性缺失、社会-空间分异等问题。因此,本研究遵循发现问题—分析问题—解决问题的逻辑,以龙潭村作为典型案例,建立人居环境空间布局合理性评价体系,分析多元主体与传统村落人居环境的需求关系,解决乡村振兴中人才“留得住”这一关键问题,为多元主体传统村落的人居环境建设提供理论支持与规划建议。

1 研究区域、数据来源与研究方法

1.1 研究区概况

龙潭村位于福建省屏南县熙岭乡南部,属山区丘陵地带,村域面积2.2 km2,下辖3个自然村,16个村民小组,共计340户,户籍人口1 400人。早年因区位偏远,发展滞后,村内人口大量外流导致其成为大时代背景中被逐渐埋没的“空心村”之一。2017年开始,龙潭村通过发展文创移民使人口得到有效回流,截至2023年3月,龙潭村已有旅游移民人口130人,共计32户。旅游移民的落户不仅带动了龙潭村的快速发展,也吸引了大批村民返乡创业,常住人口从不足100人增加到近400人,成为屏南县最早一批通过“文创移民”实现乡村振兴的典型案例,先后入选第二批全国乡村旅游重点村名单以及第六批中国传统村落名录。

1.2 数据来源

2023年4—5月对龙潭村进行实地调查,会同村委部门对龙潭村资源环境与人口等资料进行收集与获取,通过问卷发放与深度访谈形式对村域范围内的常住人口进行人居环境满意度调研。问卷设计基于本研究所构建的人居环境空间布局合理性评价体系,采取封闭式问卷形式,内容包括两部分。第一部分通过客观选择题对居民主体属性进行调查,包括性别、户籍、从业类型、居住时间等;第二部分为居民主体人居环境满意度评价,题项以李克特5点量表呈现,邀请被访者对人居环境现状的满意度进行逐项打分。根据龙潭村当前人口比例与空间分布现状进行实地走访,收回的318份问卷中312份为有效问卷,有效率98.11%,符合研究要求。

1.3 研究方法

1.3.1 评价指标体系

结合现有研究以及国家政策文件,对乡村人居环境相关评价体系的指标要素进行统计分析与归纳整理,在去除、合并内涵交叉指标后,对剩余指标进行频度分析;依据发现问题—分析问题的研究逻辑,基于社会-空间分异现象进一步选取同时满足乡村人居环境评价、空间布局合理性评价两个条件的指标要素;最终结合德尔菲法,依据科学性、客观性、全面性、层次性、代表性和可操作性的原则,构建传统村落人居环境空间布局合理性评价体系,包括景观风貌、建筑质量、道路交通、公共服务、社会文化5个准则层,共计25项指标(表1)。

1.3.2 因子分析法

探索性因子分析与主成分分析均为通过分析多元观测变量的本质结构对其进行降维处理的技术方法。探索性因子分析常用于测量未观察到的(潜在的)无误差变量;主成分分析常用于减少变量数量,同时对数据的最重要特征予以保留。本研究运用SPSS 22.0的因子分析统计工具对人居环境有序变量和居民属性类别变量分别进行探索性因子分析和主成分分析。

1.3.3 聚类分析

聚类分析是通过直接比较事物属性,将具有相似性质的事物归属为相同属性类别、差异性较大的事物归属为不同属性类别的分析方法。本研究运用SPSS 22.0中的K-means算法进行迭代分类,将n个观察单位分为K类,并确定K个初始类中心,然后根据距初始类中心最小欧氏距离原则,采用迭代方法,对题项进行归类[20]。

表1 传统村落人居环境空间布局合理性评价指标体系 Tab.1 Evaluation index system of rationality of spatial layout of human settlements in traditional villages

2 结果与分析

2.1 受访者一般人口学统计分析

通过对调查样本的数据分析可知,受访者的各属性要素分布特征比较符合村落整体现状,一定程度上保证了研究的可靠性。受访者中男女比例分别为43.4%,56.6%,居住时间主要集中于1年及以下和10年以上;城市移民占58.5%,略多于在地村民,且城市移民以生活/度假型移民为主,生产/创业型移民仅占29.0%;居民受教育水平整体较高,主要从业类型为教育类与服务类,分别占14.2%,37.7%。

