基于SEM模型的社區(qū)居民參與實證分析

尚云 賈友軍

摘要：以烏魯木齊市H社區(qū)為研究對象進行居民參與行為影響因素路徑分析，采用訪談和問卷調(diào)查相結(jié)合的方式進行數(shù)據(jù)搜集，運用AMOS 23.0軟件進行結(jié)構(gòu)方程模型的構(gòu)建與分析。結(jié)果表明，治理認知對參與意愿、參與行為，個人因素、參與意愿對參與行為都有正向的影響作用，行為態(tài)度和外部因素對參與行為有負向的影響作用。通過成立的行為路徑提出增強社區(qū)管理信息化應(yīng)用能力并提高居民的社區(qū)治理認知水平等建議，對改善當前H社區(qū)治理居民參與現(xiàn)狀具有一定的現(xiàn)實意義。

關(guān)鍵詞：治理認知;治理態(tài)度;參與行為;影響因素;結(jié)構(gòu)方程模型（SEM）;烏魯木齊市

中圖分類號：C912.68? ? ? ? ?文獻標識碼：A

文章編號：0439-8114（2019）04-0108-06

Abstract： Taking H community in Urumqi as the research object， the path analysis of influencing factors of residents' participation behavior was carried out. The data collection was carried out by means of interviews and questionnaires. The construction and analysis of structural equation model was carried out by AMOS 23.0 software. The results show that governance cognition has a positive impact on participation willingness and participation behavior; personal factors and participation willingness has a positive impact on participation behavior; while behavioral willingness and external factors have a negative impact on participation behavior. Suggestions such as enhancing the ability of community management information application and raising the awareness level of residents' community governance through the established behavioral path have certain practical significance for improving the current participation of residents in H community governance.

Key words： governance cognition; governance attitude; participation behavior; influencing factors; structural equation modeling; Urumqi

隨著城市社區(qū)的建設(shè)與發(fā)展，居民參與已成為當前社區(qū)建設(shè)的新主題和新動力[1]?，F(xiàn)代社區(qū)治理是政府主導(dǎo)、社會協(xié)作、居民組織化行動的過程[2]。從2000年民政部提出推進城市社區(qū)建設(shè)以來[3]，中國城市社區(qū)雖然有了一定的發(fā)展，但建設(shè)過程中仍存在居民參與嚴重不足的情況。

學者們對于社區(qū)治理居民參與的研究內(nèi)容主要可分為參與意識[4]、政治參與[5，6]、參與類型[7]、參與機制[8]和模式[9];又或者是基于網(wǎng)絡(luò)新媒體視角[10]、社會資本視角、社會組織、社區(qū)環(huán)境[11，12]與安全等方面進行闡述。近三年來，除上述之外，關(guān)于多民族社區(qū)的研究內(nèi)容更多傾向于社區(qū)居民間的文化認同和多元協(xié)同治理方面的論述。通過對已有文獻的梳理發(fā)現(xiàn)，當前研究都缺乏居民參與行為路徑的具體探討。

本研究整合現(xiàn)有研究，在計劃行為理論的基礎(chǔ)上作出改進并運用結(jié)構(gòu)方程模型量化社區(qū)治理居民參與行為影響因素，分析其中的因果關(guān)系以及所影響的具體程度，明確居民參與行為路徑，正確引導(dǎo)居民有序、高效參與社區(qū)治理并為推進“公眾參與的共建共治共享的社會治理格局”[13]形成帶來助力。

1? 數(shù)據(jù)來源與研究方法

1.1? 數(shù)據(jù)來源

新疆維吾爾自治區(qū)是典型的多民族人口聚集區(qū)域，各民族基本呈現(xiàn)“大雜居，小聚居”的分布格局[14]。以新疆烏魯木齊市天山區(qū)多民族聚居的H社區(qū)為研究對象，采用實地問卷調(diào)查的方式對H社區(qū)全體居民進行抽樣調(diào)查。天山區(qū)H社區(qū)目前有1 500余戶居民，共計3 000多人，其中主體民族有漢族、維吾爾族、哈薩克族和回族四大類。本次調(diào)查共發(fā)放問卷400份，回收350份，問卷回收率87.5%，其中有效問卷341份，問卷有效率85.25%。

調(diào)查問卷數(shù)據(jù)顯示，341份有效樣本中男性167位，女性174位，性別比例符合分析要求。其中，31～40歲的群體為本次問卷調(diào)查的主要群體，占比32.3%;60歲以上群體占比13.8%;已婚人群占比82.4%;戶主和租賃戶分別占比75.4%和24.6%;少數(shù)民族同胞數(shù)量共占比31.3%;在H社區(qū)居住時間達10年以上的占比43.4%。

