社會(huì)資本參與老舊小區(qū)改造行為意愿研究
——基于拓展計(jì)劃行為理論視角

何葉榮,朱丹丹

(安徽建筑大學(xué) 經(jīng)濟(jì)與管理學(xué)院,安徽 合肥 230601)

老舊小區(qū)改造已成為我國(guó)當(dāng)前存量房發(fā)展時(shí)期的重要舉措。住建部初步統(tǒng)計(jì),2021年,我國(guó)開始了5.56萬個(gè)老舊小區(qū)的改造工程,涉及965萬戶的居民(中華人民共和國(guó)住房和城鄉(xiāng)建設(shè)部)。盡管中央和地方財(cái)政提供了大力的資金支持,但其面臨的資金缺口仍十分復(fù)雜[1]。面對(duì)過重的財(cái)政負(fù)擔(dān),傳統(tǒng)的資金籌措方式逐漸顯露其不適應(yīng)性,如何吸引社會(huì)資本參與成為老舊小區(qū)持續(xù)改造的關(guān)鍵因素[2]。各地政府為了吸引社會(huì)資本的有效參與,頒布了各種激勵(lì)性的政策文件,一定程度上提高了社會(huì)資本參與的積極性。但在實(shí)踐過程中,由于與居民協(xié)調(diào)困難、市場(chǎng)機(jī)制未形成、利益分配模式不清晰等原因,社會(huì)資本參與的積極性仍不高。

國(guó)外對(duì)于舊住區(qū)改造的研究較早,其研究主要與“城市更新”相結(jié)合[3],詳細(xì)闡述了國(guó)外城市更新從大拆大建的現(xiàn)代住房建設(shè)到更加靈活多樣的社區(qū)局部改造[4],更新資金的來源從政府主導(dǎo)轉(zhuǎn)向市場(chǎng)化主導(dǎo)最終形成公、私、社區(qū)三方合作模式[5]。國(guó)內(nèi)學(xué)者針對(duì)老舊小區(qū)改造的研究主要是從改造評(píng)價(jià)、改造模式以及改造困境等方面出發(fā)。關(guān)于對(duì)改造效果的評(píng)價(jià),學(xué)者們主要從“居民滿意度”出發(fā)進(jìn)行了研究,呂飛等(2019)[6]通過使用修正后的IPA分析法對(duì)各項(xiàng)指標(biāo)的滿意度和重要程度進(jìn)行優(yōu)先級(jí)排序,客觀地反映出居民的改造訴求。李德智等(2019)[7]認(rèn)為居民參與老舊小區(qū)改造的意愿有利于老舊小區(qū)改造的實(shí)施。在改造模式方面,國(guó)內(nèi)學(xué)者結(jié)合改造內(nèi)容和資金來源形成了不同體系。蔡云楠等(2017)[8]對(duì)改造內(nèi)容進(jìn)行了歸納,提出了“微改造”模式來解決目前老舊小區(qū)改造內(nèi)容中存在的問題。李嘉珣(2021)[9]從資金籌措方式出發(fā),將改造模式劃分為政金合作模式和社會(huì)資本的自主維育模式。資金籌措問題是老舊小區(qū)改造中的重點(diǎn),也是難點(diǎn)。近年來,關(guān)于老舊小區(qū)改造的資金來源的研究比較多,且大部分文獻(xiàn)認(rèn)為資金問題已成為老舊小區(qū)改造可持續(xù)性的關(guān)鍵問題。李志和張若竹(2019)[10]分析了老舊小區(qū)在微改造時(shí)面臨的困境,發(fā)現(xiàn)單一的融資模式給政府帶來了巨大的財(cái)政壓力,明確了市場(chǎng)機(jī)制在老舊小區(qū)改造中的重要性。任榮榮和高洪瑋(2021)[11]總結(jié)了美日英的投融資模式演變和特點(diǎn),強(qiáng)調(diào)吸引社會(huì)資本參與改造的重要性。徐曉明(2021)[12]通過對(duì)深圳、重慶等多個(gè)城市調(diào)研發(fā)現(xiàn)投資回報(bào)不穩(wěn)、改造關(guān)聯(lián)主體眾多等問題影響社會(huì)資本的參與。

