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JOURNAL OF NATURAL RESOURCES >

2025 , Vol. 40 >Issue 10: 2652 - 2667

DOI: https://doi.org/10.31497/zrzyxb.20251005

Regular Articles

The value symbiosis driving mechanism of participatory renewal in historic and cultural districts: A case study of Nanjing's Old South district

  • WAN Xin , 1 ,
  • SUN Hui-jiao 1 ,
  • XU Nuo 1 ,
  • ZHANG Zi-hang 1 ,
  • ZHANG Yi 1 ,
  • XIANG Chao 2
Expand
  • 1. Business School, Engineering Management Institute, Hohai University, Nanjing 211100, China
  • 2. The Third Construction Co., Ltd. of China Construction Eighth Engineering Division, Nanjing 210046, China

Received date: 2025-04-14

  Revised date: 2025-06-18

  Online published: 2025-09-28

Fold

Abstract

Historic and cultural districts serve as vital carriers for the inheritance of urban and rural cultural heritage, and their sustainable renewal urgently requires deep resident participation. This study integrates value co-creation theory and sense of place theory to develop a driving model of participatory renewal: "perceived value-place attachment-value co-creation", examining how multidimensional value perceptions and place attachment shape residents' engagement mechanisms. Using structural equation modeling analysis of 338 valid questionnaires from Nanjing's Old South district, the findings reveal three critical pathways. First, residents' perceived functional value and economic value significantly enhance participation behavior and civic behavioral intentions through the full mediation of place dependence, indicating that instrumental dependence serves as a direct mechanism transforming material needs into actions. Second, perceived emotional value derived from cultural continuity exerts dual effects, directly driving both types of value co-creation intentions and also uniquely activating civic behaviors through the "place identity" pathway. This demonstrates that local emotions rooted in collective memory can bypass institutional constraints to generate spontaneous cultural stewardship. Third, community support exhibits paradoxical moderating effects: while it amplifies the economic value-place dependence linkage, excessive administrative intervention weakens emotional value's impact on place dependence, revealing tensions between institutional empowerment and grassroots cultural agency. These findings challenge traditional economic incentive paradigms by highlighting the catalytic role of cultural identity and emotional capital. Accordingly, a governance framework is proposed: (1) establishing cultural identity reproduction mechanisms through resident-led heritage interpretation, (2) implementing demand-tiered resource allocation that prioritizes functional necessities like sanitation, (3) developing adaptive community support systems that delineate administrative boundaries in cultural practices. This research contributes to urban governance literature by uncovering the psychosocial process from spatial perception to collective action, while offering practical strategies to reconcile preservation and renovation through value symbiosis.

Key words： historic and cultural districts; participatory renewal; value co-creation; place attachment; perceived value; community support

Cite this article

WAN Xin , SUN Hui-jiao , XU Nuo , ZHANG Zi-hang , ZHANG Yi , XIANG Chao . The value symbiosis driving mechanism of participatory renewal in historic and cultural districts: A case study of Nanjing's Old South district[J]. JOURNAL OF NATURAL RESOURCES, 2025 , 40(10) : 2652 -2667 . DOI: 10.31497/zrzyxb.20251005

