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Tropical Geography >

2024 , Vol. 44 >Issue 8: 1387 - 1399

DOI: https://doi.org/10.13284/j.cnki.rddl.20240187

Study on the Renewal Satisfaction of Urban Villages in Megacities from the Perspective of Dependence: A Case Study of Wuhan City

  • Qing Yang , 1 ,
  • Shuzhuo Wang 1 ,
  • Yinying Cai , 2
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  • 1. International Business School, Hainan University, Haikou 570100, China
  • 2. School of Public Administration, Huazhong Agricultural University, Wuhan 430070, China

Received date: 2024-03-29

  Revised date: 2024-06-03

  Online published: 2024-08-09

Fold

Abstract

As a unique phenomenon in China's dualistic urban-rural system, the renewal of urban villages, along with the continuous advancement of urbanization, has attracted much attention, because it involves changes in land ownership, compensation for house demolition and relocation, environmental construction, and social security, among other aspects. Resident satisfaction in urban villages is directly related to the issues of policy strengths and weaknesses, resident happiness, and social fairness, and has been widely researched in academia. However, few studies have explored the influence mechanism of satisfaction in urban village renewal from the perspective of reference dependence and have neglected to compare the differences in the levels of different proximity reference points and livelihood capitals. From the perspective of reference dependence, this study analyzes the influence of different proximity reference points on the satisfaction with urban village renewal based on the theory of differential order patterns and tests the moderating effect of livelihood capital on this mechanism. Based on 413 valid samples from two typical urban village renewal areas in Wuhan, this study explored the mechanisms of reference dependence, livelihood capital, and satisfaction with urban village renewal and reconstruction in megacity urban villages using an ordered logistic regression model, a moderating effect model, and other methods. The study found that: 1) reference dependence positively and significantly affected the satisfaction of urban village resettlement residents with renewal and reconstruction; 2) the proximity of the object of reference dependence to one's own relationship was positively correlated with the degree of influence; and 3) livelihood capital positively moderated the relationship between reference dependence and satisfaction with renewal and reconstruction. Policy implications: The design of demolition and relocation compensation policy should strengthen the public participation of villagers, formulate reasonable standards for the identification of legal property rights of housing, and take into account efficiency and fairness by adapting to the local conditions. Efforts should be made to eliminate the influence of the differences in livelihood capital, and improve the cultural quality and skills of resettled villagers through training to reduce the "cultural lag" brought about by the change of identity. Monitoring groups should be set up to oversee the implementation of urban village renewal. This study helps to further elucidate the influence mechanism of satisfaction with urban village renewal and enriches the theoretical application of reference dependence theory in the field of behavioral economics. The findings provide practical experience for reducing social conflicts and public opinion impacts and provides a reference for megacities to actively and steadily implement urban village renewal, thereby improving people's livelihoods, expanding domestic demand, and promoting high-quality urban development.

Key words： urban village renewal; reference dependence; livelihood capital; satisfaction; moderating effect; Wuhan City

Cite this article

Qing Yang , Shuzhuo Wang , Yinying Cai . Study on the Renewal Satisfaction of Urban Villages in Megacities from the Perspective of Dependence: A Case Study of Wuhan City[J]. Tropical Geography, 2024 , 44(8) : 1387 -1399 . DOI: 10.13284/j.cnki.rddl.20240187