綜上,關(guān)于老舊小區(qū)改造的研究,國(guó)內(nèi)外學(xué)者已有了一定的成果,但是針對(duì)改造的資金問題的文獻(xiàn)較少,大多數(shù)學(xué)者僅從社會(huì)資本參與的必要性和途徑進(jìn)行分析,但很少有對(duì)社會(huì)資本參與的行為動(dòng)機(jī)因素進(jìn)行研究。因此,本文以計(jì)劃行為理論為基礎(chǔ),構(gòu)建了社會(huì)資本參與老舊小區(qū)改造的行為意愿假設(shè)模型,并采用結(jié)構(gòu)方程分析法對(duì)該模型假設(shè)進(jìn)行驗(yàn)證分析,研究社會(huì)資本對(duì)老舊小區(qū)改造參與意愿影響因素及其作用關(guān)系,為促進(jìn)老舊小區(qū)改造市場(chǎng)化提供依據(jù)。

1 理論模型及研究假設(shè)

計(jì)劃行為理論(theory of planned behavior,TPB)認(rèn)為,衡量決策者行為的關(guān)鍵標(biāo)準(zhǔn)是決策主體對(duì)某一具體行為的意愿[13],主體的行為意愿越強(qiáng),采取特定行為的意愿越強(qiáng);反之亦然。而主體對(duì)特定行為的態(tài)度、主觀規(guī)范(他人的支持)和感知行為控制(如能力、資源等實(shí)際可以控制的條件)共同影響其行為意愿。其基本假設(shè)是:行為主體在具體行為中表現(xiàn)越肯定,主觀規(guī)范就越積極,即他人對(duì)特定行為的支持越大,知覺行為控制能力越高,如自身的能力越高,對(duì)信息和資源的控制越高,則對(duì)特定行為的行為意愿越強(qiáng);反之則越弱。計(jì)劃行為理論綜合了行為主體的內(nèi)部因素的關(guān)聯(lián)和外部環(huán)境的作用以及對(duì)主體行為的控制程度[14]。因此,它對(duì)決策行為有很好的預(yù)測(cè)作用。

社會(huì)資本參與老舊小區(qū)改造是一種決策行為,其影響因素眾多。而從經(jīng)濟(jì)學(xué)的角度來說,社會(huì)資本主要是以營(yíng)利為目的的經(jīng)濟(jì)組織,追求最大化的經(jīng)濟(jì)利潤(rùn)。但決策行為是受到外部環(huán)境和內(nèi)部因素雙重影響的有限理性,因此社會(huì)資本參與老舊小區(qū)改造的行為意愿也遵循著計(jì)劃行為理論的內(nèi)在邏輯,即計(jì)劃行為理論對(duì)社會(huì)資本參與老舊小區(qū)改造的行為意圖和自我效能有很好的解釋力。在實(shí)際中,社會(huì)資本參與老舊小區(qū)改造的行為意愿受到經(jīng)濟(jì)效益、風(fēng)險(xiǎn)、外部壓力等因素的影響。故此,計(jì)劃行為理論適用于社會(huì)資本參與老舊小區(qū)改造行為意愿的研究。

1.1 行為態(tài)度及其影響因素

行為態(tài)度是決策者對(duì)特定行為預(yù)期結(jié)果的認(rèn)知和評(píng)估,從而決定對(duì)該行為產(chǎn)生積極或消極的影響;行為意愿反映了主體在執(zhí)行某一具體行為過程中,所愿做出的努力水平[14]。在本次研究中,社會(huì)資本參與老舊小區(qū)改造的行為態(tài)度反映了社會(huì)資本對(duì)該行為的評(píng)估。企業(yè)組織的目的是盈利,投資成本低、投資收益高和良好的企業(yè)形象均可能吸引社會(huì)資本的參與。因此,在項(xiàng)目前期決策中,預(yù)判到的良好的經(jīng)濟(jì)效益和社會(huì)效益對(duì)社會(huì)資本方執(zhí)行該行為起到了促進(jìn)作用?；诖?提出研究假設(shè):

