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2025 , Vol. 45 >Issue 8: 92 - 101

DOI: https://doi.org/10.15957/j.cnki.jjdl.2025.08.010

城市地理与新型城镇化

城市人居环境整治满意度的空间特征及其形成机理

  • 罗湖平 , 1, 2 ,
  • 李雅婷 1, 2 ,
  • 郑鹏 3 ,
  • 邓雅轩 1, 2 ,
  • 古睿 4
展开
  • 1.湖南工商大学 公共管理与人文地理学院，中国湖南 长沙 410205
  • 2.自然资源部 南方丘陵区自然资源监测监管重点实验室，中国湖南 长沙 410118
  • 3.四川大学 公共管理学院，中国四川 成都 610065
  • 4.华中师范大学 中国农村研究院，中国湖北 武汉 430079

罗湖平（1977—），男，博士，教授，研究方向为城乡公共治理。E-mail：

收稿日期: 2024-05-29

  修回日期: 2025-05-18

  网络出版日期: 2025-10-10

基金资助

国家社会科学基金一般项目(21BJY230)

湖南省教育厅科学研究重点项目(22A0431)

自然资源部南方丘陵区自然资源监测监管重点实验室开放基金重点项目(NRMSSHR2024Z05)

收起

The Spatial Characteristics and Formation Mechanism of Urban Human Settlements Environment Renovation Satisfaction

  • LUO Huping , 1, 2 ,
  • LI Yating 1, 2 ,
  • ZHENG Peng 3 ,
  • DENG Yaxuan 1, 2 ,
  • GU Rui 4
Expand
  • 1. School of Public Administration and Human Geography，Hunan University of Technology and Business，Changsha 410205，Hunan，China
  • 2. Key Laboratory of Natural Resources Monitoring and Supervision in Southern Hilly Region，Ministry of Natural Resources，Changsha 410118，Hunan，China
  • 3. School of Public Administration，Sichuan University，Chengdu 610065，Sichuan，China
  • 4. Institute of China Rural Studies，Central China Normal University，Wuhan 430079，Hubei，China

Received date: 2024-05-29

  Revised date: 2025-05-18

  Online published: 2025-10-10

Fold

摘要

文章基于岳阳市岳阳楼区人居设施POI数据和28个重点整治社区的1035份微观调研数据，结合顾客满意度模型，综合应用结构方程模型、核密度分析、莫兰指数探究了城市人居环境整治满意度的空间特征及形成机理。研究发现：①城市居民沿“政策期望→感知质量→感知价值→满意度”主路径形成社区人居环境整治满意度。②“居民满意度—设施密度”分布呈现出城郊区“高—低”聚集、中心城区“低—高”聚集、工业区“低—低”聚集的空间特征。③作用路径呈现老旧小区的支撑系统和居住系统、村改居社区的人文系统和发展系统、棚户区的居住系统和发展系统、商品社区的发展系统的感知质量显著正向影响居民感知价值。④高期望群体每增加一单位的政策期望带来的边际感知质量呈逐渐降低态势，导致感知价值与整治满意度同步降低，低期望群体则相反。

关键词： 人居环境; 城市社区; 满意度; 莫兰指数; 结构方程模型; 岳阳楼区

本文引用格式

罗湖平 , 李雅婷 , 郑鹏 , 邓雅轩 , 古睿 . 城市人居环境整治满意度的空间特征及其形成机理[J]. 经济地理, 2025 , 45(8) : 92 -101 . DOI: 10.15957/j.cnki.jjdl.2025.08.010

Abstract

Based on the POI data of human settlement facilities in Yueyanglou District, Yueyang City, and 1,035 micro-survey data from 28 key communities under renovation, taking the American Customer Satisfaction Model as the theoretical basis, this study comprehensively applies the Structural Equation Model, Kernel Density Analysis, and Moran's I to explore the spatial characteristics and formation mechanism of the satisfaction with the renovation of the urban human settlement environment. The results show that: 1)Residents form their satisfaction with the renovation of the human settlement environment along the main path of "policy expectation→perceived quality→perceived value→satisfaction". 2)The distribution of "residents' satisfaction-facility density" presents spatial characteristics of "high-low" aggregation in the urban outskirts, "low-high" aggregation in the central urban area, and "low-low" aggregation in the industrial area. 3)The action paths show that the perceived quality of the support system and residential system in old residential areas, the humanistic system and development system in communities transformed from villages, the residential system and development system in shantytown areas, and the development system in commodity communities significantly and positively affects residents' perceived value. 4)For the high-expectation group, the marginal perceived quality brought by each additional unit of policy expectation gradually decreases, leading to a simultaneous decrease in perceived value and satisfaction with the renovation. The situation is the opposite for the low-expectation group.