历史文化街区作为较完整、真实体现传统格局和历史风貌的片区，延续了传统邻里的社区关系，是城乡历史文化的重要载体和标识，是中国历史文化名城保护体系的重要组成部分。因此，历史文化街区既是保护的对象，也是城市更新的重点区域，如何处理“风貌区保护”与“棚户区改造”之间的矛盾，将街区保护利用与提升城市功能品质有机结合，是此类项目更新改造面临的重要议题。
历史文化街区更新改造经历了从大拆大建到社区广泛参与的微更新[1]。早期以经济增长为导向的大规模城市开发，对城市的可持续发展造成威胁。在“人本思想”的推动下，政府开始考虑居民的多元化需求，倡导采用以居民参与为基础的微更新方式[2]，形成了南京小西湖街区、福州三坊七巷、上海愚园路等诸多经典案例。实践证明，居民参与式更新不仅有助于保留原住区的烟火气，又能为城市发展添加活力，是旧城改造中平衡好“保护”与“更新”之间关系的有效途径[3]。
现有历史文化街区更新改造的文献主要采用案例分析法，从历史文化街区更新理念、策略、空间规划及实施路径等宏观层面开展定性分析，如以开封、南京、成都等古城为案例研究历史文化街区保护与利用的成效和路径[4,5]，基于空间韧性和区域统筹等视角探讨历史文化街区的更新策略和机制[5,6]。在城市更新背景下对公众参与的研究则主要关注了参与行为惯性的成因及破解方式[7,8]、社区更新的公平性反思[9]、共享心智对共建决策的影响[10]、主观认知与生活期望对参与的影响[11]，以及对参与模式的总结和创新性探索[2,12]。相关研究强调了城市更新中居民参与的重要性，并将其视为社会影响的重要组成，尝试构建有助于公众利益实现的制度和机制，对提升参与式更新的有效性具有重要意义。
然而，当前研究缺乏从价值视角对参与式更新的深度分析，未能充分揭示居民参与行为的内在价值生成机制。在历史文化街区语境下，这种价值视角尤为重要：居民不仅是更新带来的居住功能提升、历史文脉延续、社区治理创新等多维价值的直接承载者和感知者，更因其深度嵌入地方的情感联结，具备成为价值共同缔造者的潜力。基于顾客体验的价值共创理论为本文提供了关键的理论支持。该理论颠覆了传统的单向价值传递范式，强调价值并非由提供者（如更新主体）单独创造后转移给用户（如居民），而是通过用户的主动参与设计、改进等环节共同生成[13]。这一核心理念与参与式更新高度契合——居民作为“价值共同生产者”，其参与社区更新的过程本身即是价值共创的过程。历史文化街区兼具地方性文化保护与现代生活元素特点，更新改造作为一种情景扰动，成为价值生成的关键触发因素。剧烈的情境变化能够激活长期居民深厚的地方依恋（即人与特定地方的情感联结）[14]，驱动居民以“生产性消费者”的身份，与其他利益相关者共同塑造项目价值。除经济价值外，本文提出的理论框架强调了文化再生产、社会关系重构、制度创新等隐性价值，为解析居民参与的复杂动机提供了系统性框架，揭示传统经济激励模型难以捕捉的心理—社会互动机制。
综上，本文以南京老城南历史文化街区为实证场域，基于价值共创理论和地方依恋理论，将历史文化街区的公众参与视为一个价值共创过程，探究居民对此类项目的多维价值感受如何影响其价值共创意愿，识别驱动参与式更新的心理机制。研究不仅阐释了居民从被动受益者向主动建构者（价值共同生产者）的角色嬗变机理，更通过构建并验证“感知价值—地方依恋—价值共创”这一核心心理路径模型，系统揭示了驱动居民价值共创过程的内在机制。该模型的核心贡献在于：（1）揭示了居民参与的根本动机源于内在的价值感知与评估；（2）将街区环境、更新内容、历史文化等客观要素纳入以公众心理认知为中心的解释框架，阐明了映射这些因素的心理机制如何驱动参与行为；（3）解释了不同价值共创行为产生的心理基础。为破解形式化参与困境提供了新的分析范式，为塑造历史街区治理中的公众体验，激发其深度、持续地参与提供了理论工具与政策接口。

1 研究假设与模型

理论框架及假设关系如图1所示。基于行为属性与动机的差异，价值共创行为可划分为参与行为和公民行为两大类型[15]。其中，参与行为是指个体在价值共创过程中为履行契约化角色责任而实施的规范化行动，具有显著的任务导向特征和可观测属性，其维度涵盖信息获取、资源共享、责任履行及协作互动四个层面，典型表现包括履行改造知情权、提供改造核心需求信息、遵守改造规则、参与必要互动等。公民行为则特指超越契约义务范畴的自主性价值贡献，具有强烈的社会公益属性及非契约约束性，具体包含反馈、宣传、帮助及容差四个维度，典型表现包括自觉推广社区示范、主动传播社区文化、自发性互助及包容改造不便等。两类行为的本质差异在于：参与行为是价值共创进程的结构性基础，缺失将导致服务中断或契约破裂等结构性风险；公民行为则是增值性补充，其缺失虽不影响核心服务交付，但对系统效能优化与社会价值创造具有显著提升作用。
图1 “感知价值—地方依恋—价值共创意愿”参与式更新驱动模型

Fig. 1 Participatory renewal driving model of ''perceived value-place attachment-value co-creation intention''

