新型城鎮化與產業融合發展協同度測量問卷開發與檢驗

林晨

內容摘要：新型城鎮化與產業融合發展是國家大力提倡的新思路、新理念，對各地區的經濟建設具有重大指導意義。本文開發了《新型城鎮化與產業融合發展協同度測量問卷》，進行了問卷調查，使用統計分析軟件SPSS17.0進行描述性數據分析和問卷的信度效度檢驗，證明了所開發問卷具有很高的信度和效度。依托AMOS20.0軟件，利用結構方程模型的方法，對問卷中涉及的選址、交通、用地、產業、就業和居住等6個產城融合協同度變量之間的關系進行分析，進一步探討了它們之間的關系。

關鍵詞：新型城鎮化 產業融合 協同度測量 問卷開發與檢驗

城鎮化與農業現代化之間是一種相互影響、相互促進和協調發展的關系（趙小平，2014）。農業現代化既是城鎮化推動的必然結果，也是進一步提高城鎮化水平的基本條件（曹俊杰等，2012）。在此基礎上，城鎮化能帶來需求的擴展和升級，達到優化經濟結構、促進工業化進程的目的（姜愛林，2004）。并且由于工業生產必然向城鎮集聚，工業化加速了城鎮化的發展，工業化發展是城鎮化發展的先導（趙偉，2009）。但從短期來看，產業結構優化有助于城鎮化進程，而城鎮化并不能帶動第三產業就業的發展；城鎮化對于第三產業產值的影響可以立即顯現出來，而第三產業產值對城鎮化的作用具有滯后性；城鎮化進程并不完全表現出慣性特征，并具有后發優勢（汪發元等，2015）。因此，有必要更加清晰地了解新型城鎮化與產業發展之間的關系，更好地為地區的發展提供建議。本文旨在編制新型城鎮化與產業融合發展協同度測量問卷，并以桂林的新型產城融合發展現狀為例進行檢驗，為評估新型產城融合發展的協同情況提供量化工具。

調查對象與研究方法

（一）調查對象

本次問卷調查在桂林市的臨桂新區、桂林國家高新技術產業開發區、蘇橋工業園、福隆工業園、荔浦縣、陽朔縣、靈川縣（八里街工業區）展開進行。問卷對市民和管理人員共發放134份，回收問卷127份，問卷回收率為94.77%；剔除回收中不完整或答案前后矛盾的問卷，有效問卷為117份，有效率為92.13%。

調查樣本在性別上分布基本均衡，男性占52.99%，女性占47.01%。從樣本的年齡分布看，45歲以下的樣本累計占到了總樣本的88.89%，而60歲以上的樣本只有3個。樣本的學歷分布中，高中和大專學歷的樣本占主體，分別為41.03%、28.21%。從樣本的職業分布看，企業員工和個體戶占到了51.28%，比例最大，其次為專業人員占17.09%，再次是其他人員占16.24%。

（二）問卷編制

在廣泛閱讀了產城融合發展方面的文獻，特別是產城融合發展協同度測量指標和調查問卷開發方面的文獻后，形成了初步的測量指標和調查問卷。在此基礎上，又對相關專家進行深度訪談，征求他們對指標和問卷修改的意見，最終確定了桂林市新型城鎮化與產業融合發展的協同度測量指標（變量），如表1所示。該測量指標體系的一級指標（維度）包括6個，二級指標是一級指標在測量內容上的具體化，共22個測量觀察點。

本問卷面對所有新區市民和管理人員進行調查。其中，“新區”是對城鎮化建設中的“新區”、“新城區”、“高新區”、“城鎮化示范鄉鎮”等的統稱。本問卷中測量題項均使用Likert 5點尺度進行衡量，選項為非常符合、符合、基本符合、不太符合和不符合，共5個級別，分別賦值5、4、3、2、1。對每個題項的選項進行賦值，有利于對市民和新區工作人員的意向和行為進行量化測量。

（三）數據處理

采用SPSS17.0進行問卷信度分析。本論文借鑒唐小飛（2015）等的信度分析的做法，把Cronbachs α作為量表信度檢驗的指標，并進行“校正的項目-總體相關性（CICT）”分析（其門檻值要求大于0.40）。本文參考其他學者研究成果，將Cronbachs α大于0.70作為信度分析的標準。

另外，本論文分析的效度主要是收斂效度（結構效度）。要進行因子分析，問卷數據必須符合進行因子分析和主成分分析的標準（條件）。收斂效度一般使用因子載荷值來衡量，各變量下的因子載荷值必須大于0.5且必須顯著。