Key words： human settlement; urban communities; satisfaction; Moran's Index; Structural Equation Modeling; Yueyanglou district

“人居环境”概念可追溯到1968年出版的《人类聚落学》[1]，意指从简单遮蔽物到城市等可供人类生活直接使用的、任何形式的、有形的实体环境。城市社区作为城市人居环境的核心载体，不仅包含居住空间、生活设施、生态系统等物质基础，还涉及文化传统、社会关系等非物质条件[2]，这些要素共同塑造了居民日常生活的可达性与完整性。伴随农村劳动力大规模向城市迁移，人口聚集与公共资源配置的矛盾日益凸显：一方面，城市社区面临基础设施供需错配[3-4]、公共服务覆盖滞后等制约[5]；另一方面，景观风貌失序[6]、社区韧性偏低等次生问题进一步加剧人居系统脆弱性[7]。国家“十四五”规划系统部署了城市更新战略，提出改造提升老旧小区、老旧厂区和城中村等存量片区功能；党的二十届三中全会进一步强调要扎实推进这项工作，使人民群众在城市的生活更方便、更舒心、更美好。因此，城市人居环境整治行动需以精准对接社会民生需求为基点[8]，着力破解人居环境“从有到优”的质量困境，其整治行动不仅可以增强居住体验感，巩固人口居留意愿[9]，更能以空间品质的改善来强化城市形象认同，重构城市竞争力[10]。这种将民生改善与城市转型深度耦合的治理实践，使人居环境整治满意度及其规律探究成为推动城市更新和社区微治理实践的重要课题。
关于人居环境整治成效的评估，现有研究从客观维度和主观维度两个方面对其进行刻画。其中，客观维度较少关注人的主观感受和价值观念，强调对环境整治结果的客观描述与分析。例如，晋培育等运用主成分分析法建立城市人居环境质量评价指标和城市人居环境综合得分测算方法，辅助整治政策的执行评估和阶段性优化[10]；王亲等利用DEA模型评估城市环境整治效率，将城市环境整治分为保持现状型、资金节约型等5个发展模式[11]；冯健等借助人口普查和城市POI数据，通过计算公共服务设施的可达性来衡量人居环境质量[12]。鉴于城市社区存在一些难以量化但可以通过人们的感知来捕捉的人居环境指标[13]，主观维度则将居民主体性感知作为评估人居环境整治政策的核心[14]。例如，颜梅艳等结合主观和客观双重视角分析乡村人居环境建设的供—需现状，提出人居环境整治优化的适配性建议[15]；贾佳等建立“人居环境质量感知—自我认知—主观幸福感”的分析路径，从主观视角剖析人居环境质量的高低[16]；塔娜等以社区归属感刻画居民对于人居环境的认可度，探讨城市人居环境与活动空间共享如何影响社区居民的归属感[17]。同时，也有学者通过问卷数据测算居民满意度[18-19]，用IPA分析确定满意度优先级[20]，为城市居住空间的规划和整改提供决策依据。
综上，现有研究为人居环境政策评估提供了多维视角，但在保障人民美好生活的环境诉求上还有待深化之处。客观维度的人居环境满意度研究虽构建了较为科学全面的评价体系，但相对弱化了居民主体感知与政策有效施行间的复杂互动；而主观维度的人居环境满意度研究虽在关注居民主观体验方面具有重要意义，但在探讨不同主观指标间的内在作用机制时尚存拓展空间。基于此，本文以居民满意度评估人居环境整治成效，尝试在以下方面作出探索性补充：①通过解析感知、期望与满意度等主观指标的传导路径，揭示人居环境评价中不同心理维度间的相互作用，以此建构整治满意度的形成机理；②运用空间分析方法探讨“居住满意度—设施密度”的空间关联模式，以期为人居环境整治政策的精准化实施提供更具空间适配性的参考依据；③结合我国城市更新中的棚户区、村改居社区、老旧小区等差异化社区类型，考察人居环境整治满意度的空间异质性。