在历史文化街区更新进程中，物质功能优化与文化情感存续的平衡，与居民的地方依恋密切相关[14]。地方依恋反映了个体倾向于留在特定地方，并感到舒适和安全的心理状态，其核心维度包括地方认同（情感性依恋）和地方依赖（功能性依恋）[16]。地方认同源于个体在空间实践中建构的象征意义，通常通过居住、就业及文旅体验等深度互动，使特定空间被赋予了特殊意义。地方依赖则强调场所满足个体功能需求的能力，反映空间的实用价值及其可替代性难度。研究表明，居民在社区中的社会资本、邻里依恋越强，其社区参与的积极性也越高[17]。特别是在历史文化街区，居民多为世代居住或拥有长期生活经历的老街坊，他们对街区往往怀有深厚的地方依恋（包含强烈的地方认同与地方依赖），使其更倾向于积极参与街区的更新进程。已有研究发现地方认同与社区自发性文化保护行为显著相关[18]，而当居民对街区设施改善存在显著功能诉求时，更易投身于更新协商等制度化参与渠道[19]。值得注意的是，地方依赖与地方认同之间存在时序关联：个体可能因功能适配形成初步依赖，继而通过高频互动催化情感认同，即地方依赖对地方认同具有正向预测作用[20]。为全面检验地方依恋的影响，假设框架同时包含地方认同、地方依赖各自对两种价值共创意愿的积极影响。
现代化改造对历史街区地方性的冲击对居民行为的影响，本质上取决于主体对改造的价值感知。既有研究表明，感知价值与地方依恋存在多维联结机制，如旅游场域中游客的体验价值可正向预测其对目的地的地方依赖与认同[21]；居民的景观审美感知能同步强化地方认同与功能依赖[22]；而消费场景中的产品价值认知则是主客体间情感纽带建构的基础[23]。聚焦于历史文化街区语境，居民普遍具有长期居住承诺，对社区更新的影响有着更敏锐的洞察。在此背景下，居民对更新改造的感知价值充当了关键的情境刺激，能够引发地方依恋，进而影响其参与行为。本文将感知价值操作化为居民基于自身知识、经验与需求，对更新改造项目可能带来的收益与成本进行的权衡评估，具体包括功能价值、经济价值与情感价值三维度[24]。其中，功能价值指向基础设施与环境品质等物质条件优化，当居民感知到社区功能性提升时，会通过增强地方认同与依赖触发主动参与价值共创的行为；经济价值关联物质生活水平与社区发展动能，对改造带来的就业机遇、资产增值等经济效用的认知，将增强其对地方资源的功能依赖，进而强化参与改造的契约化行为意向；情感价值尤其凸显于具有原生社群场域（如城中村、历史街区）的改变中[14]，主要源自建筑风貌修复与历史文脉延续触发的集体记忆唤醒，这种文化认同的深化将驱动居民的价值共创意愿。据此提出研究假设：三类感知价值既可直接作用于价值共创意愿，亦可通过地方认同与地方依赖的中介路径产生间接影响。
居民的身份建构与社区情境深度互嵌，其参与历史街区更新的行为受社区支持水平调节。社区支持的理论根基源于组织支持理论，强调当个体感知到组织提供的工具性支持（资源供给与政策保障）与情感性支持（文化认同与需求关切）时，将产生组织承诺并触发回报行为[25]。实证研究表明，组织支持无论在盈利环境还是公共或非盈利环境中均能提高员工的承诺、动机、满意度和幸福感，并减少压力[26]，其作用机制在社区情境中具有理论迁移性。具体而言，社区支持通过工具性路径（如政策执行透明度、资源分配公平性）与情感性路径（如文化遗产共护机制、居民诉求响应效率），塑造居民对地方功能适配度与文化归属感的认知。因此，假设当社区支持强度提升时，功能、经济及情感三类感知价值对地方依赖与地方认同的正向效应将显著增加。
综上，本文构建的历史文化街区居民参与式更新的驱动机制模型，共包括四类假设。
（1）直接路径假设（17条）：感知价值三维度正向预测地方依恋双维度（H1a~H2c）；地方认同与地方依赖正向预测价值共创意愿双维度（H3a~H4b）；地方依赖正向预测地方认同（H7a）；感知价值三维度直接正向预测价值共创意愿双维度（H8a~H9c）。
（2）简单中介假设（12条）：感知价值通过地方依恋双维度影响价值共创意愿（H5a~H6f）。
（3）链式中介假设（6条）：感知价值通过激发地方依赖进而强化地方认同，最终提升价值共创意愿（H7b~H7g）。
（4）调节效应假设（6条）：社区支持正向调节感知价值对地方依恋的影响强度（H10a~H10f）。
控制变量涵盖人口统计学特征（性别、年龄、学历）与空间嵌入特征（社区/本地居住时长、本地房产持有量）。

2 样本数据

2.1 问卷设计

首先，量表开发参考了经广泛验证的权威量表：感知价值量表参考Sweeney等[24]提出的量表，地方依恋量表参考Williams等[19]，价值共创量表参考Yi等[15]，社区支持参考Herrero等[27]。以经典量表为基础，对问项在“历史文化街区参与式更新”语境下进行语义和情境适配。随后，邀请五位来自老城南更新改造社区、建设单位、设计单位以及高校从事相关领域研究的专家，对量表问项的清晰度、适宜性及相关性进行评估与修订。最后，开展两阶段预调研（N1=12，N2=61），基于Cronbach's α值、KMO值、Bartlett球形检验显著性及CITC值进行信效度分析，据此迭代优化问项（如修订低CITC值问项）。经过多轮修订（语境适配、敏感问项处理、遗漏维度补充及语义调优），最终量表各变量信度（α>0.7）、结构效度（KMO>0.5）及因子独立性（Bartlett检验p<0.001）均达标。正式问卷包含知情同意书、核心量表（七点李克特量表：1=完全不同意，7=完全同意）及人口学信息三部分，其中核心量表涵盖上述四个构面（表1）。
表1 量表测度体系

