李斌，張貴生

?

城市社區(qū)階層分割與城市居民鄰里社會(huì)資本——一個(gè)多水平分析

李斌，張貴生

(中南大學(xué)公共管理學(xué)院，湖南長沙，410083)

充裕的鄰里社會(huì)資本是推動(dòng)城市社區(qū)有效治理的嵌入性行動(dòng)基礎(chǔ)，但日益嚴(yán)重的社區(qū)階層分割對此提出了嚴(yán)峻挑戰(zhàn)。基于中國勞動(dòng)力動(dòng)態(tài)調(diào)查(CLDS)2012年基線數(shù)據(jù)，運(yùn)用多層線性模型(HLM)探討了城市社區(qū)階層分割對鄰里社會(huì)資本的影響。研究發(fā)現(xiàn)，鄰里社會(huì)資本除了受到個(gè)體生命歷程、戶籍、住房產(chǎn)權(quán)、社會(huì)信任感、主觀社會(huì)等級(jí)、社團(tuán)活動(dòng)參與度等個(gè)體性因素的影響外，還在社區(qū)層面存在一定的空間聚集性；社區(qū)階層構(gòu)成對鄰里社會(huì)資本存在顯著影響，社區(qū)的平均教育階層地位和平均經(jīng)濟(jì)階層地位越高，或經(jīng)濟(jì)階層異質(zhì)性越小，居民的鄰里社會(huì)資本會(huì)越低，但多參與社團(tuán)活動(dòng)對此具有調(diào)節(jié)效應(yīng)。參與社團(tuán)活動(dòng)越積極的居民，其鄰里社會(huì)資本更少受社區(qū)平均經(jīng)濟(jì)階層地位提升所帶來的負(fù)向影響，且受社區(qū)經(jīng)濟(jì)階層異質(zhì)性增加而帶來的正向影響也更為顯著。

社區(qū)階層分割；平均階層地位；階層異質(zhì)性；鄰里社會(huì)資本

一、引言

學(xué)界有關(guān)鄰里社會(huì)資本的研究成果可謂汗牛充棟，但綜合而言大致可以梳理出兩條基本研究理路。第一條研究理路可歸納為微觀層次的“個(gè)體行為特征論”，即個(gè)體是否傾向于鄰里交往，取決于個(gè)體對鄰里信任或互惠關(guān)系的感知與判斷，而這大多與某些個(gè)體行為特征相關(guān)。有學(xué)者發(fā)現(xiàn)，雖然收入和教育水平更高的人更可能擁有活躍的社會(huì)交往，但其社交圈大多限定于與工作、專業(yè)或特定興趣相關(guān)的領(lǐng)域，且個(gè)體流動(dòng)性更強(qiáng)，這一特征可能導(dǎo)致其對鄰里關(guān)注不夠[1]。不僅如此，個(gè)體對鄰里社會(huì)資本的投資能力也存在很大差異，居住時(shí)間越長，鄰里交往的概率更高[2]，自有住房、在鄰近地區(qū)養(yǎng)育孩子、與當(dāng)?shù)丶彝ビ衅渌P(guān)聯(lián)等，都有可能增加對鄰里的投資[3-4]。房屋所有權(quán)通常被認(rèn)為能夠激發(fā)業(yè)主之間天然的親近感，擁有住房產(chǎn)權(quán)的人居住更穩(wěn)定，因而有可能產(chǎn)生更強(qiáng)的鄰里關(guān)系和地方團(tuán)結(jié)[5-6]，此類基于個(gè)體性因素的分析一直是鄰里資本研究的主線。第二條研究理路即所謂的宏觀層次的“空間結(jié)構(gòu)約束論”。工業(yè)革命伊始，現(xiàn)代因素對傳統(tǒng)社區(qū)邊界的瘋狂侵蝕帶來了社區(qū)空間的結(jié)構(gòu)性轉(zhuǎn)變以及與之相伴隨的鄰里資本的普遍衰落，從滕尼斯率先提出“共同體與社會(huì)”的理想型區(qū)分，到芝加哥學(xué)派一系列社區(qū)人文生態(tài)學(xué)模型的提出，再到社區(qū)空間的鄰里效應(yīng)研究在西方逐漸成為熱潮[7]，空間結(jié)構(gòu)分析已經(jīng)成為一個(gè)重要的分析維度。作為城市社會(huì)學(xué)的基礎(chǔ)性命題之一，學(xué)者們普遍認(rèn)同城市規(guī)模和人口密度的提升必然帶來社區(qū)異質(zhì)性的增加，進(jìn)而降低城市鄰里之間的依賴度[8]，而作為一種更為系統(tǒng)的現(xiàn)代性診斷，帕特南(Robert D. Putnam)將20世紀(jì)后半期美國都市社會(huì)中出現(xiàn)的“社會(huì)資本的流失”和“社區(qū)的衰落”歸結(jié)為一種結(jié)構(gòu)性危機(jī)，這涉及更大時(shí)空情境的轉(zhuǎn)變及其所帶來的社區(qū)后果，其中包括個(gè)體面對日益繁重的時(shí)間和財(cái)富壓力，人口流動(dòng)與城市的無序擴(kuò)張，科技與大眾傳媒帶來閑暇時(shí)間私人化，以及代際更替導(dǎo)致不可挽回的消極社會(huì)參與等[9]。

中國社會(huì)目前正處于前現(xiàn)代、現(xiàn)代和后現(xiàn)代特征重疊呈現(xiàn)的時(shí)期[10]，這一時(shí)代特征使得中國城市鄰里社會(huì)資本的結(jié)構(gòu)性鏡像和生成機(jī)制特別復(fù)雜。有學(xué)者從“社區(qū)制度結(jié)構(gòu)”出發(fā)，將不同社區(qū)居民在社會(huì)信任和關(guān)系網(wǎng)絡(luò)上出現(xiàn)的差異引向社會(huì)資本的政治建構(gòu)層面，認(rèn)為不同類型的國家政策介入和社區(qū)組織資源分配模式(“行政化連接”“社會(huì)化連接”)及其制度化過程對鄰里資本的建構(gòu)具有深刻影響，“非合作的社會(huì)狀態(tài)”下的鄰里社會(huì)資本需要外部制度力量來激發(fā)和支撐[11]。還有學(xué)者從“社區(qū)利益結(jié)構(gòu)”的視角，認(rèn)為商品房小區(qū)走向鄰里化的動(dòng)力機(jī)制主要在于利益抗?fàn)幨录募ぐl(fā)，只有在集體利益受到損害時(shí)，社區(qū)鄰里才會(huì)通過集體行動(dòng)和對合法化的追求而走向團(tuán)結(jié)[12]。此外,部分學(xué)者從“社區(qū)網(wǎng)絡(luò)結(jié)構(gòu)”出發(fā)，遵循“結(jié)構(gòu)洞”理論的基本邏輯，認(rèn)為社會(huì)資本的積聚和存量本身內(nèi)生于一定的社會(huì)網(wǎng)絡(luò)結(jié)構(gòu)，例如階級(jí)地位導(dǎo)致的社交方式與范圍差異，職業(yè)交往的“科層關(guān)聯(lián)度”或“市場關(guān)聯(lián)度”等[13]。近年來，學(xué)者們的分析視角逐漸統(tǒng)合于“社區(qū)階層結(jié)構(gòu)”這一分析框架之中，認(rèn)為社區(qū)內(nèi)部異質(zhì)性的增加會(huì)抑制“整合性的社會(huì)資本”(有限群體內(nèi)部的強(qiáng)關(guān)系)，但會(huì)促進(jìn)“鏈合性的社會(huì)資本”(跨社會(huì)隔離的聯(lián)系)[14]，但也有學(xué)者發(fā)現(xiàn)，社區(qū)間的異質(zhì)性并不直接影響鄰里關(guān)系，它只是社區(qū)內(nèi)部異質(zhì)性影響鄰里關(guān)系的宏觀背景[15]，而且不同的異質(zhì)性指標(biāo)(教育、收入、職業(yè))對社區(qū)凝聚力或社區(qū)整合的影響效應(yīng)也存在差異，但其并未就這些差異存在的原因進(jìn)行有效說明[16]。雖然學(xué)者們對于城市社區(qū)鄰里資本的生成機(jī)制觀點(diǎn)不一，但這種爭論存在著一個(gè)共識(shí)，那就是社區(qū)結(jié)構(gòu)及其變遷對于不同時(shí)空條件下鄰里社會(huì)資本的演化具有重要影響。