1 城市人居环境整治满意度的理论分析

1.1 人居环境整治满意度：基于ACSI模型的居民满意度生成路径

美国顾客满意度指数模型（American Customer Satisfaction Index，ACSI）是当前应用范围最广的满意度分析模型[21]。本文基于ACSI模型，将居民视为政策“顾客”量化其政策期望与实际感知质量的落差并直接输出满意度或后续行为意向，这种以居民体验为核心的评价模型有效弥补了传统人居环境整治评价中重设施建设数量、轻居民真实感受的不足，尤其适用于需持续优化且依赖公众配合的领域，为政策调整提供真实的需求反馈。较于其他模型，ACSI模型在人居环境整治评价中具备两方面优势：一是保留“顾客抱怨”的行为变量，为政策纠偏提供早期信号；二是ACSI作为基础框架已广泛用于政府公共政策评估领域[22-24]，具备扎实的实证基础和良好的可移植性。
ACSI模型主要涉及4个核心变量：顾客期望、感知质量、感知价值和顾客满意度[25]，当应用于人居环境整治政策评价时，居民满意度的形成机制遵循该模型的“期望→质量→价值→满意”因果链条。具体而言，地方政府的政策宣导内容与居民既往公共服务体验共同作用于居民认知，塑造其对整治效果的初始预期（顾客期望），该预期随即成为居民评估政策实际成效的心理基准。在政策实施过程中，居民会基于此预期，通过“期望—确认”认知机制，对整治带来的环境变化进行感知与评估。这一过程生成的感知质量并非绝对客观，而是在相当程度上受到初始期望的引导与调节，呈现出沿期望方向变动的特性，即居民对人居环境整治的感知质量会沿着政策期望的方向移动[26]。此外，ACSI模型将感知价值定义为顾客在权衡质量收益与付出成本后的总体效用判断[21]，在城市人居环境整治行动中，居民对人居环境整治的感知价值同样依赖于政策期望与感知质量的一致性，当居民感知到与政策期望相对一致的感知质量时，会显著提高对人居环境整治成效的正面评价，形成幸福感[16]、归属感等感知价值[17]，最终促使居民产生强烈的政策认同感，提升居民满意度[27]（图1）。由此，本文提出以下假设：
图1 人居环境整治满意度的分析框架

Fig.1 Analytical framework for the satisfaction of human settlement remediation

H1：人居环境整治中居民政策期望对感知质量具有显著正向影响。
H2：人居环境整治中感知质量对感知价值具有显著正向影响。
H3：人居环境整治中感知价值对满意度具有显著正向影响。

1.2 “期望—感知”耦合：高、低期望群体人居环境整治满意度的特征差异

由于居民对人居环境整治的感知价值本质上是主观期望与感知质量在认知层面的耦合结果，故在二者一致时，居民会将感知价值升华为对制度体系的认同。结合现实情况分析，高期望群体通常对政策目标有明确且较高的基准预期，若整治成效由于资源约束、行政效率、利益冲突等原因未达到该群体的高预期，则其政策期望与感知质量之间的负向差距会被显著放大，导致居民满意度进一步降低。低期望群体对人居环境整治的初始预期低于平均值，若整治过程中的跟踪报道、环境改善等外显部分释放积极信号，则会促使该群体以更乐观的视角重新评估政策，即使整治的最终效果有限，也会强化感知质量高于政策预期的部分，显著扩大二者的正向差距，进一步提高居民满意度。因此，本文为深入解析“期望→质量→价值”路径可能存在的群体差异，将政策期望大于平均期望水平的居民定义为高期望群体，小于平均期望水平的居民则定义为低期望群体（图1）。由此，本文提出以下假设：
H4：人居环境整治中高期望群体伴随政策期望的提高，感知价值下降，满意度降低。
H5：人居环境整治中低期望群体伴随政策期望的提高，感知价值提高，满意度提高。

2 研究区域、方法与数据

本研究具体包含以下3个方面：①基于问卷调查法与结构方程模型（SEM）的居民满意度与形成机理；②基于核密度估计法（KDE）的设施空间分布；③基于双变量局部莫兰指数（Bivariate Local Moran's I，BLMI）的“居住满意度—设施密度”空间聚集性。其中，SEM从居民主体视角揭示政策满意度的形成机理，KDE从客体空间视角刻画设施分布形态，而BLMI则通过空间相关分析连接主客体维度，从空间行为视角出发研究区域地理的居民政策认知行为[28-29]，为城市空间精细化治理提供支撑。

2.1 研究区域概况

岳阳市是长江中游重要的区域性中心城市，自2018年启动城市更新行动以来，通过持续推进人居环境优化工程，取得显著成效。在老旧小区综合整治方面，全市累计实施片区更新项目1648个，惠及居民29.22万户，其中中心城区试点区域全面完成品质升级，历史街区功能与风貌实现协同提升。2023年度城市更新数据显示全市城镇老旧小区改造项目全面启动，477个标段开工率达100%，其中130个项目已竣工验收，累计完成固定资产投资9.8亿元。
作为岳阳市最大经济体和岳阳城区最核心部分，岳阳楼区兼具历史遗产保护、生态敏感区治理与城镇化转型三重特征，2018—2022年完成87个老旧小区改造，惠及居民4.2万户，改造内容包括外立面修缮、管网更新及加装电梯等，新建社区养老服务中心28处、标准化菜市场15个，“15分钟生活圈”优化后覆盖率达92%。岳阳楼区涵盖老旧小区、村改居社区、棚户区及商品社区4类典型社区，覆盖城市人居环境的演进谱系，其人居环境整治实践遵循“更新—保护—发展”全链条，本文选取岳阳楼区作为研究区域，对湖南省乃至中部地区的中等城市具有参考价值。

