多元主體視角下傳統村落人居環境滿意度研究
——以福建省屏南縣龍潭村為例

袁 夢，吳哲楷，謝光權，吳小剛

(福建農林大學 風景園林與藝術學院,福州 350100)

0 引言

2018年以來,國務院出臺一系列重要文件以提升鄉村旅游品質,進一步推動鄉村振興,在系列國家政策的推動下傳統村落迎來了旅游移民的熱潮。旅游移民是指由于旅游業的發展或出于休閑消費目的而遷往旅游地居住或工作較長時間的移民[1]。在逆城市化背景下,作為鄉村振興的重要人才組成部分[2],從城市到鄉村的旅游移民為鄉村帶來產業發展與優勢資源的同時,也打破了傳統村落原有的社會結構,居民主體也由“一元”逐漸走向“多元”。多元主義思想興起于二戰后的西方政治學界,后被應用于各個領域。多元主體是指由特定方式聯結在一起的個體成員形成的不同主體,主體內部個體的心理狀態與訴求具有顯著意向性[3]。本研究中的多元居民主體為人口學統計特征的多元,是指一定區域范圍內具有不同民族、宗教信仰、性別、年齡、職業、教育背景的居民群體由于其社會屬性的不同而呈現多元性,這些多元性在一定程度上影響著居民的行為、需求和期望,并進一步影響居民對人居環境的滿意度。

傳統村落人居環境是指在自然環境的主導下與人類生存發展密切相關的地表空間[4],一方面是各種物質實體構成的秩序表達[5],另一方面是鄉村主體內部社會生活的外在表征。傳統村落人居環境研究建立在人居環境研究的基礎之上,多集中在人居環境保護[6]、評價體系[7-8]、影響因素及機制揭示[9]等方面。近年來,在鄉村振興背景下如何充分挖掘傳統村落資源價值、提升傳統村落居民福祉成為研究熱點,通過對傳統村落空間分布特征[10]、人地關系[11-12]、環境感知[13-14]等方面的探究,為傳統村落人居環境保護與發展提供借鑒。研究主要關注傳統村落客觀環境的內涵解析[15]、質量評價[16-17]及機制揭示[18-19]等,較少關注人居環境中“人”的能動作用,對居民因社會屬性不同而產生的類群分化與需求差異的關注尤為不足,缺少對主體視角的系統性分析。

2015年以來,福建省屏南縣依托豐富的歷史文化與生態資源,圍繞建設“文化大縣、文化強縣”目標大力發展傳統村落文旅產業。其中,龍潭村依靠屏南縣政府的大力支持,通過“文創移民”在短時間內取得了顯著成效。但由于不同類型居民主體對居住環境選擇的差異性需求,文創產業發展在實現傳統村落人口回流與經濟增長的同時也出現了人居環境資源公平性欠缺、村落主體性缺失、社會-空間分異等問題。因此,本研究遵循發現問題—分析問題—解決問題的邏輯,以龍潭村作為典型案例,建立人居環境空間布局合理性評價體系,分析多元主體與傳統村落人居環境的需求關系,解決鄉村振興中人才“留得住”這一關鍵問題,為多元主體傳統村落的人居環境建設提供理論支持與規劃建議。

1 研究區域、數據來源與研究方法

1.1 研究區概況

龍潭村位于福建省屏南縣熙嶺鄉南部,屬山區丘陵地帶,村域面積2.2 km2,下轄3個自然村,16個村民小組,共計340戶,戶籍人口1 400人。早年因區位偏遠,發展滯后,村內人口大量外流導致其成為大時代背景中被逐漸埋沒的“空心村”之一。2017年開始,龍潭村通過發展文創移民使人口得到有效回流,截至2023年3月,龍潭村已有旅游移民人口130人,共計32戶。旅游移民的落戶不僅帶動了龍潭村的快速發展,也吸引了大批村民返鄉創業,常住人口從不足100人增加到近400人,成為屏南縣最早一批通過“文創移民”實現鄉村振興的典型案例,先后入選第二批全國鄉村旅游重點村名單以及第六批中國傳統村落名錄。