市場化改革以來，城市居民在居住空間、社會(huì)交往和地位認(rèn)同上的階層化已經(jīng)漸成趨勢[17]。在社區(qū)結(jié)構(gòu)意義上，后單位制時(shí)代的城市社區(qū)日益呈現(xiàn)出居住空間階層化的特征。所謂“人造住房，住房造人”，不同形態(tài)的城市居民享有不一樣的居住空間[18]，與此同時(shí)，不一樣的居住空間也塑造著不一樣的城市居民及其鄰里關(guān)系。一般而言，作為一個(gè)重要的穩(wěn)定的日常生活場域，社區(qū)整體的階層定位直接決定了鄰里的階層地位，但考慮到中國社區(qū)空間分化本身的多樣性，以及存在大量囊括多種類型小區(qū)的“混合型社區(qū)”(有研究顯示這種作為社會(huì)治理單元的“混合型社區(qū)”占比達(dá)到了總體的33.6%[19])，居住空間階層化并不一定意味著社區(qū)內(nèi)部居民之間會(huì)高度同質(zhì)，這種以特定行政管理和公共服務(wù)邊界為空間界限的復(fù)雜性社區(qū)，其整體性階層構(gòu)成對鄰里社會(huì)資本的影響還值得進(jìn)一步探究。此外，大量有關(guān)“業(yè)主維權(quán)”[20]“草根自 治”[21]“都市運(yùn)動(dòng)”[22]等社區(qū)現(xiàn)象的研究表明，鄰里社會(huì)資本是一種重要的嵌入性行動(dòng)資源，充裕的鄰里資本是激發(fā)社會(huì)活力、增強(qiáng)社區(qū)居民自組織能力和社區(qū)合作治理能力、完善社區(qū)協(xié)調(diào)治理體系和推動(dòng)社區(qū)自治進(jìn)程的內(nèi)在基礎(chǔ)[23]，鄰里網(wǎng)絡(luò)越密集，越有利于社區(qū)合作的產(chǎn)生[24]?，F(xiàn)實(shí)情境告訴我們，鄰里關(guān)系極度淡薄的城市社區(qū)，成立社區(qū)業(yè)主委員會(huì)或社區(qū)社會(huì)組織的可能性亦更低，這種社區(qū)治理的鄰里困境是否會(huì)受到整體性的社區(qū)階層結(jié)構(gòu)的影響？本研究旨在回答這一問題，即從社區(qū)階層結(jié)構(gòu)視角進(jìn)一步探討城市居民鄰里社會(huì)資本的結(jié)構(gòu)性生成機(jī)制和約束機(jī)制，由兩個(gè)子問題構(gòu)成：其一，分析城市社區(qū)的階層構(gòu)成(尤其是社區(qū)平均階層地位和階層異質(zhì)性)對城市居民鄰里社會(huì)資本的影響效應(yīng)；其二，分析這種外在的結(jié)構(gòu)性約束與個(gè)體的行動(dòng)特征之間的交互效應(yīng)，進(jìn)而試圖找到聯(lián)結(jié)鄰里社會(huì)資本在結(jié)構(gòu)與行動(dòng)雙重互動(dòng)層面的關(guān)鍵變量及其解釋機(jī)制。

二、數(shù)據(jù)來源、變量設(shè)計(jì)與分析模型

(一) 數(shù)據(jù)來源

本文使用中國勞動(dòng)力動(dòng)態(tài)調(diào)查(China Labor-force Dynamics Survey, CLDS)2012年的基線調(diào)查數(shù)據(jù)，該調(diào)查采用分層多階段概率抽樣法，對中國大陸29個(gè)省(直轄市/自治區(qū))，195個(gè)縣/區(qū)，303個(gè)村/居委會(huì)，16 253戶家庭中的個(gè)人開展調(diào)查，調(diào)查對象為15—64歲的人口，涉及個(gè)體、家庭和社區(qū)三個(gè)層次的橫截面數(shù)據(jù)。本文選取其中129個(gè)城市社區(qū)的樣本，依據(jù)統(tǒng)計(jì)分析規(guī)范，在去除不符合條件的案例和缺失值案例后，最終獲得5 752個(gè)有效居民樣本。

(二) 變量設(shè)計(jì)

(1) 因變量：鄰里社會(huì)資本。絕大部分文獻(xiàn)將“鄰里社會(huì)資本”界定為“鄰里間的關(guān)系網(wǎng)絡(luò)和社會(huì)信 任”[11,23]，本文認(rèn)同這一定義。據(jù)此，根據(jù)CLDS2012中的“您和本社區(qū)/村的鄰里、街坊及其他居民互相之間熟悉嗎；您對本社區(qū)/村的鄰里、街坊及其他居民信任嗎；您與本社區(qū)/村的鄰里、街坊及其他居民互相之間有互助嗎”，分別將其命名為“鄰里熟悉度、鄰里信任度、鄰里互助度”，這三個(gè)要素代表鄰里交往的深度逐步遞增，當(dāng)鄰里關(guān)系由簡單的相互熟悉轉(zhuǎn)變?yōu)樾袆?dòng)取向意義上的互幫互助時(shí)，鄰里社會(huì)資本的存量和質(zhì)量也會(huì)有顯著提升。在選項(xiàng)設(shè)置上，這三大要素分別為“非常不熟悉、不太熟悉、一般、比較熟悉、非常熟悉”“非常不信任、不太信任、一般、比較信任、非常信任”“非常少，比較少、一般、比較多、非常多”，將其均賦值為1?5分，利用主成分分析法生成個(gè)體層面的鄰里社會(huì)資本存量，取值越高，代表鄰里社會(huì)資本越豐富。

(2) 自變量：城市社區(qū)階層分割。由于階層分割是一個(gè)總體性概念，本文借用既有學(xué)者對“階層分割”的慣常處理方式[25]，通過階層構(gòu)成對其進(jìn)行操作化，使用“社區(qū)平均階層地位”和“社區(qū)階層異質(zhì)性”兩個(gè)指標(biāo)測量社區(qū)的階層構(gòu)成。前者通過“社區(qū)平均家庭年收入”和“社區(qū)平均家庭受教育年限”來分別測量社區(qū)經(jīng)濟(jì)階層地位和教育階層地位；后者通過“社區(qū)家庭年收入標(biāo)準(zhǔn)差”和“社區(qū)受教育年限標(biāo)準(zhǔn)差”來分別測量社區(qū)居民的經(jīng)濟(jì)階層多樣性和教育階層多樣性，標(biāo)準(zhǔn)差越大，代表社區(qū)內(nèi)部居民之間的經(jīng)濟(jì)地位或教育地位差異越大，社區(qū)內(nèi)的階層異質(zhì)性越高。