2.2 研究方法与数据

2.2.1 城市人居环境整治满意度评价方法

借鉴吴良镛在人居环境科学中提出的人居环境分类标准[2]，本文结合城市社区特征将人居环境解构为四大系统：人文系统、发展系统、支撑系统与居住系统[30]。其中，人文系统聚焦公共秩序构建与社区文化传承[31]，发展系统侧重社区韧性培育与治理效能提升，两者共同构成人居软环境；支撑系统涵盖市政基础设施供给与公共服务网络，居住系统包含居民直接居住空间及其配套设施，两者共同构成人居硬环境。以ACSI为分析框架，本文构建了包含政策期望、感知质量（人文/发展/支撑/居住）、感知价值及整治满意度的多维指标体系，并采用李克特五级量表对变量进行测度（1=完全不同意，2=不同意，3=中立，4=同意，5=完全同意）（表1）。本文以岳阳楼区为研究区域，将28个调研社区划分为四大类型：老旧小区、村改居社区、棚户区、商品社区。采用分层抽样法开展实证调研，确定岳阳市岳阳楼区四类社区的数量分布，利用比例分层法按社区类型占比分配样本量，确保每类社区样本覆盖的均衡性，并在每类社区中，结合网格化分区和简单随机抽样法抽取受访对象。调研共发放问卷1200份，回收有效问卷1035份（总回收率86.25%），样本分布为：老旧小区390份（占37.68%）、村改居社区277份（26.76%）、棚户区168份（16.23%）及商品社区200份（19.32%）。主要指标数据均以调研问卷的形式获取，利用SPSS26.0对数据进行可靠性分析。结果表明，各个维度的Cronbach's α系数均大于0.6，其中整体Cronbach's α为0.914，说明使用的量表具有良好的内部一致性[32]，数据质量较好。
表1 人居环境整治满意度形成的指标体系设计

Tab.1 Design of an indicator system for the formation of satisfaction in human settlement remediation

一级指标 二级指标 指标解读
个体特征（IC） 性别（IC1） 1=男；2=女
年龄（IC2） 1=18岁以下；2=18~40岁；3=40~60岁；4=60岁以上
劳动力（IC3） 1=2个人以下；2=2个人；3=3个人；4=3个人以上
党员身份（IC4） 1=是；2=否
文化程度（IC5） 1=小学及以下；2=初中；3=高中；4=大专及以上
年收入（IC6） 1=3万元以下；2=3~5万元；3=5~10万元；4=10~15万元；5=15万元以上
房产数（IC7） 1=无；2=1所；3=2所；4=3~4所；5=5~6所
出行方式（IC8） 1=汽车；2=摩托车；3=公共出行方式；4=自行车；5=其他
工作地点（IC9） 1=非常近；2=比较近；3=一般；4=比较远；5=非常远
政策期望（PE） 硬件翻新（PE1） 消防、配电、排水、电梯、公共空间等
软件升级（PE2） 社区治理、物业服务、安保工作、文化活动等
整体环境（PE3） 公共空间维护、自然景观设计、生态改善等
居住系统（PQR） 住房质量（PQR1） 房屋结构安全和电梯维护情况
基础生活配套（PQR2） 供暖、供电、供水稳定性
支撑系统（PQS） 交通基础设施（PQS1） 道路拥堵指数、公交站点覆盖率[15]
公共服务设施（PQS2） 学校、医院、购物中心、公园等配备情况[12]
人文系统（PQH） 社区文化参与（PQH1） 年度文化活动次数、居民参与度
居民行为规范（PQH2） 垃圾分类、公共区域整洁度[33]
社区公共安全（PQH3） 治安事件发生率、居民安全感
发展系统（PQD） 社区韧性（PQD1） 居民就业帮扶与应急响应机制[34-35]
社区治理效能（PQD2） 物业投诉解决效率、居民提案采纳情况
感知价值（PV） 社区归属感（PV1） 对社区的喜爱和依恋程度[17]
社区认同感（PV2） 对社区发展的认同感和自豪感，居民凝聚力大小
生活舒适感（PV3） 社区生活幸福感、安逸和愉悦的程度[16]
满意度（SAT） 人居环境整治满意度（SAT） 我对人居环境整治行动感到满意
本文采用结构方程模型对人居环境整治满意度的形成路径进行建模分析，结构模型方程组包含测量方程和结构方程两种，计算公式如下：
X = Λ x ξ + δ , Y = Λ y η + ε
η = B η + Γ ξ + ζ
式中： X为外源观测变量； Y为内生观测变量； Λ x为外源观测变量与外源潜变量之间的关系； Λ y为内生观测变量与内生潜变量之间的关系； ξ为外源潜变量； η为内生潜变量； δ为外源指标的误差项； ε为内生指标的误差项； B为内生潜变量间的关系； Γ为外源潜变量对内生潜变量的影响； ζ为结构方程的残差项。