截至2022年底，中国城镇化率达到65.22%，城镇化发展步入中后期，城市建设由大规模增量建设转为存量提质改造和增量结构调整并驾齐驱，以城市高质量统筹发展和高水平安全作为新的行动目标。习近平在党的二十大报告中提出实施城市更新行动，将城市更新治理纳入城市高质量发展的重要范畴（新华社，2022）。城中村作为中国城乡二元体制下出现的独特现象，其更新因涉及土地权属变更、房屋拆迁补偿、环境建设及社会保障等诸多方面而备受关注（殷宇超 等，2020；蔡银莺 等，2021）。据国金证券统计，2019—2022年中国城中村市场改造规模分别为1.4万亿、1.24万亿、1.36万亿和0.66万亿元（杨娟娟，2023）。根据城中村人口规模、城市人均住房建筑面积以及改造成本测算，超大特大城市城中村待改造规模为13.4亿m2，改造总投入预计可达8.2万亿元。2021年，“十四五”规划明确了城中村改造作为城市更新的重要任务（新华社，2021）。2023-07-21，国务院出台《关于在超大特大城市积极稳步推进城中村改造的指导意见》（新华社，2023），强调超大特大城市积极稳步实施城中村改造是改善民生、扩大内需、推动城市高质量发展的一项重要举措。由此可见，城中村更新改造已成为超大特大城市必须解决的重大议题之一。
近年来，城中村更新改造更新模式、法律制度分析等宏观制度安排的议题引发广泛讨论（孟俊红，2013；陶然 等，2014；耿云 等，2023）。与此同时，城中村更新改造因利益分配矛盾频发，引发社会广泛关注。矛盾一方面表现为地方政府和村民之间的矛盾，即村民作为整体与强势政府博弈产生的矛盾甚至群体性事件。例如村民因补偿过低而集体上访、暴力抵抗拆迁，由钉子户引发的社会舆论轰动也屡见不鲜（周娟，2019；田莉 等，2020）。另一方面则是村民内部利益分化的矛盾，即拆迁补偿方案差异产生的贫富差距矛盾。例如城中村更新补偿较高而“一夜暴富”成为“拆二代”引发的仇富心理，或村民横向比较引发“不患寡而患不均”的不公平感（杨青 等，2018；仇叶，2021）。尽管近年来随着城中村更新补偿标准逐渐提高、形式更加多样、程序愈发规范，村民获得补偿绝对水平均有所提升。然而，村民间补偿及财富分化却在更新中更加明显，直接影响到村民对城中村更新政策的满意度评价。而城中村更新满意度作为衡量城中村更新政策优劣的重要标准，对于后续效果评定及政策完善至关重要。基于此，探明城中村更新村民拆迁安置满意度影响机制对政府完善城中村更新政策、推动城中村更新行动顺利实施、提升人民幸福感具有重要意义。
近年来学界对城中村更新村民意愿与行为选择、生计流动、财富分化以及满意度等微观层面进行了丰富的实证分析（郭瑞，2017；陈凯仁 等，2017；黄海艳 等，2019）。其中，对城中村更新满意度的研究覆盖范围相对较广，既包括对村民、流动人口等不同对象的满意度，也包括宏观制度和个人福利变化对满意度的影响（Yang and Cai, 2020a; Yang et al., 2020b, 2023；蔡银莺 等，2021）。其中，低收入租户作为城中村更新中的弱势群体，受到持续关注，部分研究将其单独作为对象，分析城中村拆迁改造、综合整治等更新模式对满意度的影响，发现城中村更新会导致低收入租户租金上涨或流离失所却未能获得补偿（汪明峰 等，2012；陈凯仁 等，2017）。与此同时，已有研究也关注到更新补偿对城中村村民满意度的影响，如有研究发现利益分配安置补偿、公开公正透明程序、社会结构转型环境、历史文化民俗习惯均会对城中村更新村民满意度产生显著影响（郭瑞，2017）。部分实证研究揭示了城中村更新模式、补偿基底选择等对城中村更新满意度的影响机制（Yang et al., 2020b；蔡银莺 等，2021；仇叶，2021）。有学者运用居住满意度理论和因子分析，比较影响村民满意度因素的重要程度（王娟，2015）。也有研究对早年强制搬迁情况下的更新满意度进行实证，论证较高补偿对非自愿搬迁居民的积极作用（Tan et al., 2019），而伴随中国城中村更新的规范化和市场化，城中村以市场为导向的转型对城中村更新满意度的促进作用也得到验证（Huang et al., 2020）。虽然有关城中村更新满意度的研究相对丰富，却未能涉及参照依赖理论。事实上，参照依赖理论已被广泛应用于分析其他政策满意度的影响机制，如有学者揭示了参照依赖、公平感知和农户农地转出满意度三者之间的影响机制（甘臣林 等，2018），也有研究验证了参照依赖对城市房屋拆迁满意度的影响（严金海 等，2016）。尽管有研究从前景视角出发，创新性地将宅基地确权与房屋层数作为资产性因素，考虑其对村民满意度的影响（张理政 等，2021）。然而，鲜有研究从参照依赖视角探究城中村更新满意度的影响机制，更忽略了对不同远近参照点和生计资本水平差异的比较。
武汉市作为中国中部的超大特大城市之一，城中村更新启动较早，80%以上城中村已经或正在转变为城市社区，积累了较为丰富的更新改造经验。因此，为进一步掌握超大特大城市城中村改造中居民满意度的影响机制，本文以武汉市为例，以两处城中村更新典型片区的413份有效调研数据为基础，依据行为经济相关理论，探讨参照依赖、生计资本对城中村更新改造满意度的影响机制。以期对城中村改造中减少社会冲突和舆论影响，提高城中村更新改造满意度提供实践经验，也为提升居民福祉、共同营造公平的社会环境提供参考。

