杭州市保障房鄰里互動對居民遷居意愿的影響

方聰穎，蘇 飛

(浙江工商大學 旅游與城市管理學院，浙江 杭州 310018)

表 4 影響保障房居民鄰里互動的因素

杭州市保障房鄰里互動對居民遷居意愿的影響

方聰穎，蘇 飛*

(浙江工商大學 旅游與城市管理學院，浙江 杭州 310018)

近年來，隨著我國保障房建設的不斷加快，保障房的社會關注度越來越高，保障房居民的鄰里互動狀況對居民遷居意愿的影響亟需深入探討?；趩柧碚{查數(shù)據，運用二元Logistic回歸分析法對杭州市丁橋鎮(zhèn)保障房社區(qū)居民的鄰里互動現(xiàn)狀及對遷居意愿的影響進行研究。研究發(fā)現(xiàn)，保障房居民鄰里互動規(guī)模較小，頻率較低，互動對象較少，互動處于較低層次；居住年限、鄰里關系滿意度與鄰里互動呈現(xiàn)正相關，職業(yè)類型對鄰里互動具有正向影響；鄰里互動對象數(shù)量與遷居意愿存在明顯的正相關，鄰里互動規(guī)模、互動頻率等對遷居意愿影響較弱。通過增加社區(qū)活動吸引力，改善保障房居民的鄰里互動狀況，對居民遷居意愿改善與和諧社區(qū)建設均具有重要意義。

保障房社區(qū)； 鄰里互動； 遷居意愿； 杭州丁橋

近年來，隨著我國保障房建設的不斷加快，保障房的社會關注度越來越高?！笆濉币?guī)劃提出3 600萬套保障房的建設目標；“十三五”規(guī)劃提出“健全住房供應體系，提高住房保障水平，努力打造和諧宜居城市”；在《國家新型城鎮(zhèn)化規(guī)劃(2014—2020年)》中，將農民工納入城鎮(zhèn)住房保障體系。在此背景下，城市社會空間結構即將發(fā)生全面重構。目前，我國城市保障房的研究主要集中于保障房制度、保障房建設和職住平衡等方面[1]，對保障房的鄰里互動等微觀實證研究相對較少。鄰里互動，又稱鄰里交往，屬于社會互動，發(fā)生在社區(qū)鄰里之間，是一種個人與個人之間的互動[2]。國內學者對商品房住區(qū)、高層建筑及新城住區(qū)等展開鄰里互動的相關研究[3-5]，發(fā)現(xiàn)城市居民的鄰里關系總體呈現(xiàn)“表面化”和“淺層化”[6]。有西方學者認為貧困鄰里將導致高收入群體搬離社區(qū)[7]。但是，良好的鄰里關系對老人的日?；顒铀胶途用裥睦斫】稻哂蟹e極影響[8-9]。

遷居是個人或家庭對居住環(huán)境認知的順應過程[10]。隨著居民住房需求滿足程度的提高[11]，將導致遷居的發(fā)生。遷居意愿是人們在遷居過程中對各種微觀心理感受的一種累加效應[12]。國內外學者已對遷居意愿的機制和影響因素進行了系統(tǒng)的討論[13-14]，柴彥威等[15]總結了內部人口遷居的特征，初步分析遷居機制及其變化，社會人口、房屋特點和當年的經濟狀況均會影響遷居意愿[16]。由于轉型期中國城市復雜的住房構成和住房市場機制[10]，西方的遷居理論未能完全適用于中國。

在現(xiàn)代社會中，鄰居并非社會交往的主要群體，鄰里互動的重要性下降了許多[17-18]。有學者發(fā)現(xiàn)家庭住宅單元的鄰里環(huán)境滿意度對遷居意向的形成沒有顯著的中介效應[19]。保障房社區(qū)的鄰里互動對遷居意愿的影響狀況如何，尚缺乏系統(tǒng)實證。本文通過Logistic回歸分析法，探討杭州市保障性住房居民鄰里互動的基本特征及影響因素，從鄰里互動不同維度對遷居意愿的影響進行實證，提出針對性建議，為指導保障房社區(qū)建設管理提供科學參考。

