黃建宏 張文秀

（中共廣東省委黨校 廣東 廣州 510053）

一、問題的提出

發(fā)生于中國20 世紀(jì)70 年代末的住房私有化改革，帶來的一個重要變化是單位住宅區(qū)的衰落以及商品房社區(qū)的興起，原本由同一單位成員構(gòu)成的同質(zhì)性社區(qū)逐漸被由不同單位成員組成的異質(zhì)性社區(qū)所取代，這種變化不得不讓人相信社區(qū)整體凝聚力的下降以及社區(qū)政治參與活力的不足。但住宅理論家們似乎并不認(rèn)同這種觀點(diǎn)，異質(zhì)性社區(qū)完全有可能因住房私有化而變得更具凝聚力，住房私有化賦予人們參與社區(qū)公共政治活動的某種誘發(fā)性利益即產(chǎn)權(quán)利益。本文以青年為樣本并聚焦住房產(chǎn)權(quán)與政治參與的關(guān)系，就是為了重新審視住房私有化改革的政治影響，某種程度上有助于討論當(dāng)前我國青年住房公共政策的選擇問題[1]。現(xiàn)有調(diào)查表明，近66.7%的青年就業(yè)者租房或住集體宿舍；近20%的管理人員、近15%的專業(yè)技術(shù)人員和辦事人員住地下室和平房；近33.3%的藍(lán)領(lǐng)工人、約20%專業(yè)技術(shù)人員和辦事人員、16.5%的管理人員租住在11 平方米以下的房子里[2]。住房貧困已經(jīng)是當(dāng)前我國城市部分青年的居住常態(tài)，滿足這些青年的住房基本需求要求政府提供住房保障，但當(dāng)前住房保障卻有租賃型和產(chǎn)權(quán)型兩種，而哪種保障方式更能有效激活青年政治參與則有待深入研究。

如果由安東尼·伊登提出的基于“產(chǎn)權(quán)上的民主”適用于中國實(shí)際的話，當(dāng)前政策導(dǎo)向應(yīng)選擇給予貧困青年產(chǎn)權(quán)型保障房，因為產(chǎn)權(quán)能夠培養(yǎng)知識淵博以及對公共事務(wù)關(guān)心的活躍公民，產(chǎn)權(quán)者因在社會中有利害關(guān)系而對社會產(chǎn)生更大的興趣[3]。然而，也有觀點(diǎn)將產(chǎn)權(quán)占有與日益增長的私人主義聯(lián)系起來，認(rèn)為產(chǎn)權(quán)占有將使得人們回歸以家庭和隱私為中心的生活方式而不是社會公共事務(wù)[4](P64)，產(chǎn)權(quán)的這種性質(zhì)限制了擁有者在政治和社會問題上采取集體行動的意愿和機(jī)會[5](P251)。這種觀點(diǎn)徹底否定了住房產(chǎn)權(quán)能夠產(chǎn)生積極的社會行動結(jié)果，從而支持住房公共政策的導(dǎo)向應(yīng)是租賃型保障房。

青年是我國政治參與的主體以及基層社會民主發(fā)展和社會變革的重要力量，探討住房產(chǎn)權(quán)與青年政治參與的關(guān)系顯然是一個很有意義的話題。這不僅有助于調(diào)和上述兩種觀點(diǎn)之爭且能夠產(chǎn)生公共政策價值。但對于政策制定者來講，僅僅關(guān)注住房產(chǎn)權(quán)對青年政治參與的影響是遠(yuǎn)遠(yuǎn)不夠的，他們更關(guān)心住房產(chǎn)權(quán)的政治參與收益是否同樣適用于低收入青年。為此，本文將進(jìn)一步追問：住房產(chǎn)權(quán)對政治參與的影響在家庭經(jīng)濟(jì)條件較差和經(jīng)濟(jì)條件較好的青年群體之間是否存在差異？