1 理论基础与研究假说

1.1　参照依赖与更新改造满意度

国外学者卡尼曼（Kahneman）和特沃斯基（Tversky）于1979年提出了著名的前景理论（prospect theory），认为人们在对决策结果进行评价时，往往并不是作为基于绝对理性以及效益最大化的“理性人”，而是基于某个参照点或参照标准等非理性因素进行判断和评估：标准之上感受为收益，反之则感受为受损（Daniel and Amos, 1979）。不确定条件下决策效果的评价取决于参照点的选取，而决策满意度的高低取决于参照点相对损益情况（Ordóñez et al., 2000）。而参照依赖作为前景理论的核心观点之一，在满意度等相关研究中常作为重要的理论依据。目前学界主流观点将参照点分为现状参照和非现状参照、自我参照和他人参照等，在决策过程中这些因素同时且独立地影响人们对于决策满意度的评价（严金海 等，2016）。自我参照指对个体或者家庭本身进行时间维度的比较，又称为纵向比较。而他人参照是将自己与相关或者相近的人进行比较，又称为横向比较。
根据参照依赖理论，在城中村拆迁安置村民对更新政策效果的评价中，参照标准是多样的。这些标准既可能来源于对自己未来期望的纵向对比，也可能来自于与其他拆迁安置村民补偿状况的横向对比。就纵向对比而言，如果拆迁安置村民实际获得情况相较其预期更好，那么拆迁安置居民会感到“获得”并产生满足感，提高满意度；相反，如果拆迁安置村民的实际获得情况相对其预期不足，那么拆迁安置居民会感到“受损”并产生失落感，降低满意度。就横向对比而言，即使是在城中村更新补偿改善自身状况的基础上，当个体发现自己的改善程度较参照组内其他相似的成员低时，会感受到明显的相对剥夺，进而对政策满意度评价较低（Tan et al., 2019）。换言之，如果与其他拆迁安置村民相比，自身获得情况更好，则其会提高满意度；相反，如果自身获得情况不如其他拆迁安置村民，则会降低满意度（严金海 等，2016）。因此，本研究以自我参照（纵向比较）和他人参照（横向比较）的分析框架，检验参照依赖对城中村更新满意度的影响（图1）。
图1 参照依赖、生计资本对城中村更新改造满意度的作用机制

Fig.1 The mechanism of reference dependence and livelihood capital on the satisfaction of urban village renewal and reconstruction

另外，中国乡村社会的差序格局结构特征是由亲属关系和地缘关系所决定的，即以自己为中心的同心圆表示由内向外愈来愈远的社会关系（刘守英 等，2018）。这种差序格局作用于村民的各种社会交往和行为决策中，同样作用于城中村更新补偿中的参照依赖中。相比其他陌生人，拆迁安置村民在对更新改造满意度的评价中，更看重与亲朋好友之间的比较结果（甘臣林 等，2018）。综上，提出假说：
H1：相比于参照点，自身实际获得情况越好，更新改造满意度越高。
H1a：相比于自身预期的补偿，自身实际获得情况越好，更新改造满意度越高。
H1b：相比于亲戚朋友的补偿，自身实际获得情况越好，更新改造满意度越高。
H1c：相比于本小区居民的补偿，自身实际获得情况越好，更新改造满意度越高。
H1d：相比于其他小区居民的补偿，自身实际获得情况越好，更新改造满意度越高。
H2：参照对象关系远近与影响程度呈正相关，参照对象与自己关系越近，对更新改造满意度影响程度越高。

1.2　生计资本、参照依赖与更新改造满意度

生计资本最早出现在20世纪80年代世界环境和发展委员提出的“可持续生计”理论中，指个人或者家庭可用于生存和发展的资源禀赋状况（Durlauf and Fafchamps, 2003; Panas, 2013）。近年来，诸多机构及学者对生计资本及其评价体系进行深入研究，可将其分为人力资本、自然资本、物质资本、金融资本和社会资本等方面（Punya and Karl 1996; DFID, 1999; Nicholas et al., 2020）。城中村因城镇化程度较高，村民在拆迁前后几乎均不存在自然资本，因此，本文选取人力资本、物质资本、金融资本和社会资本4方面衡量村民家庭生计资本。其中，人力资本指人们为了生存和发展所拥有的知识、技能、健康状况等个人素质，是影响人们信息获取和决策判断的重要因素，也被认为是利用其他资本的前提（Durlauf and Fafchamps, 2003）。物质资本是农户家庭用于生产生活的基础设施和生产资料，包括机器设备和住房等，是其他资本得以充分发挥的基础，决定当地村民的生活状态（谈林沂 等，2024）。已有研究证明，物质资本对分配公平满意度具有正向影响（孙敬水 等，2018）。金融资本指农户为达成生计目标所需要的资金资源（伍薇 等，2024）。诸多研究提到金融资本的急剧增加可能会导致村民攀比心理、非理性消费等情况增加，进而影响村民生活满意度（王跃敏 等，2009；庞洁 等，2021）。社会资本指个体在社会中通过人际关系、社会网络、自身掌握的社会资源，来满足自身需求、获取利益的一种能力（王伟军 等，2022）。社会资本可对其他资本的获取、重构起支撑作用，较高的社会资本有利于提高村民在城中村更新改造过程中的参与程度，同时也对更新满意度存在显著正向影响（赵雪雁，2011）。
根据前景理论可知，城中村居民对更新改造政策的期望和满意度，取决于其参照点选择。不同生计资本水平的居民，参照依赖选择不同，博弈能力及效果存在差异。已有研究表明，城中村更新中精英俘获普遍存在，即生计资本较高的城中村村民更易利用自身生计资本优势在拆迁补偿的谈判博弈中获利（杨青 等，2018）。如此，高生计资本水平村民相比身边参照点获得补偿更多，进而拥有更高的满意度。因此，参照依赖对满意度的作用在高生计水平调节下可能更强。而低生计资本水平的城中村村民因自身禀赋较差，日常生活中常以鸵鸟心态面对各类事件，对补偿预期以及横向比较较少。相比高生计资本水平，低生计资本水平可能减弱参照依赖对满意度的正向影响。基于以上理论，进一步检验生计资本在城中村更新满意度影响机制中发挥的作用（见图1），并提出假说H3：城中村村民生计资本在参照依赖对更新改造满意度的影响中发挥调节作用。

