“特色小鎮(zhèn)”居民的本地居住意愿及影響因素研究

唐 剛 博士生 丁慧平 教授

（北京交通大學(xué)經(jīng)濟(jì)管理學(xué)院 北京 100044）

問題提出與文獻(xiàn)簡(jiǎn)述

“特色小鎮(zhèn)”是近年來我國(guó)新型城鎮(zhèn)化建設(shè)過程中出現(xiàn)的一種新模式。作為以特色產(chǎn)業(yè)為基礎(chǔ)，通過優(yōu)化環(huán)境、完善配套形成現(xiàn)代城鎮(zhèn)體系的一種創(chuàng)新路徑，具有承接農(nóng)村人口轉(zhuǎn)移、提高就業(yè)水平并改善人居環(huán)境的重要意義。當(dāng)前，小城鎮(zhèn)與大城市在就業(yè)、教育、醫(yī)療等各方面的資源水平仍存在差異，農(nóng)民更傾向于進(jìn)入大城市，甚至寧可在大城市務(wù)工，也不愿放棄農(nóng)村戶籍進(jìn)入小城鎮(zhèn)。而人口大量流向大城市，又將導(dǎo)致“大城市病”與“農(nóng)村空心化”并存的局面——這是關(guān)系到新型城鎮(zhèn)化進(jìn)程能否順利推進(jìn)的一個(gè)更深層次的問題。本文的目的，就是在“農(nóng)村-城市”的二元框架中納入以特色小鎮(zhèn)為代表的“城鎮(zhèn)”范疇，考察居民本地長(zhǎng)期居住意愿的表現(xiàn)以及如何通過建設(shè)、發(fā)展特色小鎮(zhèn)影響其長(zhǎng)期居住意愿。

已有研究發(fā)現(xiàn)了大城市與小城鎮(zhèn)對(duì)農(nóng)村人口吸引力的差別，且其背后存在復(fù)雜的影響機(jī)制。但總的來看，以下方面還需要進(jìn)一步深化。本文將聚焦于“特色小鎮(zhèn)”——主要依托一個(gè)地區(qū)在產(chǎn)業(yè)特色、基礎(chǔ)條件等方面的優(yōu)勢(shì)來吸引勞動(dòng)就近轉(zhuǎn)移并實(shí)現(xiàn)本地生活與就業(yè)（卓勇良，2016；王小章，2016）——期望通過對(duì)特色小鎮(zhèn)居民本地生活意愿及其關(guān)鍵影響因素的深度考察，對(duì)城鎮(zhèn)化進(jìn)程中小城鎮(zhèn)居民形成更為深入的認(rèn)識(shí)，為建設(shè)契合城鎮(zhèn)化趨勢(shì)且滿足當(dāng)?shù)鼐用裆罹蜆I(yè)訴求的“特色小鎮(zhèn)”提供有益觀點(diǎn)和政策依據(jù)。

表1 基于訪談的當(dāng)?shù)鼐用耖L(zhǎng)期生活意愿維度歸納

維度提取及問卷設(shè)計(jì)：居住意愿與特色小鎮(zhèn)建設(shè)

（一）當(dāng)?shù)鼐用耖L(zhǎng)期生活意愿刻畫

要通過建設(shè)特色小鎮(zhèn)實(shí)現(xiàn)城鎮(zhèn)化，促進(jìn)小鎮(zhèn)居民“安居樂業(yè)”是關(guān)鍵。居住意愿是一種主觀的心理表現(xiàn)，受到各種個(gè)人特質(zhì)和客觀因素的影響，最終會(huì)轉(zhuǎn)化為“住留”或“外遷”行為。特色小鎮(zhèn)建設(shè)發(fā)展情況就屬于客觀因素的一部分?？疾炀幼∫庠福軌蛄私猱?dāng)前各種客觀因素在與心理特質(zhì)結(jié)合之后的潛在表現(xiàn)。但考察居民心理意愿會(huì)面臨一個(gè)難題：在使用訪談、問卷等工具進(jìn)行測(cè)度時(shí)，直接根據(jù)“是否愿意長(zhǎng)期居住”的回答構(gòu)建的二元顯變量需要排除包括受訪者個(gè)體特征在內(nèi)的其他各種因素影響才能獲得本文所關(guān)心的居住意愿測(cè)度結(jié)果。而要系統(tǒng)測(cè)度這些因素，將大大增加調(diào)查的難度。不過，本文的重點(diǎn)在于研究如何建設(shè)、發(fā)展特色小鎮(zhèn)來強(qiáng)化居民的長(zhǎng)期居住意愿，因此，可以將這一難以直接測(cè)度的內(nèi)容作為潛變量，把著眼點(diǎn)放在當(dāng)?shù)鼐用駥?duì)特色小鎮(zhèn)各方面狀況的認(rèn)知上，先通過訪談?wù){(diào)查歸納其背后的核心維度，再利用問卷收集的數(shù)據(jù)來進(jìn)行影響機(jī)制刻畫。