1 材料與方法

1.1 研究對象

研究對象為杭州市江干區(qū)丁橋鎮(zhèn)保障房社區(qū)居民。丁橋鎮(zhèn)地處杭州市東北部，位于城北新城的核心區(qū)域。其規(guī)劃總用地包括366.07 hm2，規(guī)劃定位為一個居住人口達9.6萬人、功能完善、面向城市普通居民的現(xiàn)代城市新興居住區(qū)[20]。

1.2 研究數(shù)據來源

2016年7月對杭州市江干區(qū)丁橋鎮(zhèn)保障房社區(qū)進行實地調研，調查的陽光逸城2008年入住，丁橋家苑2008年入住，聯(lián)合新苑2011年入住，丁橋景園2008年入住，大唐苑2008年入住，美鄰嘉苑2009年入住，后珠家苑2010年入住，農港苑2011年入住。共發(fā)放370份問卷，回收篩選出有效問卷359份，有效率達97%。選取居委會工作人員及居民進行訪談，補充理解居民鄰里互動的具體情況。

1.3 測度模型

1.3.1 鄰里互動測度模型

該模型將因變量鄰里互動劃分為4個維度：鄰里互動規(guī)模、鄰里互動頻率、鄰里互動對象和鄰里情感認同。

樣本賦值方法。I1為鄰里互動規(guī)模指數(shù)，鄰里活動參與人數(shù)>5人時取1；≤5人時取0。I2為鄰里互動頻率指數(shù)，互動頻率1個月>3次時取1；≤3次時取0。I3為鄰里互動對象指數(shù)，與多個對象交往時取1；與較少對象交往時取0。I4為鄰里情感認同指數(shù)，認為鄰里之間較為團結時取1；認為鄰里之間感情一般或冷淡時取0。IB為鄰里互動指數(shù)，鄰里互動指數(shù)>0.54時取1；鄰里互動指數(shù)≤0.54時取0。

I1沒有取1；1～4人取2；5～9人取3；10～20人取4；>20人取5。I21個月<1次取1；2～3次取2；1周1次取3；1周2～3次取4；每天取5。I3從不取1；很少取2；一般取3；比較多取4；非常多取5。I4很差取1；不好，人情淡薄取2；一般，能和睦相處，但接觸不多取3；比較團結，可處理一些共同問題取4；很團結，互相幫助取5。

IB=(I1+I2+I3+I4)/4。

在Logistic回歸模型中，因變量為一個二分變量。針對鄰里互動規(guī)模、鄰里互動頻率、鄰里互動對象和鄰里情感認同等4個鄰里互動的維度以及鄰里互動總體情況，如果計算所得的指數(shù)大于平均值，則賦值為1；否則賦值為0。通過導入13種自變量(表1)，找出影響居民鄰里互動的因素。

表1 自變量的描述及賦值

指標類別變量釋義賦值說明個體家庭特征年齡18歲以下取1；18～29歲取2；30～39歲取3；40～49歲取4；50～59歲取5；60歲以上取6戶籍本地戶籍取1；外地戶籍取2性別男取1；女取0婚姻狀況已婚取1；未婚取0社區(qū)居住年限1年以下取1；1～3年取2；4～6年取3；7年以上取4社會經濟地位教育水平小學及以下取1；初中取2；高中及中專取3；大專取4；本科及以上取5職業(yè)類型機關或事業(yè)單位人員取1；企業(yè)工作人員取2；務工人員取3；個體工商戶取4；在校學生取5；未就業(yè)或退休取6；其他取7經濟條件家庭月總收入3000元以下取1；3000～5999元取2；6000～8999元取3；9000元以上取4住房類型經濟適用房取1；定向安置房取2；公共租賃房取3；廉租房取4；出租房取5；商品房取6社區(qū)及周邊滿意度社區(qū)滿意度非常不滿意取1；不太滿意取2；一般取3；比較滿意取4；非常滿意取5鄰里關系滿意度非常不滿意取1；不太滿意取2；一般取3；比較滿意取4；非常滿意取5社區(qū)安全性滿意度非常不滿意取1；不太滿意取2；一般取3；比較滿意取4；非常滿意取5對周邊公共服務設施滿意度非常不滿意取1；不太滿意取2；一般取3；比較滿意取4；非常滿意取5