2 数据、变量与模型

2.1　研究区概况与数据来源

据《2022年武汉市国民经济和社会发展统计公报》（武汉市统计局，2023）显示，武汉市2022年常住人口1 373.9万人，全市常住人口城镇化率84.66%，已成为中国特大城市之一。武汉是中国城中村问题最为严重的城市之一，同时也是最早开始探索城中村更新改造举措的城市之一。武汉市城中村包括147个行政村和15个农业单位，总人口35.66万人，土地面积共200 km2，占武汉市2020年规划建成面积的1/4。政府主导的城中村更新以村集体经济组织改制（村民变股民）、户籍转换（农业户口转换为城市居民户口）、撤村建居（村委会改为居委会）、办理社保和旧村湾改造等多种形式推进（杨青 等，2018）。
数据来源于课题组在2019年7月对武汉市2个更新改造社区（十里铺还建社区和鲤鱼洲还建社区）共8个小区的随机抽样（图2）。调查对象为还建社区的家庭成员，更新改造前分别来自6个行政村和20个自然村，具有地理上的代表性。调查方法为两阶段抽样法。在对武汉市洪山区华农西苑小区和光谷青年城2个代表性小区实施长达1个月的预调研基础上完善和延伸，较为全面，并具有较强针对性和科学性。调研共获得有效家庭问卷413份。其中，十里铺还建社区有效问卷225份，鲤鱼洲还建社区188份。各城中村更新改造项目还建居民抽样调查数量均按照总量的10%~15%抽取。
图2 研究区域

注：该图基于自然资源部标准地图服务网站下载的审图号为GS（2019）1822的标准地图制作，底图无修改。

Fig.2 Study area

武汉市2004年出台《市规划局（市国土资源局）关于“城中村”综合改造土地房产处置及建设规划管理的实施意见（试行）》（武汉市自然资源和城乡建设局，2004），对城中村更新土地再开发中被拆迁的房屋补偿给出建议：≥2人家庭合法建筑面积在300 m2以内的，以等量置换住房面积的形式进行补偿；≥2人家庭合法建筑面积在300 m2以外的、1人家庭面积超过100 m2的，其高于基线的部分依据对应的建筑重置价格予以货币补偿。然而，在实际更新改造过程中，调研区域实施的住房补偿政策主要分为以住房面积和家庭人口为补偿基底2种类型（蔡银莺 等，2021）。十里铺片区主要实施“拆一还一”的补偿政策，即以原住房面积为基底的住房等量补偿。鲤鱼洲更新片区主要按照100 m2/人，独生子女200 m2/人的标准补偿住房，应补偿面积低于原住房面积的差额部分以成本价给予货币补偿。城中村更新项目启动前对人口和住房进行调查和登记，合称“双登”，并将该登记数据作为实际补偿依据。
从表1可看出，在性别上，男性略多于女性；在年龄构成方面，受访者以中老年人居多，这主要是青年人与老年人在思想观念和经济能力上存在差异，导致多数收入较高的青年人在更新改造前已通过自身资本积累转移到其他城市社区。同时，多数青年人因未参与拆迁补偿协商和决策，对城中村更新及补偿等相关事宜并不清楚。受访者主要是比较熟悉自己家庭有关城中村更新各种细节或在自家更新改造决策过程中有强烈发言权的人。因此，抽样调研的平均年龄偏高，老年人比重较大，这与城中村及安置小区村民的年龄分布相符；受教育程度方面，样本呈现金字塔型结构，以中小学文化水平为主（71.9%）；在家庭收入方面，大部分样本（75.8%）的家庭月收入在10 000元以下。对比其他城市和地区的城中村家庭基本情况（王娟，2015；严金海 等，2016），可认为调查样本具有较好代表性。
表1 2019年武汉市2处更新改造社区调研样本的基本特征

Table 1 Basic characteristics of the research sample of two renewal and rehabilitation communities in Wuhan in 2019

特征 类别 频数/人 比例/%
性别 男 252 61
女 161 39
年龄/岁 ＜35 5 1.2
35~45 11 2.7
46~55 41 9.9
56~65 165 40
＞65 191 46.2
政治面貌 中共党员 42 10.2
非党员 371 89.8
家庭月收入/元 ＜3 000 50 12.1
[3 000~6 000) 144 34.9
[6 000~10 000] 119 28.8
＞10 000 100 24.2
受教育年限/a ＜6 34 13.9
6~8 183 43.1
9~11 132 28.8
12~15 56 12.3
≥16 8 1.9
是否分户 是 162 39.23
否 243 60.78

