基于MOA模型的老舊小區改造中居民參與度影響因素分析

李 凡

（蘭州交通大學建筑與城市規劃學院，甘肅 蘭州 730070）

0 引言

隨著城鎮化進入深度發展階段，我國城市發展逐漸由增量進入存量階段。老舊小區作為城市發展初期提供居民居住空間的主要場所，承擔了重要的城市功能，因此國家對于老舊小區改造工作高度重視。2019年，財政部、住房和城鄉建設部聯合印發《中央財政城鎮保障性安居工程專項資金管理辦法》，首次將老舊小區改造納入中央財政專項資金支持范圍；2020年，國務院辦公廳印發了《關于全面推進城鎮老舊小區改造工作的指導意見》，提出把老舊小區改造上升為政府重點工作之一。與此同時，老舊小區改造作為社區治理的重要內容，全國各省市也高度重視改造項目中居民的全程參與。

1 基于MOA模型的居民參與度影響因素假設分析及模型構建

1.1 MOA模型簡介

MOA模型最初用于分析人的信息接收和處理行為，其包含3個基本要素：動機（Motivation）——行為的推動力；機會（Opportunity）——環境因素（語境和情境）對相關行為表現的限制；能力（Ability）——行為表現所必需的技能。模型中3個要素之間以及和行為的關系為：動機是導致行為發生的直接原因，而機會和能力則對這一過程產生調節作用（見圖1）。

圖1 MOA模型的一般形式

1.2 提出假設

假設1：在老舊小區改造項目中，居民感知到的效益越多，參與動機越強，對居民參與老舊小區改造項目越有正向積極的作用。小區居民作為直接利益相關者，理論上應當有較強的參與動機，而居民在項目中感知到的社會效益和經濟效益，會決定居民的參與程度。

假設2：政府相關部門所提供的參與機會對居民參與老舊小區改造項目有正向影響作用，即相關部門提供的參與機會越多，居民的參與度就越高。恰當的參與渠道會加強居民的參與程度，而復雜或隱晦的“形象工程”則會大幅削減居民的參與積極性。

假設3：在老舊小區改造項目中，居民的參與能力越強，越能夠積極主動地參與到老舊小區改造活動中來。沒有參與能力的支撐，居民很難主動、自信地為所在小區改造建言獻策，且具有相當能力者的參與，會保證參與的質量和效率。

1.3 模型構建

由MOA模型可知，老舊小區改造中居民的參與度受參與動機、參與機會、參與能力三大因素的影響，而3個因素之間也是相輔相成的。因此，將動機因素作為自變量，參與機會和參與能力作為調節變量，居民參與度為因變量，通過對自變量以及調節變量采集數據的研究，觀察對因變量的影響（見圖2）。

圖2 老舊小區改造中居民參與度影響因素模型框架

2 數據分析及假設驗證

2.1 問卷設計

調查問卷包括：①受訪居民的基本信息，包括性別、年齡、職業等；②居民實際參與老舊小區改造項目的相關問題調查；③基于MOA模型進行影響居民參與老舊小區改造因素的測試。

2.2 樣本描述

研究主要采用電子問卷的方式。共發放問卷120份，回收112份，回收率93%。剔除無效及低質量問卷，得到有效問卷98份，有效率為87.5%，達到可研究標準。在問卷樣本中，男性占比44.71%，女性占比55.29%，性別比例基本符合要求。在年齡分布上，受訪人群年齡段集中在18～35歲，占比71.3%。受訪人群中有70.18%的居民住自有房屋。一般來講，作為直接利益相關者，小區業主更關注本小區的改造情況。受訪人群中10年以上居住人群占比高達1/3，更長的居住時間意味著更多情感，因此會增強對小區改造工作的關注度。在教育程度上，受訪人群中本科及以上學歷占比最高，達68.96%，普遍意義上學歷的高低會影響參與認知與參與能力，高學歷者參與公共事務的機會以及能力會更具優勢。

2.3 信度和效度分析

運用SPSS26.0對問卷收集的數據進行信度和效度分析，檢驗問卷結果的可靠性和有效性。通過計算分析，可靠性統計結果顯示克隆巴赫Alpha值為0.914，說明樣本數據信度較高。KMO和巴特利特檢驗結果顯示，KMO值為0.863，證明該組數據適合做因子分析。