表2 問卷題項(xiàng)：當(dāng)?shù)鼐用耖L(zhǎng)期生活意愿

表3 基于典型素材的特色小鎮(zhèn)發(fā)展基礎(chǔ)與建設(shè)特點(diǎn)歸納

表4 問卷題項(xiàng)：特色小鎮(zhèn)發(fā)展基礎(chǔ)與建設(shè)特點(diǎn)

為了達(dá)到上述研究目的，本文選擇浙江、山西兩個(gè)分別位于中國(guó)南方和北方的代表性省份，對(duì)其中各兩個(gè)特色小鎮(zhèn)進(jìn)行調(diào)研，走訪了16戶當(dāng)?shù)鼐用瘛Ｔ谠L談過程中，主要詢問被訪者長(zhǎng)期在特色小鎮(zhèn)當(dāng)?shù)鼐幼?、工作的意愿及其中的原因。在訪談資料整理過程中，先根據(jù)愿意、不愿意正反兩方面描述分為（1）（2）兩組，再對(duì)其中的具體要點(diǎn)進(jìn)行歸并，最后在兩組間進(jìn)行比較與合并，得到三個(gè)維度（見表1）：經(jīng)濟(jì)狀況（JJ）、生活品質(zhì)（SH）和長(zhǎng)期發(fā)展（FZ）。不難看出，三者都與居民對(duì)生活、就業(yè)與發(fā)展具有密切關(guān)系。根據(jù)上述過程提煉出的維度，本文設(shè)計(jì)了相應(yīng)的題項(xiàng)，經(jīng)過小范圍研討和修改后的結(jié)果如表2所示。所有題項(xiàng)均以5級(jí)李克特量表形式呈現(xiàn)，請(qǐng)受訪者在“很同意”“同意”“不確定”“不同意”“很不同意”之間進(jìn)行選擇。

（二）特色小鎮(zhèn)發(fā)展基礎(chǔ)與建設(shè)特點(diǎn)

關(guān)于特色小鎮(zhèn)的基礎(chǔ)條件與建設(shè)舉措，現(xiàn)有文獻(xiàn)已經(jīng)積累了大量資料，可以采用文本分析法對(duì)其加以匯總歸并。本文以國(guó)家發(fā)改委牽頭編寫的《國(guó)家新型城鎮(zhèn)化報(bào)告》《中國(guó)特色小鎮(zhèn)發(fā)展報(bào)告》以及中國(guó)城鎮(zhèn)化促進(jìn)會(huì)編寫的《中國(guó)特色?。ǔ牵╂?zhèn)發(fā)展報(bào)告》為基本素材來源，按照包含現(xiàn)實(shí)內(nèi)容、敘述角度客觀的要求，提取了特色小鎮(zhèn)典型案例24個(gè)。在處理過程中，先選擇2/3的案例，對(duì)其中的主要表述進(jìn)行分析并歸納內(nèi)容維度，然后利用剩余的11個(gè)案例進(jìn)行對(duì)照補(bǔ)充，最后一共得到7個(gè)特色小鎮(zhèn)發(fā)展基礎(chǔ)與建設(shè)特點(diǎn)的描述維度作為影響因素，包括政府推動(dòng)、產(chǎn)業(yè)基礎(chǔ)、歷史文化、周邊條件、環(huán)境保護(hù)、基礎(chǔ)設(shè)施和配套條件。典型表述及維度編號(hào)如表3所示。本文據(jù)此設(shè)計(jì)了相應(yīng)的題項(xiàng)，經(jīng)過小范圍研討和修改后的結(jié)果如表4所示。這些問題同樣以5級(jí)李克特量表形式呈現(xiàn)。