2.2　变量选取

1）被解释变量
被解释变量为拆迁安置村民更新改造满意度。关于衡量拆迁安置村民满意度的指标，来源于受访者对调查问卷中“您对最终的安置补偿结果是否满意”的回答，采用李克特量表依据满意度从低到高设置5个选项：非常不满意（取值1）、比较不满意（2）、一般（3）、较满意（4）、非常满意（5）。
2）核心解释变量和调节变量
解释变量为参照依赖（RD）。关于参照依赖变量的指标，按与受访者关系远近分为4个二级指标（RD1、RD2、RD3、RD4），分别来源于受访者对调查问卷中“相比于预期补偿，您对您的最终补偿结果是否满意？”“相比于亲戚朋友的拆迁补偿，您对您的最终补偿结果是否满意？”“相比于本小区居民的拆迁补偿，您对您的最终补偿结果是否满意？”“相比于周边其他小区居民的拆迁补偿，您对您的最终补偿结果是否满意？”4个问题的回答，依据满意度由低到高设置5个选项：非常不满意（取值1）、比较不满意（2）、一般（3）、较满意（4）、非常满意（5）。
调节变量为生计资本（LC）。根据上文理论并结合调研情况，将生计资本分为人力资本、物质资本、金融资本和社会资本4个维度。依据科学性、可靠性原则，选取10项具有代表性指标衡量拆迁安置村民的生计资本状况（严金海 等，2016；甘臣林 等，2018）（表2），使用熵权法对各指标数据标准化后赋权，并使用熵值法得出综合得分指数。
表2 拆迁安置村民生计资本评估指标及赋权情况

Table 2 Indicators for assessing the livelihood capital of villagers who have been demolished and resettled and their empowerment

一级指标 二级指标 三级指标 指标含义或赋值 权重/%

生

计

资

本

人力

资本

 家庭劳动力人数 反映家庭劳动能力 23.31
家庭人均受教育年限 家庭总受教育年限/家庭成员数 4.02

物质

资本

 人均住房面积 家庭住房面积/家庭成员数 26.89

基础和配套实施状况

（黄海艳 等，2019）

 周边道路交通、停车位数量、教育、商城超市、医疗、供水、供电基础配套设施状况平均值：非常差=1，比较差=2，一般=3，比较好=4，非常好=5 8.15
金融资本 家庭年总收入 通过房屋商铺出租、劳务工作或股份分红等取得的收入 18.55

社会

资本

 与街坊邻居之间的关系 非常和睦=1，比较和睦=2，一般=3，不太和睦=4，很不和睦=5 5.51

家庭成员中是否有人任村干部或

城镇干部

 有=1，没有=2 3.40

亲戚朋友中是否有人任村干部或

城镇干部

 有=1，没有=2 5.11

家庭成员中是否有人负责或

参与拆迁改造工作

 有=1，没有=2 1.94
是否有亲戚朋友负责或参与拆迁改造工作 有=1，没有=2 3.12
3）控制变量
除了安置村民参照依赖结果和生计资本外，受访者的个人特征和拆迁方施工情况等变量也可能影响最终的更新改造满意度。因此，选取个人特征和拆迁施工情况2个维度作为控制变量（表3）。其中，个人特征包含受访者的性别（X 1）、年龄（X 2）和政治面貌（X 3）；拆迁施工情况以拆迁实施主体的强势程度（X 4）衡量。
表3 变量含义及描述性统计分析

Table 3 Meaning of variables and descriptive statistical analysis

变量名 变量说明 变量赋值 MIN MAX MEAN DV
Y 更新改造满意度 非常不满意—非常满意=1~5 1.00 5.00 2.76 1.03
RD1 相比于自身预期的补偿 非常差—非常好=1~5 1.00 5.00 2.64 0.75
RD2 相比于亲戚朋友的补偿 1.00 5.00 2.75 0.65
RD3 相比于本小区居民的补偿 1.00 5.00 2.57 0.74
RD4 相比于其他小区居民的补偿 1.00 5.00 2.54 0.77
LC 总生计资本 以熵值法赋值 0.14 0.59 — —
X 1 性别 男=0；女=1 0.00 1.00 0.390 0.238
X 2 年龄 35岁以下= 1；35～45岁= 2；46～55岁= 3；56~65岁= 4；65岁以上=5 1.00 5.00 4.27 0.84
X 3 政治面貌 党员=0；非党员=1 0.00 1.00 0.900 0.092
X 4 拆迁实施主体的强势程度 非常不强势—非常强势=1~5 1.00 5.00 3.74 0.88
4）计量模型的构建
为验证生计资本在参照依赖在影响拆迁安置村民满意度过程中的调节效应，采用温忠麟等（2005）提出的调节效应模型进行检验。由于因变量满意度通过李克特五分量表调研获取，变量包含多个选项并且为有序变量，且样本数据拟合服从Logistic分布，故选择最佳模型有序Logistic模型，构建的模型为：
L j X i = l o g   P Y i ≤ j 1 - P Y i ≤ j = α j + β X i + ε i     
式中：Yi 为被解释变量；Xi 为一系列被解释变量的集合；i表示样本中第i个观测值；P（Yi ≤j）表示个体i出现≤满意度水平j类别（j=1，2，3，4，5）的累积概率；Lj （Xi ）表示Yi ≤j相对于Yi >j的累积Logistic；αj 为对应于解释变量各类别j的门槛，即模型的截距；β为与解释变量x对应的偏回归系数；εi 为随机扰动项。