H1:社會(huì)資本的行為態(tài)度正向影響其參與的行為意愿。

1.2 主觀規(guī)范及其影響因素

主觀規(guī)范是指主體感受到的社會(huì)壓力影響決策者的意愿,這種壓力往往來自主體中的個(gè)體或團(tuán)體的期望,這些壓力也反映了對(duì)主體行為態(tài)度的影響[14-15]。企業(yè)行為受到市場(chǎng)需求的驅(qū)動(dòng),隨著市場(chǎng)需求的逐漸增加,眾多企業(yè)將會(huì)投身于老舊小區(qū)改造項(xiàng)目中,企業(yè)高管人員的態(tài)度會(huì)受到行業(yè)內(nèi)標(biāo)桿企業(yè)動(dòng)向的影響。此外,老舊小區(qū)改造市場(chǎng)化進(jìn)程中涉及到施工方、材料供應(yīng)商及物業(yè)公司等各類企業(yè),其合作單位實(shí)力同樣影響著企業(yè)的參與意愿。當(dāng)外部環(huán)境強(qiáng)力倡導(dǎo)或制度引導(dǎo)行為主體時(shí),行為主體傾向于接受行為,基于此,提出研究假設(shè):

H2:社會(huì)資本的主觀規(guī)范正向影響其參與的行為意愿。

1.3 知覺行為控制及其影響因素

知覺行為控制反映了過去的經(jīng)驗(yàn)和預(yù)期的阻礙,決策者根據(jù)其所掌握的經(jīng)驗(yàn)和信息對(duì)將某項(xiàng)行為實(shí)施控制,決策者感知到自己所掌握的信息越多,控制能力越強(qiáng),實(shí)施某項(xiàng)行為的可能性就越大[16]。社會(huì)資本參與老舊小區(qū)改造行為的信心來源于企業(yè)擁有的資源和能力,企業(yè)能力主要體現(xiàn)在企業(yè)的技術(shù)經(jīng)驗(yàn)、管理運(yùn)作和資金管理的總和[17]。在老舊小區(qū)改造中,企業(yè)有豐富的改造技術(shù)經(jīng)驗(yàn)以及資金保障等便會(huì)促進(jìn)企業(yè)參與意愿;反之,企業(yè)則失去參與老舊小區(qū)改造的信心。基于此,提出研究假設(shè):

H3:社會(huì)資本的知覺行為控制正向影響其參與的行為意愿。

1.4 政府和居民因素

老舊小區(qū)改造是一項(xiàng)復(fù)雜的民生工程,需要政府、市場(chǎng)、居民等多主體協(xié)同合作,市場(chǎng)主體由于其受內(nèi)外因素的影響,需要政府實(shí)施措施對(duì)其進(jìn)行調(diào)節(jié)。政府的政策專用性越強(qiáng),對(duì)社會(huì)資本的影響越強(qiáng),如政府的專項(xiàng)財(cái)政補(bǔ)貼和稅收優(yōu)惠等。居民是老舊小區(qū)改造的受益者和改造后設(shè)施和服務(wù)的付費(fèi)者,作為老舊小區(qū)改造的核心利益主體,居民的意見影響老舊小區(qū)改造的整體實(shí)施進(jìn)程。居民對(duì)改造的認(rèn)知水平較強(qiáng)的改造需求以及付費(fèi)的意識(shí)提高能夠減少社會(huì)資本與居民之間的沖突。根據(jù)計(jì)劃行為理論,主體行為的態(tài)度是對(duì)預(yù)期結(jié)果的認(rèn)知。此外,政府和居民因素決定老舊小區(qū)改造的方向,影響社會(huì)資本獲取完善的信息和對(duì)資源的有效控制等,進(jìn)而影響社會(huì)資本的決策行為。基于此,提出研究假設(shè):

H4:政府因素正向影響社會(huì)資本參與的行為態(tài)度。

H5:政府因素正向影響社會(huì)資本參與的知覺行為控制。

H6:居民因素正向影響社會(huì)資本參與的行為態(tài)度。

H7:居民因素正向影響社會(huì)資本參與的知覺行為控制。

基于上述研究假設(shè),本文構(gòu)建了在老舊小區(qū)改造項(xiàng)目中影響社會(huì)資本參與行為因素的假設(shè)模型。

2 數(shù)據(jù)來源與樣本描述性統(tǒng)計(jì)