2.2.2 城市人居环境设施空间分布研究方法

为揭示岳阳楼区人居环境设施的空间分布特征，本文采用核密度估计法对人文系统、发展系统、支撑系统及居住系统的POI数据进行空间可视化分析。核密度估计是一种非参数统计方法，通过计算单位面积内地理要素的聚集强度，量化空间分布的连续密度变化，其数学表达式为：
$f(x)=\frac{1}{n h} \sum_{i=1}^{n} K\left(\frac{X_{i}-x}{h}\right)$
式中： f ( x )为空间位置 x处的核密度估计值； n为POI样本总数； h为带宽参数，决定密度曲面的平滑度； X i和 x -分别表示独立同分布的样本观测值和样本均值； K ( ⋅ )为核函数，本文选用高斯核函数，计算公式如下：
$K(u)=\frac{1}{\sqrt{2 \pi}} e^{-\frac{u^{2}}{2}}$
POI数据来源于2023年高德地图抓取，涵盖人文系统、发展系统、支撑系统及居住系统4类人居环境的名称、经纬度等基本属性信息。

2.2.3 城市人居环境整治满意度与设施密度的空间聚集性研究方法

为分析岳阳楼区4个系统的居民满意度与设施密度在空间上是否存在分布相关性，本文基于双变量局部莫兰指数进行测度，具体分为高—高（H-H）、高—低（H-L）、低—高（L-H）、低—低（L-L）4种聚集类型，分别表示居民满意度高，设施密度高；居民满意度高，设施密度低；居民满意度低，设施密度高；居民满意度低，设施密度低。具体公式如下：
I i x y = ( x i - x - ) σ x ∑ j = i n w i j ( y j - y - ) σ y
式中： I i x y是BLMI指数值； n为POI样本总数； x i、 y j表示在位置i上的居民满意度观测值和位置j上的设施密度观测值； x -、 y -为两个变量的平均值； σ x、 σ y为两个变量的方差； w i j为空间权重矩阵。

3 结果与分析

3.1 人居环境设施空间格局与居民满意度的耦合分析

由图2可知，支撑系统辐射范围最广，其次是居住系统、发展系统和人文系统。各类设施在岳阳市政府和岳阳市经济开发区周围核密度值整体较高、集聚效果明显，特别是枫桥湖街道、站前街道和五里牌街道的邻近社区，均处于人居环境设施聚集的中心地带；以金凤水库为界，往东方向如康王、西塘镇等地区，四大系统设施核密度值整体偏低，除支撑系统和居住系统设施零星分布外，人文系统和发展系统设施集聚减弱。
图2 岳阳楼区人居环境四大系统设施的核密度分布

Fig.2 The kernel density distribution of the four major system facilities for human settlement in Yueyang Tower District

基于BLMI的岳阳楼区四大系统设施密度和居民满意度的空间分布特征如图3所示。
图3 设施密度与居民满意度的空间聚类分布

Fig.3 The spatial clustering of facility density and resident satisfaction

①“高—高”聚集区集中分布在东茅岭街道周边。该区位于岳阳楼区西侧的经济、政策核心区，街道及周边的棚户区、老旧小区受益于中心城区的区位优势，能够优先享受到政策扶持与经济发展的红利，为人居环境设施的建设和维护提供了坚实的物质基础。在棚户区改造和老旧小区升级过程中，大量的人居环境设施得以完善，促使居民满意度显著提高，与设施密度形成正向反馈机制，即在制度性空间与物质性空间耦合作用下形成典型的“高居民满意度—高设施密度”协同集聚区。
②“高—低”聚集区出现在岳阳楼区北侧的梅溪乡。该区以村改居社区为主，高满意度主要来自于征地补偿、回迁安置等政策红利。但梅溪乡相对位于城市发展的边缘地带，资源集聚效应较弱，导致在城市更新过程中未能享受到同等程度的基础设施建设和公共服务资源投入，如社区公园、公共厕所、公交站点等，存在基础设施和公共服务资源数量不足、分布不均、质量不高等问题，影响了居民生活的便利性和舒适度，呈现出政策补偿与空间边缘的张力矛盾。
③“低—高”聚集区集中出现在五里牌街道和枫桥湖街道等新旧城区过渡地带，呈现外溢承接与需求错配的结构矛盾。该区处于中心城区，部分社区的设施密度较高，但与旧城区功能衔接薄弱，出现了商业过剩、便民服务缺失等结构性矛盾。人文系统中的“低—高”类型社区除了五里牌街道外，还出现在洞庭街道，后者靠近岳阳楼景区，存在外来人口引发的公共服务超载等问题，同样导致居民满意度下降。
④“低—低”聚集区多分布在城陵矶街道和王家河街道外围，呈现资本优先与民生缺位的制度矛盾。其中，城陵矶街道是岳阳楼区的港口经济核心，长期以物流、临港工业为发展重心，财政在人居环境整治方面投入较少，且工业区与居住区相邻，进一步降低了居民满意度。王家河街道的西侧与北侧位于岳阳楼区城乡交界处的“规划末梢”，该区域在城市规划中处于相对边缘的位置，资源投入有限，人居环境设施建设延伸不足，设施密度偏低，影响了居民的满意度。