(3) 控制變量包含兩組，一組是城市居民的個(gè)體特征變量，另一組是社區(qū)特征變量。個(gè)體特征變量除性別(女性=1)、年齡、年齡的平方、戶籍屬性(非農(nóng)戶口=1)等基本變量外，還包括個(gè)人年收入(取對數(shù))、受教育年限、住房產(chǎn)權(quán)(業(yè)主=1)、居住社區(qū)類型(以商品房社區(qū)為參照組)、身體健康程度、社團(tuán)活動(dòng)參與度、主觀社會(huì)等級(jí)、社會(huì)信任感等被已有文獻(xiàn)證明對鄰里社會(huì)資本有影響的變量。其中，身體健康程度涉及“非常不健康、比較不健康、一般、健康、非常健康”，分別設(shè)置為1?5分；社會(huì)信任感來自“總的來說，您 是否同意大多數(shù)人是可以信任的這種看法”，選項(xiàng)設(shè)置為“非常不同意、不同意、同意、非常同意”，分別設(shè)置為1?4分，分值越高代表社會(huì)信任感越高；社團(tuán)活動(dòng)參與涉及“居委會(huì)活動(dòng)、業(yè)委會(huì)活動(dòng)、休閑娛樂/體育俱樂部/沙龍組織活動(dòng)、學(xué)習(xí)/培訓(xùn)機(jī)構(gòu)活動(dòng)、同鄉(xiāng)會(huì)活動(dòng)、公益/志愿者團(tuán)體活動(dòng)、宗教組織活動(dòng)”，其選項(xiàng)設(shè)置均為“每周幾次、每周1次、每月1次、每年1次、從不”，分別賦值為4分、3分、2分、1分和0分。此外，那些從來沒有加入過上述社團(tuán)組織的居民將其賦值為0分，最終得到這7大社團(tuán)活動(dòng)的參與度總和，取值區(qū)間為0?12，值越大表示社團(tuán)活動(dòng)參與越活躍。由于其余個(gè)體特征變量均直接取自CLDS2012問卷中的測量題項(xiàng)，因此不再贅述其賦值過程。社區(qū)特征變量包括社區(qū)人口規(guī)模/萬、是否有業(yè)委會(huì)(有業(yè)委會(huì)=1)、是否為郊區(qū)型社區(qū)(郊區(qū)型社區(qū)=1)、社區(qū)公共設(shè)施的利用程度、本地居民?外地居民關(guān)系和諧度、本地居民之間關(guān)系和諧度，以及本地居民-社區(qū)干部關(guān)系和諧度等。對社區(qū)公共設(shè)施利用度的測量共涉及“老年活動(dòng)室，休閑、健身場所，兒童游樂場所，圖書、雜志、報(bào)紙閱覽室、社區(qū)廣場/公園，餐飲、娛樂場所”等5類，其選項(xiàng)均設(shè)置為“沒有此類設(shè)施、非常少使用、較少使用、一般、較多使用、非常多的使用”，分別賦值為0-5分值，通過加總得出社區(qū)公共設(shè)施利用程度的總分值；由于三大群際關(guān)系和諧度的選項(xiàng)均為“非常低、比較低、一般、比較高、非常高”，分別賦值為1?5分，分值越高代表群體關(guān)系越和諧。所有納入模型的變量描述性統(tǒng)計(jì)結(jié)果詳見表1。

(三) 分析模型

本研究的核心目的在于分析社區(qū)階層分割(社區(qū)平均階層地位、階層異質(zhì)性)對城市居民鄰里社會(huì)資本的影響，相對于個(gè)體層面的鄰里社會(huì)資本而言，社區(qū)階層分割屬于社區(qū)層面的特征變量，為此本研究擬采用分層線性回歸模型(HLM)進(jìn)行數(shù)據(jù)分析。本研究建立的最終模型(隨機(jī)截距模型)表達(dá)如下：

層1模型(個(gè)體層次)：

層2模型(社區(qū)層次)：

在層1模型中，Y表示居住在社區(qū)的居民的鄰里社會(huì)資本的期望值，X表示個(gè)體層次的19個(gè)解釋變量(包括部分類別型變量產(chǎn)生的虛擬變量在內(nèi))的取值，例如性別、年齡、年齡的平方、個(gè)人年收入、居住社區(qū)類型、受教育年限、住房產(chǎn)權(quán)、身體健康程度、社團(tuán)活動(dòng)參與度、主觀社會(huì)等級(jí)、社會(huì)信任感等。0j為層1模型的截距，為各個(gè)體層次解釋變量的回歸系數(shù)估計(jì)值，為個(gè)體層次的誤差項(xiàng)。在層2模型中，針對層1模型的截距0j進(jìn)行建模，以社區(qū)層面的特征變量D對0j在各社區(qū)之間的變異進(jìn)行解釋，包括平均教育階層地位、教育階層異質(zhì)性、平均經(jīng)濟(jì)階層地位、經(jīng)濟(jì)階層異質(zhì)性、社區(qū)人口規(guī)模、是否有業(yè)委會(huì)、是否為郊區(qū)型社區(qū)、社區(qū)公共設(shè)施利用度、本地居民-外來居民關(guān)系和諧度、本地居民之間關(guān)系和諧度、本地居民-社區(qū)干部關(guān)系和諧度等。0h表示這些變量的回歸系數(shù)估計(jì)值，00表示總的平均鄰里社會(huì)資本，為平均鄰里社會(huì)資本與地區(qū)有關(guān)的隨機(jī)調(diào)整量，將層2模型代入層1模型，得到如下組合模型(其中隨機(jī)誤差項(xiàng)和均假定服從正態(tài)分布且相互獨(dú)立)：

表1 變量的定義、賦值和描述性統(tǒng)計(jì)

三、數(shù)據(jù)分析與研究發(fā)現(xiàn)

本研究采用多層線性回歸模型(HLM)考察社區(qū)階層分割對城市居民鄰里社會(huì)資本的影響，在模型分析策略上，主要通過嵌套模型的方式逐步在模型中加入核心自變量，以考察社區(qū)平均階層地位和階層異質(zhì)性對鄰里社會(huì)資本的凈效應(yīng)，表2報(bào)告了模型估計(jì)的 結(jié)果。

本文建立了一個(gè)不包含任何解釋變量的零模型，即在不考慮個(gè)體層面和社區(qū)層面變量影響的前提下，分析不同社區(qū)的平均鄰里社會(huì)資本是否存在差異(是否有聚集性)，這可以直接通過檢驗(yàn)隨機(jī)項(xiàng)是否等于0加以驗(yàn)證。此外，該模型還有助于分析鄰里社會(huì)資本的變異來源如何被分為社區(qū)內(nèi)部(個(gè)體層面)和社區(qū)之間兩個(gè)部分。數(shù)據(jù)發(fā)現(xiàn)，零模型的-2Log-likelihood為15 539.707，代表社區(qū)差異和個(gè)體差異的常數(shù)項(xiàng)估計(jì)值分別為0.167和0.829，且均有統(tǒng)計(jì)學(xué)意義。這說明鄰里社會(huì)資本的差異在社區(qū)層次上確實(shí)存在聚集性，意味著居住在不同城市社區(qū)的居民鄰里社會(huì)資本存在顯著性差異。據(jù)此算出同一社區(qū)內(nèi)任意兩個(gè)居民的鄰里社會(huì)資本存量的相關(guān)系數(shù)(ICC)為0.168，即[0.167/(0.167+0.829)]，這意味著城市居民鄰里社 會(huì)資本的變異有16.8%的比例來源于社區(qū)層面的 變異。