1.2? 研究方法

有關(guān)居民參與的研究方法主要有問卷調(diào)查的描述性統(tǒng)計分析[15];參與意愿人口學因素[16]、認知特征、行為特征[17]等的二元Logistic回歸分析[18]或Probit模型;多元回歸分析;偏相關(guān)分析[19]等。以上方法在描述因素間復(fù)雜的互動關(guān)系和作用路徑方面略有不足。結(jié)構(gòu)方程模型不僅可以描述分析系統(tǒng)的潛在變量，還可以研究潛在變量之間的關(guān)系[20]，其打破了傳統(tǒng)模型一個指標只能對應(yīng)一個因子的思維模式，可以生成一對多（一個指標與多個變量的相關(guān)關(guān)系）或者更加復(fù)雜的多對多（高階因子）模型[12]。因此選用結(jié)構(gòu)方程模型方法進行分析探討。

結(jié)構(gòu)模型主要是界定潛在自變量和潛在因變量間的線性關(guān)系的模型[21]，結(jié)構(gòu)方程模型分為兩個基本模型：測量模型和結(jié)構(gòu)模型。測量模型明確了潛在變量與觀察變量間的線性關(guān)系，潛在變量是無法直接量化的，所以需要觀測變量來表達。觀測變量是潛在變量的測量指標，是量表或問卷等測量工具所得的數(shù)據(jù)[22]。具體公式如下：

式（1）是結(jié)構(gòu)方程式，其中，β是內(nèi)生潛變量間相互影響效應(yīng)系數(shù);γ是外生潛變量對內(nèi)生潛變量影響的效應(yīng)系數(shù);ξ是標準化處理后的外生潛變量;η是內(nèi)生潛變量;ζ是η的殘差向量。式（2）是內(nèi)生潛變量的測量方程式，其中，Y是內(nèi)生觀測變量組成的向量;λy表示內(nèi)生潛變量與內(nèi)生觀測變量間的關(guān)系。式（3）是外生潛變量的測量方程式，其中，X是外生觀測變量組成的向量;λx表示外生潛變量與外生觀測變量間的關(guān)系。ε、δ為測量模型的殘差矩陣[23]。后續(xù)將通過處理問卷所得數(shù)據(jù)，將各潛在變量間的相關(guān)關(guān)系和因果關(guān)系進行結(jié)構(gòu)方程模型檢驗。

2? 居民參與行為路徑的構(gòu)建

2.1? 計劃行為理論

計劃行為理論是在Ajzen和Fishbein共同提出的理性行為理論基礎(chǔ)上提出的。計劃行為理論是解釋個體行為決策過程的社會心理學理論，主要包含態(tài)度、主觀規(guī)范、感知行為控制、行為意向和行為5個要素。行為意愿通過行為態(tài)度、主觀規(guī)范、感知行為控制3個前置變量來影響人的最終行為。行為態(tài)度是指個體對某一行為所持有的積極或消極的評價;主觀規(guī)范是指就某一行為個體感知到的來自外部的社會壓力，如家人、朋友、同事等人的看法;感知行為控制是指個人根據(jù)經(jīng)驗對所實施行為阻力的評估，如時間、精力、金錢等的限制[24]。行為意向指個人對于進行某項具體行為的主觀意愿的判定，它反映了個人對于該項具體行為的執(zhí)行意愿。Ajzen指出，行為意愿可以直接決定行為。

2.2? 路徑構(gòu)建

理性行為理論認為所有的特定行為都會受到行為意向的間接影響[25]。參與行為、參與意愿和參與態(tài)度的具體設(shè)置見表1，并在“周圍的鄰居都參與”“家人的支持”等題項歸為主觀規(guī)范的基礎(chǔ)上添加“集體利益觀”“國家、自治區(qū)政策引導(dǎo)”“監(jiān)督社區(qū)工作”“便捷的參與途徑”“公民權(quán)利的體現(xiàn)”題項后改進為外部因素潛在變量。公民權(quán)利意識的培養(yǎng)是中國民主建設(shè)急需重視的領(lǐng)域。集體利益觀念的樹立與加強，理論上可以較好地促進公眾參與行為。便捷的參與途徑也是在預(yù)調(diào)研訪談中了解到現(xiàn)階段社區(qū)管理缺乏的關(guān)鍵因素。在“時間”“精神上的鼓勵榮譽感”和“經(jīng)濟條件”的感知行為控制基礎(chǔ)上添加“物質(zhì)上的報酬”因素后改進為個人因素潛在變量。除此之外再添加社會經(jīng)濟地位潛在變量進入模型路徑分析，其中包括月收入、受教育程度和政治身份作為衡量標準。受教育程度和月收入是衡量社會經(jīng)濟地位的重要指標：一個人擁有的財富越多就越會關(guān)注政府稅收等政策，因而就越會有動力參與政治過程;受教育程度越高，也越有能力參與到政治過程中去[26]。

