浚縣順河村傳統村落空間宜居環境滿意度實證研究

高黎輝

摘 要：鶴壁市浚縣順河村于2013年被列入河南省傳統村落名錄，村域內歷史遺存豐富，民俗文化種類較多，由于近年來村內無序性建設的現象發生，村落空間宜居環境遭到不同程度的破壞。文章以順河村空間宜居環境滿意度為研究對象，通過因子分析法提取出影響其滿意度的兩大影響因素，分別為“村落風貌與基礎設施”“村落綠化與公共服務設施”，根據分析結果提出改善浚縣順河村空間宜居環境的解決辦法。

關鍵詞：傳統村落;滿意度調查;浚縣順河村;因子分析

鶴壁市浚縣順河村最早形成于元代，是一個因水運碼頭而興起的村落，經歷了明清時期的發展而形成了“四鋪”格局（三鋪的部分區域和四鋪在建國后劃分為菜園村），即“頭鋪開店、二鋪賣飯、三鋪摷紙、四鋪菜園”。順河村現下轄魚市街、順河街和紙坊街三個自然村，村域內歷史遺存薈萃，民俗文化豐富，主要歷史遺存有：大運河永濟渠滑浚段（現已被列入世界文化遺產名錄）從村中穿流而過，浚縣明代古城墻（全國重點文物保護單位）屹立于村頭，始建于明代的云溪橋（全國重點文物保護單位）橫跨衛河兩岸，另外，雙西會館（山陜會館）舊址與傳統民居散落在順河村內。民俗文化有：浚縣家喻戶曉的《狗門胡同傳說》從順河村流傳至今，紙坊街高蹺、順河街花船是浚縣民間社火表演中歷史悠久、表演技藝較高的項目;除此之外，順河村還有始于明清時期摷紙技藝、順河村花饃與木版年畫等。浚縣順河村于2013年入選首批河南省傳統村落名錄。

浚縣順河村雖然歷史遺存與民俗文化薈萃，但近年來在城市化的吸引和城鎮化建設浪潮的影響下，順河村傳統建筑自然磨損和順河村無序性發展的現象嚴重，這對順河村傳統村落的空間宜居性造成很大的影響。本文以順河村空間宜居環境滿意度為研究對象，找出影響其滿意度的主要因素，根據結論進行策略的制訂，這也對傳統村落的保護有一定的借鑒意義。

一、調查問卷的設計與發放情況

筆者通過大量的文獻查閱的方式找出可能會影響順河村空間宜居環境的因素，在前人的研究基礎上并結合順河村現有狀況進行細化、補充與篩選，最終確定19個因素。根據這19個因素來進行問卷問題的設計，問卷問題如下：Q1供電情況、Q2生活污水排放情況、Q3糞便處理情況、Q4垃圾處理情況、Q5通訊設施狀況、Q6村容村貌、Q7住房及庭院空間、Q8能源設施、Q9文化娛樂設施、Q10照明設施、Q11教育條件、Q12醫療設施狀況、Q13水體水質、Q14街巷空間風貌、Q15公共空間的設置、Q16街巷空間植被覆蓋情況、Q17公共空間植被覆蓋情況、Q18本村整體的植被覆蓋情況、Q19植被種類。

本次問卷的問題選項采用的是李克特五分量表的形式，對不同的滿意程度設置相應的分值，即非常滿意（5分）、比較滿意（4分）、一般（3分）、不太滿意（2分）、很不滿意（1分）。

本次調研采用的簡單隨機抽樣的方式對浚縣順河村村民進行問卷調研，問卷共分實地調研與網絡調研兩種形式，調研時間從2019年5月26日至2019年6月5日，共計發放調查問卷120份，收回調查問卷112份，有效問卷為103份，問卷有效率為85.8%。