2.1 問卷設(shè)計(jì)

為了科學(xué)有效地識(shí)別社會(huì)資本參與老舊小區(qū)改造行為意愿的影響因素,本文首先邀請(qǐng)了21名專家進(jìn)行訪談,訪談對(duì)象為高校相關(guān)專業(yè)教授、房產(chǎn)企業(yè)高管、銀行機(jī)構(gòu)和政府部門相關(guān)人員,旨在了解社會(huì)資本參與改造意愿的影響因素。其次,在知網(wǎng)中檢索“老舊小區(qū)”“社會(huì)資本”“PPP”等關(guān)鍵詞頻,結(jié)合計(jì)劃行為理論分析框架,整理及合并后初步得到26個(gè)影響因素。詳見表1所示。最后,采用Likert 5級(jí)量表設(shè)計(jì)問卷。正式調(diào)查采用線上調(diào)查方式,微信平臺(tái)進(jìn)行發(fā)放。發(fā)放對(duì)象選取房地產(chǎn)開發(fā)公司、銀行等金融機(jī)構(gòu)、房產(chǎn)媒體、高校和政府部門,共計(jì)發(fā)放353份,有效問卷231份,有效率為65.4%。

表1 問卷問題設(shè)置Tab.1 Questionnaire question setting

2.2 樣本描述性統(tǒng)計(jì)

在231份調(diào)研樣本中,地方政府部分占比23%,房產(chǎn)開發(fā)公司和銀行等金融機(jī)構(gòu)占比42%,房產(chǎn)媒體占比13%,高校教師及相關(guān)研究人員占比22%;本科以上學(xué)歷占比61.9%,且從事5年以上房產(chǎn)相關(guān)工作占比57.6%,說明在受訪中普遍學(xué)歷較高且房地產(chǎn)相關(guān)工作的經(jīng)驗(yàn)豐富?？偟膩碚f,調(diào)研樣本綜合考慮了老舊小區(qū)改造的特點(diǎn),具有較好的代表性,因此,樣本數(shù)據(jù)適用于社會(huì)資本參與老舊小區(qū)改造意愿行為的研究。

3 數(shù)據(jù)分析與結(jié)果

3.1 信度和效度檢驗(yàn)

學(xué)術(shù)界廣泛使用克倫巴赫系數(shù)(Cronbach’s α值)進(jìn)行信度檢驗(yàn),一般認(rèn)為Cronbach’s α值大于 0.9 是十分可信的,Cronbach’s α值介于0.7～0.8 之間是可信的,Cronbach’s α 值低于 0.7 是不可信的,問卷量表的總體Cronbach’s α值為0.957,各影響因素潛在變量Cronbach’s α值均大于0.8,說明量表中各潛變量的測(cè)量指標(biāo)是可靠的。

統(tǒng)計(jì)學(xué)中普遍認(rèn)為,適配度和一致性較高的模型量表,其觀測(cè)題項(xiàng)的標(biāo)準(zhǔn)化因子的負(fù)荷值在0.5～0.95之間。因此,本研究刪除了因子載荷小于0.5的題項(xiàng)BA1、題項(xiàng)BA3、題項(xiàng)SN1、題項(xiàng)SN5、題項(xiàng)PBC1、題項(xiàng)PBC2、題項(xiàng)RI3、題項(xiàng)GI3。其余題項(xiàng)結(jié)合各項(xiàng)指標(biāo)的評(píng)價(jià)標(biāo)準(zhǔn),一般認(rèn)為因子載荷應(yīng)大于 0.5;潛變量組合信度(composite reliability,CR)用以表示構(gòu)面指標(biāo)的內(nèi)部一致性,通常要求在0.7以上;平均提取方差值(average variance extracted,AVE)指的是所得到的數(shù)據(jù)能在多大程度上表示潛變量,以 0.5 為門坎值。由表2可知,本研究中的各項(xiàng)標(biāo)準(zhǔn)化因子載荷量都超過0.6的基本規(guī)定;各項(xiàng)因素的CR值都在0.7標(biāo)準(zhǔn)值以上;所有觀測(cè)變量的AVE值均滿足0.5以上的標(biāo)準(zhǔn)。綜上所述,量表具備良好的收斂效度。