2.4 結構方程模型驗證假設

運用Amos24.0進行擬合優度檢驗，再根據得出的各項擬合值對模型進行修正。根據最初的假設，模型致力于研究參與動機、參與機會、參與能力與參與度之間的關系。其中，參與度為內生變量，需要加殘差項e17，其他3項為外生變量，需要協方差，即衡量兩兩變量之間的總體誤差，由此得出模型（見圖3）。通過各項適配度分析，模型中 GFI=0.807，AGFI=0.734，RMSEA=0.105，NFI=0.867，其4項均不符合推薦的合理范圍值。由此說明模型1擬合度不高，需要進行進一步修正。

圖3 老舊小區改造中居民參與度影響因素關系假設模型

根據Amos分析得出的MI值，參與能力維度中的e11、e13，以及參與動機維度中的e3與參與機會O之間的修正指數較高。其他方面，參與動機維度e1～e4、e1～e5、e5～e6，參與能力維度中的e11～e13，以及參與動機維度中的e6與參與度維度中的e14，修正指數也略高，為了各項適配度值趨于合理，應當增強其間聯系。根據修正后的模型（見圖4）再次進行計算，得出GFI=0.902，AGFI=0.832，RMSEA=0.043，NFI=0.939，各項配適指標的擬合值都達到合理數值區間，說明修正后的模型擬合度較高，達到可使用標準。

圖4 修正后的模型

按照Amos的分析步驟，應當對修正項做出合理解釋。首先，從修正指數最高的3條關系項出發，參與能力維度中的e11、e13與參與機會之間的關系。回到調查問卷表中，e11與e13對應的問題為“我對小區的相關設施及需要改進的地方很熟悉”和“我掌握一些居民可以參與公眾事務的平臺”，正是因為居民對老舊小區的相關設施及需要改進的地方很熟悉，所以當地相關部門應當采納和重視居民意見，從而提高居民參與度。而居民所掌握的參與公眾事務的平臺則取決于當地相關部門在多大程度上為居民提供參與機會。其他幾條修正項大多情況是相同維度下的相互關系，進行問卷設計時，考慮相同維度下的問題應該相互具有關聯性，所以其間聯系合乎情理，不做多余解釋。

假設1研究了老舊小區改造中居民能感知的效益引發參與動機，從而對居民參與度發生正向積極影響，這個假設得到了支持測試結果（p＜0.001）。假設2的研究結果表明，老舊小區改造中相關政府部門為居民提供的參與機會多少對居民參與度具有正向影響作用，其假設結果得到Amos假設結果的支持（p＜0.001）。假設3研究表明，老舊小區改造中居民的參與能力是影響居民積極主動參與活動的關鍵一環，這一假設也得到Amos假設結果的支持（p＜0.001）。

2.5 結果解釋

對于參與度影響最大的是參與能力，其次是參與機會，再次是參與動機。參與動機M與參與度P的影響系數為0.005，證明兩者呈正相關關系。但兩者之間的影響系數較小，做合理的解釋應當是居民參與意識較低，對自己參與建言的權利和義務不熟悉。參與機會O與參與度P的影響系數為0.112，兩者呈正相關關系。除此之外，對居民來說，恰當、簡易的參與途徑，如社區走訪、問卷調查等，能更高效地傾聽居民心聲，以此提高居民參與度。參與能力A與參與度P的影響系數為0.203，兩者呈正相關關系，且是影響系數最高的一項。

3 結論與建議

3.1 結論

通過問卷調查以及后期Amos計算模型對問卷數據的處理，前期所做3項假設均被證實：在老舊小區改造中，居民可感知的經濟效益和社會效益越多，參與度就越高；相關政府部門為居民提供的參與機會越多，居民參與度越高；居民的參與能力越高，參與度也越高。此外，研究表明，以MOA模型為理論依據，影響老舊小區改造的突出因素是參與能力，其次是參與機會，最后是參與動機。

3.2 老舊小區改造中提高居民參與度的建議

3.2.1 參與動機

通過前文中證實的假設，居民在老舊小區改造中感知到的效益越多，參與動機就越強。因此，在項目開始之前應該多宣傳老舊小區改造對居民帶來的益處，當居民切身感受到相關利益時，參與相關事務的內驅力就會自然萌生。此外，部分居民有參與意愿，但對參與權利和義務知之甚少，因此，社區或物業應該積極向居民普及參與知識，告知參與權利及義務。

3.2.2 參與機會

參與方式和參與渠道是參與機會層面的重要內容，一些較為隱晦、輾轉的參與渠道會對居民造成不便，從而降低其參與的熱情。因此，建議相關部門多使用上門訪談、問卷調查等面對面交流的方式，不僅能拉近與群眾的距離，更能深層次地了解居民需求。同時，要不斷拓寬居民參與公共事務的渠道和途徑，開辟網絡媒體、移動設備等符合時代發展的新的參與途徑。