二、問卷數據及模型檢驗

信度（Reliability）代表量表的一致性或穩定性，即問卷數據反映實際情況的可靠性。在社會科學領域中的李克特量表的信度估計，多采用克隆巴赫α（Cronbach α）系數。當α≥0.9時，說明問卷可信度非常高;當0.9>α≥0.8時，說明問卷量表可信度較高;當0.8>α≥0.7，說明問卷量表仍有一定可信度價值;當α<0.7時，說明問卷需重新設計及調研。本次問卷數據借助SPSS19.0軟件進行計算，得出克隆巴赫α系數為0.954（表1），說明問卷可信度極高。

效度檢驗通常運用KMO檢驗與Bartlett 球形檢驗來判斷該數據適合因子分析。

Kaiser給出了一個KMO標準：KMO≥0.9，非常適合;0.8≤KMO<0.9，適合;0.7≤KMO<0.8，一般;0.6≤KMO<0.7，不太適合;KMO<0.5，不適合。

在Bartlett 球形檢驗中，我們先結果進行假設，原假設H0即數據不宜做因子分析，備擇假設H1即數據適宜做因子分析。如果該概率值小于預先設定的顯著性概率（預設顯著性概率為P值<0.05），則拒絕原假設，說明原始變量之間存在相關性，數據適合做因子分析;反之，若值大于預先給定的顯著性概率，則數據不宜做因子分析。

通過SPSS19.0軟件對本次問卷數據進行檢驗（表2），KMO相關系數為0.925，非常適合進行因子分析;顯著性概率為0.000小于0.05，拒絕原假設H0，說明問卷可以運用因子分析法。

三、因子分析

通過SPSS19.0軟件分析提取出2個公共因子，第一、第二個公共因子的特征值分別為10.346和2.176，均大于提取標準，且累計方差貢獻率為65.903%。綜上所述，量表有良好的結果效度。

為了能直觀地區分2個公共因子，筆者通過SPSS19.0軟件將旋轉后的因子荷載矩陣進行排序。如表3所示，原始變量中的“能源設施”與“教育條件”在旋轉后因子載荷矩陣的表現不佳，且它們的因子載荷均小于0.5，因此將它們舍棄。

公共因子F1包括“糞便處理”“供電設施”“生活污水排放”“水體水質”“本村居住環境”“垃圾處理”“醫療設施”“通訊設施”“照明設施”“街巷空間風貌”“住房及庭院空間”11個原始變量。其中，“糞便處理”“供電設施”“生活污水排放”“水體水質”“垃圾處理”“醫療設施”“通訊設施”“照明設施”屬于“基礎設施”范疇，“村容村貌”“街巷空間風貌”“住房及庭院空間”屬于“村落風貌”范疇。因此，公共因子F1被命名為“村落風貌與基礎設施”。

公共因子F2包括“植被種類”“街巷空間植被覆蓋情況”“公共空間植被覆蓋情況”“公共空間的設置”“整體植被覆蓋情況”“文化娛樂設施”6個原始變量。其中，“植被種類”“街巷空間植被覆蓋情況”“公共空間植被覆蓋情況”“整體植被覆蓋情況”屬于村落綠化范疇，“公共空間的設置”和“文化娛樂設施”屬于公共服務設施范疇。因此，公共因子F2被命名為“村落綠化與公共服務設施”。

四、結語

綜上所述，“基礎設施與村落風貌”和“村落綠化與公共服務設施”是影響村民對順河村傳統村落空間宜居環境滿意度的主要因素。為響應傳統村落保護的相關政策及促進村落的健康發展，首先應當加強衛生、排水、照明、通訊設施等基礎設施建設;改善村落風貌，對街巷空間風貌、傳統民居建筑的內外空間進行整修和維護，提升傳統村落人居環境。其次，增加村落植被覆蓋，在山邊與河邊以及植被稀少的區域進行植被種植;以村民需求為出發點，健全公共服務設施種類。另外，當地村民應增強保護意識，發揮主觀能動性，只有村民參與到傳統村落保護和發展中，才能促進傳統村落健康、持續地發展。

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作者單位：

河南工業大學