張 紅，張再生

(天津大學管理與經濟學部，天津300072)

社區(qū)是人類社會的基本單元，社會公眾最關心、最現(xiàn)實和最直接的利益問題往往都出現(xiàn)在社區(qū)。社區(qū)治理是在一定的地域范圍內，由政府、社區(qū)組織和公眾等協(xié)調合作，共同管理社區(qū)事務，滿足社區(qū)公共需求，優(yōu)化社區(qū)發(fā)展的過程。多年來，我國的社區(qū)治理對于提高社區(qū)居民生活水平和質量，密切黨群政群關系，營造良好的社區(qū)居住環(huán)境，維護社會和諧穩(wěn)定等都發(fā)揮了重要作用。

居民是社區(qū)的主人，是建設和諧穩(wěn)定社區(qū)最廣泛的參與主體，是社區(qū)治理的最終受益者，居民行為對于社區(qū)治理工作以及相關機制、模式的選擇有著根本性影響。社區(qū)治理不僅需要政府的引導規(guī)劃，更需要居民的積極參與。黨的十八屆三中全會《決定》指出:要堅持黨的群眾路線，建立社會參與機制，充分發(fā)揮人民群眾的積極性、主動性和創(chuàng)造性;要發(fā)展基層民主，促進群眾參與城鄉(xiāng)社區(qū)治理。

早在19世紀，德國的漢堡福利制度和愛爾伯福利制度就倡導居民參與本社區(qū)各項工作，居民參與和社區(qū)自治是現(xiàn)代公民社會的實踐起點，也是西方民主社會的基本特征。西方學者對于居民參與社區(qū)治理也給予了足夠的重視，并取得了豐碩的研究成果。約翰·杜威指出，民主孕育于公民的家園，而這個家園即社區(qū)[1]。卡羅爾·佩特羅曾強調參與社會是一個民主政體得以存在的基本前提[2]。Keller基于對社區(qū)的實證分析指出，社區(qū)治理是在公民參與政治博弈中實現(xiàn)的[3]。

當前，國內關于居民參與社區(qū)治理行為及影響因素的研究主要以綜述或定性分析為主。有學者指出，我國居民參與社區(qū)治理具有參與程度低、范圍有限、主體缺乏廣泛性等特點，原因在于利益機制、參與渠道、制度化環(huán)境、居民對社區(qū)認同感的缺失等[4]。也有學者指出，群眾參與社區(qū)治理的積極性來源于民生事務的參與、結構化的平臺、剛性的制度、黨政群的對接和群眾意見建議的有效落實[5]。這些研究成果在一定程度上推動了居民參與社區(qū)治理的理論研究和實踐探索，但由于缺乏詳實的數(shù)據(jù)支撐，研究結論的說服力還不夠。近些年，國內也出現(xiàn)了一些基于實地調查的居民參與社區(qū)治理的實證研究，夏曉麗基于實地調研發(fā)現(xiàn)，影響社區(qū)居民參與的因素包括:經濟收入、社會地位、社區(qū)認同、社區(qū)社會資本、公民政治知識和公民公共精神等[6]。周林剛基于問卷調查得出:性別、家庭規(guī)模、職稱、社會階層、上網時間、社會資本、社區(qū)認同、社區(qū)結構等是影響社會參與的顯著因素[7]。高斐等從社會資本的視角出發(fā)，在實地調查的基礎上通過構建回歸模型分析了影響居民參與社區(qū)治理的因素[8]。

綜上所述，當前國內外關于居民參與社區(qū)治理的研究已取得了一定的成果，但仍存在一些不足之處。鑒于此，本文以計劃行為理論為支撐，基于天津市的調查資料，構建結構方程模型，實證分析居民參與社區(qū)治理的行為及其影響因素，為相關政府部門制定、創(chuàng)新社區(qū)治理政策提供參考依據(jù)。

一、理論模型與基本假設

1.計劃行為理論及應用背景

關于人類行為影響因素的研究，可以追溯到菲什賓提出的菲什賓模型，該理論認為，行為態(tài)度決定意向，預計的行為結果及結果評價決定人的行為態(tài)度[9]。后來，菲什賓和阿耶茲又提出了理性行為理論。該理論認為，行為意向直接決定人的行為，行為意向同時又受態(tài)度和主觀規(guī)范的影響制約[10]。在此基礎上，阿耶茲于1991年發(fā)表了《計劃行為理論》一文，這標志著計劃行為理論的成熟。

2.研究假設

(1)居民參與社區(qū)治理意向和參與行為。一般情況下，人的行為都是其行為意向的具體行動表現(xiàn)，近些年，不同領域研究者的研究結果也證實行為意向對于行為實施確實具有正向促進作用[11-12]。居民參與社區(qū)治理行為也是如此，也是居民參與行為意向的行動體現(xiàn)。居民參與社區(qū)治理的意向愈強烈，其越有可能實施參與社區(qū)治理的行為。因此，本文提出如下假設。