模型1為基準(zhǔn)模型，用來估計(jì)個(gè)體和社區(qū)層面的各控制變量對鄰里社會(huì)資本的影響?？梢园l(fā)現(xiàn)，在0.001的顯著性水平上，年齡、年齡的平方、住房產(chǎn)權(quán)、身體健康程度、社團(tuán)活動(dòng)參與度、主觀社會(huì)等級(jí)、社會(huì)信任感等因素對鄰里社會(huì)資本有顯著影響。在控制其他因素后，年齡對鄰里社會(huì)資本的影響效應(yīng)呈現(xiàn)出“倒U型”關(guān)系；擁有住房產(chǎn)權(quán)的業(yè)主的鄰里社會(huì)資本比非業(yè)主更高；身體越健康，擁有的鄰里社會(huì)資本越豐富；社團(tuán)活動(dòng)參與越頻繁，鄰里社會(huì)資本也越多；主觀社會(huì)等級(jí)越高，鄰里社會(huì)資本也越多；社會(huì)信任感越強(qiáng)，鄰里社會(huì)資本也越多。此外，非農(nóng)戶口居民擁有的鄰里社會(huì)資本比農(nóng)業(yè)戶口居民更多(<0.05)：在居住社區(qū)類型上，相對于商品房社區(qū)而言，居住在城中村/棚戶區(qū)的居民的鄰里社會(huì)資本多出17.1%，未改造的老城區(qū)的居民多出11.9%，工礦企業(yè)住宅區(qū)的居民多出17.7%，單位住宅區(qū)的居民多出18.5%，“村改居”社區(qū)的居民多出23.5%，移民社區(qū)的居民多出24.6%。綜合而言，除了經(jīng)濟(jì)適用房社區(qū)以外，商品房社區(qū)已經(jīng)成為諸多城市社區(qū)類型中鄰里社會(huì)資本最為淡薄的區(qū)域，而經(jīng)濟(jì)適用房社區(qū)居民的鄰里社會(huì)資本均值雖然比商品房社區(qū)要低，但兩者并無顯著性差異(>0.1)。在社區(qū)特征變量上，社區(qū)人口規(guī)模和是否擁有社區(qū)業(yè)主委員會(huì)成為對鄰里社會(huì)資本具有顯著影響的兩個(gè)關(guān)鍵因素，社區(qū)人口規(guī)模越大，鄰里社會(huì)資本的存量越少；擁有社區(qū)業(yè)主委員會(huì)的居民的鄰里社會(huì)資本比不擁有業(yè)主委員會(huì)的高出17.8%(<0.5)，其余因素對鄰里社會(huì)資本沒有影響。一般而言，社區(qū)內(nèi)公共設(shè)施的利用度越高，那么社區(qū)居民之間開展交流互動(dòng)的頻率和日常互動(dòng)的依賴度也會(huì)越高，更利于鄰里社會(huì)資本的培育。但模型1的數(shù)據(jù)顯示，雖然社區(qū)公共設(shè)施利用度的影響系數(shù)為正，但不具有統(tǒng)計(jì)學(xué)意義(>0.1)。這可能是因?yàn)椴煌鐓^(qū)的居民在公共設(shè)施利用度上還未發(fā)生顯著性分化，且整體利用水平偏低，因而對鄰里社會(huì)資本在不同社區(qū)的差異性分布還未產(chǎn)生足夠的解釋力。

表2 城市居民鄰里社會(huì)資本的多層次混合效應(yīng)線性回歸模型

注：***<0.001，**<0.01，*<0.05，+<0.1(雙尾檢驗(yàn))

模型2在模型1的基礎(chǔ)上增加了第一組核心自變量：平均教育階層地位和教育階層異質(zhì)性，前者的影響系數(shù)為?0.086(<0.001)，說明城市社區(qū)的平均教育階層地位越高，其社區(qū)居民的鄰里社會(huì)資本反而越低，平均教育階層地位每提升1個(gè)單位，社區(qū)居民鄰里社會(huì)資本降低8.6%。后者的影響系數(shù)為?0.073，說明教育階層異質(zhì)性越大，其社區(qū)居民的鄰里社會(huì)資本也越低，但這一結(jié)論不具有統(tǒng)計(jì)顯著性(>0.1)。模型3在模型1的基礎(chǔ)上增加了第二組核心自變量：平均經(jīng)濟(jì)階層地位和經(jīng)濟(jì)階層異質(zhì)性，其影響系數(shù)分別為?0.059(<0.001)和0.154 (<0.001)，這說明與教育階層分割的影響效應(yīng)不同，平均經(jīng)濟(jì)階層地位和經(jīng)濟(jì)階層異質(zhì)性對鄰里社會(huì)資本存在相反的影響，一方面，社區(qū)的平均經(jīng)濟(jì)階層地位每增加1個(gè)單位，其社區(qū)居民的鄰里社會(huì)資本降低5.9%；另一方面，社區(qū)的經(jīng)濟(jì)階層異質(zhì)性每增加1個(gè)單位，鄰里社會(huì)資本卻增加15.4%。模型4為全模型，相對于模型2和模型3而言，模型4將所有解釋變量全部加入模型。數(shù)據(jù)顯示，在控制了個(gè)體特征、社區(qū)背景特征等變量之后，社區(qū)的平均教育階層地位和平均經(jīng)濟(jì)階層地位對鄰里社會(huì)資本的影響系數(shù)仍然顯著(<0.05)，且為負(fù)向效應(yīng)，這說明社區(qū)居民的整體教育水平和收入水平越高，其鄰里社會(huì)資本會(huì)更低，但在個(gè)體層次，居民的個(gè)體教育水平和經(jīng)濟(jì)收入在0.05的顯著性水平上并不會(huì)對鄰里社會(huì)資本有影響。此外，雖然教育階層異質(zhì)性的影響系數(shù)不顯著，但經(jīng)濟(jì)階層異質(zhì)性對鄰里社會(huì)資本仍然有顯著的正向效應(yīng)，說明社區(qū)居民的整體收入差異越大，居民的鄰里社會(huì)資本越豐富。

為了更好地理解社區(qū)階層分割對鄰里社會(huì)資本三大核心要素的影響效應(yīng)，表3中回歸模型的因變量分別設(shè)定為鄰里熟悉度、鄰里信任度和鄰里互助度。與鄰里社會(huì)資本一樣，平均教育階層地位和平均經(jīng)濟(jì)階層地位對鄰里熟悉度均有顯著的負(fù)向影響(<0.05)，經(jīng)濟(jì)階層異質(zhì)性對鄰里熟悉度有顯著正向影響(<0.01)，說明城市社區(qū)的平均階層地位越高，其鄰里熟悉度越低；社區(qū)居民的家庭經(jīng)濟(jì)收入差異越大，其鄰里熟悉度越高。此外，平均教育階層地位和教育階層異質(zhì)性對鄰里信任度和鄰里互助度都沒有顯著影響，但平均經(jīng)濟(jì)階層地位和經(jīng)濟(jì)階層異質(zhì)性仍然具有與對鄰里熟悉度相似的影響效應(yīng)(<0.05)，平均經(jīng)濟(jì)階層地位越高，鄰里信任度和鄰里互助度越低；經(jīng)濟(jì)階層異質(zhì)性越大，鄰里信任度和鄰里互助度均越高。

表3 城市居民鄰里熟悉度、鄰里信任度、鄰里互助度的多層線性回歸模型

注：a. 控制變量即表2模型1中的所有被納入變量，以下同；***<0.001，**<0.01，*<0.05，+<0.1(雙尾檢驗(yàn))