表2 信度和收斂效度分析匯總表Tab.2 Summary of reliability and convergence validity analysis

3.2 結(jié)構(gòu)方程模型分析

3.2.1模型擬合度檢驗(yàn)

本研究從社會(huì)資本視角出發(fā),構(gòu)建社會(huì)資本參與老舊小區(qū)改造行為意愿模型。本文從絕對(duì)擬合指標(biāo)數(shù)和相對(duì)擬合指標(biāo)數(shù)兩個(gè)方面來檢驗(yàn)?zāi)Ｐ偷臄M合情況。從絕對(duì)擬合指數(shù)看,判定模型擬合度的指標(biāo)一般不用擬合優(yōu)度卡方值(CMIN)和自由度(DF),而采用卡方自由度比(CMIN/DF)來評(píng)估,當(dāng)CMIN/DF數(shù)值低于3時(shí)代表模型可接受;擬合度指標(biāo)(goodness-of-fit index,GFI)和調(diào)整后擬合度指標(biāo)(adjusted goodness-of-fit index,AGFI)衡量理論模型與實(shí)際數(shù)據(jù)之間的適配程度,其取值范圍從0至1不等,通常認(rèn)為大于0.8代表模型可以接受;殘差均方和平方根(root mean square residual,RMR)和漸進(jìn)殘差均方和平方根(root mean square error of approximation,RMSEA)則從殘差出發(fā),評(píng)估數(shù)據(jù)與模型之間的一致性,通常情況下,RMR值低于0.05是可以被接受的,RMSEA 值在0.05至0.08之間代表模型一致性良好;從絕對(duì)擬合指數(shù)看,標(biāo)準(zhǔn)擬合指數(shù)(normel fit index,NFI)、非正態(tài)化擬合指數(shù)(Tacker-Lewis index,TLI)和比較擬合指數(shù)(comparative fit index,CFI)是用來比較兩個(gè)對(duì)立模型或提出的模型與虛無模型之間的適配度,其數(shù)值越趨近于1,意味著模型適配度越高,模型越理想。如表3所示,本研究中的各項(xiàng)適配度指標(biāo)均達(dá)到了理想的數(shù)值,說明該模型對(duì)數(shù)據(jù)具有良好的擬合效果,我們可以根據(jù)其展開社會(huì)資本參與老舊小區(qū)改造意愿因素之間關(guān)系的深入研究。

表3 整體擬合系數(shù)表Tab.3 Table of overall fitting coefficients

3.2.2研究假設(shè)檢驗(yàn)

社會(huì)資本為老舊小區(qū)改造帶來了新的改造模式,老舊小區(qū)改造不再局限于改善水管、加裝電梯等基礎(chǔ)類的改造,而以滿足居民改善型生活為目標(biāo),呈現(xiàn)多元化改造模式特點(diǎn)。為探析影響社會(huì)資本參與改造行為各因素的作用機(jī)理,本文采用結(jié)構(gòu)方程模型進(jìn)行了檢驗(yàn)。主要以臨界值(CR) 的絕對(duì)值高于1.96、顯著性水平P值低于0.05為參考,評(píng)估模型估計(jì)參數(shù)顯著性水平,以及各個(gè)潛在變量的重要性水平。結(jié)果分析表明:如圖1和表4所示,H1、H3、H4、H5、H6、H7通過了驗(yàn)證,這表明行為態(tài)度與知覺行為控制能積極影響社會(huì)資本參與改造的行為意愿,而行為態(tài)度與知覺行為控制表現(xiàn)受到政府與居民因素的積極影響;H2沒有通過檢驗(yàn),即主觀規(guī)范對(duì)行為意愿有正向影響的假設(shè)不成立。

圖1 實(shí)際得到的模型及標(biāo)準(zhǔn)化路徑系數(shù)Fig.1 Actual model and standardized path coefficient

表4 路徑檢驗(yàn)結(jié)果Tab.4 Path inspection results

3.2.3中介效應(yīng)檢驗(yàn)