二、文獻(xiàn)梳理：多種解釋機(jī)制

建立在住房產(chǎn)權(quán)之上的具有因果意義的影響機(jī)制研究，長期以來都是學(xué)界聚焦點(diǎn)，住房產(chǎn)權(quán)被認(rèn)為總是同各種有益的社會結(jié)果如政治參與相聯(lián)系[6]。經(jīng)濟(jì)學(xué)家對此作出了解釋，如經(jīng)濟(jì)自利理論認(rèn)為產(chǎn)權(quán)賦予人們一種絕對的正向財富收益，而這種收益使得理性經(jīng)濟(jì)人必然付出積極行動。利益捆綁理論也持同樣說法，認(rèn)為產(chǎn)權(quán)者比租戶更可能長時間居住在同一個住所且獨(dú)享住房交換價值而更可能對社區(qū)政治參與產(chǎn)生興趣[7](P44-60)。這些觀點(diǎn)其實(shí)隱藏著一個共同的假設(shè)：人們的行為是利益直接驅(qū)動的結(jié)果，住房所有權(quán)使得人們在房地產(chǎn)系統(tǒng)中建立了經(jīng)濟(jì)利益關(guān)系，人們會傾向于采取行動來確保和增強(qiáng)這種利益，包括維持與這種利益息息相關(guān)的社會環(huán)境[8]。另一種解釋是，住房產(chǎn)權(quán)與居住穩(wěn)定性有關(guān)，而居住穩(wěn)定性又與社區(qū)依戀感以及鄰里關(guān)系密切相關(guān)，那些將居住地看成是過渡或臨時性的租戶將較少參與社區(qū)政治活動，因為他們不會有社區(qū)承諾感以及改善社區(qū)環(huán)境的愿望，任何社會關(guān)系在遷出社區(qū)時都會被中斷，他們?nèi)狈εc鄰居建立網(wǎng)絡(luò)關(guān)系的動機(jī)，從而降低了租戶參與社區(qū)政治活動的認(rèn)識[9]。

有些實(shí)證研究在某種程度上支持了上述觀點(diǎn)，產(chǎn)權(quán)者似乎比租戶更熱衷于了解社區(qū)公共事務(wù)以及更有可能參與地方政治和地方官員的服務(wù)[10]。對美國社區(qū)產(chǎn)權(quán)者與租客進(jìn)行政治參與的差異性比較，發(fā)現(xiàn)產(chǎn)權(quán)者確實(shí)比租客的投票率更高[11]。當(dāng)然，產(chǎn)權(quán)者對政治參與態(tài)度的影響同樣獲得來自美國之外其他國家的經(jīng)驗數(shù)據(jù)的支持。產(chǎn)權(quán)者在英國大選中比租客更可能因階層認(rèn)同和政黨認(rèn)同而去參加政治投票[12]。這些發(fā)現(xiàn)在控制了相關(guān)干擾變量或考慮了個體內(nèi)生性問題的情況下依然有效[13]。基于中國經(jīng)驗的研究發(fā)現(xiàn)，產(chǎn)權(quán)者比租戶更可能參與同社區(qū)治理有關(guān)的選舉活動，產(chǎn)權(quán)者維權(quán)意識高且參與行為容易被激發(fā)，而流動性大的租戶對社區(qū)日常公共事務(wù)及政治活動卻表現(xiàn)冷漠，參與居委會選舉的積極性并不高[14]。在中國，行政力量是影響住房產(chǎn)權(quán)作用于政治參與的一個不可忽視的重要制度因素，從而出現(xiàn)了產(chǎn)權(quán)者在新型商品房小區(qū)比在舊型小區(qū)更熱衷于社區(qū)政治選舉，因為在由圍墻和保安系統(tǒng)拱衛(wèi)的新型社區(qū)，國家行政力量的滲透較少，產(chǎn)權(quán)者為了維護(hù)產(chǎn)權(quán)不受外界侵犯而更可能且更愿意參與到社區(qū)政治選舉中去[15]。