社區(qū)階層分割對鄰里社會(huì)資本的影響效應(yīng)對所有的城市居民都一樣，還是在不同特征的居民之間存在差異？本文進(jìn)一步探究了社區(qū)階層分割與不同個(gè)體、社區(qū)特征變量之間的交互效應(yīng)，以檢驗(yàn)社區(qū)階層構(gòu)成對鄰里社會(huì)資本的效應(yīng)是否存在群體差異或社區(qū)差異。在社區(qū)特征變量方面，本文構(gòu)造了社區(qū)平均階層地位和階層異質(zhì)性與“社區(qū)是否擁有業(yè)委會(huì)”和“是否為郊區(qū)型社區(qū)”之間的交互項(xiàng)，結(jié)果顯示交互項(xiàng)的評(píng)估系數(shù)不顯著，因而未將數(shù)據(jù)結(jié)果在此詳細(xì)展示。此外，本文還構(gòu)造了社區(qū)階層構(gòu)成與戶籍屬性、住房產(chǎn)權(quán)、社團(tuán)活動(dòng)參與之間的交互項(xiàng)(其中，為方便解釋交互效應(yīng)，社團(tuán)活動(dòng)參與度被處理為二分變量，劃分為有參與(社團(tuán)活動(dòng)參與度≥1)和從未參與(社團(tuán)活動(dòng)參與度=0)，其中有參與社團(tuán)活動(dòng)的樣本量為1 273個(gè)，占比為22.1%；從未參與社團(tuán)活動(dòng)的樣本量為4 479個(gè)，占比為77.9%。由此可見，絕大部分城市居民從來沒有參與過社團(tuán)活動(dòng)，城市居民的公共社團(tuán)參與整體上相對貧乏)，研究發(fā)現(xiàn)，僅有社團(tuán)活動(dòng)參與同社區(qū)階層構(gòu)成之間存在交互效應(yīng)，具體結(jié)果如表4所示，而戶籍屬性、住房產(chǎn)權(quán)的交互效應(yīng)數(shù)據(jù)同樣由于不顯著而未詳細(xì)展示。整體而言，社區(qū)平均階層地位對鄰里社會(huì)資本的負(fù)向效應(yīng)和社區(qū)階層異質(zhì)性的正向效應(yīng)均不因該社區(qū)是否有業(yè)委會(huì)或是否在郊區(qū)而有差異，也不因個(gè)體是否擁有非農(nóng)戶口或住房產(chǎn)權(quán)而存在差異，更多的差異來自居民是否有積極的社團(tuán)活動(dòng)參與。

表4中的模型1和模型2表明，平均教育階層地位和教育階層異質(zhì)性與社團(tuán)活動(dòng)參與之間的交互項(xiàng)對鄰里社會(huì)資本沒有顯著影響，但模型3和模型4表明，平均經(jīng)濟(jì)階層地位和經(jīng)濟(jì)階層異質(zhì)性與社團(tuán)活動(dòng)參與之間的交互項(xiàng)對鄰里社會(huì)資本都有顯著影響。具體而言，模型3表明，在控制了其他因素后，那些沒有社團(tuán)活動(dòng)參與經(jīng)歷的居民，社區(qū)平均經(jīng)濟(jì)階層地位對其鄰里社會(huì)資本的影響系數(shù)為?0.059(<0.01)，但那些有社團(tuán)活動(dòng)經(jīng)歷的居民的影響系數(shù)為?0.039(<0.05)，說明沒有社團(tuán)活動(dòng)經(jīng)歷的居民，其鄰里社會(huì)資本更可能受到社區(qū)平均經(jīng)濟(jì)階層地位提升所帶來的負(fù)向影響。而模型4顯示，對于沒有社團(tuán)活動(dòng)經(jīng)歷的居民而言，其鄰里社會(huì)資本基本不會(huì)受到社區(qū)經(jīng)濟(jì)階層異質(zhì)性的影響(>0.1)，但那些擁有社團(tuán)活動(dòng)經(jīng)歷的居民的鄰里社會(huì)資本反而受到社區(qū)經(jīng)濟(jì)階層異質(zhì)性的影響更大，其影響系數(shù)的估計(jì)值達(dá)到了0.133(<0.01)。上述發(fā)現(xiàn)詳細(xì)地揭示了社區(qū)階層分割對鄰里社會(huì)資本影響的群體差異模式，即那些積極參與社團(tuán)活動(dòng)的城市居民，其鄰里社會(huì)資本往往更少地受到社區(qū)平均階層地位的消極影響，并且更多地受到階層異質(zhì)性的正向影響，而從來沒有參加過社團(tuán)活動(dòng)的居民恰好相反，其鄰里社會(huì)資本更多地受到社區(qū)平均階層地位的負(fù)向影響，且基本上不受社區(qū)階層異質(zhì)性的影響。

四、總結(jié)與討論

居住空間階層化作為社會(huì)結(jié)構(gòu)階層化的重要表現(xiàn)形式之一，已經(jīng)產(chǎn)生了一系列復(fù)雜的社區(qū)效應(yīng)，包括生活機(jī)遇的不平等分配、個(gè)體行為的社會(huì)形塑、社區(qū)參與意愿和行動(dòng)能力的顯著分化等[26]本文則聚焦于社會(huì)資本的鄰里效應(yīng)研究，基于“中國勞動(dòng)力動(dòng)態(tài)調(diào)查”(CLDS)2012年基線數(shù)據(jù)，通過多層線性模型(HLM)著重探討了城市社區(qū)的階層分割對于城市居民鄰里社會(huì)資本的影響，主要的研究發(fā)現(xiàn)有：

第一，現(xiàn)階段中國城市的社區(qū)階層分割已經(jīng)顯現(xiàn)出一股強(qiáng)大的結(jié)構(gòu)性約束力，個(gè)體層面的鄰里社會(huì)資本即使不會(huì)受個(gè)體自身客觀經(jīng)濟(jì)地位的影響，但仍然會(huì)受所居住社區(qū)的整體性階層地位的外在約束。其他因素保持不變，城市社區(qū)的平均教育階層地位和平均經(jīng)濟(jì)階層地位越高，個(gè)體的鄰里社會(huì)資本越少，鄰里熟悉度、鄰里信任度、鄰里互助度也越低。這說明城市社區(qū)整體性的階層地位的提升會(huì)極大地抑制個(gè)體的鄰里社會(huì)資本，包括降低鄰里的熟悉度、鄰里信任度以及鄰里互助行為，本文將這一發(fā)現(xiàn)概括為“鄰里資本的社區(qū)結(jié)構(gòu)約束命題”。可能的解釋有二：其一，社區(qū)平均階層地位的提高，會(huì)導(dǎo)致那些對投資鄰里社會(huì)資本有積極效應(yīng)的個(gè)體因素難以發(fā)揮作用。例如，雖然撫育孩子能夠增加鄰里關(guān)系投資的概率，但高水平社區(qū)的居民大多由保姆或其他人員專門負(fù)責(zé)撫育孩子，從而降低了自身與鄰里交往的機(jī)會(huì)。此外，出于對機(jī)會(huì)成本的考慮，經(jīng)濟(jì)生活成本的加大更可能刺激業(yè)主將閑余時(shí)間投入到工作或與工作相關(guān)的社交互動(dòng)中去，而不是利益回報(bào)率極低的鄰里交往。其二，與社區(qū)階層化相伴隨的不僅僅是社區(qū)居民整體性的階層差異，還包括社區(qū)管理和服務(wù)模式的定位、社區(qū)封閉性和紳士化程度、公共空間的配置差異、對私密性的保護(hù)意識(shí)等一整套與之相配的社區(qū)要素。高水平社區(qū)的封閉性更強(qiáng)，大多由更加嚴(yán)格和規(guī)范的第三方安保機(jī)構(gòu)和物業(yè)公司進(jìn)行管理，從而維護(hù)了住房空間更為嚴(yán)格的私密性，或者說這種層級(jí)社區(qū)的各類社區(qū)要素對鄰里交往構(gòu)成強(qiáng)有力的制約。

表4 城市社區(qū)的平均階層地位和階層異質(zhì)性對鄰里社會(huì)資本的群體差異模式

注：***<0.001，**<0.01，*<0.05，+<0.1(雙尾檢驗(yàn))