2.3? 研究假設(shè)

通過在計劃行為理論的基礎(chǔ)上改進補充得到參與行為、參與意愿、治理認知、行為態(tài)度、個人因素、外部因素和社會經(jīng)濟地位等7個潛在變量。原計劃行為理論的變量為行為、行為意向、態(tài)度、主觀規(guī)范、感知行為控制5個潛在變量。具體的變量設(shè)計見表1、表2。

在已有研究的基礎(chǔ)上提出研究假設(shè)，H1：社會經(jīng)濟地位正向影響治理認知;H2：社會經(jīng)濟地位正向影響參與意愿;H3：治理認知正向影響行為態(tài)度;H4：治理認知正向影響參與意愿;H5：治理認知正向影響參與行為;H6：治理認知正向影響個人因素;H7：治理認知正向影響外部因素;H8：行為態(tài)度正向影響參與意愿;H9：行為態(tài)度正向影響參與行為;H10：個人因素正向影響參與意愿;H11：個人因素正向影響參與行為;H12：個人因素正向影響外部因素;H13：外部因素正向影響參與意愿;H14：外部因素正向影響參與行為;H15：參與意愿正向影響參與行為。設(shè)計概念模型見圖1。

3? 模型檢驗與結(jié)果分析

3.1? 信度分析

在實證分析之前需要對各個潛在變量的一致性進行檢驗，即信度檢驗。本研究采用Cronbachs α系數(shù)法對數(shù)據(jù)進行信度檢驗。Cronbachs α≥0.7為高信度，0.35≤Cronbachs α<0.7為一般信度，Cronbachs α<0.35為低信度[27]。檢驗結(jié)果（表3）表明，各分量表的Cronbachs α系數(shù)均可以良好通過，總量表Cronbachs α系數(shù)為0.926，說明題項的內(nèi)部一致性較好，可繼續(xù)進行后續(xù)分析。

3.2? 驗證性因子分析

驗證性因子分析是結(jié)構(gòu)方程模型擬合之前的必要步驟，標準化的路徑系數(shù)代表的是潛在變量對觀測變量的影響，代表因素負荷量的數(shù)值，可反映觀測變量在各潛在因素的相對重要性[28]。路徑系數(shù)越大因素載荷量值越大，表明觀測變量能被構(gòu)念解釋的變異越大。結(jié)果顯示，所有潛在變量至觀測變量的標準化路徑系數(shù)值Estimate（S）除X23和X24以外均在0.535～0.871之間，且路徑系數(shù)的t統(tǒng)計值均大于1.96，說明觀測變量均較好地隸屬于各自的潛在變量，潛在變量之間存在一定的相關(guān)關(guān)系。

3.3? 模型的擬合、修正及檢驗

3.3.1? 擬合、修正情況? 在第一次驗證后的適配一般情況下，模型的擬合結(jié)果需要進一步修正。通過修正指數(shù)對模型進行修正，剔除掉不顯著的路徑后將MI值較大的路徑逐一添加殘差間相關(guān)關(guān)系后得到最終修正模型（圖2），模型總體擬合度良好。模型的各評價指標和整體適配度檢驗結(jié)果見表4。

3.3.2? 模型檢驗? 對模型適配度進行檢驗，主要目的是判斷研究者所建構(gòu)的理論模型是否能對實際觀察調(diào)查所得的資料予以合理解釋[29]。擬采用Jackson[30]建議選用的幾個指標進行整體模型的適配度評價。由表5可知，結(jié)構(gòu)模型適配指標的擬合良好，結(jié)果較為可信。