Table 1 Measurement system of scales

子量表 变量 问项
感知价值 感知功能价值
（PFV）		 PFV1：更新改造能改善我所在社区的卫生、绿化等环境条件
PFV2：更新改造能改善我所在社区的交通、消防等设施条件
PFV3：更新改造能提升社区传统建筑的艺术和文化价值
PFV4：历史文化街区更新改造能增加我接受相关历史文化教育的机会
感知经济价值
（PEV）		 PEV1：更新改造提升了我所在社区的商业价值
PEV2：更新改造使我的房产升值
PEV3：政府发起的更新改造，在一定程度上节约了我自行改造的成本
PEV4：更新改造上，我获得的收益大于付出的成本
感知情感价值
（PAV）		 PAV1：我认为社区更新改造能提升我的居住体验感
PAV2：历史文化街区改造能增强我对历史文化传承和保护的责任感
PAV3：社区知名度的提高也提升了我的社会形象
PAV4：社区更新改造能进一步满足我的社交需求
地方依恋 地方依赖
（PD）		 PD1：与其他社区相比，我所在的历史文化街区是最适合我居住的地方
PD2：我所在历史文化街区的文化氛围对我来说很重要
PD3：与其他社区相比，我更喜欢我所在历史文化街区的地理区位
PD4：与其他社区相比，居住在我所在的历史文化街区让我更加放松
地方认同
（PI）		 PI1：我居住的历史文化街区代表了我的一部分
PI2：我对居住的历史文化街区有很强的认同感
PI3：这个街区对我来说，是个特别的地方
PI4：我对这个街区充满眷恋
社区支持（CS） CS1：更新改造时，社区会为我提供所需的专业人员支持
CS2：更新改造时，社区会为我耐心讲解房屋改造相关政策
CS3：就更新改造而言，社区工作人员会设身处地为我着想
CS4：就更新改造而言，社区工作人员会尊重我关于改造的想法
价值共创
意愿		 参与行为意愿
（PBI）		 PBI1：我会及时关注社区更新改造项目的相关信息
PBI2：更新过程中，我会主动向社区反馈自己的改造需求和优化建议
PBI3：我愿意服从政府的更新规划或方案（如统一的房屋外立面风格）
PBI4：为了实现社区更新，我愿意参加政府或相关部门组织的交流活动（如座谈会等）
PBI5：我与更新改造人员（如规划师、施工人员）的交流互动大多是友好顺利的
公民行为意愿
（CBI）		 CBI1：我愿意主动发起或参与社区示范项目的宣传推广活动
CBI2：我愿意主动发起或参与助力于本社区历史文化传播的活动
CBI3：如果邻里对更新改造有疑问，我愿意主动答疑
CBI4：为了实现社区更新，我能够容忍改造给我生活带来的不方便（如社区道路通行
不便等）

2.2 数据收集

老城南历史城区是南京历史文化名城核心承载区，城区范围内包含四个历史文化街区（南捕厅、夫子庙、荷花塘、三条营）。本次调研聚焦近年更新改造密集的门东片区，涵盖夫子庙和三条营历史文化街区。调研对象筛选标准包括：（1）拥有目标社区不动产产权；（2）所在片区近三年内完成或正在实施更新工程；（3）持续居住承诺（已完项目要求经历过更新过程、在建项目要求更新后继续定居）。采用便利抽样法，通过线下入户访谈与线上社区平台推送双通道采集数据，调研周期为9天（2023年12月29日至2024年1月6日）。共回收问卷422份（线下361份/线上61份），其中有效样本338份（线下313份/线上25份），有效回收率80.1%。样本空间分布覆盖门东、小西湖、江宁路、东水关及乌衣巷五个典型社区，具体空间分布见图2。这些社区位于老城南核心地带，空间连续性强，代表老城南更新的核心策略（如“小尺度、渐进式”微更新，“留改拆”结合的历史街区活化路径），涵盖多样化的更新类型（如非成套住宅改造、文保建筑修缮、文旅融合带动传统社区），可有效支撑对参与式更新心理动因的分析。
图2 样本空间分布（社区有效样本数/有效样本总数）

Fig. 2 Spatial distribution of samples (Number of valid samples in communities/total number of valid samples)

2.3 样本特征

样本人口学特征如图3所示。性别结构均衡（男性47.9%/女性52.1%），高等教育学历持有者占比53.2%，反映被访群体整体教育水平较高。年龄分布特征显著，46岁以上中老年群体占比52.3%，符合历史城区人口老龄化趋势。空间嵌入性指标显示，本地居住超20年者达70.7%，社区居住超10年者达63.3%，显示样本主体为深根性在地居民。上述特征与研究设定的目标人群筛选标准（产权归属、居住持续性等）高度契合，且通过卡方检验证实各社区样本分布无显著差异（p>0.05），表明样本具有良好的人口生态效度。
图3 样本描述性统计结果