3 实证分析

3.1　相关性结果分析

为验证前文提出的假设，同时排除多重共线性的可能性，使用Pearson分析方法对被解释变量、解释变量和控制变量进行相关性分析。从表4可看出，自我参照、他人参照（亲戚朋友）、他人参照（同小区村民）、他人参照（不同小区村民）与更新改造满意度的偏回归系数分别为0.708、0.536、0.570与0.559，均通过1%水平显著性检验。可见，参照依赖中自我参照对于拆迁安置满意度的影响效应较他人参照更大，与研究假设H1和H2吻合。同时，核心解释变量和控制变量之间相关关系并不显著。因此，模型的拟合效果较好，不会产生多重共线性。
表4 参照依赖与更新改造满意度相关性分析

Table 4 Analysis of the correlation between reference dependence and satisfaction with renewal and reconstruction

变量 Y RD1 RD2 RD3 RD4 X 1 X 2 X 3 X 4
Y 1
RD1 0.708*** 1
RD2 0.536*** 0.729*** 1
RD3 0.570*** 0.715*** 0.761*** 1
RD4 0.559*** 0.629*** 0.669*** 0.700*** 1
X 1 -0.118** -0.135*** -0.145*** -0.209*** -0.171*** 1
X 2 0.052 -0.002 -0.032 -0.014 -0.014 0.041 1
X 3 -0.041 -0.044 -0.057 -0.054 -0.087* 0.170*** -0.053 1
X 4 -0.476*** -0.350*** -0.299*** -0.338*** -0.349*** 0.094* 0.006 0.019 1

注： ***、**和*分别表示在1%、5%和10%水平上显著相关；表5同。

3.2　模型估计结果分析

借鉴温忠麟等（2005）对调节效应的分析方法，使用层次分析法对参照依赖对更新改造满意度的影响效应和生计资本的调节效应进行分析。模型1为控制变量对更新改造满意度的基础回归，模型2~5分别为加入不同核心解释变量的回归，模型6~9则是加入调节变量的调节效应模型（表5）。
表5 模型估计结果

Table 5 Model estimation results

变量 模型1 模型2 模型3 模型4 模型5 模型6 模型7 模型8 模型9
RD1 － 2.793***(0.042) － － － 2.942***(0.061) － － －
RD2 － － 1.684***(0.064) － － － 1.739***(0.065) － －
RD3 － － － 1.652***(0.057) － － － 1.632***(0.076) －
RD4 － － － － 1.501***(0.055) － － － 1.581***(0.042)
LC － － － － － -0.456(0.513) -0.969(0.598) -0.959(0.587) -0.748(0.592)
LC×RD1 － － － － － 6.052*(0.578) — － －
LC×RD2 － － － － － － 7.588**(0.772) － －
LC×RD3 － － － － － － － 9.662**(0.699) －
LC×RD4 － － － － － － － － 9.277***(0.672)
X 1 -0.257*(0.091) 0.035(0.468) -0.055(0.083) 0.023(0.072) -0.033(0.023) -0.036(0.071) -0.065(0.083) 0.004(0.083) -0.039(0.082)
X 2 0.045(0.074) 0.068*(0.041) 0.085*(0.047) 0.042(0.073) 0.099(0.033) 0.064(0.041) 0.074(0.047) 0.067(0.047) 0.080*(0.047)
X 3 -0.045(0.121) 0.019(0.123) -0.007(0.133) -0.047(0.236) 0.031(0.312) -0.014(0.114) -0.019(0.132) -0.039(0.130) 0.012(0131)
X 4 -0.535***(0.011)

0.571***

(0.051)