基于中國家庭追蹤調(diào)查數(shù)據(jù)的實(shí)證研究，發(fā)現(xiàn)住房產(chǎn)權(quán)激發(fā)社區(qū)政治參與需要滿足兩個條件：一是客觀上要有產(chǎn)權(quán)利益；二是主觀上要意識到產(chǎn)權(quán)利益共同體。這種觀點(diǎn)否定了多數(shù)研究潛藏著的共同假設(shè)：住房產(chǎn)權(quán)必然激發(fā)人們的政治投票參與以及產(chǎn)權(quán)者必然會意識到與社區(qū)是利益共同體。該研究對此提出的質(zhì)疑是：在一個環(huán)境穩(wěn)定且產(chǎn)權(quán)價值不受威脅的社區(qū)里，產(chǎn)權(quán)者還會積極參與社區(qū)政治投票活動嗎？如果產(chǎn)權(quán)者沒有意識到自身與社區(qū)是利益共同體或者覺得自己與社區(qū)根本沒有什么共同利益時，他們還會依舊熱衷社區(qū)政治活動嗎？住宅流動理論甚至認(rèn)為，住房產(chǎn)權(quán)反而更不會讓產(chǎn)權(quán)者產(chǎn)生利益共同體意識，因為產(chǎn)權(quán)者比租戶更長時間居住同一社區(qū)且因容易適應(yīng)而失去社區(qū)問題敏感性。社區(qū)利益共同體意識的形成是有條件的，它甚至需要社區(qū)環(huán)境來喚醒[16]。這一發(fā)現(xiàn)在某種程度上支持了桑德斯對“威脅的反應(yīng)”的觀點(diǎn)，即產(chǎn)權(quán)者參與社會政治投票活動僅僅限于房產(chǎn)利益受到政治決定的威脅時才可能發(fā)生[3]。

另一套機(jī)制認(rèn)為住房產(chǎn)權(quán)實(shí)際上會減少人們政治參與的可能性。吉姆·凱梅尼在《住房產(chǎn)權(quán)神話》一書中指出，住房產(chǎn)權(quán)會促進(jìn)人們的私有化觀念，從而降低產(chǎn)權(quán)者對福利國家的承諾。這種觀點(diǎn)也被稱為“私營主義計劃”，就是住房產(chǎn)權(quán)不僅不會激發(fā)人們積極參與社區(qū)公共政治事務(wù)的熱情，而且使人們更加局限于私人家庭生活，產(chǎn)權(quán)者會把更多的精力放在這個真正屬于“自己”的家，而忽略屬于“所有人”的公共事務(wù)[4]。金斯頓等人對美國全國性調(diào)查數(shù)據(jù)的分析表明，住房產(chǎn)權(quán)不具有總體穩(wěn)定的保守主義作用，產(chǎn)權(quán)者雖然在國家層次的總統(tǒng)選舉上比租客有更多投票，但關(guān)于地方層次的政治投票以及其他全國性的政治事務(wù)，產(chǎn)權(quán)者并不會比租客更加積極[3]。之所以有實(shí)證研究否定了住房產(chǎn)權(quán)與人們政治參與的必然聯(lián)系，其中原由主要有兩個：一是產(chǎn)權(quán)擁有會附加一些責(zé)任，包括房屋維護(hù)和財務(wù)管理，以致產(chǎn)權(quán)者在公共政治事務(wù)上花的時間可能比租房者要少；二是住房產(chǎn)權(quán)容易引發(fā)個人生活方式的私營化，回歸家庭的房主只會逐漸遠(yuǎn)離公眾生活[17]。

后續(xù)研究呼吁將住房產(chǎn)權(quán)的社會效應(yīng)與收入異質(zhì)性聯(lián)系起來，即附加在住房產(chǎn)權(quán)之上的好處是否可以延伸至所有產(chǎn)權(quán)者？盡管住房產(chǎn)權(quán)對于產(chǎn)權(quán)者的政治投票活動的影響在實(shí)證研究方面被證實(shí)有私營計劃和公營計劃兩種不同狀況，但理論上的解釋同樣遵循利益邏輯。公營計劃者認(rèn)為，住房產(chǎn)權(quán)能夠捆綁政治行為，因為人們會為了房產(chǎn)利益最大化而實(shí)施公營計劃。但私營計劃者認(rèn)為，住房產(chǎn)權(quán)會產(chǎn)生成本問題而導(dǎo)致人們尋求私人福利的解決方案。這些解釋暗示了住房產(chǎn)權(quán)效應(yīng)受家庭經(jīng)濟(jì)條件調(diào)節(jié)的可能性：一是那些在當(dāng)?shù)厣鐓^(qū)擁有更大物質(zhì)利益的富裕家庭會比貧窮家庭擁有更強(qiáng)政治參與動機(jī)，因為社區(qū)質(zhì)量的變化對富裕家庭房屋價值下降的絕對威脅更大，預(yù)期富裕家庭更可能實(shí)施公營計劃；二是房產(chǎn)在家庭財富中所占的相對比例而非絕對數(shù)量，是政治參與的更有力預(yù)測因素，這種相對比例在貧窮家庭及中等家庭中明顯比較高，預(yù)期貧窮家庭的產(chǎn)權(quán)擁有效應(yīng)要大于富裕家庭[18]。住房產(chǎn)權(quán)與政治參與顯然并不是一種簡單的線性關(guān)系，住房產(chǎn)權(quán)只有在滿足某種條件時才會導(dǎo)致政治行為的發(fā)生[19]，而這些條件對于不同家庭經(jīng)濟(jì)條件的群體來講并不相同，有關(guān)住房產(chǎn)權(quán)與政治參與的關(guān)系研究需要考慮群體異質(zhì)性。