3.2 人居环境整治满意度的形成机理分析

3.2.1 信效度检验

由表2、表3检验结果可知，各潜变量中标准因子载荷量>0.5、组合信度CR>0.7、AVE值>0.4，说明本文量表具有较好的聚合效度。此外，各潜变量AVE平方根值都大于任意两个潜变量间的相关系数的绝对值，说明本文量表具有较好的离散效度。
表2 测量模型信效度分析结果

Tab.2 Analysis results of reliability and validity of the measurement model

路径 标准载荷 AVE CR
PE1←PE 0.690 0.521 0.765
PE2←PE 0.746
PE3←PE 0.729
PQR1←PQR 0.681 0.542 0.702
PQR2←PQR 0.787
PQS1←PQS 0.777 0.573 0.729
PQS2←PQS 0.737
PQH1←PQH 0.679 0.441 0.756
PQH2←PQH 0.737
PQH3←PQH 0.693
PQH4←PQH 0.527
PQD1←PQD 0.772 0.554 0.713
PQD2←PQD 0.716
PV1←PV 0.669 0.465 0.723
PV2←PV 0.681
PV3←PV 0.696
表3 离散效度检验结果

Tab.3 Results of the test for discrete validity

PE PQR PQS PQH PQD PV
PE 0.722
PQR 0.216 0.736
PQS 0.274 0.292 0.757
PQH 0.249 0.208 0.295 0.664
PQD 0.262 0.224 0.279 0.257 0.744
PV 0.279 0.217 0.257 0.244 0.296 0.682

注：粗体标出的为潜在变量的AVE平方根值，其他为潜在变量间相关系数的绝对值。

运用Amos 28.0软件对结构方程模型进行适配性检验，结果显示χ2/df比值=2.955<3，RMSEA值=0.043<0.05，均达到模型适配标准，增值适配度统计量CFI、NFI、IFI的估计值均大于0.90，标准适配度统计量PNFI、PCFI、PGFI均大于0.50，模型各项指标达到了适配标准，说明建构的假设模型总体上得到了支持，可用于分析。

3.2.2 总体模型估计结果与路径分析

本文利用AMOS 28.0对结构模型进行参数估计（表4）。结果显示，政策期望（PE）对支撑系统感知质量（PQS）、居住系统感知质量（PQR）、人文系统感知质量（PQH）和发展系统感知质量（PQD）的标准化路径系数分别为0.812、0.815、0.981和0.979，且4条路径均在α=0.001的显著性水平上显著，说明政策期望正向作用于居民对居住、支撑、人文和发展四大系统的感知质量，期望增大使得居民倾向于加大对人居环境整治的体验感知，H1得证。支撑系统感知质量对居民感知价值（PV）产生显著正向影响，标准化路径系数为0.244且通过1%的显著水平检验；居住系统感知质量对居民感知价值产生显著正向影响，标准化路径系数为0.079且通过5%的显著水平检验；人文系统感知质量对居民感知价值的标准化路径系数为0.134，没有通过5%的显著水平检验，由图3可知，岳阳楼区人文系统设施分别较其余三大系统更为集中和稠密，覆盖绝大部分老旧小区、村改居社区、商品社区和棚户区，因而从总体上看人文系统感知质量对于居民感知价值的提升作用不大，居民获得感不高；发展系统感知质量对居民感知价值产生显著正向影响，标准化路径系数最大 （ λ=0.859），通过1%的显著水平检验，与前文空间相关性分析的“低—高”聚类呼应，表明在新旧城区过渡地带，通过强化居民就业帮扶与应急响应机制等提升社区韧性、完善治理机制（如多元主体参与决策）可显著缓解“设施冗余但服务低效”的矛盾，进而最大化居民对政策价值的感知，H2得证。感知价值对满意度（SAT）的标准化路径系数为0.139，达到5%的水平上显著，即居民在整治行动中的获得感与整治满意度直接挂钩，H3得证。
表4 人居环境整治满意度的路径分析结果

Tab.4 Analysis results of the pathways determining the satisfaction of improving the human settlement environment

路径 C.R. 标准载荷
PQS←PE 17.928 0.812***
PQR←PE 16.294 0.815***
PQH←PE 13.639 0.981***
PQD←PE 18.941 0.979***
PV←PQS 2.877 0.244**
PV←PQR 0.953 0.079*
PV←PQH 1.461 0.134
PV←PQD 2.803 0.859**
SAT←PV 1.058 0.139*