H1:居民參與社區(qū)治理意向正向影響參與行為。

(2)參與意向在參與主觀規(guī)范、參與態(tài)度、知覺行為控制與參與行為之間的中介關系。計劃行為理論認為，理性行為的一個重要特征就在于人對某一特定行為的主觀規(guī)范會正向影響其行為意向。居民參與社區(qū)治理行為在大多數(shù)情形下是一種理性行為，居民感受到的來自相關制度規(guī)定、組織機構、社區(qū)精英等對于居民參與社區(qū)治理的鼓勵、支持越明顯，其感覺到的參與社區(qū)治理的壓力越大，參與社區(qū)治理的意向也就越強。因此，本文提出如下假設。

H2:居民參與社區(qū)治理的主觀規(guī)范正向影響其參與意向。

居民參與社區(qū)治理意向是居民在未來一段時期內參與社區(qū)治理的可能性。人對某一特定行為所持的態(tài)度會影響其行為意向，這是計劃行為理論的重要觀點。居民參與社區(qū)治理行為的發(fā)生取決于居民對參與社區(qū)治理所持的態(tài)度。態(tài)度越積極，參與社區(qū)治理的意向也就越強烈。因此，本文提出如下假設。

H3:居民參與社區(qū)治理態(tài)度正向影響居民參與意向。

依據(jù)計劃行為理論的觀點，客觀環(huán)境是制約影響個人行為的重要因素，其重要體現(xiàn)就在于人對某一特定行為的知覺行為控制正向影響其行為意向。居民參與社區(qū)治理是一種會受到諸多客觀因素影響制約的行為，當居民感覺到自己參與社區(qū)治理的能力越強，條件越好，障礙因素越少，其參與社區(qū)治理的意向也就越強。因此，本文提出如下假設。

H4:居民參與社區(qū)治理知覺行為控制正向影響居民參與意向。

基于上述居民參與態(tài)度、主觀規(guī)范、知覺行為控制與居民參與意向之間的關系以及居民參與意向與行為之間的關系，可以認為居民參與社區(qū)治理的態(tài)度越積極，他人支持力度越大，知覺行為控制越強，參與意向越大，參與行為表現(xiàn)的越積極?；诖?，本文提出如下假設。

H5:居民參與社區(qū)治理意向在居民參與主觀規(guī)范和居民參與行為之間起到中介作用。

H6:居民參與社區(qū)治理意向在居民參與態(tài)度和居民參與行為之間起到中介作用。

H7:居民參與社區(qū)治理意向在居民參與知覺行為控制和居民參與行為之間起到中介作用。

(3)居民參與社區(qū)治理主觀規(guī)范、行為態(tài)度、知覺行為控制與居民參與行為的關系。阿耶茲認為，知覺行為控制反映了個人可以控制的資源條件，因此可以直接預測實際行為，趙斌等將其修正后用于具體行為的研究并取得較好的效果[13]。我們認為，居民在參與社區(qū)治理中，除知覺行為控制外，參與態(tài)度和主觀規(guī)范都可以有效預測居民參與行為的可能性。因此，本文提出如下假設。

H8:居民參與社區(qū)治理主觀規(guī)范正向影響其參與行為。

H9:居民參與社區(qū)治理態(tài)度正向影響其參與行為。

H10:居民參與社區(qū)治理知覺行為控制正向影響其參與行為。

(4)居民參與社區(qū)治理主觀規(guī)范與參與態(tài)度。相關研究表明，主觀規(guī)范對行為態(tài)度具有正向影響作用。社會心理學中的勸說理論認為，在一個團體中，別人的觀點或與別人之間的辯論都會間接影響一個人的行為態(tài)度。認知失調理論指出，在一個群體中，個人為了服從集體規(guī)范或與該群體中重要人物的言行保持一致，會有意識地改變自己的行為態(tài)度。一個人從他人處獲得的應該做某件事情的信息會對其行為產生正面態(tài)度。Chang[14]在計劃行為理論模型中增加了“主觀規(guī)范-行為態(tài)度”路徑后發(fā)現(xiàn)，修正后模型的擬合優(yōu)度明顯提高?；诖?，本文認為居民感受到來自社會的參與壓力越大，對參與社區(qū)治理的態(tài)度也會越積極。因此，本文提出如下假設。

H11:居民參與社區(qū)治理主觀規(guī)范正向影響居民參與態(tài)度。

(5)居民參與社區(qū)治理知覺行為控制與參與態(tài)度。相關參與信息的缺失是影響居民參與社區(qū)治理的重大障礙，然而，信息的增多又會提高居民識別有用信息的成本，同時會讓居民對參與社區(qū)治理產生“厭惡”的情緒，由于現(xiàn)代社會中人們的生活節(jié)奏越來越快，盡管人們獲取信息的途徑和手段日益豐富，時間壓力卻大大限制了它的使用。因此，本文提出如下假設。