Fig. 3 Descriptive statistical results of samples

3 模型验证

3.1 信度与效度检验

各潜变量观测指标的偏度绝对值介于0.049~1.650之间，峰度绝对值介于0.124~4.124之间，均符合正态分布标准。因此，采用AMOS 28.0软件建立基于极大似然估计（ML）的结构方程模型。通过验证性因子分析（CFA），检验模型的内部一致性、聚敛效度和区分效度。从表2来看，Cronbach's α和组合信度（CR）的最低值分别为0.797和0.799，均大于0.7，表明模型信度较高。感知价值的PFV和PEV构面，以及地方依恋和价值共创意愿的所有构面，其问项的标准化因子载荷均大于0.7，平均方差提取值（AVE）均大于0.5，表明所有问项的收敛效度满足要求。此外，表3表明任意两个变量之间的相关系数均小于它们各自的AVE平方根，支持了模型的区分效度。从表4来看，χ2/df、RMSEA、IFI、TLI、CFI、PGFI、PNFI、PCFI等八个整体拟合度指标的检验结果均符合严格标准要求，说明模型与数据拟合良好，模型适合进行假设检验。
表2 验证性因子分析结果

Table 2 Results of confirmatory factor analysis

变量 问项 标准化因子载荷 AVE CR Cronbach's α
感知功能价值（PFV） PFV1 0.835 0.642 0.877 0.877
PFV2 0.752
PFV3 0.817
PFV4 0.798
感知经济价值（PEV） PEV1 0.842 0.656 0.884 0.884
PEV2 0.788
PEV3 0.812
PEV4 0.796
感知情感价值（PAV） PAV1 0.761 0.499 0.799 0.797
PAV2 0.652
PAV3 0.727
PAV4 0.682
地方依赖（PD） PD1 0.804 0.611 0.863 0.862
PD2 0.753
PD3 0.756
PD4 0.812
地方认同（PI） PI1 0.778 0.588 0.851 0.848
PI2 0.740
PI3 0.776
PI4 0.763
社区支持（CS） CS1 0.799 0.681 0.895 0.876
CS2 0.801
CS3 0.803
CS4 0.793
参与行为意愿（PBI） PBI1 0.851 0.660 0.907 0.907
PBI2 0.785
PBI3 0.812
PBI4 0.802
PBI5 0.812
公民行为意愿（CBI） CBI1 0.865 0.670 0.890 0.890
CBI2 0.785
CBI3 0.836
CBI4 0.785
表3 变量相关性矩阵、AVE平方根以及均值和标准差

Table 3 Variable correlation matrix, AVE square root, and mean and standard deviation

变量 PD PI PBI CBI PFV PEV PAV CS 均值 标准差
PD 0.782 4.391 0.709
PI 0.721 0.767 4.305 0.783
PBI 0.741 0.703 0.813 5.357 0.695
CBI 0.734 0.726 0.689 0.818 4.377 0.760
PFV 0.590 0.497 0.500 0.534 0.801 5.261 0.836
PEV 0.584 0.538 0.473 0.532 0.397 0.810 4.314 0.805
PAV 0.603 0.611 0.621 0.612 0.592 0.474 0.707 5.345 0.580
CS 0.321 0.289 0.195 0.246 0.135 0.206 0.018 0.825 4.470 0.775

注：对角线上加粗标示的数值反映的是各列所对应变量的AVE平方根。

表4 模型拟合度检验结果

Table 4 Results of model fit test

指标 判断标准 检验结果 指标 判断标准 检验结果
χ2/df <2（3） 1.233 CFI >0.95（0.90） 0.983
RMSEA <0.05（0.08） 0.026 PGFI >0.5 0.755
IFI >0.95（0.90） 0.984 PNFI >0.5 0.813
TLI >0.95（0.90） 0.981 PCFI >0.5 0.870
需要说明的是，尽管PAV构面的AVE略低于理想值0.5（AVE=0.499），但该构面的组合信度（CR=0.799）符合要求，区分效度良好（表3），且整体模型拟合度优（表4）。更为重要的是，观测指标PAV2和PAV4承载了该构面的核心理论内涵。综合考虑其理论价值以及上述可接受的统计指标表现，因此予以保留[28]。

