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克朗巴哈系数-克朗巴哈α系数
移民,民生,生态克朗巴哈系数-克朗巴哈α系数
发布时间:2019-02-08加入收藏来源:互联网点击:
3.3 数据来源与样本特征
本次研究数据来自于2019年至2020年期间对虎豹公园与汪清县重叠范围内全部行政村的实地调研。在各行政村内按照贫困与非贫困户对原住家庭分层随机抽样后进行入户调查。先由调研人员介绍《意见》与《虎豹公园规划》的相关背景与管控要求,以及未来可能需要向汪清县城开展生态移民的保护与发展趋势,再由1名家庭成员独立填写问卷。共收回问卷455份,其中有效问卷415份,问卷有效率91.2%。
受访者整体表现出四个特征(表1):第一,人口年龄结构趋向老龄化,55岁以上人口占比超过40%,34岁以下人口占比仅6%左右。第二,受教育程度相对有限,近80%受访者为初中或以下水平。第三,收入水平不高,年收入1万元以下家庭占比超过40%,接受扶贫资金和子女接济的受访者占比均超过20%。第四,生计来源对土地依赖高,以粮食种植和木耳种植为营生的受访者占比分别超过90%和35%。
3.4 研究方法与变量测量
民生感知、人居环境偏好对移民意愿的影响是心里层面的权衡与决策过程,难以直接测量,并且涉及到各因素之间的多组耦合关系。结构方程模型的优势,一是允许自变量与因变量项含测量误差,二是能够同时处理多个变量间的路径分析,适用于行为和心理类研究[14]。本文通过描述统计,分析原住居民知悉虎豹公园管控与移民要求后,对迁出地与汪清县城民生情况的感知评价,再使用结构方程模型分析其对移民意愿的影响。
本文共设置民生感知与人居环境偏好两类外因潜变量,并分为迁出地民生感知(current livelihood,简写为“CL”)与迁入地民生感知(future livelihood, 简写为“FL”),迁出地人居环境偏好(current settlement environment preference,简写为“CSP”)与迁入地人居环境偏好(future settlement environment preference,简写为“FSP”)。基于《意见》与《虎豹公园规划》管控要求,同时参考现有文献关于民生感知、人居环境偏好的研究与量表[15-17],本文将迁出地民生感知潜变量的测量项目设定为“居住条件满意度(CL1)”、“医疗条件满意度(CL2)”、“中小学教育条件满意度(CL3)”、“生态移民对财产影响(CL4)”、“家庭拥有耕地林地数量(CL5)”、“每月去村民家串门次数(CL6)”、“交通条件满意度(CL7)”、“商业设施满意度(CL8)”;迁入地民生感知潜变量的测量项目设定为“房价接受程度(FL1)”、“医疗条件满意度(FL2)”、“中小学教育条件满意度(FL3)”、“自主就业可能(FL4)”、“与同村村民住在同一移民社区意愿(FL5)”、“希望的住房补偿方式(FL6)”;迁出地人居环境偏好潜变量的测量项目设定为“对现状生活水平满意度(CSP1)”、“对现居住地整体满意度(CSP2)”;迁入地人居环境偏好潜变量的测量项目设定为“生态移民能否改善生活水平(FSP1)”、“对汪清县城整体满意度(FSP2)”。参与生态移民意愿(willingness of ecomigration,简写为“WE”)作为内因变量。由于结构方程模型只能识别连续变量、虚拟二分变量和虚拟定变量,因此需对受访者关于各项测量变量的描述与评价重新定义(表2)。
注:通过每月去村民家串门次数、与同村村民住在同一移民社区意愿反映原住居民社会关系网络。
3.5 信度与效度检验
本文使用SPSS 22.0,利用克朗巴哈系数(Cronbach’s Alpha)与组合信度对测量变量与潜变量进行信度分析。克朗巴哈系数、组合信度的数值大于0.6时,被检验数据具有较高可信度。经运算后,去除交通条件满意度、商业设施满意度、希望的住房补偿方式3个不适宜的测量变量,迁出地民生感知、迁入地民生感知、迁出地人居环境偏好、迁入地人居环境偏好四项潜变量的克朗巴哈系数与组合信度数值均大于评价标准0.6,证明量表具有较好的内部一致,样本数据具有较好的信度。效度检验方面,整体KMO检验值为0.942,满足大于0.7的建议值,Bartlett球形检验统计值显著,显著水平为0.000,证明适宜做因子分析。各测量变量因子荷载系数绝对值均大于0.6,各潜变量的平均方差抽取量(average variance extracted)均大于0.5,达到建议值的要求,证明两类变量均具有较好的效度[18](表3)。