1.3.2 鄰里互動對遷居意愿影響測度模型

運用Logistic回歸模型探討保障房社區(qū)居民遷居意愿與可能影響居民遷居意愿的鄰里互動因素(互動規(guī)模、互動頻率、互動對象和鄰里情感)的關聯(lián)程度。在Logistic回歸模型中，因變量為一個針對遷居意愿的具體情況的二分變量。根據居民居住意愿的程度劃分為5個等級：非常不愿意、不太愿意、一般、比較愿意、非常愿意。比較愿意、非常愿意賦值為1，其他賦值為0。將自變量定為鄰里互動規(guī)模、鄰里互動頻率、鄰里互動對象和鄰里情感認同等4個鄰里互動的維度。鄰里互動的4個維度的具體賦值，根據上文中鄰里互動模型中的賦值方法。通過導入變量，來確定保障房居民鄰里互動與遷居意愿的關聯(lián)程度。

2 結果與分析

2.1 樣本的描述性

2.1.1 被調查對象基本特征

被調查對象基本情況見表2。從調查對象的基本屬性看出，樣本涉及的范圍較為全面，具有一定的代表性。

表2 被調查對象的基本情況

調查項目選項分類比例/%調查項目選項分類比例/%年齡18歲以下81職業(yè)類型機關、事業(yè)單位人員7518～29歲214企業(yè)工作人員26530～39歲306務工人員6140～49歲131個體工商戶8650～59歲109在校學生10660歲以上159未就業(yè)、退休295性別男451其他111女549住房類型經濟適用房460婚姻狀況已婚808定向安置房226未婚170公共租賃房139其他22廉租房39教育程度小學及以下106出租房134初中164商品房03高中或中專284家庭月總收入3000元以下72大專1983000～5999元301本科及以上2456000～8999元3409000元以上270

2.1.2 被調查對象鄰里互動情況

根據已有的文獻資料，從鄰里互動的4個維度(鄰里互動規(guī)模、頻率、對象與情感認同)分析杭州丁橋鎮(zhèn)保障房社區(qū)居民鄰里互動狀況(表3)。

表3 被調查對象的鄰里互動情況

調查項目選項分類比例/%鄰里互動規(guī)模自己不參與鄰里活動3451～5人1875～9人19210～20人17020人以上106鄰里互動頻率1月不到1次4571月2～3次2561周1次841周2～3次97每天106鄰里互動對象非常多61比較多175一般425很少306從不與鄰居交流33鄰里情感認同很差11不好，人情淡薄39一般，能和睦相處，但接觸不多710比較團結，可處理一些共同問題170很團結，互相幫助70

從鄰里互動規(guī)模看，互動對象在5人以下和自己不參與鄰里活動的居民占53.2%，鄰里互動規(guī)模較小。從鄰里互動頻率看，一個月不到一次的居民所占比為45.7%，1個月互動2～3次的居民占25.6%；67.1%的居民表示愿意與鄰居交流，說明大部分保障房居民愿意與鄰居交流，但仍存在鄰里互動的頻率較低的現(xiàn)象。從鄰里互動對象看，42.5%的居民認為鄰里互動對象數(shù)量一般，33.9%的居民認為互動對象很少或從不與鄰居交流，說明大多數(shù)保障房居民，其互動對象不多。從鄰里情感認同看，僅5.0%的居民認為鄰里關系差或人情淡薄。認為能和睦相處，但接觸不多的居民占71.0%，所占比例最大。在平時遇到鄰居時，45.4%的居民選擇簡單打招呼的形式，43.5%的居民選擇隨意講兩句，2.2%的居民選擇視而不見。說明保障房居民的鄰里互動仍處于淺層次，深入交流較少。

此外，在與社區(qū)相關工作人員訪談中發(fā)現(xiàn)，社區(qū)活動的主要服務對象是兒童和老人。周期性地舉辦社區(qū)活動，在節(jié)日及寒暑假將額外舉辦社區(qū)活動。在與居民訪談中發(fā)現(xiàn)，大部分居民表示很少參與社區(qū)活動。根據調查數(shù)據顯示，44.8%的居民表示很少參與社區(qū)活動，41.2%的居民表示從未參與。