3.2 路径系数检验

从图4的路径系数检验结果来看，17个直接路径假设中H2a、H8a、H8b、H9a、H9b不成立，其余假设均成立。感知价值对地方依恋的影响中，PFV（β=0.300，p<0.001）、PEV（β=0.340，p<0.001）和PAV（β=0.264，p<0.001）对PD有显著正向影响，支持H1a、H1b和H1c；PEV（β=0.131，p<0.05）和PAV（β=0.247，p<0.01）对PI有显著正向影响，支持H2b和H2c。而三种感知价值中，只有PAV对PBI（β=0.205，p<0.01）和CBI（β=0.155，p<0.05）有显著正向影响，H8c和H9c得到验证。从地方依恋与价值共创意愿关系来看，PD（β=0.443，p<0.001）和PI（β=0.290，p<0.001）对PBI，以及PD（β=0.324，p<0.001）和PI（β=0.340，p<0.001）对CBI均有正向显著影响，H3a、H3b、H4a和H4b得到验证。PD（β=0.490，p<0.001）对PI也有显著的积极作用。此外，研究检验了性别、年龄、学历、居民在社区的居住时长、在本地的居住时长、在本地的房产数量这6个控制变量对PBI和CBI的影响。结果显示，年龄对CBI（β= -0.101，p<0.01）有显著的负向影响，其他控制变量对PBI和CBI（p>0.05）均无显著影响。
图4 路径系数检验结果

注：*表示p<0.05，**表示p<0.01，***表示p<0.001。

Fig. 4 Results of path coefficient test

3.3 中介效应检验

采用5000次重抽样的自助法（Bootstrap）和偏差校正置信区间（CI）来检验PD和PI在感知价值和价值共创意愿各变量之间的中介作用。如果95% CI中不包括0，认为间接效应显著，反之则不显著，检验结果如表5所示。从表中结果可知，PFV（CI95%: 0.029~0.352）、PEV（CI95%：0.029~0.412）和PAV（CI95%：0.017~0.522）均通过PD间接影响PBI，支持H5a、H5b和H5c；同样，PFV（CI95%：0.016~0.303）、PEV（CI95%：0.021~0.369）和PAV（CI95%：0.014~0.445）也均通过PD间接影响CBI，支持H5d、H5e和H5f。结合图4来看，PD在PFV、PEV与PBI之间，以及在PFV、PEV与CBI之间均起到完全中介作用，而在PAV与PBI、CBI之间起部分中介作用。当PI作为中介变量时，只有PAV（CI95%：0.014~0.382）到CBI的路径受其中介作用，并且为部分中介作用，支持H6f。PD和PI的链式中介作用，除了在PEV、PAV到PBI的路径不成立外，其余4条链式中介假设均成立，即H7b、H7e、H7f和H7g得到验证。
表5 中介效应检验结果

Table 5 Results of mediation effect test

假设 标准化间接效应 标准误差 95% CI 结果
下限 上限
H5a：PFV→PD→PBI 0.115 0.054 0.029 0.352 支持
H5b：PEV→PD→PBI 0.139 0.067 0.029 0.412 支持
H5c：PAV→PD→PBI 0.159 0.071 0.017 0.522 支持
H5d：PFV→PD→CBI 0.094 0.064 0.016 0.303 支持
H5e：PEV→PD→CBI 0.113 0.066 0.021 0.369 支持
H5f：PAV→PD→CBI 0.130 0.085 0.014 0.445 支持
H6a：PFV→PI→PBI 0.002 0.047 -0.052 0.075 不支持
H6b：PEV→PI→PBI 0.035 0.054 -0.006 0.175 不支持
H6c：PAV→PI→PBI 0.097 0.064 -0.011 0.346 不支持
H6d：PFV→PI→CBI 0.003 0.062 -0.052 0.105 不支持
H6e：PEV→PI→CBI 0.046 0.060 -0.003 0.196 不支持
H6f：PAV→PI→CBI 0.127 0.079 0.014 0.382 支持
H7b：PFV→PD→PI→PBI 0.037 0.053 0.000 0.151 支持
H7c：PEV→PD→PI→PBI 0.044 0.069 -0.001 0.169 不支持
H7d：PAV→PD→PI→PBI 0.051 0.078 -0.001 0.216 不支持
H7e：PFV→PD→PI→CBI 0.048 0.066 0.011 0.166 支持
H7f：PEV→PD→PI→CBI 0.058 0.071 0.013 0.197 支持
H7g：PAV→PD→PI→CBI 0.067 0.079 0.011 0.234 支持
由于PAV可直接影响PBI和CBI，表5中PD和PI对PAV到PBI和CBI的中介作用均为部分中介（即带下划线路径）。对比标准化后的直接路径系数和间接效应量可知，PAV到PBI和CBI的直接路径贡献均大于中介路径，其次是通过PD和PI的中介路径，最后是链式中介路径。