社會(huì)資本參與老舊小區(qū)改造是多主體共同協(xié)作的過程,本文以行為態(tài)度和知覺行為控制為中介,考察政府因素和居民因素與行為意愿之間的影響關(guān)系,檢驗(yàn)了行為態(tài)度和知覺行為控制的中介效應(yīng)。本文利用Bootstrapping信賴區(qū)間法來預(yù)估間接效果的標(biāo)準(zhǔn)誤和信賴區(qū)間。如表5所示,按照Bias-correclted和Percentile上下區(qū)間不包括0,且Z值≥1.96的要求,即行為態(tài)度和知覺行為規(guī)范的中介效應(yīng)在5%的顯著性水平下顯著存在。其行為態(tài)度、知覺行為控制對(duì)政府因素和行為意愿之間的中介效應(yīng)占總效應(yīng)的比重分別為37%、61.2%;行為態(tài)度、知覺行為控制對(duì)居民因素和行為意愿之間的中介效應(yīng)占總效應(yīng)的比重為38%、58.2%。

表5 標(biāo)準(zhǔn)化的Bootstrap中介效應(yīng)檢驗(yàn)Tab.5 Standardized Bootstrap mediation effect test

4 結(jié)果與討論

本文的目的在于探究社會(huì)資本參與老舊小區(qū)改造的行為意愿的影響因素及其作用機(jī)理。立足于政府、市場(chǎng)和居民協(xié)同合作的基礎(chǔ)上,構(gòu)建計(jì)劃行為理論下的假設(shè)模型,主要研究結(jié)論如下:

4.1 行為態(tài)度和知覺行為控制顯著正向影響其行為意愿

研究發(fā)現(xiàn),行為態(tài)度能夠直接正向影響參與意愿,即社會(huì)資本對(duì)參與老舊小區(qū)改造項(xiàng)目的評(píng)價(jià)越高,參與的意愿程度越高。根據(jù)圖1顯示的研究結(jié)果,行為態(tài)度最重要的解釋變量是收益預(yù)期,其標(biāo)準(zhǔn)化路徑系數(shù)是0.84,這預(yù)示著在其他條件不變的情況下,收益預(yù)期變動(dòng)1個(gè)單位,主體行為態(tài)度改變0.84個(gè)單位,說明獲得利潤(rùn)是社會(huì)資本的根本動(dòng)力;同時(shí),占領(lǐng)潛在市場(chǎng)和促進(jìn)企業(yè)發(fā)展戰(zhàn)略轉(zhuǎn)型也對(duì)社會(huì)資本參與老舊小區(qū)改造的行為態(tài)度起到一定的積極作用。這一檢驗(yàn)結(jié)果與李芊等[18]學(xué)者的研究觀點(diǎn)一致,若社會(huì)資本通過參與老舊小區(qū)改造項(xiàng)目能夠提高企業(yè)社會(huì)形象和聲譽(yù),獲得較高的回報(bào)率能激勵(lì)社會(huì)資本的參與意愿。

根據(jù)圖1的計(jì)算結(jié)果,知覺行為控制對(duì)社會(huì)資本參與老舊小區(qū)改造意愿具有顯著的正向的影響效應(yīng)。根據(jù)Ajzen[14-15]對(duì)知覺行為控制的解釋,知覺行為控制不僅反映主體對(duì)信息的可獲得性,而且反映主體控制所需資源的能力,良好的信心和資源的可獲得性推動(dòng)著主體行為。融資能力的標(biāo)準(zhǔn)化因子載荷為0.85,是最顯著的影響因素。老舊小區(qū)改造是一項(xiàng)投資規(guī)模大且投資回收期長(zhǎng)的項(xiàng)目,因此,社會(huì)資本的融資能力強(qiáng)積極影響社會(huì)資本的行為意愿;此外,復(fù)雜性越低項(xiàng)目在定義資金投入、技術(shù)設(shè)備和其他因素方面的標(biāo)準(zhǔn)就越低,進(jìn)而促進(jìn)了社會(huì)資本更強(qiáng)的自我效能感;將社會(huì)資本導(dǎo)入項(xiàng)目的專業(yè)化技術(shù),減少經(jīng)營(yíng)的風(fēng)險(xiǎn),增加實(shí)際回報(bào),均對(duì)社會(huì)資本主體的參與行為意愿產(chǎn)生積極影響。