表5 探索性因子分析：長(zhǎng)期生活意愿

表6 探索性因子分析：特色小鎮(zhèn)發(fā)展基礎(chǔ)與建設(shè)特點(diǎn)

（三）探索性因子分析

初步問卷設(shè)計(jì)完成以后，本文通過微信群推送及調(diào)研地區(qū)現(xiàn)場(chǎng)填寫等途徑發(fā)放了100份問卷，最終得到回答完整的有效問卷97份進(jìn)行探索性因子分析。首先，利用SPSS對(duì)因變量“長(zhǎng)期生活意愿”的10個(gè)題項(xiàng)進(jìn)行因子分析，其KMO系數(shù)為0.803＞0.5；Bartlett球形檢驗(yàn)表明，近似χ2= 498.902，p＜0.001，適合進(jìn)行因子分析。基于主成分分析和最大方差法旋轉(zhuǎn)后的成分矩陣如表5所示，可以看到，可提取3個(gè)因子——這3個(gè)因子的聚類結(jié)構(gòu)與題項(xiàng)設(shè)計(jì)準(zhǔn)則完全吻合，且這3個(gè)因子累積方差貢獻(xiàn)率達(dá)到75.691%，具有很強(qiáng)的代表性。

再對(duì)20個(gè)自變量題項(xiàng)進(jìn)行檢驗(yàn)，KMO系數(shù)0.789＞0.5，Bartlett球形檢驗(yàn)表明，近似χ2=1049.159，p＜0.001，適合進(jìn)行因子分析。旋轉(zhuǎn)后的成分矩陣如表6所示，可提取5個(gè)因子，累積方差貢獻(xiàn)率達(dá)到70.104%。但是，5個(gè)因子的聚類結(jié)構(gòu)與題項(xiàng)設(shè)計(jì)準(zhǔn)則略有錯(cuò)位：原本獨(dú)立設(shè)計(jì)為“基礎(chǔ)設(shè)施（SS）”和“配套條件（PT）”，“產(chǎn)業(yè)基礎(chǔ)（CY）”和“歷史文化（LS）”在因子層面形成了合并。鑒于此，本文將合并后的因子分別命名為“設(shè)施配套（SP）”和“發(fā)展基礎(chǔ)（JC）”。

理論機(jī)制與研究假設(shè)

政府推動(dòng)。直觀地，政府可以通過制定專門的引導(dǎo)政策促進(jìn)特色小鎮(zhèn)的產(chǎn)業(yè)發(fā)展（張蔚文，2016；卓勇良，2016）。由此假設(shè)：政府推動(dòng)對(duì)于特色小鎮(zhèn)當(dāng)?shù)氐慕?jīng)濟(jì)狀況具有正向影響（H1-1）。同時(shí)，政府在人居環(huán)境改善方面也承擔(dān)著重要責(zé)任（魏立華等，2015）。另外，地方在推進(jìn)特色小鎮(zhèn)建設(shè)的過程中積極爭(zhēng)取政策支持，經(jīng)常組織參觀視察，也能產(chǎn)生改善環(huán)境景觀及基礎(chǔ)設(shè)施的作用，令當(dāng)?shù)鼐用袷芤?。由此假設(shè)：政府推動(dòng)對(duì)于當(dāng)?shù)厣钇焚|(zhì)具有正向影響（H1-2）。

表9 驗(yàn)證性因子分析：特色小鎮(zhèn)發(fā)展基礎(chǔ)與建設(shè)特點(diǎn)

表7 測(cè)量模型信度檢驗(yàn)