2.2 信度分析

本研究量表的克朗巴哈系数为0.967(>0.7),说明各因子的一致性和稳定性较高。为提高各假设成分可靠性,依次对各准则层变量进行信度分析。景观风貌、建筑质量、道路交通、公共服务、社会文化系统层变量的克朗巴哈系数分别为0.856,0.856,0.877,0.910,0.909,均大于0.7。对各系统层下的指标变量进行敏感性检验,剔除系统层内修正后的项与总计相关性值小于0.5、克朗巴哈系数显著增大的指标变量C25,剩余24个指标变量的克朗巴哈系数均小于所在系统层的克朗巴哈系数,量表内容信度较好[21]。

2.3 人居环境满意度特征分析

2.3.1 探索性因子分析

对量表数据进行KMO值分析与Bartlett球形度检验,KMO值为0.920(>0.8),自由度为276,Bartlett球形检验的χ2值为2 220.154,显著性P值均小于0.001,表明该问卷量表通过了Bartlett球形检验,样本数据效度较高,适合进行因子分析[22-23]。根据问卷结果,对人居环境指标要素进行探索性因子分析,获得特征值大于1的前3个主成分,累计解释方差为68.241%(表2),能够体现出24个原始指标要素中所含信息,计算旋转后的因子载荷结果得出各个因子的表达式。

表2 人居环境指标要素探索性因子分析

第一主因子包含11个指标,因子载荷均大于0.576,其中“景观节点便捷度(D2)”最高,为0.792,这11个指标体现了乡村人居环境的景观环境与空间布局特征,将其命名为“空间环境”因子;第二主因子包含8个指标,因子载荷均大于0.550,其中“古现代环境要素融合度(D23)”最高,为0.786,这8个指标体现了乡村人居环境的社会环境与历史文化特征,将其命名为“社会文化”因子;第三主因子包含5个指标,因子载荷均大于0.629,其中“商服网点便捷度(D16)”最高,为0.841,这5个指标体现了乡村人居环境的设施建设与整体规划特征,将其命名为“规划建设”因子。

2.3.2 评价指标权重确立

根据主成分分析将各指标要素划分为3个维度,计算各维度下指标要素的判断矩阵并进行一致性检验。空间环境维度中,景观布局、水体资源、公园绿地、居民集聚、街道空间、建筑风貌、历史古建、游览路线、街巷布局、地形地貌、建筑布局的各项指标权重分别为0.083,0.056,0.022,0.098,0.048,0.059,0.019,0.024,0.104,0.236,0.247,此维度判断矩阵随机一致性比例CR=0.065<0.1。在社会文化维度中,环境融合、艺术空间、公共停车、传统古迹、公共空间、旅游开发、村民融合、遗产保护的各项指标权重分别为0.086,0.039,0.115,0.260,0.159,0.039,0.078,0.225,此维度的判断矩阵随机一致性比例CR=0.005<0.1。规划建设维度中,商业设施、医疗卫生、道路硬化、教育设施、综合管理的各项指标权重分别为0.105,0.343,0.172,0.324,0.056,此维度的判断矩阵随机一致性比例CR=0.030<0.1。

基于探索性因子分析,将提取公因子累计方差贡献率中各公因子方差贡献率的占比作为各维度权重,从而得到空间环境、社会文化、规划建设3个维度的权重分别为0.372,0.355,0.274,对各维度下的指标要素得分以及各维度得分进行加权汇总,分别得到各维度满意度得分与龙潭村总体人居环境满意度得分。

2.3.3 人居环境满意度特征解析

龙潭村人居环境24个指标要素的满意度评价分值存在一定差异(图1)。评价分值最低的5项要素分别为教育设施、医疗卫生、公共停车、商业设施、街巷布局,表明在传统村落的人居环境建设中,整体规划布局与基础设施建设依旧是其主要症结,是未来传统村落人居环境建设中应加强的重点。评价值最高的5项要素分别为公园绿地、历史古建、建筑风貌、水体资源、地形地貌,表明在当前的乡村振兴过程中对龙潭村本底资源进行了充分保护与挖掘,居民对其满意度与认可度较高。