第二，社區(qū)內(nèi)部的經(jīng)濟(jì)階層異質(zhì)性越大，越有利于鄰里社會(huì)資本的提升，包括對鄰里熟悉度、鄰里信任度以及鄰里互助度的提升，本文將其概稱為“鄰里資本的社區(qū)異質(zhì)性刺激命題”。這一命題與傳統(tǒng)的有關(guān)社會(huì)資本的“同質(zhì)相容論”不同，更加傾向于“異質(zhì)互補(bǔ)論”。這是因?yàn)楝F(xiàn)代城市社區(qū)大多屬于新建不久的商品房社區(qū)，住戶的來源更加分散化，其行為特征也更加個(gè)體化和原子化，在這種全新的陌生型社區(qū)空間上構(gòu)建出來的鄰里社會(huì)資本，更傾向于一種“鏈合性的社會(huì)資本”，而非“整合性的社會(huì)資本”，而社區(qū)異質(zhì)性的提升無疑有利于促進(jìn)這種鏈合性社會(huì)資本[14]。結(jié)構(gòu)洞理論認(rèn)為，一個(gè)開放的社會(huì)網(wǎng)絡(luò)比封閉的社會(huì)網(wǎng)絡(luò)擁有更多的社會(huì)資本[27]。經(jīng)濟(jì)階層異質(zhì)性高的社區(qū)，為不同收入水平的居民提供了一個(gè)重要的日常互動(dòng)場域，從長遠(yuǎn)來看，不同經(jīng)濟(jì)階層居民的混居能有效地打破社會(huì)隔離。此外，本文也注意到教育階層異質(zhì)性和經(jīng)濟(jì)階層異質(zhì)性對鄰里資本影響效應(yīng)的反向差異，雖然教育階層異質(zhì)性的影響系數(shù)沒有通過顯著性檢驗(yàn)，但其為負(fù)值，這表明社區(qū)內(nèi)部教育階層的差異過大，不利于居民之間開展鄰里交往。這是因?yàn)榻逃A層差異過大，會(huì)導(dǎo)致居民之間在生活方式、文化素養(yǎng)、生活價(jià)值觀等上存在很大差異，從而影響鄰里關(guān)系，但是，經(jīng)濟(jì)階層的差異并不完全取決于教育水平的高低，這意味著經(jīng)濟(jì)階層差異增大并不必然導(dǎo)致文化素養(yǎng)或價(jià)值觀的差異，尤其是在教育投資回報(bào)率逐年降低和住房價(jià)格逐年攀升的時(shí)代背景下，是否擁有中高等級(jí)社區(qū)的住房已經(jīng)不能完全取決于個(gè)體受教育程度所帶來的經(jīng)濟(jì)收入回報(bào)，而是取決于整個(gè)家庭成員的集體經(jīng)濟(jì)地位。

第三，城市居民的鄰里社會(huì)資本除了受社區(qū)社會(huì)結(jié)構(gòu)的外在約束外，也不應(yīng)否認(rèn)在微觀層面受到其他個(gè)體行為特征的顯著影響。①鄰里資本受到個(gè)體生命歷程的影響，年齡和身體健康作為兩個(gè)重要的生命歷程變量，均對鄰里社會(huì)資本有顯著的影響效應(yīng)，相對于高齡老人或青年人而言，中老年群體可能更在意鄰里交往，這是因?yàn)椴煌挲g段的居民對鄰里交往的內(nèi)在需求存在差異，青年人更加追求獨(dú)立個(gè)性和高效率，其社會(huì)交往的重心更多集中于業(yè)緣或趣緣群體，而高齡老人受制于身體和心力的衰退，其鄰里交往更容易受到掣肘。②個(gè)體對社會(huì)信任的整體感知也會(huì)影響到對鄰里信任的感知，整體性的社會(huì)信任感越高，對鄰里的信任度也越高，鄰里社會(huì)資本也越豐富。③沒有非農(nóng)戶籍的農(nóng)村移民，擁有的鄰里社會(huì)資本更少，這一發(fā)現(xiàn)與已有的研究不一致。有學(xué)者發(fā)現(xiàn)，農(nóng)村移民比城市本地人更傾向于幫助鄰里或參與到鄰近活動(dòng)之中[1]，但作者不應(yīng)忽略產(chǎn)生這一結(jié)論的樣本對象可能存在自我選擇性偏誤，畢竟該樣本完全采集于外來移民聚居區(qū)，此類社區(qū)相對于一般性城市社區(qū)而言具有一定的獨(dú)立性，本文發(fā)現(xiàn)移民社區(qū)的鄰里社會(huì)資本在所有社區(qū)類型中最高，這是因?yàn)榻⒃谠陨鐣?huì)網(wǎng)絡(luò)基礎(chǔ)上的移民社區(qū)，其鄰里關(guān)系的構(gòu)建具備一定的先天優(yōu)勢。整體而言，農(nóng)村移民在城市社區(qū)的鄰里社會(huì)資本要顯著低于城市本地人。④住房產(chǎn)權(quán)顯著影響鄰里社會(huì)資本，這一發(fā)現(xiàn)與已有研究高度一致，擁有產(chǎn)權(quán)住房的居民往往居住更加穩(wěn)定，同時(shí)擁有更加強(qiáng)烈的物權(quán)意識(shí)和社區(qū)參與意識(shí)，對守護(hù)鄰里關(guān)系的積極性更高，提升社區(qū)資本的可能性也更高。⑤社團(tuán)活動(dòng)參與度對鄰里社會(huì)資本有積極影響，這一發(fā)現(xiàn)與已有研究基本一致[28]。值得一提的是，本文還發(fā)現(xiàn)了社區(qū)階層構(gòu)成與社區(qū)活動(dòng)參與之間的交互效應(yīng)，社區(qū)平均經(jīng)濟(jì)階層地位對社團(tuán)活動(dòng)參與者的鄰里社會(huì)資本的約束性要更低，社區(qū)經(jīng)濟(jì)階層異質(zhì)性對社團(tuán)活動(dòng)參與者的鄰里社會(huì)資本的提升作用更為明顯，而那些從來不參與任何社團(tuán)活動(dòng)的居民，其鄰里社會(huì)資本基本不受經(jīng)濟(jì)階層異質(zhì)性的影響，這一發(fā)現(xiàn)驗(yàn)證了社區(qū)公共活動(dòng)中有效的社會(huì)動(dòng)員和充分的活動(dòng)參與對于鄰里資本的積極效應(yīng)，同時(shí)這也意味著，要改變社區(qū)階層結(jié)構(gòu)對鄰里資本的約束效應(yīng)，在個(gè)體層次上最有效的手段就是提升社區(qū)居民對公共活動(dòng)的參與度。

以上述發(fā)現(xiàn)為基礎(chǔ)，以下三個(gè)方面值得進(jìn)一步 討論：

(1) 應(yīng)該如何看待社區(qū)異質(zhì)性對鄰里社會(huì)資本的意義？有學(xué)者提到，在社會(huì)學(xué)的社區(qū)研究中一直存有一個(gè)爭論，有的學(xué)者主張降低社區(qū)內(nèi)異質(zhì)性以提升鄰里社會(huì)資本，但這樣可能會(huì)加劇社區(qū)之間的社會(huì)隔離；有的學(xué)者主張?jiān)黾由鐓^(qū)內(nèi)異質(zhì)性，來降低社區(qū)之間的分化與隔離[15]。本研究認(rèn)為，降低或是增加應(yīng)取決于不同的階層異質(zhì)性指標(biāo)?？偟膩碚f，增加社區(qū)內(nèi)的經(jīng)濟(jì)異質(zhì)性，降低教育異質(zhì)性，最有助于鄰里社會(huì)資本的提升。當(dāng)前居住空間階層化的重要特征之一是“同質(zhì)聚居”，即社會(huì)經(jīng)濟(jì)地位相當(dāng)?shù)木用?，更有可能居住在一起而成為鄰里。隨著房價(jià)在居住空間演替和濾出的過程中扮演的作用越來越重要，同一居民小區(qū)內(nèi)部的階層異質(zhì)性只會(huì)越來越小。但是，如果某一城市社區(qū)同時(shí)管轄了多種不同類型或不同階層地位的居民小區(qū)，那么社區(qū)的整體異質(zhì)性就有可能增大，這意味著“混合型社區(qū)”對于培育鄰里資本可能會(huì)更有優(yōu)勢，但混合型社區(qū)往往又意味著社區(qū)規(guī)模的擴(kuò)大，而本文同時(shí)發(fā)現(xiàn)社區(qū)人口規(guī)模的擴(kuò)大對鄰里社會(huì)資本有消極影響。因此，從培育鄰里社會(huì)資本的角度看，混合型社區(qū)到底應(yīng)該如何保持適度規(guī)模？此外，如何打破不同管轄小區(qū)“圍墻”的社會(huì)邊界，通過社區(qū)服務(wù)型干預(yù)提升不同階層居民間的鄰里交往活躍度，相關(guān)議題還有待于進(jìn)一步研究。