表8 驗(yàn)證性因子分析：長(zhǎng)期生活意愿

發(fā)展基礎(chǔ)。大量文獻(xiàn)都提到了特色小鎮(zhèn)原有產(chǎn)業(yè)基礎(chǔ)和歷史文化積淀的重要性（席麗莎等，2018；王小章，2016），兩者會(huì)對(duì)小鎮(zhèn)特色產(chǎn)業(yè)當(dāng)前和未來的發(fā)展產(chǎn)生影響；特色產(chǎn)業(yè)的選擇必須充分考慮已有歷史基礎(chǔ)（陳宇飛，2017）；并在挖掘小鎮(zhèn)文化旅游元素的過程中凝練特色（成岳沖，2017）。由此假設(shè)：發(fā)展基礎(chǔ)對(duì)于特色小鎮(zhèn)的經(jīng)濟(jì)狀況具有正向影響（H2-1）。進(jìn)一步地，擁有較好產(chǎn)業(yè)基礎(chǔ)的地區(qū)往往與更高的經(jīng)濟(jì)發(fā)展水平和居民生活質(zhì)量形成耦合發(fā)展關(guān)系（宋偉軒等，2013）。同時(shí)，當(dāng)代社會(huì)應(yīng)更加注重人的精神生活質(zhì)量（韓慶祥、王海濱，2019），而歷史文化氛圍有助于當(dāng)?shù)厝宋乃胶蜕钇肺兜奶嵘?。由此假設(shè)：發(fā)展基礎(chǔ)對(duì)于當(dāng)?shù)厣钇焚|(zhì)具有正向影響（H2-2）。

周邊條件。小城鎮(zhèn)與周邊大城市的發(fā)展具有互動(dòng)影響關(guān)系，這在人口流動(dòng)方面表現(xiàn)得尤為突出（邵懷友、朱宇，2007）；在新型城鎮(zhèn)化要求大中小城市協(xié)調(diào)發(fā)展的背景下，兩者間的互利共贏變得更為重要（孫斌棟等，2019）。由此假設(shè)：周邊條件對(duì)特色小鎮(zhèn)當(dāng)?shù)氐慕?jīng)濟(jì)狀況具有正向影響（H3-1）。同時(shí)，大城市的服務(wù)功能對(duì)周邊地區(qū)具有輻射效應(yīng)（王利軍、胡樹華，2014），若周邊大城市在醫(yī)療保障、高等教育、商業(yè)貿(mào)易等方面具有更優(yōu)越的資源，則當(dāng)?shù)鼐用窨梢跃徒硎?。由此假設(shè)：特色小鎮(zhèn)周邊大城市的發(fā)展條件對(duì)當(dāng)?shù)厣钇焚|(zhì)具有正向影響（H3-2）。

圖1 特色小鎮(zhèn)建設(shè)發(fā)展與居住意愿間的影響機(jī)制

表10 潛變量相關(guān)系數(shù)

表11 結(jié)構(gòu)方程分析結(jié)果：模型檢驗(yàn)

環(huán)境保護(hù)。改善生態(tài)環(huán)境是促進(jìn)居民生活質(zhì)量提升的重要方面（王光榮，2008）。近年來，各地越來越重視自然環(huán)境保護(hù)和污染治理。保障空氣、飲水質(zhì)量，減少粉塵、廢氣、噪音等有害物質(zhì)排放，對(duì)于維護(hù)當(dāng)?shù)鼐用竦慕】瞪罹哂兄匾饬x。由此假設(shè)：環(huán)境保護(hù)對(duì)于當(dāng)?shù)厣钇焚|(zhì)具有正向影響（H4-1）。

設(shè)施配套。基礎(chǔ)設(shè)施在城鎮(zhèn)化中的作用毋庸置疑。對(duì)于小城鎮(zhèn)而言，需要解決基礎(chǔ)設(shè)施建設(shè)滯后的問題，強(qiáng)化基礎(chǔ)設(shè)施對(duì)社會(huì)經(jīng)濟(jì)發(fā)展的支撐作用（趙鵬軍、劉迪，2018）。由此假設(shè)：設(shè)施配套對(duì)于特色小鎮(zhèn)的經(jīng)濟(jì)狀況具有正向影響（H5-1）。同時(shí)，良好的基礎(chǔ)教育和醫(yī)療條件是生活品質(zhì)的重要構(gòu)成（花亞州、劉昌平，2018）。由此假設(shè)：設(shè)施配套對(duì)于當(dāng)?shù)厣钇焚|(zhì)具有正向影響（H5-2）。另外，基礎(chǔ)教育能夠?qū)€(gè)人未來的勞動(dòng)就業(yè)及收入水平產(chǎn)生積極影響（花亞州、劉昌平，2018），進(jìn)而構(gòu)成人口空間聚集狀態(tài)演變的重要原因（孟兆敏、潘鑫，2018）。由此假設(shè)：設(shè)施配套對(duì)特色小鎮(zhèn)長(zhǎng)期發(fā)展具有積極影響（H5-3）。