1.2 數據來源

2023年4—5月對龍潭村進行實地調查,會同村委部門對龍潭村資源環境與人口等資料進行收集與獲取,通過問卷發放與深度訪談形式對村域范圍內的常住人口進行人居環境滿意度調研。問卷設計基于本研究所構建的人居環境空間布局合理性評價體系,采取封閉式問卷形式,內容包括兩部分。第一部分通過客觀選擇題對居民主體屬性進行調查,包括性別、戶籍、從業類型、居住時間等;第二部分為居民主體人居環境滿意度評價,題項以李克特5點量表呈現,邀請被訪者對人居環境現狀的滿意度進行逐項打分。根據龍潭村當前人口比例與空間分布現狀進行實地走訪,收回的318份問卷中312份為有效問卷,有效率98.11%,符合研究要求。

1.3 研究方法

1.3.1 評價指標體系

結合現有研究以及國家政策文件,對鄉村人居環境相關評價體系的指標要素進行統計分析與歸納整理,在去除、合并內涵交叉指標后,對剩余指標進行頻度分析;依據發現問題—分析問題的研究邏輯,基于社會-空間分異現象進一步選取同時滿足鄉村人居環境評價、空間布局合理性評價兩個條件的指標要素;最終結合德爾菲法,依據科學性、客觀性、全面性、層次性、代表性和可操作性的原則,構建傳統村落人居環境空間布局合理性評價體系,包括景觀風貌、建筑質量、道路交通、公共服務、社會文化5個準則層,共計25項指標(表1)。

1.3.2 因子分析法

探索性因子分析與主成分分析均為通過分析多元觀測變量的本質結構對其進行降維處理的技術方法。探索性因子分析常用于測量未觀察到的(潛在的)無誤差變量;主成分分析常用于減少變量數量,同時對數據的最重要特征予以保留。本研究運用SPSS 22.0的因子分析統計工具對人居環境有序變量和居民屬性類別變量分別進行探索性因子分析和主成分分析。

1.3.3 聚類分析

聚類分析是通過直接比較事物屬性,將具有相似性質的事物歸屬為相同屬性類別、差異性較大的事物歸屬為不同屬性類別的分析方法。本研究運用SPSS 22.0中的K-means算法進行迭代分類,將n個觀察單位分為K類,并確定K個初始類中心,然后根據距初始類中心最小歐氏距離原則,采用迭代方法,對題項進行歸類[20]。

表1 傳統村落人居環境空間布局合理性評價指標體系 Tab.1 Evaluation index system of rationality of spatial layout of human settlements in traditional villages

2 結果與分析

2.1 受訪者一般人口學統計分析

通過對調查樣本的數據分析可知,受訪者的各屬性要素分布特征比較符合村落整體現狀,一定程度上保證了研究的可靠性。受訪者中男女比例分別為43.4%,56.6%,居住時間主要集中于1年及以下和10年以上;城市移民占58.5%,略多于在地村民,且城市移民以生活/度假型移民為主,生產/創業型移民僅占29.0%;居民受教育水平整體較高,主要從業類型為教育類與服務類,分別占14.2%,37.7%。

2.2 信度分析

本研究量表的克朗巴哈系數為0.967(>0.7),說明各因子的一致性和穩定性較高。為提高各假設成分可靠性,依次對各準則層變量進行信度分析。景觀風貌、建筑質量、道路交通、公共服務、社會文化系統層變量的克朗巴哈系數分別為0.856,0.856,0.877,0.910,0.909,均大于0.7。對各系統層下的指標變量進行敏感性檢驗,剔除系統層內修正后的項與總計相關性值小于0.5、克朗巴哈系數顯著增大的指標變量C25,剩余24個指標變量的克朗巴哈系數均小于所在系統層的克朗巴哈系數,量表內容信度較好[21]。