三、研究設(shè)計：變量與分析策略

本文數(shù)據(jù)來自中山大學(xué)社會科學(xué)調(diào)查中心“2016 年中國勞動力動態(tài)調(diào)查”（以下簡稱2016CLDS）①。該項目在全國29 個省、直轄市和自治區(qū)（除港澳臺、西藏、海南）就村/居社區(qū)的社會結(jié)構(gòu)和家庭、勞動力個體的變化與相互影響展開調(diào)查。問卷調(diào)查涉及家庭成員個人信息、住房類型及家庭經(jīng)濟(jì)等信息，為本文分析住房產(chǎn)權(quán)與青年政治參與的關(guān)系提供條件。本文樣本篩選首先考慮到住房獲得的城鄉(xiāng)差異，分析中只保留居委會樣本而去掉村委會樣本；其次由于住房產(chǎn)權(quán)在家庭中具有共享屬性以及戶主在政治投票中的核心地位，本文認(rèn)同其他研究的樣本選取方式[20](P159-180)，只保留戶主及配偶樣本。另外，樣本篩選應(yīng)充分考慮青年概念的界定，本文將青年年齡下限界定為16歲，因為只有達(dá)到這個年齡的青年才有政治投票資格；青年年齡上限在中國共產(chǎn)主義共青團(tuán)團(tuán)章里被界定為28 歲，1992 年出版的《中國青少年發(fā)展?fàn)顩r報告》則將其界定為35 歲[21](P9)，世界衛(wèi)生組織將青年年齡上限提升至44 歲。本文將青年年齡界定為16—44 歲，去掉其他年齡段樣本。

（一）變量分布

本文因變量為政治參與，有研究將居民影響政府尤其是政府人員選擇的所有行動稱為政治參與，一般分為制度內(nèi)和制度外政治參與兩種類型[22]。制度外政治參與指“公民不通過現(xiàn)有法律、政策或慣例規(guī)定和允許的渠道卻試圖對公共行政進(jìn)行干預(yù)”[23]。制度內(nèi)政治參與則指包括人大代表以及城鄉(xiāng)基層自治組織在內(nèi)的選舉投票，但由于城鄉(xiāng)基層自治組織仍然是中國城鄉(xiāng)居民最為普遍的一種政治參與方式且能夠在一定程度上反映居民的意愿，有研究因而采用村居選舉作為制度內(nèi)政治參與的重要測量指標(biāo)[24]。本研究也認(rèn)同這種做法，以居委會選舉投票這一指標(biāo)測量政治參與同樣有助于討論基層民主發(fā)展問題，雖然城市社區(qū)居委會選舉在某種程度上有別于農(nóng)村的競爭性選舉[25]，但居委會選舉投票同樣可以拉近居委會與居民的關(guān)系并發(fā)揮民主教育的學(xué)習(xí)效果及民主價值內(nèi)化意義。CLDS2016 問卷調(diào)查結(jié)果顯示：在1697 個有效青年樣本中，有467 個樣本為“自己去投票”，占比27.52%；有110 個樣本為“家人代投票”，占比6.48%。本文在這里進(jìn)一步將家人代投和自己去投兩種類型稱為投票，賦值為1，合計占比為34%，青年參與社區(qū)政治投票的概率顯然并不高；“沒去投票”的樣本稱為不投票，賦值為0，樣本為1120 個，占比為66%。