图1 龙潭村人居环境指标要素满意度评价

从各维度评价来看,龙潭村的整体人居环境满意度分值为4.010(满分为5)。其中,空间环境、社会文化两维度的得分分别为4.275,4.012,均高于总体评价得分且差异相对较小,规划建设维度得分(3.636)最低且低于总体满意度水平,表明在传统村落的人居环境建设中历史文化的保护建设尤为重要,若要进一步提高居民对整体环境的满意度,则更需要加强基础设施与公共服务设施的规划建设。

2.4 不同主体属性下的满意度特征分析

2.4.1 主体属性变量因子相关性分析

受居民不同社会属性影响,不同类型居民对人居环境要素的认知与需求存在一定差异,也进一步影响居民对人居环境的感知。针对性别、户籍、移民类型、年龄等7项代表社会属性的类别变量与上述所划分的空间环境、社会文化、规划建设3个维度的因子进行探索性分析,分别检验居民主体属性变量对各维度环境因子的影响程度(表3)。7项主体属性变量中,户籍、移民类型、学历、居住时间与人居环境满意度存在显著相关性,其中户籍与空间环境、规划建设、总体满意度呈显著相关;移民类型与社会文化、总体满意度呈显著相关;学历与规划建设、整体满意度呈显著相关;居住时间与环境布局、规划建设、总体满意度呈显著相关。

2.4.2 主体属性变量主成分分析

为进一步揭示不同社会属性居民人居环境满意度的特征规律,运用KMO检验和Bartlett球形检验,对性别、户籍、移民类型、年龄、学历、从业类型等属性变量进行信效度验证,结果显示Bartlett显著性检验的Sig.值与KMO值分别为0.000和0.863,说明本研究达到标准样本量,统计数据内部相关性较好,适合进行因子分析。

对主体属性变量进行主成分分析,获得两个特征值大于1的主因子,共解释全部信息量的67.751%,可以反映出7个主体属性变量所含信息,计算旋转后的因子载荷结果(表4)显示,第一主成分包含4个属性变量,与居住时间、移民类型、年龄相关性显著,其中最高一项是居住时间,因子载荷为0.922。从情感角度来看,我国乡村存在深厚的乡土情结[24],景观环境与人的记忆、感知、行为等因素之间具有强烈的羁绊。因此,第一主成分体现了主体与属地间的相互关系,将其命名为“地缘”;第二主成分包含3个属性变量,与从业类型呈显著相关性,因子载荷为0.812。在多元产业与多元主体的乡村发展进程中,从业类型成为居民构建社会关系的重要因素,不同从业类型人群的社会需求与环境需求上存在一定差异,因此,将其命名为“业缘”。

表3 居民社会属性与人居环境感知因素相关性分析

表4 主体属性变量主成分分析

2.4.3 聚类分析

在因子分析的基础上,将主体属性变量与其主成分分析固有值进行结合,对所得两主成分变量进行K-means聚类分析,得到代表主体“地缘”和“业缘”属性的量化数值以及5个类群主体的最优划分方式,并总结出五分类的最优类群结果。

对类群变量及主体属性变量进行交叉分析(图2),得到不同类群的主体属性结构状况。类群Ⅰ与类群Ⅱ的居民主体均具有较强业缘属性,以城市移民为主,在此地居住时间较短;类群Ⅲ与类群Ⅳ的居民主体均具有较强地缘属性,主要为在地村民,在此地居住时间较长。类群Ⅰ的居民年龄集中于40～59岁,占40.62%,主要从业类型为教育类;类群Ⅱ以20～39岁的居民为主,占77.81%,主要从业类型为文创类;类群Ⅲ以60岁及以上居民为主,占47.4%,主要从事工农类产业;类群Ⅳ居民年龄集中在40～59岁,占42.15%,主要从事餐饮类、住宿类产业;类群Ⅴ的居民主体主要为具有较强业缘属性、年龄在20～39岁的在地村民,且大多在此地居住时间为10年以上,从业类型较为多样。