2.3 人居環境滿意度特征分析

2.3.1 探索性因子分析

對量表數據進行KMO值分析與Bartlett球形度檢驗,KMO值為0.920(>0.8),自由度為276,Bartlett球形檢驗的χ2值為2 220.154,顯著性P值均小于0.001,表明該問卷量表通過了Bartlett球形檢驗,樣本數據效度較高,適合進行因子分析[22-23]。根據問卷結果,對人居環境指標要素進行探索性因子分析,獲得特征值大于1的前3個主成分,累計解釋方差為68.241%(表2),能夠體現出24個原始指標要素中所含信息,計算旋轉后的因子載荷結果得出各個因子的表達式。

表2 人居環境指標要素探索性因子分析

第一主因子包含11個指標,因子載荷均大于0.576,其中“景觀節點便捷度(D2)”最高,為0.792,這11個指標體現了鄉村人居環境的景觀環境與空間布局特征,將其命名為“空間環境”因子;第二主因子包含8個指標,因子載荷均大于0.550,其中“古現代環境要素融合度(D23)”最高,為0.786,這8個指標體現了鄉村人居環境的社會環境與歷史文化特征,將其命名為“社會文化”因子;第三主因子包含5個指標,因子載荷均大于0.629,其中“商服網點便捷度(D16)”最高,為0.841,這5個指標體現了鄉村人居環境的設施建設與整體規劃特征,將其命名為“規劃建設”因子。

2.3.2 評價指標權重確立

根據主成分分析將各指標要素劃分為3個維度,計算各維度下指標要素的判斷矩陣并進行一致性檢驗?？臻g環境維度中,景觀布局、水體資源、公園綠地、居民集聚、街道空間、建筑風貌、歷史古建、游覽路線、街巷布局、地形地貌、建筑布局的各項指標權重分別為0.083,0.056,0.022,0.098,0.048,0.059,0.019,0.024,0.104,0.236,0.247,此維度判斷矩陣隨機一致性比例CR=0.065<0.1。在社會文化維度中,環境融合、藝術空間、公共停車、傳統古跡、公共空間、旅游開發、村民融合、遺產保護的各項指標權重分別為0.086,0.039,0.115,0.260,0.159,0.039,0.078,0.225,此維度的判斷矩陣隨機一致性比例CR=0.005<0.1。規劃建設維度中,商業設施、醫療衛生、道路硬化、教育設施、綜合管理的各項指標權重分別為0.105,0.343,0.172,0.324,0.056,此維度的判斷矩陣隨機一致性比例CR=0.030<0.1。

基于探索性因子分析,將提取公因子累計方差貢獻率中各公因子方差貢獻率的占比作為各維度權重,從而得到空間環境、社會文化、規劃建設3個維度的權重分別為0.372,0.355,0.274,對各維度下的指標要素得分以及各維度得分進行加權匯總,分別得到各維度滿意度得分與龍潭村總體人居環境滿意度得分。

2.3.3 人居環境滿意度特征解析

龍潭村人居環境24個指標要素的滿意度評價分值存在一定差異(圖1)。評價分值最低的5項要素分別為教育設施、醫療衛生、公共停車、商業設施、街巷布局,表明在傳統村落的人居環境建設中,整體規劃布局與基礎設施建設依舊是其主要癥結,是未來傳統村落人居環境建設中應加強的重點。評價值最高的5項要素分別為公園綠地、歷史古建、建筑風貌、水體資源、地形地貌,表明在當前的鄉村振興過程中對龍潭村本底資源進行了充分保護與挖掘,居民對其滿意度與認可度較高。

圖1 龍潭村人居環境指標要素滿意度評價

從各維度評價來看,龍潭村的整體人居環境滿意度分值為4.010(滿分為5)。其中,空間環境、社會文化兩維度的得分分別為4.275,4.012,均高于總體評價得分且差異相對較小,規劃建設維度得分(3.636)最低且低于總體滿意度水平,表明在傳統村落的人居環境建設中歷史文化的保護建設尤為重要,若要進一步提高居民對整體環境的滿意度,則更需要加強基礎設施與公共服務設施的規劃建設。