注：*、**、***分别表示在5.0%、1.0%、0.1%水平上显著；←表示测量关系或影响路径关系，表5~表6同。

3.2.3 不同类型社区整治满意度的差异分析

①老旧小区中政策期望对四大系统的感知质量均呈现显著正效应，其中只有支撑系统和居住系统两方面的感知质量对于感知价值有显著正向影响，标准化路径系数分别为0.580和0.437（α=0.001上显著）。老旧小区由于建设年代较早，建筑结构陈旧、给排水系统年久失修、电气线路老化等问题日益凸显。在开展老旧小区环境整治时，应将整治措施直接融入居民日常生活场景，聚焦于住宅修缮、基础设施维护等方面。如屋顶防水层修复、外墙裂缝填补等修缮工作，对小区内的给排水管道、电气线路等基础设施进行全面检修和更新，这些整治措施能够让居民在日常生活中切实感受到环境的改善，进而增强他们的体验感和获得感（表5）。
表5 不同类型社区人居环境整治满意度的路径分析结果

Tab.5 Path analysis results of the satisfaction of improving the living environment in different urban communities

路径 老旧小区 村改居社区 棚户区 商品社区
C.R. 标准载荷 C.R. 标准载荷 C.R. 标准载荷 C.R. 标准载荷
PQS←PE 13.294 0.997*** 5.054 0.505*** 11.429 0.910*** 3.495 0.632***
PQR←PE 9.283 0.914*** 6.471 0.855*** 9.740 0.969*** 5.321 0.797***
PQH←PE 11.606 0.834*** 5.689 0.904*** 10.066 0.851*** 3.179 0.806***
PQD←PE 13.441 0.851*** 6.289 0.876*** 12.074 0.917*** 4.277 0.997***
PV←PQS 12.335 0.580*** -0.249 -0.090 -0.900 -0.985 -1.532 -0.273
PV←PQR 3.231 0.437*** 1.048 0.914 0.509 0.332** 0.695 0.071
PV←PQH -1.171 -0.219 1.55 0.626* -0.589 -0.378 -1.255 -0.191
PV←PQD 0.075 0.056 1.753 0.707* 3.202 0.711*** 5.797 0.727***
SAT←PV 2.646 0.441** 2.265 0.479** 1.702 0.303** 1.515 0.187*
②村改居社区中政策期望对四大系统的感知质量也都呈现显著正效应，人文系统和发展系统两方面的感知质量对于感知价值有显著正向影响，标准化路径系数分别为0.626和0.707，通过5%的显著水平检验。对于村改居社区而言，乡土文化和城市文化的本质区别使得村民在融入城市的过程中存在身份认同缺失、交往意愿下降和生计转换困难等现实困境[4]，对于就业、就医、贫困帮扶等需求较大，对于邻里和睦、社区文化等人文关系重构的诉求较高。
③棚户区中政策期望对四大系统的感知质量同样呈现显著正效应，其中居住系统和发展系统两方面的感知质量对于感知价值有显著正向影响，标准化路径系数分别为0.332和0.711，均通过1%的显著水平检验。棚户区一般位于城乡交错带，建筑密度较大、建筑安全隐患多，是城市比较典型的低收入群体聚集区[6]。该类社区居民对于房屋质量、供电供水系统和消防装置等在内的住房条件和配套设施具有迫切的整改需求，再加上棚户区居民群体的低收入现状和社区隔离感[36]，针对失业人员、空巢老人、残疾人等特殊群体的医疗、住房和最低生活救助显得尤为重要。
④商品社区中政策期望对四大系统的感知质量同样呈现显著正效应，其中只有发展系统感知质量对于感知价值有显著正向影响，标准化路径系数为0.727（α=0.001上显著）。商品社区通常具备完善的配套设施和较高的居住品质，社区成员囊括中高收入群体、首次购房者、注重生活品质的年轻消费者以及家庭结构多样的居民，对于基础设施韧性、应急管理体系、社区生活组织等方面往往提出更高的要求。

3.2.4 高、低期望群体的整治满意度的差异分析

通过计算，1035个有效样本的政策期望平均值为3.45，本文将政策期望平均值大于3.45的受访者集合定义为高期望群体，小于3.45的受访者集合定义为低期望群体，分别进行结构模型的路径分析。
由表6可知，低期望群体中政策期望对感知价值的标准化路径系数为0.464且显著，反映在人居环境整治过程中，随着低期望群体政策期望的提升，感知价值也随之上升，H5得证。高期望群体中政策期望对感知价值的标准化路径系数为-0.155且显著，反映在人居环境整治过程中，随着高期望群体政策期望的提升，感知价值反而下降，H4得证。
表6 高、低期望群体核心变量路径系数检验结果

Tab.6 Path coefficient test results of core variables for high and low expectation groups