3.4? 模型解釋

3.4.1? 路徑結(jié)果分析? 從最終的擬合結(jié)果來看，所建立的初始概念模型中假設(shè)H2未通過（去掉P值不顯著路徑）;假設(shè)H8未通過（去掉P值不顯著路徑）;假設(shè)H9部分通過（路徑P值顯著但為負向作用）;假設(shè)H10未通過（去掉P值不顯著路徑）;假設(shè)H13未通過（去掉P值不顯著路徑）;假設(shè)H14部分通過（路徑P值顯著但為負向作用）。具體參數(shù)見表5。

3.4.2? 完全正向路徑? 社會經(jīng)濟地位→治理認知→參與意愿→參與行為。通過模型的輸出結(jié)果來看，社會經(jīng)濟地位→治理認知的路徑系數(shù)為0.427，影響程度中等;治理認知→參與意愿的路徑系數(shù)為0.431，影響程度中等;參與意愿→參與行為的路徑系數(shù)為0.653，影響程度較高。說明較高的月收入水平、受教育程度和黨員的政治身份會直接正向影響治理認知水平，而較高的治理認知水平會正向影響參與意愿，此路徑通過顯著性水平檢驗。

社會經(jīng)濟地位→治理認知→個人因素→參與行為。治理認知→個人因素的路徑系數(shù)為0.606，影響程度較高;在綜合模型中個人因素并未顯著影響參與意愿而是直接正向影響參與行為，其路徑系數(shù)為0.235，影響程度較低，此路徑通過顯著性水平檢驗。

3.4.3? 部分正向路徑? 社會經(jīng)濟地位→治理認知→行為態(tài)度→參與行為。行為態(tài)度→參與行為的路徑系數(shù)為-0.675，且已通過顯著性水平檢驗。居民群體越認可“參與社區(qū)治理會保障自身權(quán)利，如選舉、決策、監(jiān)督等權(quán)利”和“參與社區(qū)治理會獲得物質(zhì)、經(jīng)濟利益，如高質(zhì)量的物業(yè)服務(wù)、良好衛(wèi)生”行為態(tài)度認同越高會造成低效率參與行為，引起這種現(xiàn)象的原因在于認知水平較高的居民群體對于當前社區(qū)居民參與途徑的不便捷及各方面現(xiàn)狀較為不滿而引起的較低的參與水平。

治理認知→個人因素→外部因素→參與行為。在綜合模型中，外部因素→參與行為的路徑系數(shù)為-0.399，且通過顯著性水平檢驗。這并不能直接說明H社區(qū)居民沒有集體利益觀念、公民權(quán)利意識淡薄而不能正向影響參與行為，且包含“榮譽感”的個人因素也在正向影響參與行為。外部因素不能促進H社區(qū)居民參與行為的原因在于多民族聚居社區(qū)的復(fù)雜性以及烏魯木齊市社區(qū)管理的政府主導(dǎo)地位讓居民缺乏自治觀念，使其在綜合模型中沒有形成正向作用。

4? 結(jié)論

通過構(gòu)建結(jié)構(gòu)方程模型，明確了烏魯木齊市天山區(qū)H社區(qū)居民參與行為影響因素路徑。結(jié)果表明，治理認知對于行為態(tài)度、參與意愿、參與行為、個人因素和外部因素都有顯著的正向作用，當前提高居民參與水平建議可以從提高居民的社區(qū)治理認知水平角度著手，增強社區(qū)認同，建立穩(wěn)定的社會網(wǎng)絡(luò)，調(diào)動居民參與社區(qū)治理的主觀能動性，進而通過豐富的社區(qū)活動加強民族間的聯(lián)系，促使各民族同胞共同努力，提升社區(qū)管理效能的同時實現(xiàn)文明、民主、和諧、友好和團結(jié)社區(qū)的建設(shè)目標?？梢酝ㄟ^增強社區(qū)管理的信息化應(yīng)用能力提高居民的治理認知水平，發(fā)揮居委會的主導(dǎo)作用，推進“互聯(lián)網(wǎng)+政務(wù)服務(wù)”的服務(wù)方式，正確引導(dǎo)居民有序和高效參與社區(qū)治理。通過增強居委會、業(yè)委會服務(wù)水平為居民參與社會治理提供更便捷的信息渠道和參與途徑，激發(fā)居民參與社區(qū)治理的積極性。以此推動社會治理重心向基層下移，發(fā)揮社會組織作用，實現(xiàn)政府治理、社會調(diào)節(jié)和居民自治的良性互動，充分發(fā)揮居民在社區(qū)治理中的主體地位，實現(xiàn)由從上到下授權(quán)到從下到上授權(quán)的思想觀念的轉(zhuǎn)變，為推進中國民主社會建設(shè)增添助益。

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