2.4 不同主體屬性下的滿意度特征分析

2.4.1 主體屬性變量因子相關性分析

受居民不同社會屬性影響,不同類型居民對人居環境要素的認知與需求存在一定差異,也進一步影響居民對人居環境的感知。針對性別、戶籍、移民類型、年齡等7項代表社會屬性的類別變量與上述所劃分的空間環境、社會文化、規劃建設3個維度的因子進行探索性分析,分別檢驗居民主體屬性變量對各維度環境因子的影響程度(表3)。7項主體屬性變量中,戶籍、移民類型、學歷、居住時間與人居環境滿意度存在顯著相關性,其中戶籍與空間環境、規劃建設、總體滿意度呈顯著相關;移民類型與社會文化、總體滿意度呈顯著相關;學歷與規劃建設、整體滿意度呈顯著相關;居住時間與環境布局、規劃建設、總體滿意度呈顯著相關。

2.4.2 主體屬性變量主成分分析

為進一步揭示不同社會屬性居民人居環境滿意度的特征規律,運用KMO檢驗和Bartlett球形檢驗,對性別、戶籍、移民類型、年齡、學歷、從業類型等屬性變量進行信效度驗證,結果顯示Bartlett顯著性檢驗的Sig.值與KMO值分別為0.000和0.863,說明本研究達到標準樣本量,統計數據內部相關性較好,適合進行因子分析。

對主體屬性變量進行主成分分析,獲得兩個特征值大于1的主因子,共解釋全部信息量的67.751%,可以反映出7個主體屬性變量所含信息,計算旋轉后的因子載荷結果(表4)顯示,第一主成分包含4個屬性變量,與居住時間、移民類型、年齡相關性顯著,其中最高一項是居住時間,因子載荷為0.922。從情感角度來看,我國鄉村存在深厚的鄉土情結[24],景觀環境與人的記憶、感知、行為等因素之間具有強烈的羈絆。因此,第一主成分體現了主體與屬地間的相互關系,將其命名為“地緣”;第二主成分包含3個屬性變量,與從業類型呈顯著相關性,因子載荷為0.812。在多元產業與多元主體的鄉村發展進程中,從業類型成為居民構建社會關系的重要因素,不同從業類型人群的社會需求與環境需求上存在一定差異,因此,將其命名為“業緣”。

表3 居民社會屬性與人居環境感知因素相關性分析

表4 主體屬性變量主成分分析

2.4.3 聚類分析

在因子分析的基礎上,將主體屬性變量與其主成分分析固有值進行結合,對所得兩主成分變量進行K-means聚類分析,得到代表主體“地緣”和“業緣”屬性的量化數值以及5個類群主體的最優劃分方式,并總結出五分類的最優類群結果。

對類群變量及主體屬性變量進行交叉分析(圖2),得到不同類群的主體屬性結構狀況。類群Ⅰ與類群Ⅱ的居民主體均具有較強業緣屬性,以城市移民為主,在此地居住時間較短;類群Ⅲ與類群Ⅳ的居民主體均具有較強地緣屬性,主要為在地村民,在此地居住時間較長。類群Ⅰ的居民年齡集中于40～59歲,占40.62%,主要從業類型為教育類;類群Ⅱ以20～39歲的居民為主,占77.81%,主要從業類型為文創類;類群Ⅲ以60歲及以上居民為主,占47.4%,主要從事工農類產業;類群Ⅳ居民年齡集中在40～59歲,占42.15%,主要從事餐飲類、住宿類產業;類群Ⅴ的居民主體主要為具有較強業緣屬性、年齡在20～39歲的在地村民,且大多在此地居住時間為10年以上,從業類型較為多樣。