(2) 不同社區(qū)情境下鄰里社會(huì)資本的發(fā)展途徑問題。一般而言，城市社區(qū)的鄰里社會(huì)資本主要表現(xiàn)為一定社區(qū)空間范圍內(nèi)社區(qū)居民之間的社會(huì)關(guān)聯(lián)，第一種是自然化的關(guān)聯(lián)，即根據(jù)各自內(nèi)在的社交需要在日常交流互動(dòng)中自然而然地形成的鄰里社會(huì)資本，例如通過養(yǎng)育孩子或照料老人而促成的鄰里交往，如果這種日常需要較少的話，其社區(qū)鄰里資本自然也相對較少。第二種是組織化的關(guān)聯(lián)，即個(gè)體在社區(qū)組織內(nèi)部的結(jié)構(gòu)體系中經(jīng)過相互動(dòng)員、相互磨合、相互影響而形成的鄰里資本。本研究發(fā)現(xiàn)，成立社區(qū)業(yè)委會(huì)對鄰里社會(huì)資本具有積極影響。雖然現(xiàn)代社區(qū)的業(yè)委會(huì)成立難度普遍較大，但由于業(yè)委會(huì)的成立大多經(jīng)歷了一個(gè)鄰里抗?fàn)幓蛏鐓^(qū)團(tuán)結(jié)的集體行動(dòng)過程，這本身便屬于利益驅(qū)動(dòng)下的鄰里互動(dòng)過程，在業(yè)委會(huì)的組織框架內(nèi)，居民可以通過組織化渠道去提升鄰里社會(huì)資本。總體而言，高端社區(qū)的居民在自然化關(guān)聯(lián)和組織化關(guān)聯(lián)兩個(gè)層面都面臨較大困境，一方面，由于大部分的家庭服務(wù)需求都已經(jīng)市場化[29]，這些社區(qū)的居民自然形成的交往機(jī)會(huì)本身就很少，導(dǎo)致居民之間自然的社會(huì)關(guān)聯(lián)被減弱；另一方面，此類社區(qū)內(nèi)部的組織化程度很低，成立業(yè)委會(huì)的難度更大，即使是社區(qū)物業(yè)公司在社區(qū)合作治理中扮演的組織化角色往往也很有限。雖然高質(zhì)量的市場化服務(wù)使得這些社區(qū)的居民不擁有太多的鄰里交往需求，但隨著社區(qū)老齡化的加速到來，老年居民逐漸增多、社區(qū)養(yǎng)老的壓力日益增大，鄰里之間仍然需要更多的社會(huì)聯(lián)結(jié)，因此高端社區(qū)鄰里社會(huì)資本的發(fā)展途徑是什么，就成為重要議題。

(3) 城市社區(qū)的鄰里社會(huì)資本是否一定越多越好？大部分學(xué)者都在為城市社區(qū)鄰里社會(huì)資本的衰落而大聲疾呼，但中國豐富的城市社區(qū)建設(shè)實(shí)踐經(jīng)驗(yàn)告訴我們，鄰里社會(huì)資本并非越多越好。例如，大量的失地農(nóng)民安置社區(qū)雖然擁有豐富、建立在鄉(xiāng)土社會(huì)網(wǎng)絡(luò)之上的鄰里聯(lián)結(jié)，但這并沒有幫助失地農(nóng)民更好地融入城市社會(huì)，反而容易產(chǎn)生累積性負(fù)面情緒或形成社區(qū)沖突，而商品房社區(qū)也容易因過度的鄰里動(dòng)員和過于緊密化的鄰里聯(lián)結(jié)而激化社區(qū)矛盾[30]，有學(xué)者將其稱為抗?fàn)幮蜕鐣?huì)資本，與治理型社會(huì)資本相對[31]。還有學(xué)者發(fā)現(xiàn)，居住在大城市郊區(qū)的移民社區(qū)居民，雖然鄰里社會(huì)資本更豐富，但并不意味著其社會(huì)融合更好。這些外地移民之間通過熟人關(guān)系網(wǎng)絡(luò)形成了具備一定封閉性的社會(huì)聯(lián)結(jié)，同時(shí)也存在與城市本地人之間產(chǎn)生社會(huì)網(wǎng)絡(luò)排斥的風(fēng)險(xiǎn)[1]。我們認(rèn)為，由于城市社區(qū)的類型多樣，社區(qū)內(nèi)部不同主體間的關(guān)系復(fù)雜性在逐步提高，城市社區(qū)的鄰里社會(huì)資本并不是一定越多越好。鄰里社會(huì)資本的發(fā)展路徑應(yīng)該導(dǎo)向有序的社區(qū)建設(shè)或社區(qū)治理層面，通過社區(qū)服務(wù)型組織來引導(dǎo)社區(qū)居民之間塑造守望相助、和諧有序的積極鄰里關(guān)系，來解決老齡化社會(huì)帶來的孤獨(dú)無助、養(yǎng)老無望等困境，同時(shí)通過有序的社區(qū)參與，形成良性的社區(qū)治理結(jié)構(gòu)，以提升公共福利。也就是說，從良性社區(qū)治理的角度出發(fā)，城市社區(qū)鄰里社會(huì)資本的培育實(shí)際上存在一個(gè)發(fā)展方向的導(dǎo)向性，以及存量邊界或限度的問題，而不是一味地越多越好。

本文仍然存在一些不足之處，受數(shù)據(jù)所限，對于社區(qū)階層構(gòu)成的測量僅采用了經(jīng)濟(jì)收入和教育水平這兩大指標(biāo)，并未涉及職業(yè)地位或社會(huì)聲望等，且受既有文獻(xiàn)的啟發(fā)[16]，為進(jìn)一步研究不同地位指標(biāo)對鄰里社會(huì)資本所可能產(chǎn)生的差異性影響，并未利用主成分分析法將其合并為一個(gè)統(tǒng)一的階層地位指標(biāo)。此外，由于數(shù)據(jù)庫中有關(guān)“社區(qū)面積”這一指標(biāo)的數(shù)據(jù)比較混亂(部分調(diào)查者在社區(qū)調(diào)查中默認(rèn)的面積單位不同，數(shù)據(jù)記錄和錄入時(shí)未轉(zhuǎn)化為統(tǒng)一的單位)，因而本文僅考慮了社區(qū)人口規(guī)模的影響，而對社區(qū)空間密度缺乏考察，這些均有待于后續(xù)研究的進(jìn)一步深入。

[1] WU F, LOGAN J. Do rural migrants ‘float’ in urban China? Neighbouring and neighbourhood sentiment in Beijing[J]. Urban Studies, 2016, 53(14): 2973?2990.

[2] KASARDA J D, JANOWITZ M. Community attachment in mass society[J]. American Sociological Review, 1974, 39(3): 328?339.

[3] MANTURUK K, LINDBLAD M, QUERCIA R. Friends and neighbors: Homeownership and social capital among low- to moderate-income families[J]. Journal of Urban Affairs, 2010, 32(4): 471?488.