基于上述假設(shè)，可以得出如圖1所示的模型結(jié)構(gòu)。

假設(shè)檢驗(yàn)：結(jié)構(gòu)方程模型

本研究面向特色小鎮(zhèn)居民發(fā)放紙質(zhì)、電子問卷359份，回收有效問卷324份。在受訪者中，57.4%為女性；30歲以下的占21.5%，30～50歲的占41.5%；受教育程度本科及以上的占31.2%。這一樣本結(jié)構(gòu)基本符合特色小鎮(zhèn)居民的現(xiàn)有人口統(tǒng)計(jì)特征，具有代表性。

本文先采用計(jì)算Cronbach Alpha系數(shù)的方法檢驗(yàn)測(cè)量模型的信度。Alpha系數(shù)越大，表示該變量的各個(gè)題項(xiàng)的相關(guān)性越大，即內(nèi)部一致性程度越高。一般認(rèn)為，信度系數(shù)的最小可接受的范圍為 0.65～0.70；達(dá)到 0.70～0.80時(shí)信度良好，達(dá)到了 0.80～0.90 則信度非常好。從表7可以看出，因變量、自變量的Cronbach Alpha系數(shù)都達(dá)到了0.65以上，表明其內(nèi)部一致性在可以接受的范圍內(nèi)。

模型的收斂效度可以通過驗(yàn)證性因子分析來檢驗(yàn)。秉承前文探索性因子分析的技術(shù)路線，先利用SPSS對(duì)因變量的10個(gè)題項(xiàng)進(jìn)行因子分析，KMO系數(shù)為0.817＞0.5，Bartlett球形檢驗(yàn)表明，近似χ2= 1663.505，p＜0.001，適合進(jìn)行因子分析；基于主成分分析和最大方差法旋轉(zhuǎn)后的成分矩陣如表8所示，可以提取3個(gè)因子，因子聚類結(jié)構(gòu)與題項(xiàng)設(shè)計(jì)準(zhǔn)則完全吻合，且3個(gè)因子的累積方差貢獻(xiàn)度達(dá)到76.684%。可見，因變量具有較好的收斂效度。

再對(duì)自變量的20個(gè)題項(xiàng)進(jìn)行收斂效度檢驗(yàn)。計(jì)算得到KMO系數(shù)為0.868＞0.5，Bartlett球形檢驗(yàn)表明，近似χ2=3024.988，p＜0.001，適合進(jìn)行因子分析；旋轉(zhuǎn)后的成分矩陣如表9所示，可以提取5個(gè)因子，累積方差貢獻(xiàn)率為66.325%，且因子聚類結(jié)構(gòu)與基于探索性因子分析對(duì)潛變量合并后的題項(xiàng)設(shè)計(jì)準(zhǔn)則保持一致。

表12 結(jié)構(gòu)方程分析結(jié)果：估計(jì)結(jié)果

圖2 結(jié)構(gòu)方程模型分析結(jié)果

從上述成分矩陣中也可看出，各個(gè)題項(xiàng)在相應(yīng)成分以外的得分都較低，表明測(cè)量工具具有一定的區(qū)分效度（或判別效度，Discriminant Validity）。后經(jīng)AMOS擬合的結(jié)果表明，潛變量間相關(guān)系數(shù)也都較低（表10），進(jìn)一步說明測(cè)量工具的區(qū)分效度能夠達(dá)到分析要求。