4.2 主觀規(guī)范對(duì)社會(huì)資本參與改造的行為意愿無顯著影響

研究結(jié)果顯示,假設(shè)H2不成立,說明主觀規(guī)范對(duì)社會(huì)資本參與老舊小區(qū)改造的行為意愿不存在顯著影響。老舊小區(qū)改造是一項(xiàng)工程復(fù)雜、利益協(xié)調(diào)困難的系統(tǒng)性工程,傳統(tǒng)以政府出資為主的改造模式下,市場(chǎng)難以找到盈利渠道進(jìn)入,市場(chǎng)主體對(duì)老舊小區(qū)改造項(xiàng)目“成本-盈利”整體如何達(dá)到平衡及盈利實(shí)現(xiàn)模式?jīng)]有清晰明確的認(rèn)知與把握,實(shí)際參與老舊小區(qū)改造的市場(chǎng)主體仍不多。

4.3 政府與居民因素影響其行為態(tài)度與知覺行為控制

政府是老舊小區(qū)改造的引導(dǎo)者,也是市場(chǎng)的調(diào)節(jié)者。研究數(shù)據(jù)表明,政府因素對(duì)社會(huì)資本方的行為態(tài)度與知覺行為控制均有顯著影響,標(biāo)準(zhǔn)化路徑系數(shù)為0.46和0.65,即政府因素變動(dòng)1個(gè)單位,行為態(tài)度和知覺行為控制將各變動(dòng)0.46和0.65個(gè)單位。這進(jìn)一步說明對(duì)政府而言,作為改造的引導(dǎo)者,政府提供的政策支持和部門間的協(xié)調(diào)配合影響市場(chǎng)主體的行為態(tài)度;作為市場(chǎng)的調(diào)節(jié)者,政府的調(diào)控政策影響市場(chǎng)主體對(duì)資源的控制程度,進(jìn)而影響社會(huì)資本參與老舊小區(qū)改造的行為意愿。因此,政府作為參與改造的主體之一,在改造的實(shí)踐中,政府部門應(yīng)該既發(fā)揮好引導(dǎo)作用,也要發(fā)揮好宏觀調(diào)控作用。

居民是改造的最終受益者,也是改造過程中的被干擾者。研究結(jié)果表明,居民因素影響社會(huì)資本主體的行為態(tài)度和知覺行為控制的路徑系數(shù)分別為0.30和0.29。在改造的實(shí)踐中,老舊小區(qū)居民構(gòu)成復(fù)雜,居民對(duì)改造的認(rèn)知不一,反復(fù)的意見會(huì)影響改造整體實(shí)施進(jìn)度,因此,居民對(duì)改造的認(rèn)知和態(tài)度影響社會(huì)資本參與改造的行為態(tài)度和對(duì)資源的合理配置,進(jìn)而影響社會(huì)資本方參與改造的積極性。

5 結(jié)論與建議

本文以計(jì)劃行為理論為基礎(chǔ),引入政府因素和居民因素,構(gòu)建了社會(huì)資本參與老舊小區(qū)改造的TPB拓展模型,采用問卷調(diào)查的方式獲得數(shù)據(jù)并利用Amos進(jìn)行驗(yàn)證,得出以下結(jié)論:第一,社會(huì)資本的行為態(tài)度和知覺行為控制對(duì)其參與改造的行為意愿有顯著的積極作用,而主觀規(guī)范對(duì)其行為態(tài)度的影響并不顯著,即社會(huì)資本參與老舊小區(qū)改造的行為態(tài)度越積極,行為意愿越積極;社會(huì)資本感知到自身參與老舊小區(qū)改造能有效控制過程,達(dá)到預(yù)期目標(biāo),行為意愿越積極;社會(huì)資本參與老舊小區(qū)改造的行為意愿不受市場(chǎng)需求、標(biāo)桿企業(yè)壓力、合作方實(shí)力等市場(chǎng)環(huán)境的影響。第二,行為態(tài)度和知覺行為控制在其他因素對(duì)行為意愿的影響中起中介作用,即政府因素和居民因素通過影響行為態(tài)度和知覺行為控制,促進(jìn)社會(huì)資本參與改造的行為意愿。本研究揭示了社會(huì)資本參與老舊小區(qū)改造行為意愿因素之間的相互關(guān)系,豐富了計(jì)劃行為理論的內(nèi)涵;同時(shí),也為設(shè)計(jì)社會(huì)資本參與老舊小區(qū)改造激勵(lì)措施提供了理論依據(jù)。