4、模型拟合评价与分析
4.1 适配度检验
本次研究使用AMOS 22.0构建结构方程模型,并利用最大似然估计进行拟合。采用绝对适配度指数,包括CMIN/DF、RMSEA;增值适配度指数,包括NFI、RFI、IFI、TLI、CFI;简约适配度指数,包括PNFI、PCFI,共9项指标检验模型拟合情况。各项适配度指标均达到评价标准(表4),样本数与变量数之比高于10:1的标准要求[19-20],模型整体拟合情况较为理想,模型变量关系如图2。
注:***表示P0.001
图2 民生感知对参与生态移民意愿的影响效应研究模型
注:***、*分别表示P0.001、P0.1
4.2 拟合结果分析与讨论
4.2.1 自然保护地管控下的民生感知
在知悉未来虎豹公园对迁出地管控要求,及向汪清县城生态移民的可能后,受访者对两地民生情况作出评价,并对生计来源、住房条件与可得、社会关系网络等因素表现出一定的关注与顾虑。一方面,受访者对迁出地住房与生计等民生因素的感知评价相对优于汪清县城。对迁出地居住条件持消极评价的受访者占比仅为15%,而对汪清县城住房可支付持消极评价的受访者占比近75%。认为参与生态移民有助于增加家庭财产的受访者占比不足20%,而认为在汪清县城难以自主就业的受访者占比超过70%。另一方面,受访者现有社会关系网络紧密,并表现出较强的维持意愿。每月去同村村民家串门4次以上受访者占比近85%。搬迁后仍希望与同村村民住在同一社区的受访者占比超过75%。
4.2.2 民生感知对移民意愿的影响路径
根据对生态移民意愿影响效应的拆解(表6),迁入地民生感知以迁入地人居环境偏好为中介路径,对移民意愿产生显著正向影响,总效应值为0.644。迁出地民生感知分别以迁出地和迁入地人居环境偏好为中介路径,对移民意愿产生显著负向影响,总效应值为-0.224。决策是否参与生态移民过程中,原住居民相对更关注迁入地民生情况。根据各测量变量对迁出地与迁入地民生感知的标准化系数值(图2),居住条件(0.811)和拥有耕地林地数量(0.778)是原住居民评价迁出地民生的首要判断标准,自主就业可能(0.818)和住房可支付(0.812)是评价迁入地民生的优先权衡对象。社会关系网络、公共服务亦是评价依据,但重要相对弱化。从最终对生态移民意愿的影响看,原住居民决策过程中首要关注生态移民对生计来源、住房条件与可得的影响,其次关注土地权益变化,最后关注对其社会关系网络和享有公共服务的影响。
4.2.3 民生感知对人居环境偏好的影响
根据模型拟合结果(图2),迁入地和迁出地民生感知分别显著正向影响迁入地和迁出地人居环境偏好,标准化路径系数分别为0.963和0.962,且P均小于0.001,故H1和H2成立。同时,迁出地民生感知对迁入地人居环境偏好亦产生显著负向影响,标准化路径系数为-0.129,且P小于0.1,故H3成立。两地民生感知对迁入地人居环境偏好的影响之间反映出此消彼长的竞争关系。可能的原因,一是自然保护地管控下,若以城市为迁入地,原住居民现有生计被禁止,且搬迁后生产生活方式将由农村向城市转变。由于年龄结构趋向老龄化、受教育程度有限、多从事农业生产等因素,原住居民适应能力有限,故需对两地民生情况进行权衡比较。二是原住居民由于担心失去既有社会关系网络,使其对迁入地民生的感知相对消极。原住居民间长期交往形成的社会关系网络既是其对迁出地归属感的形成基础,也是其获取社会资源的有效渠道[21]。每月去村民家串门次数,与同村村民住在同一移民社区意愿,两者对迁出地与迁入地民生感知的标准化系数分别为0.744和-0.652,均显著影响民生感知,且原住居民间社会关系紧密,在迁入地亦希望维持现有社会关系。
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