使用Amos軟件對(duì)圖1所示的模型進(jìn)行擬合，模型檢驗(yàn)結(jié)果如表11中的“初始模型”一欄所示，估計(jì)結(jié)果如表12、圖2中的“初始模型”一欄所示?？梢钥闯?，初始模型取得了較好的擬合度檢驗(yàn)結(jié)果；但從估計(jì)結(jié)果看，部分影響路徑并不顯著。出現(xiàn)這一結(jié)果，綜合考慮變量間關(guān)系和模型修正指標(biāo)，本文刪去了“政府推動(dòng)→生活品質(zhì)（H1-2）”和“發(fā)展基礎(chǔ)→經(jīng)濟(jì)狀況（H2-1）”兩條路徑后重新擬合了模型。新的結(jié)果如表11、12以及圖2中的“修正模型”一欄所示?？梢钥吹?，修正后的模型在檢驗(yàn)方面依然良好；同時(shí)，被保留的影響路徑取得了較為顯著的估計(jì)結(jié)果。

基于修正模型的檢驗(yàn)結(jié)果，可以得到以下結(jié)論。首先，“政府推動(dòng)”、“周邊條件”以及“設(shè)施配套”對(duì)于特色小鎮(zhèn)當(dāng)?shù)鼐用窀兄慕?jīng)濟(jì)狀況具有顯著的正向影響，假設(shè)H1-1、H3-1和H5-1得到了驗(yàn)證?！鞍l(fā)展基礎(chǔ)”（H2-1）沒有得到顯著的回歸結(jié)果，可能的原因在于其代表的歷史文化和產(chǎn)業(yè)傳承雖然對(duì)經(jīng)濟(jì)發(fā)展具有奠基作用，但對(duì)當(dāng)前經(jīng)濟(jì)狀況的增量影響不容易被感知。其次，“發(fā)展基礎(chǔ)”、“周邊條件”、“環(huán)境保護(hù)”以及“設(shè)施配套”會(huì)對(duì)當(dāng)?shù)鼐用竦摹吧钇焚|(zhì)”產(chǎn)生顯著的積極影響，H2-2、H3-2、H4-1和H5-2得到了驗(yàn)證。“政府推動(dòng)”（H1-2）的回歸結(jié)果不顯著，可能的原因在于政府政策的民生改善機(jī)制相對(duì)比較間接，不容易被感知。最后，包含基礎(chǔ)教育等因素的“設(shè)施配套”對(duì)“長(zhǎng)期發(fā)展”具有顯著的正向影響，驗(yàn)證了假設(shè)H5-3。

啟示

應(yīng)充分重視改善小鎮(zhèn)當(dāng)?shù)卦诔醯冉逃⑿l(wèi)生醫(yī)療以及基礎(chǔ)設(shè)施等方面的條件，這既體現(xiàn)了小鎮(zhèn)的經(jīng)濟(jì)條件水平，也直接影響著居民對(duì)于生活品質(zhì)和家庭發(fā)展環(huán)境的感知；應(yīng)注意小鎮(zhèn)周邊地區(qū)的自然環(huán)境保護(hù)與基礎(chǔ)設(shè)施建設(shè)，完善與小鎮(zhèn)當(dāng)?shù)氐你暯优c配合，彼此互補(bǔ)形成協(xié)同效應(yīng)，共同促進(jìn)小鎮(zhèn)居民在當(dāng)?shù)亍鞍簿訕窐I(yè)”；特色小鎮(zhèn)當(dāng)?shù)匾^續(xù)深入挖掘當(dāng)?shù)氐漠a(chǎn)業(yè)基礎(chǔ)和文化特色，同時(shí)注重對(duì)自然環(huán)境的保護(hù)，以此提升本地居民對(duì)生活與工作環(huán)境的認(rèn)同感；地方政府在關(guān)注本地產(chǎn)業(yè)經(jīng)濟(jì)發(fā)展的同時(shí)，也應(yīng)從居民日常工作生活和家庭長(zhǎng)期發(fā)展的實(shí)際情況出發(fā)，改善環(huán)境條件與基礎(chǔ)設(shè)施，實(shí)現(xiàn)小鎮(zhèn)居民全方面的感知優(yōu)化。