2.1.3 被調查對象遷居意愿

根據調查數(shù)據顯示，有60.7%的居民表示非常愿意或比較愿意居住在現(xiàn)在所居住的社區(qū)， 9.2%的居民表示不太愿意或者非常不愿意居住在本小區(qū)。對于目前住區(qū)表示非常滿意及比較滿意的居民占57.1%，表示非常不滿意及不太滿意的居民僅占7.8%。認為鄰里關系會對自己的居住意愿產生影響占總人數(shù)38.4%，有14.5%的居民表示不確定。由此可見，保障房居民認為鄰里互動會對遷居意愿存在影響，并呈負相關。

2.2 鄰里互動的影響因素

分析結果表明，互動規(guī)模、互動頻率、互動對象、情感認同和鄰里互動等5個模型與戶籍、住房類型和對周邊公共服務設施滿意度的顯著值均大于0.1，不具有統(tǒng)計學意義，而社區(qū)居住年限與鄰里互動的規(guī)模、頻率、對象和情感認同均有相關性。其余因素與鄰里互動4個維度的關系如表4所示。從個體家庭特征來看，年齡、性別、家庭婚姻和社區(qū)居住年限對與鄰里互動都存在影響。其中社區(qū)居住年限與鄰里互動的各個維度及其總體狀況均存在顯著的關聯(lián)性，但戶籍與鄰里互動不存在顯著關聯(lián)性。從個體社會經濟地位來看，經濟收入、職業(yè)類型與教育水平對鄰里互動狀況產生一定影響，但住房類型與鄰里互動不存在顯著相關性。從社區(qū)及周邊滿意度來看，社區(qū)滿意度、鄰里關系滿意度、社區(qū)安全性滿意度對鄰里互動存在一定的影響。

表 4 影響保障房居民鄰里互動的因素

因素互動規(guī)?；宇l率互動對象情感認同鄰里互動偏回歸系數(shù)標準誤偏回歸系數(shù)標準誤偏回歸系數(shù)標準誤偏回歸系數(shù)標準誤偏回歸系數(shù)標準誤常量-3149 1161-4495 1325-5817 1360-13523 1941-7407 1365年齡--0221??0109------性別---0806???0273-0568??0266-0564?0322-0493?0253婚姻狀況----0979??0388----社區(qū)居住年限0324??01400278?01590463???01610704???02000515???0154教育水平------0245?0140--職業(yè)類型--0178??00720156??00730308???00880199???0070經濟條件-0293??0124----0511???0166--社區(qū)滿意度--0482??02200431??02101033???02760447??0204鄰里關系滿意度0532???0155--0747???01780712???02080559???0164社區(qū)安全性滿意度----0328?0189--0315?0184

注：***、**、*分別代表P<0.01、P<0.05、P<0.1。表5同。

鄰里互動模型中，性別、社區(qū)居住年限、職業(yè)類型、社區(qū)滿意度、鄰里關系滿意度和社區(qū)安全性滿意度對鄰里互動總體情況存在一定影響。社區(qū)居住年限、職業(yè)類型和社區(qū)居住滿意度對鄰里互動總體情況的影響的相關性最大?！吧鐓^(qū)居住年限”與鄰里互動總體情況呈正相關，反映了社區(qū)居住時間越長，鄰里互動狀況越好，有助于居民融入社區(qū)環(huán)境。而社區(qū)滿意度是居民從綜合方面對社區(qū)進行的評價，居民對社區(qū)越滿意，其鄰里互動總體狀況越理想。

總體來看，保障房居民的鄰里互動仍處于淺層次，大部分居民仍然表示愿意與鄰里進行互動。以上5個模型的分析結果表明鄰里互動的狀況受到多方面因素的影響，并不是由單一因素決定的。其中經濟條件與鄰里互動規(guī)模呈現(xiàn)負相關，而與鄰里情感認同呈現(xiàn)正相關。社區(qū)居住年限對于鄰里互動的各個維度都有影響。