2.4.4 不同类群人居环境满意度评价结果

对5个类群与人居环境的3个维度变量进行交叉分析,得到不同类群主体对人居环境各维度的满意度评价(表5)。对人居环境总体满意度最高的是类群Ⅳ,该类群多为具有较强地缘属性的中年本村村民,对多元产业与文化的接受度较高,乡土情结较为深厚,从业类型的选择也较为多样。因该类群在此地居住时间较长,选择的居住环境更优越,对本村发展建设具有较高的认知度与认可度,满意度最高。在人居环境的3个维度中,此类群对空间环境维度的满意度最高。

类群Ⅲ和类群Ⅴ对人居环境的总体满意度相对较高且评价得分较为接近,类群Ⅲ对社会文化和规划建设两维度的人居环境满意度均高于类群Ⅴ,可见年龄较高的本地村民对社会文化与基础设施规划建设满意度较高。结合深度访谈可知,造成此现象的原因归根于类群Ⅲ大多为长期居住于此的高龄本地村民,见证了本村由空心化到文创振兴的发展过程,且具有稳定的社会网络,对本村的社会文化与规划建设较为满意。类群Ⅴ具有较强的业缘属性,多为文创振兴后返乡创业的本地村民,且从业类型较为现代化与多样化,相较于空间环境的需求更注重社会交往与基础设施规划建设的便捷程度,对社会文化与规划建设的满意度较低。

图2 龙潭村不同类群主体社会属性特征

表5 不同类群人居环境满意度评价

类群Ⅰ与类群Ⅱ的总体满意度均较低,且大多为城市移民,说明目前传统村落的人居环境建设尚未能达到城市移民的环境需求。从各维度来看,类群Ⅰ满意度均高于类群Ⅱ,可见城市移民的业缘属性越强,对人居环境建设的需求也越高。

由于不同类群主体社会属性的不同,各类群与人居环境的需求关系既存在共性也存在差异。各类群对各维度满意度的评价得分由高到低均依次为空间环境、社会文化、规划建设;在总体满意度方面,以城市移民为主的类群Ⅰ与类群Ⅱ普遍低于以在地村民为主的类群Ⅲ、类群Ⅳ与类群Ⅴ;以“新村民”为主的类群人居环境满意度与年龄大体上呈负相关,以“老村民”为主的群体人居环境满意度由高到低依次为40～59岁、60岁以上、20～39岁;“地缘”属性较强的类群Ⅲ、类群Ⅳ对于社会文化与规划建设维度的满意度均高于“业缘”属性较强的类群Ⅰ、类群Ⅱ、类群Ⅴ。综上所述,人居环境满意度评价的高低在一定程度上反映了建成环境质量与居民需求的匹配程度以及居民对环境要素的需求指向。

3 结论与建议

3.1 结论

文旅产业的发展使传统村落人居环境质量得到有效改善,居民福祉实现了显著提升,但居民对规划建设维度的满意度仍最低,提升公共服务与基础设施的建设仍为乡村振兴的首要之义。

固然文创移民为传统村落带来新的生产力,但以目前现状来看,城市移民仍为享受优势资源的最大受益者,在探寻传统村落发展路径的过程中应注意强调原住民的主体地位。

在地村民中,从业类型较为多元化的青年村民对人居环境的满意度较高,人居环境的改善是否能够为在地村民带来经济效益是影响其满意度的关键因素。

3.2 建议

针对不同类群需求差异与空间分布特征,加强基础设施建设与遗产保护修缮。在人居环境建设中注意多元文化对传统文化造成的冲击与影响,避免造成“外在上的乡村振兴、内核上的乡土边缘化”现象的发生。

通过加强古现代环境要素的融合,促进不同类群居民主体的社会融合,培养居民集体意识,增强居民认同感与归属感,推动文化振兴与产业发展。

发挥居民对传统村落建设的主动性和参与性,构建社会支持体系,通过建设满足居民需求的人居环境,增强居民的地方依赖,使人口“留得住”,实现传统村落的良性可持续发展。