 -0.407***(0.047) -0.678***(0.076) -0.378***(0.081) -0.300***(0.041) -0.393***(0.048) -0.359***(0.048) -0.348***(0.048)
R² 0.456 0.551 0.395 0.471 0.399 0.568 0.413 0.431 0.415
1）参照依赖对更新改造满意度的直接效应
从模型2~5的回归结果看，不同参照点的参照依赖对于更新改造满意度偏回归系数分别为2.793、1.684、1.652和1.501，且均在1%水平上显著，偏回归系数RD1>RD2>RD3>RD4。这表明与参照点相比，自身在拆迁过程中实际获得越多，更新改造满意度越高；参照对象关系越亲密，影响程度越大，假设H1和H2得到验证。其中，自我参照对更新改造满意度的影响效应最大，而他人参照中以亲戚朋友为参照点对更新改造满意度的影响效应最大，与现有研究（严金海 等，2016）结论一致。综上可知，城中村更新改造满意度与安置村民参照对象的选取密切相关。当实际获得补偿较自身期望或其他村民水平更多时，村民“被剥夺感”更弱，获得感更强，其满意度也越高。在他人参照中，随着亲密程度的降低，参照依赖的影响效应依次递减，这可能与“差序格局”结构中的波纹效应有关。然而，即使是以不同小区村民为参照对象，参照依赖对更新改造满意度的影响效应依然显著，原因可能是，拆迁安置村民在补偿过程中不仅仅看重与亲戚朋友和同小区村民间的比较，也同样关注其他拆迁小区的补偿状况。与亲戚朋友参照较对更新改造满意度的影响效应较与同小区村民参照要大，与相关研究相吻合（甘臣林 等，2018）。可能的解释是：中国农村家族、宗族世世代代集群生活，同一小区村民间本身也可能属于亲戚朋友关系，“地缘效应”和“血缘效应”往往不能分割。
2）生计资本对参照依赖和更新改造满意度关系的调节作用
从模型6~9的回归结果看，在加入参照依赖与生计资本的交互项后，自变量的偏回归系数分别为2.942、1.739、1.632和1.581，交互项的偏回归系数分别为6.052、7.588、9.662和9.277，并且均在1%水平上显著。
3）控制变量对更新改造满意度的影响
从模型1~9可以发现，控制变量中X 4即拆迁主体的强势程度对更新改造满意度在1%上呈现显著负向影响，这说明当拆迁主体表现的越强势，城中村更新改造满意度越低。
为保证实证的全面性和可靠性，将满意度视为连续变量，建立多元线性回归模型后重新进行回归，其结果与Logistic模型回归结果保持一致。根据线性回归模型回归数据绘制调节效应分解图，图3表示生计资本在不同参照点上的参照依赖对更新改造满意度的调节作用。在高生计资本条件下，图像斜率有所提高，表明生计资本在参照依赖和更新改造满意度的关系中起正向调节作用，即生计资本的提高会促进参照依赖对更新改造满意度的正相关关系，假设H3得到验证。当生计资本水平较低，村民生活状况较差，获取补偿和利益的能力相对较弱，这部分村民为避免心态失衡，往往会自我安慰（杨青 等，2018；仇叶，2021），避免与他人比较，从而削弱了参照依赖对更新改造满意度的正向影响；当生计资本水平较高，村民生活状况较好，获取额外利益的能力更强，攀比现象相对严重（王跃敏 等，2009；庞洁 等，2021），从而增强参照依赖对更新改造满意度的正向影响。
图3 生计资本对不同参照依赖（a. RD1；b. RD2；c. RD3；d. RD4）影响城中村更新改造满意度的调节作用

Fig.3 The moderating role of livelihood capital on satisfaction with renewal and rehabilitation in urban villages influenced by differentreference dependencies(a. RD1; b. RD2; c. RD3; d. RD4)

3.3　稳健性检验

在样本实地考察中存在不同采样小区拆迁时间不完全一致的情况，可能存在内生性问题，导致模型估计结果有误。因此，为进一步验证实证结果的可靠程度，将主要基于2种方法进行稳健性分析：1）更换因变量。将更新改造满意度李克特五分变量处理为二元变量，其中，将“非常不满意”和“不满意”回答选项合并为“不满意”（取值为0），将“一般”“较满意”和“非常满意”回答选项合并为“满意”（取值为1），并进行二元Logit回归，回归结果除个别控制变量外，各模型显著性和影响系数均未发生显著变化。2）使用倾向得分匹配分组回归（PSM）验证样本间差异性，结果显示，匹配前后都在1%水平上显著，表明不同组样本数据存在显著差异，排除了内生性问题。
此外，由于本文被解释变量满意度和解释变量参照依赖均为主观自测变量，存在受访者性格或心情等因素混淆变量的可能性。参考胡安宁（2019）的方法论，从理论论辩解释角度看，被解释变量满意度会受到心情、性格等个人因素的影响，但解释变量参照依赖作为一种偏好，其更多的受到中国乡村差序格局等传统文化的熏陶。因此，这2种主观变量是由不同的心理特质或因素造成的，不会受制于同一个心理特质从而产生混淆偏误。综上，本文实证估计结果较为稳健，且基于实证分析得出的结论具有可信度。