基于上述結(jié)論,本研究提出如下對(duì)策與建議:

1)加強(qiáng)政府鼓勵(lì)引導(dǎo),形成健全的支持政策

在老舊小區(qū)改造中,政府既是改造的引導(dǎo)者,也是市場(chǎng)的調(diào)控者。一方面,相關(guān)部門應(yīng)盡快建立健全的市場(chǎng)化的法律法規(guī)制度,對(duì)老舊小區(qū)改造的內(nèi)容、標(biāo)準(zhǔn)及評(píng)價(jià)體系細(xì)則進(jìn)行完善,明確規(guī)定各相關(guān)部門的責(zé)任,簡(jiǎn)化改造的審批流程,避免政策變遷和部門間的銜接帶來的成本,降低社會(huì)資本進(jìn)入老舊小區(qū)改造的市場(chǎng)準(zhǔn)入門檻。另一方面,建立合理的激勵(lì)機(jī)制,老舊小區(qū)改造的成本高,而其盈利模式還未能得到市場(chǎng)認(rèn)可,為提高社會(huì)資本參與老舊小區(qū)的積極性,政府可設(shè)立專項(xiàng)財(cái)政補(bǔ)貼或稅收優(yōu)惠政策,減少社會(huì)資本方的投資回收壓力,進(jìn)而提高社會(huì)資本參與老舊小區(qū)改造的意愿。

2)培育居民改造認(rèn)同和付費(fèi)意識(shí),樹立合作共贏意識(shí)

居民對(duì)于老舊小區(qū)改造的認(rèn)知影響著其對(duì)改造的態(tài)度。社會(huì)資本參與老舊小區(qū)改造可以發(fā)揮自身資源及技術(shù)方面的優(yōu)勢(shì),實(shí)現(xiàn)居民更高標(biāo)準(zhǔn)的改造訴求。社區(qū)工作者要加強(qiáng)對(duì)老舊小區(qū)改造意義的宣傳,通過論壇、微信、走訪等線上和線下交流方式,使改造的全過程透明化、公開化,改變居民對(duì)老舊小區(qū)傳統(tǒng)的看法。同時(shí)也可以讓居民積極參與到改造中,提出自己的想法和意見,形成交流互動(dòng)機(jī)制,提高居民參與改造的積極性。此外,要引導(dǎo)居民對(duì)“有償服務(wù)”意識(shí)的轉(zhuǎn)變,社會(huì)資本方也可以采取“先使用后付費(fèi)”的方式,讓居民切實(shí)感受到社會(huì)資本帶來的便利性,逐步加強(qiáng)其對(duì)市場(chǎng)化改造的認(rèn)可。

3)升級(jí)企業(yè)服務(wù)水平和運(yùn)營(yíng)能力,建立“微利可持續(xù)”價(jià)值導(dǎo)向

對(duì)重大的民生工程,就企業(yè)而言,首先,應(yīng)該在新形勢(shì)下,從企業(yè)自身的發(fā)展戰(zhàn)略出發(fā),重視并積極參與老舊小區(qū)改造項(xiàng)目,履行企業(yè)社會(huì)責(zé)任,提高企業(yè)社會(huì)形象。同時(shí),加強(qiáng)自身技術(shù)能力和資金管理能力,有效配置資源,降低改造成本。其次,與政府和居民建立良好的合作關(guān)系,以居民需求為導(dǎo)向,積極探索多種參與方式,提升自身服務(wù)水平;及時(shí)了解政府各項(xiàng)政策,配合政府的監(jiān)督,獲取政府的支持與信任。最后,企業(yè)要建立“微利可持續(xù)”的價(jià)值導(dǎo)向,在不斷競(jìng)爭(zhēng)激烈的市場(chǎng)中發(fā)揮創(chuàng)新優(yōu)勢(shì),充分開發(fā)老舊小區(qū)潛在資源,增加小區(qū)“造血”功能,豐富收益來源。