路径 低期望群体 高期望群体
C.R. 标准载荷 C.R. 标准载荷
PQS←PE 8.076 0.785*** 8.978 0.788***
PQR←PE 7.868 0.842*** 8.216 0.730***
PQH←PE 6.892 0.957*** 12.250 0.801***
PQD←PE 8.521 0.967*** 9.517 0.994***
PV←PQS -1.291 -0.206 2.544 0.578*
PV←PQR 2.367 0.626* 1.432 0.220
PV←PQH -1.148 -0.411 0.096 0.055
PV←PQD 0.860 0.759 0.152 0.032
PV←PE 7.925 0.464*** -2.630 -0.155*
SAT←PV 7.458 0.468*** 0.786 0.110*

注：低期望群体样本数=537，卡方值χ2= 271.744，自由度=106；高期望群体样本数=498，卡方值χ2= 308.967，自由度=108。

在人居环境整治过程中，低期望群体与高期望群体感知价值的不同变化规律，可从两类群体对政策的边际感知差异进行讨论（图4）。
图4 高、低期望群体的感知—期望线

Fig.4 Perceived-expectation line of high-expectation and low-expectation groups

结合图4可知，低期望群体通常初始期望基准较低，对人居环境整治的预期较为保守，但随着政策推进的效果逐渐显现，如基础设施逐步完善、居住条件逐步提升等，整治效果容易突破原有预期。这种突破使得低期望群体政策期望每增加1单位，其所带来的感知质量呈上升态势，即边际感知质量递增，进而导致感知价值增大。高期望群体则以理想化标准为参照系，对人居环境整治有着较高的期望。虽然实际改善效果也在发生，但由于其期望的增加幅度大于感知质量的增加幅度，导致边际感知质量递减，感知价值下降。

4 结论与政策建议

4.1 主要结论

①受益于政策资源集聚与区位优势，中心城区呈现“居民满意度—设施密度”双高的正向循环。城乡过渡带设施密度虽然较高，却因功能衔接失调导致整治满意度下降。基于空间层面的“居民满意度—设施密度”分布主要呈现出以下3个特征：一是城郊区呈现“高—低”聚集状态，源于拆迁红利引发的边缘性失衡，征地安置等制度性收益与城市发展末端在空间正义方面存在长期性冲突；二是中心城区出现“低—高”聚集，根源在于功能错配引发的结构性失衡，商业设施过剩与民生服务短缺这两种情况同时存在；三是工业区形成“低—低”聚集，源于产居混合带来的规划性失衡，用地规划的不足在一定程度上抬高了人居设施整治或翻新成本，致使人居环境设施建设难以充分延伸。
②居民政策期望的提高显著提升了其对人居环境整治质量的感知程度，即政策期望越高，人文系统、发展系统、支撑系统与居住系统的感知质量随之提高。从实证结果来看，随着居民感知质量的提升，感知价值也会增高，进而获得较高的居民满意度。政策期望对感知价值的影响因居民的期望基准高低而有所不同，低期望群体伴随政策期望的提高，感知价值随之提高；高期望群体伴随政策期望的提高，感知价值降低。
③人居环境整治中感知质量和感知价值之间存在正相关关系，但该路径关系在不同社区类型中有不同表现：全样本分析中人文系统的感知质量对感知价值没有显著影响，这与贾佳的研究结论“人文系统、社会文化等感知对于居民获得感的提升没有显著作用”[16]相互佐证；老旧小区样本中支撑系统和居住系统的感知质量对于感知价值有显著正向影响；村改居社区中人文系统和发展系统的感知质量对于感知价值有显著正向影响；棚户区居住系统和发展系统的感知质量对于感知价值有显著正向影响；而商品社区则是发展系统的感知质量对于感知价值有显著正向影响。

4.2 政策建议

①加强城市人居环境设施规划与需求匹配度，应充分调研当地居民的实际诉求，避免商业设施过度挤压便民服务设施空间。差异化提升各类社区的感知质量与感知价值，加强对老旧小区房屋本体、水电暖设施等的改造与维护，改善居民的基本居住条件；棚户区重在拆除乱搭乱建、清理生活垃圾、改造污水管网等硬环境改善；村改居社区侧重文化的保护和传承，应增加社区公共服务设施的投入。
②强化人居环境整治执行力，实现整治资源与社区实际的精准对接，通过争取必要的项目资金、补贴资金等，调动专业团队、志愿者队伍等力量参与整治工作，辅以污水处理技术、智能化手段等技术支持，提高人居环境整治力度。同时可以选取部分区域作为示范点，进行重点打造和跟踪报道，让居民看到整治工作的实际效果，通过示范点的引领作用，以点带面强化整治效果。
③重视预期管理，通过制定指标化、可量化的目标清单，设定合理的整治预期效果，并使社区居民的需求与社区资源的分配相适应。对于低期望群体，应注重满足其基本需求，确保政策实施能够带来切实生活环境的改善，从而提升其感知价值。对于高期望群体，要加强政策引导，使其了解政策实施的限制与难度，避免期望值过高导致感知价值下降。此外，还可通过社区会议、公告栏等多种方式，向居民解释整治工作的具体措施和预期效果，帮助居民形成合理的心理预期。

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