2.3 遷居意愿的影響因素

遷居意愿是鄰里互動不同維度的因素對于遷居意愿的影響，模型中，只有鄰里互動對象對遷居意愿的相關性表現(xiàn)為極顯著(P<0.01)；鄰里互動規(guī)模、鄰里互動頻率，以及情感認同指數(shù)與鄰里互動的相關性不顯著(表5)。分析結果與假設不符，在鄰里互動中鄰里互動的對象是影響遷居意愿的主要因素，鄰里互動的其余因素對遷居意愿的影響不明顯，且鄰里互動的對象與遷居意愿呈正相關。反映居民鄰里互動對象數(shù)量越多，居民就越想居住在當前小區(qū)，越不想搬遷。鄰里互動的對象對于遷居意愿有阻礙作用。

表5 影響遷居意愿的鄰里互動因素

因素遷居意愿偏回歸系數(shù)標準誤常量-27620648鄰里互動規(guī)模00940096鄰里互動頻率00820103鄰里互動對象0750???0184鄰里互動情感認同02100215

3 小結與對策

3.1 小結

本文基于問卷調查和深入訪談，運用Logistic回歸分析法，對杭州市丁橋鎮(zhèn)保障房居民的鄰里互動現(xiàn)狀及遷居意愿進行了研究，發(fā)現(xiàn)存在以下特征。

保障房居民鄰里互動規(guī)模較小，鄰里互動的頻率較低，互動對象較少，鄰里互動處于淺層次。但在訪談中發(fā)現(xiàn)大多數(shù)居民表示愿意與鄰居進行互動。

鄰里互動的狀況受到多方面因素的影響，并不是由單一因素決定的。居民的性別、社區(qū)居住年限、職業(yè)類型、社區(qū)滿意度、鄰里關系滿意度和社區(qū)安全性滿意度對鄰里互動均存在一定的影響。對其影響較大的居住年限、鄰里關系滿意度與鄰里互動呈現(xiàn)正相關，職業(yè)類型對鄰里互動存在一定影響。

鄰里互動對象是遷居意愿的主要影響因素?；訉ο髷?shù)量越多，居住意愿越強，遷移意愿越弱。性別、婚姻狀況、社區(qū)居住年限、職業(yè)類型、社區(qū)滿意度和社區(qū)安全性滿意度對鄰里互動對象均存在一定影響。其中社區(qū)居住年限和社區(qū)滿意度對鄰里互動對象的影響最大，呈正相關。

3.2 對策建議

如何使居民之間的鄰里互動達到更高的水平，居民的鄰里互動數(shù)量增多。首先需要使居民之間有發(fā)生鄰里互動以及相互依賴的可能性。其次居民間擁有存在鄰里互動的必要性。個體之間也需要存在相似的價值觀。其主要途徑如下。

組織社區(qū)志愿者為社區(qū)進行服務，并對社區(qū)活動進行及時的宣傳。組建社區(qū)基層自治組織，讓居民一起參與社區(qū)的管理。增加居民間存在相互交流的可能性，促進鄰里互動，改善居民鄰里互動的氛圍，并使平時缺少時間參與社區(qū)活動的居民能夠更好地參與社區(qū)居民的鄰里互動。社區(qū)活動是鄰里互動的載體之一。社區(qū)組織文化類或親子類等具有主題的社區(qū)活動，吸引居民參與社區(qū)活動。聚集有相似價值觀的居民，有利于促進居民之間的相互交流。

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(責任編輯：萬 晶)

2017-03-10

浙江省大學生科技創(chuàng)新活動計劃項目(2016R408010)；國家自然科學基金(41401176)

方聰穎(1996—)，男，浙江溫州人，浙江工商大學旅游與城市管理學院本科生。

蘇 飛(1982—)，男，安徽潁上人，副教授，博士，從事城市與區(qū)域發(fā)展研究工作，E-mail: suf910@163.com

10.16178/j.issn.0528-9017.20170555

F304.6

A

0528-9017(2017)05-0900-05

文獻著錄格式：方聰穎，蘇飛. 杭州市保障房鄰里互動對居民遷居意愿的影響[J].浙江農業(yè)科學，2017，58(5)：900-904.