2.4.4 不同類群人居環境滿意度評價結果

對5個類群與人居環境的3個維度變量進行交叉分析,得到不同類群主體對人居環境各維度的滿意度評價(表5)。對人居環境總體滿意度最高的是類群Ⅳ,該類群多為具有較強地緣屬性的中年本村村民,對多元產業與文化的接受度較高,鄉土情結較為深厚,從業類型的選擇也較為多樣。因該類群在此地居住時間較長,選擇的居住環境更優越,對本村發展建設具有較高的認知度與認可度,滿意度最高。在人居環境的3個維度中,此類群對空間環境維度的滿意度最高。

類群Ⅲ和類群Ⅴ對人居環境的總體滿意度相對較高且評價得分較為接近,類群Ⅲ對社會文化和規劃建設兩維度的人居環境滿意度均高于類群Ⅴ,可見年齡較高的本地村民對社會文化與基礎設施規劃建設滿意度較高。結合深度訪談可知,造成此現象的原因歸根于類群Ⅲ大多為長期居住于此的高齡本地村民,見證了本村由空心化到文創振興的發展過程,且具有穩定的社會網絡,對本村的社會文化與規劃建設較為滿意。類群Ⅴ具有較強的業緣屬性,多為文創振興后返鄉創業的本地村民,且從業類型較為現代化與多樣化,相較于空間環境的需求更注重社會交往與基礎設施規劃建設的便捷程度,對社會文化與規劃建設的滿意度較低。

圖2 龍潭村不同類群主體社會屬性特征

表5 不同類群人居環境滿意度評價

類群Ⅰ與類群Ⅱ的總體滿意度均較低,且大多為城市移民,說明目前傳統村落的人居環境建設尚未能達到城市移民的環境需求。從各維度來看,類群Ⅰ滿意度均高于類群Ⅱ,可見城市移民的業緣屬性越強,對人居環境建設的需求也越高。

由于不同類群主體社會屬性的不同,各類群與人居環境的需求關系既存在共性也存在差異。各類群對各維度滿意度的評價得分由高到低均依次為空間環境、社會文化、規劃建設;在總體滿意度方面,以城市移民為主的類群Ⅰ與類群Ⅱ普遍低于以在地村民為主的類群Ⅲ、類群Ⅳ與類群Ⅴ;以“新村民”為主的類群人居環境滿意度與年齡大體上呈負相關,以“老村民”為主的群體人居環境滿意度由高到低依次為40～59歲、60歲以上、20～39歲;“地緣”屬性較強的類群Ⅲ、類群Ⅳ對于社會文化與規劃建設維度的滿意度均高于“業緣”屬性較強的類群Ⅰ、類群Ⅱ、類群Ⅴ。綜上所述,人居環境滿意度評價的高低在一定程度上反映了建成環境質量與居民需求的匹配程度以及居民對環境要素的需求指向。

3 結論與建議

3.1 結論

文旅產業的發展使傳統村落人居環境質量得到有效改善,居民福祉實現了顯著提升,但居民對規劃建設維度的滿意度仍最低,提升公共服務與基礎設施的建設仍為鄉村振興的首要之義。

固然文創移民為傳統村落帶來新的生產力,但以目前現狀來看,城市移民仍為享受優勢資源的最大受益者,在探尋傳統村落發展路徑的過程中應注意強調原住民的主體地位。

在地村民中,從業類型較為多元化的青年村民對人居環境的滿意度較高,人居環境的改善是否能夠為在地村民帶來經濟效益是影響其滿意度的關鍵因素。

3.2 建議

針對不同類群需求差異與空間分布特征,加強基礎設施建設與遺產保護修繕。在人居環境建設中注意多元文化對傳統文化造成的沖擊與影響,避免造成“外在上的鄉村振興、內核上的鄉土邊緣化”現象的發生。

通過加強古現代環境要素的融合,促進不同類群居民主體的社會融合,培養居民集體意識,增強居民認同感與歸屬感,推動文化振興與產業發展。

發揮居民對傳統村落建設的主動性和參與性,構建社會支持體系,通過建設滿足居民需求的人居環境,增強居民的地方依賴,使人口“留得住”,實現傳統村落的良性可持續發展。