[4] DUNCAN G J. Families and neighbors as sources of disadvantage in the schooling decisions of white and black adolescents[J]. American Journal of Education, 1994, 103(1): 20?53.

[5] BROWN B, PERKINS D D, BROWN G. Place attachment in a revitalizing neighborhood: Individual and block levels of analysis[J]. Journal of Environmental Psychology, 2003, 23(3): 259?271.

[6] RACHAEL A. WOLDOFF R A. The effects of local stressors on neighborhood attachment[J]. Social Forces, 2002, 81(1): 87?116.

[7] SAMPSON R J, MORENOFF J D, GANNONROWLEY T. Assessing “Neighborhood Effects”: Social processes and new directions in research[J]. Annual Review of Sociology, 2002, 28(1): 443?478.

[8] WIRTH L. Urbanism as a way of life[J]. American Journal of Sociology, 1938, 44(1): 1?24.

[9] 羅伯特·帕特南. 獨(dú)自打保齡: 美國社區(qū)的衰落與復(fù)興[M].北京: 北京大學(xué)出版社, 2011: 137?201.

[10] 陳曙光, 周梅玲. 論中國道路的話語體系建構(gòu)[J]. 思想理論教育, 2016(1): 9?14.

[11] 劉春榮. 國家介入與鄰里社會(huì)資本的生成[J]. 社會(huì)學(xué)研究, 2007(2): 60?79.

[12] 吳瑩. 社區(qū)何以可能: 芳雅家園的鄰里生活[M]. 北京: 中國社會(huì)科學(xué)出版社, 2015: 113?117.

[13] 邊燕杰. 城市居民社會(huì)資本的來源及作用: 網(wǎng)絡(luò)觀點(diǎn)與調(diào)查發(fā)現(xiàn)[J]. 中國社會(huì)科學(xué), 2004(3): 136?146.

[14] 李潔瑾, 黃榮貴, 馮艾. 城市社區(qū)異質(zhì)性與鄰里社會(huì)資本研究[J]. 復(fù)旦學(xué)報(bào)(社會(huì)科學(xué)版), 2007(5): 67?73.

[15] ALESINA A, LA FERRARA E. Participation in heterogeneous communities[J]. Quarterly Journal of Economics, 2000, 115(3): 847?904.

[16] 蔡禾, 張?zhí)N潔. 城市社區(qū)異質(zhì)性與社區(qū)整合——基于2014年中國勞動(dòng)力動(dòng)態(tài)調(diào)查的分析[J]. 社會(huì)科學(xué)戰(zhàn)線, 2017(3): 182?193.

[17] 劉精明, 李路路. 階層化: 居住空間、生活方式、社會(huì)交往與階層認(rèn)同——我國城鎮(zhèn)社會(huì)階層化問題的實(shí)證研究[J]. 社會(huì)學(xué)研究, 2005(3): 52?81.

[18] 李斌. 中國城市居住空間階層化研究[M]. 北京: 光明日報(bào)出版社, 2013: 39?56.

[19] 李斌, 張貴生. 居住空間與公共服務(wù)差異化: 城市居民公共服務(wù)獲得感研究[J]. 理論學(xué)刊, 2018(1): 99?108.

[20] 郭于華, 沈原, 陳鵬. 居住的政治: 當(dāng)代都市的業(yè)主維權(quán)和社區(qū)建設(shè)[M]. 桂林: 廣西師范大學(xué)出版社, 2014: 154?195.

[21] 黃曉星. 社區(qū)過程與治理困境: 南苑的草根自治與轉(zhuǎn)變[M].北京: 社會(huì)科學(xué)文獻(xiàn)出版社, 2016: 283?291.

[22] 施蕓卿. 再造城民: 舊城改造與都市運(yùn)動(dòng)中的國家與個(gè)人[M]. 北京: 社會(huì)科學(xué)文獻(xiàn)出版社, 2015: 231?262.

[23] 吳紅娟. 社區(qū)鄰里社會(huì)資本的生成機(jī)制[J]. 法制與社會(huì), 2008(19): 262?263.

[24] TACKSEUNG JUN, RAJIV SETHI. Neighborhood structure and the evolution of cooperation[J]. Journal of Evolutionary Economics, 2007, 17(5): 623?646.

[25] 吳愈曉, 黃超. 基礎(chǔ)教育中的學(xué)校階層分割與學(xué)生教育期望[J]. 中國社會(huì)科學(xué), 2016(4): 111?134.

[26] SHINN M, TOOHEY S M. Community contexts of human welfare[J]. Annual Review of Psychology, 2003, 54(1): 427.

[27] BURT R S. Structural holes: The social structure of competition[M]. Cambridge: Harvard University Press, 2010: 235.

[28] 賀霞旭, 劉鵬飛. 中國城市社區(qū)的異質(zhì)性社會(huì)結(jié)構(gòu)與街坊/鄰里關(guān)系研究[J]. 人文地理, 2016(6): 1?9.

[29] ZHANG X, NAKAYAMA T. A study about the life actual situation of the care required senior citizen in community of China: a case study in shiwei community of Changchun city[J]. Journal of Architecture & Planning, 2010(75): 2277?2286.

[30] 原珂. 中國城市社區(qū)沖突及化解路徑探析[J]. 中國行政管理, 2015(11): 125?130.

[31] 趙小平, 劉程程. 業(yè)主維權(quán)與社區(qū)維穩(wěn)能否兼得?——一個(gè)社會(huì)資本視角的考察[J]. 新視野, 2015(5): 83?90.

Stratification of urban community and neighborhood social capital of urban citizens: A multi-level analysis

LI Bin, ZHANG Guisheng

(School of Public Administration, Central South University, Changsha 410083, China)

Affluent neighborhood social capital functions as the embedded basis in promoting the effective governance of urban community, but increasingly deteriorating stratification of unban community poses severe challenge to it. Based on the baseline data of CLDS 2012, this paper, by adopting Hierarchical Linear Modeling (HLM), explores the influence of stratification of unban community on neighborhood social capital of citizens. Findings show that neighborhood social capital also holds certain spatial clustering at the community level apart from being influenced by individual factors such as individual life process, household registration, housing property right, social trust, subjective social hierarchy, participation in community activities, that community class composition exerts significant impact on neighborhood social capital, and that the higher the status of the average educational class and the average economical class, or the smaller the heterogeneity of economic class, the lower the social capital of the neighborhood. What’s more, residents who participate more in community activities are less negatively affected by the status of the average economic class in the community, and more positively affected by the heterogeneity of the economic class in the community.

stratification of community class; average class status; class heterogeneity; neighborhood social capital

2018?10?01；

2019?04?17

國家社會(huì)科學(xué)基金重大項(xiàng)目“新型城鎮(zhèn)化背景下的城鄉(xiāng)關(guān)系研究”(15ZDA044)；國家社會(huì)科學(xué)基金重點(diǎn)項(xiàng)目“居住空間結(jié)構(gòu)化與人口城鎮(zhèn)化路徑及策略研究”(15ASH007)；湖南省智庫專項(xiàng)課題“湖南城市化背景下的城鄉(xiāng)社區(qū)發(fā)展研究”(16ZWC24)

李斌(1963—)，男，湖南武岡人，中南大學(xué)公共管理學(xué)院教授、博士生導(dǎo)師，主要研究方向：社會(huì)政策、新型城鎮(zhèn)化；張貴生(1992—)，男，湖南澧縣人，中南大學(xué)公共管理學(xué)院博士研究生，主要研究方向：城鄉(xiāng)關(guān)系與社會(huì)政策，聯(lián)系郵箱：guisheng-z16@csu.edu.cn

10.11817/j.issn. 1672-3104. 2019.03.013

D669.3

A

1672-3104(2019)03?0116?10

[編輯: 游玉佩]