H12:居民參與社區(qū)治理知覺行為控制正向影響居民參與態(tài)度。

依據(jù)上述理論基礎和研究假設，本文構建的居民參與社區(qū)治理影響因素理論模型見圖1。

圖1 居民參與社區(qū)治理影響因素理論模型

二、研究設計

1.問卷設計

調查問卷共包括3部分內容。一是問卷說明及答題指引，為了幫助受訪居民清楚理解“社區(qū)治理”的內涵，問卷對社區(qū)治理進行了明確界定，并列舉了若干個“社區(qū)治理”的案例。二是受訪者個人及家庭基本情況，包括:性別、年齡、收入水平、文化程度、職業(yè)等基本信息。三是居民參與社區(qū)治理行為及相關變量測量部分，由于缺乏現(xiàn)成的基于計劃行為理論框架的居民參與社區(qū)治理量表，我們在參考已有的計劃行為理論、公眾參與行為等方面研究文獻的基礎上，依據(jù)標準化直接測量法及每一個潛變量的定義編寫量表。對居民參與態(tài)度設置了3個問題，居民參與知覺行為控制設置了7個問題，居民參與意向設置了2個問題，居民參與主觀規(guī)范設置了6個問題，居民參與行為設置了5個問題，最終形成了包含23個題項的量表(見表1)。本文中，所有測量在形式上都采用李克特量表予以評價。其中，1為完全不同意，7為完全同意。

續(xù)表1

2.數(shù)據(jù)收集及樣本特征

(1)數(shù)據(jù)收集。本文的數(shù)據(jù)來自于課題組2014年6月至7月對天津居民的抽樣調查。為保證所抽取樣本的典型性和代表性，調查以分層抽樣與隨機抽樣相結合的方式開展?；趨^(qū)域經濟社會發(fā)展狀況、區(qū)位條件和社區(qū)建設水平，在天津所有區(qū)縣中選擇5個區(qū)縣，每個區(qū)縣依照社區(qū)建設水平的差異隨機選擇10個社區(qū)，再在每個被抽取的社區(qū)中隨機選取來自不同家庭的9位居民作為調查樣本。共發(fā)放問卷450份，回收413份，有效問卷360份，問卷回收率為91.78%，有效率為80%。

(2)被調查居民的基本特征。在360位受訪居民中，女性203人，占56.39%。年齡結構上，61歲及以上的被調查者較多，達到了40.03%。在受教育程度方面，大專及以上學歷水平者共285人，所占比例為79.17%。在婚姻狀況方面，已婚所占比例為76.26%。在職業(yè)狀況方面，離退休人員、下崗失業(yè)人員、機關或事業(yè)單位工作人員、企業(yè)員工和其他人員所占比例分別為26.13%、9.13%、17.26%、35.26%和12.22%?？傮w來說，被調查樣本具有代表性。

3.數(shù)據(jù)檢驗

(1)信度檢驗。在測量過程中一般會有抽樣誤差、測量誤差和偏差。以360份有效問卷為基礎，采用SPSS 17.0軟件對量表進行信度檢驗，具體結果見表1。在內部一致性方面，Cranach's α檢驗指標都超過了0.7的高信度值[15]，這說明各量表的信度符合要求，內部一致性較好。整個問卷的信度檢驗指標Cranach's α值達到了0.903，說明整個問卷的可靠性和穩(wěn)定性較好。

(2)效度檢驗。效度即測量結果的有效性，在內容效度檢驗方面，問卷中各測量題項都是在參考已有相關研究文獻的基礎上嚴格依照每一個潛變量的定義編寫。在最終確定問卷之前，為保證問卷的科學性，對社區(qū)管理、社會管理等方面的專家及相關工作人員進行了訪談，對已有研究文獻的問卷進行了預調查。并依據(jù)專家以及預試者所提建議對問卷部分內容進行了修正。因此，本文所設計的問卷具有較好的內容效度。收斂效度主要用于分析不同的測量變量能否用于衡量同一潛變量，這可以用測量變量在潛變量上的因子載荷來分析。一般認為，標準因子載荷值大于0.5時，說明測量模型的收斂效度較好。各個潛變量還應該有顯著的區(qū)別效度，將各潛變量平均方差提取量(AVE)平方根和各潛變量之間的相關系數(shù)進行比較(如表2)，可知潛變量間相關系數(shù)的最大值是0.771，潛變量對應的最小AVE平方根是0.789，這符合潛變量的AVE平方根不低于其他變量相關系數(shù)的標準。