3.4 调节效应检验

在检验社区支持（CS）的调节作用时，由于交互项“CS×感知价值”不满足正态性要求，因此采用SPSS 24.0的层次回归分析（OLS估计）检验调节效应，该方法对非正态预测变量更具鲁棒性。从表6结果来看，CS在PEV与PD、PAV与PD、PEV与PI之间起调节作用。为了进一步解释CS的调节机制，基于CS的一个正负标准差分组，形成高分组（M+1SD）和低分组（M-1SD），采用简单斜率检验法并绘制效应分析图，如图5所示。结果表明，社区支持程度越高，PEV对PD和PI的正向预测作用越强（图5a、图5b），PAV对PD的正向预测作用越弱（图5c）。
表6 社区支持在感知价值与地方依恋间的调节效应检验

Table 6 Moderating effect of community support on perceived value and place attachment

因变量 中心化自变量 标准化系数 标准误差 t R2
PD PFV 0.469 0.040 10.031*** 0.318
CS 0.176 0.044 3.637***
PFV×CS 0.076 0.047 1.554
PD PEV 0.429 0.044 8.660*** 0.314
CS 0.133 0.044 2.753**
PEV×CS 0.139 0.033 2.728**
PD PAV
CS
PAV×CS		 0.514
0.266
-0.096		 0.056
0.042
0.068		 11.323***
5.765***
-2.046*		 0.339
PI PEV 0.379 0.050 7.362*** 0.258
CS 0.125 0.051 2.474**
PEV×CS 0.173 0.038 3.283**
PI PAV
CS
PAV×CS		 0.500
0.244
-0.012		 0.063
0.048
0.077		 10.704***
5.140***
-0.257		 0.302

注：*表示p<0.05，**表示p<0.01，***表示p<0.001。

图5 调节效应分析图

Fig. 5 Diagram of moderating effect analysis

4 结果讨论

（1）感知情感价值对参与行为意愿和公民行为意愿均具有显著的直接影响，且其影响强度超越了通过地方依恋的间接路径。现有城市更新文献强调了成本利益导向的价值感知对公众参与的作用[29,30]，却相对忽视了“情感”这一关键维度。本文的重要发现恰恰证实了情感价值在驱动价值共创行为中的核心地位。作为长期生活空间的使用者和文化记忆的承载者，居民的情感价值根植于日常实践与集体身份建构之中[31]。历史文化街区的更新改造往往牵动着居民对祖屋、街巷格局等物质载体的深厚情感。这种基于生活史的情感联结构成了独特的“在地性知识”，使得情感价值无需以地方依恋心理为桥梁即可直接激发主动参与行为。例如，南京老城南居民对传统建筑修缮的情感投入，既包含对家族记忆的守护，也体现对社区文化主体性的维护，这种源于情感的双重驱动，成为居民从“被动接受者”转向“文化共构者”的核心力量。该发现表明，在社区更新情境中，情感价值不仅是重要的心理体验维度，更是一种能够直接转化为集体行动的文化资本，为破解形式化参与困境提供了关键切入点。
（2）地方依赖在感知功能价值和感知经济价值对两种价值共创意愿的影响中起完全中介作用。尽管城市更新背景下较少研究明确区分功能性与情感性依恋的影响，但已有研究指出，居民对当地物理环境的适应性（相比社会结构适应性）更能提升其对历史街区更新的支持度[32]。这一发现为本文提供了部分支持，即居民的工具性依赖（地方依赖）在功能/经济价值影响共创意愿的路径中展现出直接且完全的心理中介作用。这种作用主要源于居民与空间形成的功能性捆绑关系——功能改善（如公共服务设施升级）和经济收益（如房产增值）直接关乎居民生存质量，构成了从基本需求到资源匹配的刚性依赖。例如，南京老城南居民对厨卫设施改造的迫切需求，使其更倾向于通过协商参与等契约行为确保功能适配，而非等待情感认同的缓慢累积。这种由工具理性主导的行为逻辑表明，在物质条件亟待提升的历史街区，居民的价值共创本质上是保障基本生存条件的工具理性与维护文化认同的价值理性的辩证统一。研究提示，更新规划需优先回应居民的基础功能诉求，通过建立基于需求响应的资源供给快速通道有助于强化地方依赖，为后续文化价值共创奠定物质基础。
（3）地方认同仅在感知情感价值与公民行为意愿之间发挥单独的中介作用。这一特定中介路径揭示了“情感”维度的另一重要发现，即情感动员与公民行为的内在耦合机制。这与现有研究揭示地方认同显著促进居民自发性文化保护行为的发现具有一致性[18]。作为根植于长期共同生活经历的情感纽带，地方认同的形成具有显著的文化惯性与路径依赖特征[14]。当居民感知到更新改造对场所精神（如传统风貌延续）的尊重时，会将其解读为对自身文化身份的确认，从而激发基于“主人翁”意识的利他行为。例如，南京小西湖街区居民自建文化展示空间，免费向游客展示非遗技艺，并主动讲解街区历史。相比之下，参与行为意愿受制度约束与利益博弈的影响更大，需依赖地方依赖形成的工具性合作框架。这一发现印证了公民行为的“超契约性”本质[15]，表明由情感价值驱动的文化认同是突破“经济理性”局限、激活居民公共精神的关键支点。
（4）社区支持水平正向调节感知经济价值对地方依赖和地方认同的影响，但负向调节感知情感价值对地方依赖的影响。社区支持的双刃剑效应映射出制度供给与情感动员的复杂互动。一方面，社区通过政策解读、利益协调等工具性支持，能有效放大经济价值感知（如补偿方案透明化），增强居民对制度公平性的信任，从而强化地方依赖与认同[33]，这为政府与社区协同治理提供了实证依据。另一方面，高强度社区支持反而弱化情感价值对工具性依赖的影响，暗示过度制度干预可能消解居民自发的空间归属感[34]。例如，当社区包办传统建筑修复时，居民对工艺传承的参与权被压缩，其情感价值难以转化为对空间功能改善的关注。这一悖论表明，社区支持需在“赋权”与“代行”间进行权衡，经济维度需强化制度保障，而文化维度应注重居民主体性的释放，避免工具理性对情感价值的挤出效应。