4 结论与讨论

本文基于参照依赖理论、差序格局理论和生计资本等理论，利用2019年实地调研的武汉典型城中村还建社区413份安置村民满意度调研数据，运用Logistic回归模型等方法，实证分析了参照依赖对于城中村更新改造满意度的影响和生计资本的调节效应。得到的主要结论为：
1）以自身期望值和他人获得补偿情况为参照依赖均对拆迁安置村民存在显著的正向影响。换言之，个人实际拆迁获得情况相比个人期望或他人补偿状况更好时，更新改造满意度会更高，相反则更低。
2）对于不同的参照点而言，参照依赖影响程度不同。受差序格局特征影响，自我参照影响程度大于他人参照，而在他人参照中，参照对象与自身关系越亲密，则参照依赖对于更新改造满意度的影响程度越大。
3）生计资本在参照依赖对于更新改造满意度的影响过程中起正向调节效应。
4）拆迁主体在城中村更新中的强势程度对满意度存在显著影响。可见，拆迁主体为加快城中村更新进度，可能存在非沟通式强势介入的情况，对村民政策满意度有负面作用。这一结论为以往认为强势的拆迁主体会负向影响更新改造村民主观感受的定性研究提供了实证证据（孟俊红，2013；叶裕民，2015）。
事实上，各地城中村更新改造实施的多元化补偿方式普遍以人口或住房为依据。因此长期以来城中村村民家庭人员认定以及住房面积认定始终是补偿争议及矛盾的主要诱因。信息不对称导致城市发展与建设规划可能通过有关部分和个人传递给城中村精英，引致部分人在城中村更新启动前根据补偿方案迁移户口、加建改建住房等（蔡银莺 等，2021）。武汉市在多年实践中探索在城中村更新改造中实施“双登”作为补偿依据，并在更新改造项目筹备期间锁定户籍系统，逐步规范和完善人口及住房认定环节。本研究考虑到成员认定的影响，调查了双登时、更新改造启动时和更新改造后3个时点的人口和住房数据，结果表明前2个时点人口数据并无显著差异，个别有差异的家庭也严格按照双登时点的数据补偿。武汉市“双登”的做法虽然取得较好效果，却对及时进行统一的人口和住房登记时机选取要求较高，现阶段不易推广。与此同时，早期许多以户为单位进行补偿的更新项目中，村民通过分户获取更多补偿，进而获得更高的满意度。然而，武汉市因多数城中村更新补偿方案与户数联系并不紧密，尽管有接近40%的家庭在更新后分户居住，但分户家庭并不存在较高的满意度。本研究对分户家庭所做的分组T检验通过5%水平的显著性检验，且分户家庭的城中村更新满意度相对较低。这主要是因更新改造后户型面积限制而发生分户居住，打破原有较为亲密的家庭关系导致的。
综上，为提高城中村更新改造满意度，有效减少拆迁纠纷，对城中村更新改造政策提出如下建议：1）因参照依赖对满意度存在显著作用，可尝试在拆迁政策制定时做到相对的公平统一，在政策实施较早前做好合法产权和成员认定等工作，在政策实施过程中做到公开化、透明化、标准化，对于同一行政区域的不同城中村，要尽量施行标准相同的拆迁补偿政策。2）当地政府在拆迁政策制定前，应充分听取村民建议和意见，了解当地居民的合理诉求和补偿预期，进行科学合理的政策设计，制定多种方式的拆迁补偿政策，以满足不同生计资本水平的村民。3）减少拆迁安置村民生计资本的差异对更新改造满意度的不良影响。对于特别困难的被拆迁人，应做好人文关怀，可申请保障性住房，同时结合失业保险、养老保险、医疗保险、贫困救济等社会保障方式，也可利用产业政策鼓励、支持这部分城中村村民就业，提高城市生活所需要的文化素质和技能，以减少外在身份转变过快而带来的“文化堕距”现象。4）对于合法产权外面积补偿，既不能给予完全补偿而引致更多加建违建等行为，也不能完全忽视其成本而引起矛盾影响项目推进，可参考广州、深圳和武汉部分项目补偿方案，在国土空间管制背景下设置合法补偿基线，基线外给予不高于成本价的货币补偿。5）选取不同村民代表组建监督小组，作为村民与拆迁主体的沟通桥梁，一方面督促拆迁政策实施，另一方面听取和汇总村民的反馈意见，监督完善配套设施建设。
虽然本研究在设计和执行时尽可能地考虑到城中村更新实施中的各种影响因素及差异，以提高研究的科学性和普适性。然而，在研究实施过程中，因客观原因仍存在一些不足：首先，受调研难度限制，仅以武汉市为例尝试揭示超大特大城市城中村更新满意度的影响机制，结论普适性或有不足。未来可尝试增加不同城市、更多模式城中村更新案例点，以提高结论普适性。其次，目前许多城中村更新项目推进中仍面临补偿矛盾的困境，其成因较为复杂。课题组前期进行过城中村更新模式、补偿基底、福利变化等对城中村更新满意度影响的探讨，本文从参照依赖视角进行实证分析，尝试延伸和丰富该主题的研究。受限于文章篇幅和研究逻辑完整性，尽管低收入租户权益保障以及文化、社区管理、空间权利等是城中村更新的重点内容，本文尚未涉及相关探究。未来可尝试扩展城中村更新满意度的研究边界，为下一阶段超大特大城市城中村更新顺利推进、城市高质量发展提供参考。

杨 青：研究框架设计、数据采集、文稿修改；

望舒卓：数学建模，撰写论文初稿；

蔡银莺：提供研究经费和课题支撑，提供指导性意见。

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