表2 相關系數(shù)矩陣及AVE平方根

三、實證結果與分析

本文以AMOS 17.0軟件為工具，把360份問卷數(shù)據(jù)和居民參與社區(qū)治理行為影響因素的理論模型進行結構方程的擬合，所有擬合指標均達到了理想標準，表明本文的理論模型和調查數(shù)據(jù)之間有較好的擬合度。

運用結構方程模型對本文提出的理論模型進行驗證，具體情況見表3，依據(jù)實證分析結果，結構模型的統(tǒng)計分析結果如圖2所示。從實證分析結果來看，本文提出的12個假設中有11個得到了驗證，1個未通過顯著性檢驗。

圖2 居民參與社區(qū)治理影響因素結構方程模型擬合結果

可見，居民參與意向對居民參與行為具有顯著的正向影響，其標準化路徑系數(shù)為0.326且在5%的水平上顯著，H1得到了驗證。這進一步說明在公眾參與領域“行為意向直接決定行為”的規(guī)律也是適用的。

表3 結構方程模型的路徑系數(shù)和假設檢驗結果

主觀規(guī)范是居民參與意向最具影響的預測變量，標準化路徑系數(shù)為0.513且在1%的水平上顯著，H2被證實。參與態(tài)度對居民參與意向的標準化路徑系數(shù)為0.311且在1%的水平上顯著，H3被證實。參與知覺行為控制對居民參與意向的標準化路徑系數(shù)為0.276且在5%的水平上顯著，H4得到驗證。這說明居民面臨的非意愿控制因素對其參與社區(qū)治理會產生重要影響，同時也說明相對于合理行為理論，計劃行為理論更適合用于預測居民參與意向。此外，以上研究結果還表明，包括行為態(tài)度和知覺行為控制在內的個人因素，對居民參與社區(qū)治理意向的影響總體上要小于社會因素對居民參與社區(qū)治理意向的影響。

主觀規(guī)范、行為態(tài)度和知覺行為控制對居民參與行為的標準化路徑系數(shù)分別為0.463、0.313和0.231，且分別在1%、5%和5%的水平上顯著，證明H8、H9、H10成立。研究還發(fā)現(xiàn)，主觀規(guī)范對居民參與社區(qū)治理行為的影響最大，行為態(tài)度次之，知覺行為控制最小。上述研究結論說明主觀規(guī)范、行為態(tài)度和知覺行為控制對居民參與行為有重要預測作用，他們不僅直接對居民參與社區(qū)治理產生作用，還通過參與意向產生間接的影響。參與意向在主觀規(guī)范、行為態(tài)度、知覺行為控制和居民參與行為之間起到中介作用。主觀規(guī)范-參與意向-參與行為這一路徑的間接總效應為0.167(0.513×0.326)，行為態(tài)度-參與意向-參與行為這一路徑的間接總效應為0.101(0.311×0.326)，知覺行為控制-參與意向-參與行為這一路徑的間接總效應為0.09(0.276×0.326)，H5、H6、H7得到證實。

居民參與態(tài)度的形成并不受主觀規(guī)范的影響，主觀規(guī)范對居民參與態(tài)度的標準化路徑系數(shù)僅為0.08，且在10%的水平上不顯著，則H11不成立。這一結果表明，居民參與行為態(tài)度可能更多地受知覺行為控制的影響，知覺行為控制對居民參與態(tài)度的標準化路徑系數(shù)為0.351，且在5%的水平上顯著，則H12成立。這進一步說明，知覺行為控制不僅直接影響居民參與社區(qū)治理的意向與行為，還通過參與態(tài)度間接產生作用。基于此，在現(xiàn)實中如何提高居民對參與社區(qū)治理的知覺行為控制程度是一個值得重點關注的問題。

四、結 語

本文通過對居民參與社區(qū)治理意向、參與社區(qū)治理行為、主觀規(guī)范、參與態(tài)度和知覺行為控制5個潛變量和23個觀測變量的因子分析，以及3個潛變量對居民參與意向、參與行為的結構模型分析，得出以下建議與啟示。

一是強化居民參與意識，營造參與型公民文化，這種價值觀念的形成可能來自法律法規(guī)和政策的推動，也可能源于相關組織的宣傳教育。二是加強對居民的教育培訓，提高其參與社區(qū)治理的素質和能力進而提高居民參與社區(qū)治理的自我效能感，而自我效能感的提升有利于居民參與社區(qū)治理行為的形成。三是加強居民參與社區(qū)治理的制度化建設，降低知覺行為控制難度。也就是要加強立法，為居民參與社區(qū)治理提供法律依據(jù)。四是完善居民參與社區(qū)治理的條件，提高居民感知便利度，即提高居民參與社區(qū)治理便利度，提升居民參與社區(qū)治理的效率，這是推動居民參與社區(qū)治理的有效途徑。

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