結果分析

（一）問卷題項的描述性分析與問卷信度分析

如表2所示，表2為問卷題項的描述統計量。從表3中的信度分析結果可以看到，問卷中的選址、交通和用地、產業、就業和居住等6個變量（一級指標）的Cronbachs α值均大于0.70的門檻值。問卷中的22個測量題項的“校正的項目—總體相關性”也都大于0.40的門檻值，且題項已刪除的Cronbachs α值與變量的Cronbachs α值相比，都沒有顯示增加，因此問卷的測量題項均不需進行刪除，問卷的信度分析獲得了通過。

（二）問卷效度分析

如表4所示，KMO值為0.792，Sig為0.00，大于0.6的門檻值，表明變量間的相關性比較高，適合進行因子分析。而如表5所示，在共同度（即公因子方差）分析中，22個測量題項的公因子方差均大大的超過0.20的門檻值，表示適合進行主成份分析。如表6所示，初始特征值大于1的是前6個因子（變量），并將其確定為主因子（變量），證明先前劃分的6個變量（一級指標）是合適的。而表7中顯示6個變量測量題項的旋轉后因子載荷值都大于0.50的門檻值，表示萃取的6個共同因子（變量）能有效地反映22個指標變量（測量題項），符合效度檢驗要求，證實問卷具有較好的效度水平（收斂效度）。

（三）產城互動協同度變量之間的關系分析

本文依托AMOS20.0軟件，使用結構方程模型的方法，對問卷中涉及的選址、交通和用地、產業、就業和居住等6個產城融合協同度變量之間的關系進行分析，如表8所示，分析指標包括了標準化路徑系數和T值。

從表8可見，在R1中，選址、交通和用地對就業和居住影響的標準化路徑數為0.661，P小于0.001（T=7.287），驗證了選址、交通和用地對就業和居住產生顯著正向影響關系。這一研究結論表明了在桂林新型城鎮化建設中，新區的選址、交通和用地對居民的就業和居住產生的影響比較大，特別是選址和交通影響了他們的生計和居住的意愿，從調查的情況看，蘇橋工業園區的居民較少，這和其選址、交通有關，遠離市區，生活不方便。R2中，選址、交通和用地對產業影響的標準化路徑數為0.288，P小于0.05（T=2.662），驗證了選址、交通和用地對產業產生顯著正向影響關系，但影響力有限，主要是選址、交通和用地影響了企業的投資意愿。R3中，選址、交通和用地對環境和安全的標準化路徑數為0.422，P小于0.01（T=7.3882），驗證了選址、交通和用地對產業產生顯著正向影響關系，影響力一般。選擇比較偏僻的新區將產生安全保障問題，如小偷較多，但生態環境會相對好一些。

從產業對相關變量的影響看，R4中，產業對就業和居住影響的標準化路徑數為0.705，P小于0.001（T=7.663），說明產業對就業和居住產生顯著正向影響關系。而在R5中，產業對環境和安全保障影響的標準化路徑數為0.392，P小于0.05（T=3.131），說明產業對環境和安全保障產生顯著正向影響關系，但影響力一般。產業的發展可能會對環境產生一定影響，但也將促進安全的改善。

從就業和居住對文化氛圍的影響看，其標準化路徑數為0.594，P小于0.001（T=6.326），說明就業和居住對文化氛圍產生顯著正向影響關系。

從公共配套設施對相關變量的影響看，在R7中，公共配套設施對就業和居住的影響比較大，其標準化路徑數為0.674，P小于0.001（T=7.794）。R8中，公共配套設施對環境和安全保障的影響較弱，其標準化路徑數為0.349，P小于0.01（T=5.229）。一些公共配套設施對環境和安全改善還不夠明顯。R9中，公共配套設施對文化氛圍的影響一般，其標準化路徑數為0.488，P小于0.01（T=4.731）。一些公共配套設施，如教育設施、文化設施對提升文化氛圍起到了很好的作用。

根據表8中各個變量之間的關系，通過AMOS20.0軟件，繪制了桂林市產城融合發展變量之間的關系路徑圖，其中標準化關系路徑系數值為自動生成值，如圖1所示。

結論

本文在參考前人研究成果的基礎上，以桂林新型城鎮化與產業融合發展為研究對象，從選址、交通和用地、產業、就業和居住、環境和社會保障、公共配套設施、文化氛圍6個緯度構建了調查問卷。通過對問卷數據進行分析，證明此問卷具有較高的信度和效度。并且就這6個產城互動協同度變量之間的關系進行了研究，結合實際調研情況進行有效分析。新型城鎮化產業融合協同度測量問卷的開發對構建我國新型城鎮化與產業融合發展評價體系，動態掌握產城融合發展方向具有指導性作用。

本文在構建新型城鎮化產業融合協同度測量問卷的過程中，對于一些數據不易收集的指標并未列入，對評價結果可能有些影響。在今后的研究中，應對指標體系進一步完善，并且針對研究結果提出一些切實有效的解決辦法。

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