5 结论与建议

本文通过解析“感知价值—地方依恋—价值共创”的互动机制，揭示了历史文化街区更新中居民参与行为的深层驱动逻辑，主要结论与政策启示如下：
（1）情感价值是激活居民深度参与的核心文化资本，需构建情感赋能的更新机制。鉴于居民对历史文化街区的改造情感不仅源于对物质空间的情感依恋，更内化为一种文化主体性表达的集体行动逻辑，建议在更新规划中建立情感价值识别和转化机制。一方面通过口述历史采集、社区记忆展览等方式挖掘居民的情感联结点（如祖屋修缮、传统节庆空间保护），将其转化为改造方案的设计依据；另一方面可设立“文化共治基金”，支持居民自发开展非遗传承、社区故事传播等文化活动，将情感价值转化为可持续的公共参与实践。
（2）功能与经济价值需通过地方依赖实现价值传导，应强化需求响应的资源供给体系。研究发现居民对物质条件改善的迫切需求是触发契约化参与的基础前提，建议构建需求分级响应和资源精准匹配的更新机制。首先通过入户调研、参与式工作坊识别居民的核心功能诉求（如厨卫设施改造、公共空间适老化），将其纳入改造优先级；其次可探索“居民需求积分制”，将居民参与协商、方案反馈等行为转化为资源分配权重，将功能与经济价值感知转化为可操作的制度性依赖。例如，南京老城南可针对厨卫改造需求建立“居民—设计师—施工方”三方协作平台，通过实时沟通降低改造摩擦。
（3）地方认同是公民行为文化动员的核心驱动力，需强化居民文化身份主体性的建构。研究发现超契约性公民行为主要源于居民对文化身份的深层认同，建议在更新策略中融入对居民的文化身份再生产。一是将传统建筑技艺传承、方言保护等纳入改造内容，通过“以工代训”让居民成为文化修复的实践主体（如福州三坊七巷的居民参与木构修复）；二是建立“社区文化代言人”制度，鼓励居民通过短视频、社区导览等方式传播在地文化，将其文化认同转化为公共价值创造。此类实践不仅能增强居民的文化归属感，还可通过“情感—认同—行动”链条推动公民行为的内生增长。
（4）社区支持需实施分类治理策略，平衡工具理性与情感价值的协同关系。社区支持对经济价值与情感价值的差异化调节效应表明，制度供给需区分工具性与文化性干预边界。建议社区支持模式在经济价值维度，强化政策透明度与利益分配公平性，例如通过“阳光公示平台”实时更新补偿标准与项目进度；在情感价值维度，通过行政赋权划定社区干预边界与居民自主决策权，限制行政力量对文化实践的过度干预。例如，设立“社区文化协调员”角色，负责链接外部资源但不主导文化空间运营，将决策权交还居民，避免工具理性对情感动员的消解。
本文构建的价值感知到价值共创的系统框架，突破了传统研究对经济激励的单维依赖，揭示了情感价值驱动、工具性依赖传导、文化认同动员的多层次心理机制，弥补了既有研究对隐性价值生成机制的解构不足，更从实践层面提出了“需求分级响应机制”“文化身份再生产策略”及“分类治理模式”为破解历史文化街区更新中“保护”与“发展”的矛盾提供了理论工具与实践启示。
然而，本文仍存在以下研究局限：其一，案例聚焦南京老城南街区，结论在其他地域文化语境中的普适性需进一步验证；其二，采用横截面数据构建一阶模型难以捕捉居民心理与行为的动态演变过程及高阶路径关系；其三，未纳入政策环境、产权结构等宏观制度变量，也未考虑居民群体的差异性，可能弱化对复杂治理情境的解释力。未来研究可通过多案例比较、异质性分析、高阶建模及纵向追踪和跨学科整合丰富机制探索。

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