住房產(chǎn)權(quán)為二分類變量且是本文主要解釋變量，本文將住房完全自有和與單位共有產(chǎn)權(quán)稱為產(chǎn)權(quán)者且賦值為1，那些租住房屋者、免費(fèi)居住政府或單位住房者以及向其他親友借住者等稱為租客且賦值為0。在1697 個有效青年樣本中，產(chǎn)權(quán)者占比為70.83%，租客占比為29.17%。另外，為了更準(zhǔn)確地把握住房產(chǎn)權(quán)對青年政治參與的解釋力，本文需要對一些影響政治參與的因素進(jìn)行控制。而當(dāng)前對于政治參與的常見解釋主要在心理模型、理性行動模型以及社會網(wǎng)絡(luò)模型等幾個少數(shù)范式之間搖擺不定[18]。故本文控制的主要變量有：一是心理特征變量即幸福感，它是一個連續(xù)變量，由填答者給自己幸福打分，分值為1～5 分，5 為最幸福，1 為最不幸福，均值為3.92；二是個體社會經(jīng)濟(jì)特征，有年齡（均值=36.01 歲）、性別（男=1，占比41.9%）、婚姻（有配偶=1，占比88.45%）、政治身份（黨員=1，占比15.56%）、工作狀態(tài)（有工作=1，占比69.12%）、個體月收入（均值=1278.94 元）、戶口（城市戶=1，占比51.8%）、教育年限（均值=11.86年）以及家庭經(jīng)濟(jì)條件（均值=6.06，最差為1 分，最好為10 分）、家庭消費(fèi)支出（均值=61056.92 元）等，這些變量通過影響個體參與成本或收益而影響決策，如教育水平因能夠提升青年參與技能以及降低政治參與的認(rèn)知成本而增加參與可能性[26]；三是社會關(guān)系變量即鄰里信任度，問卷填答中分為“完全不信任”、“比較不信任”、“居于可信與不可信之間”、“比較可信”及“完全可信”等五大類，分別被賦值為1～5 分，均值為3.53。另外，社區(qū)整潔程度是威脅住房產(chǎn)權(quán)收益的重要變量，按最不整潔到最整潔賦值為1～10 分，均值為7.64，模型分析時也加以控制。

（二）分析策略

政治參與為二分類變量，本文采用的統(tǒng)計方法是對數(shù)偶值模型（binary logit model）[27]。該模型基本形式是（1）。根據(jù)Logit 的定義，模型（1）可以直接轉(zhuǎn)換成（2），p/（1-p）即某一個個案的因變量取值為1（投票）的概率與取值為0（不投票）的概率的比，在統(tǒng)計上稱為偶值（odds）。x1～xp表示自變量，β1～βp為偏回歸系數(shù)。將（2）式代入（1）式可得出方程（3）。

根據(jù)上述公式，本文構(gòu)建了1 個總模型和2個分模型。總模型以所有青年樣本為例分析住房產(chǎn)權(quán)對居委會選舉投票的“凈”貢獻(xiàn)，分模型則進(jìn)一步將青年樣本分為家庭經(jīng)濟(jì)條件較好和較差兩個子群體，旨在驗證住房產(chǎn)權(quán)與居委會選舉投票之間的關(guān)系是否受到青年家庭經(jīng)濟(jì)條件的調(diào)節(jié)。

四、模型分析與研究發(fā)現(xiàn)

為了更準(zhǔn)確地獲得住房產(chǎn)權(quán)與居委會選舉投票之間的關(guān)系，表1 除了控制個體人口學(xué)特征之外，還控制了個體工作狀態(tài)、家庭經(jīng)濟(jì)狀況、家庭消費(fèi)支出、個體收入水平、個體主觀幸福感以及鄰居信任度。從回歸結(jié)果來看，年齡越大則青年越可能參與社區(qū)居委會選舉投票，城市戶青年的政治參與概率反而低于農(nóng)村戶青年。有研究認(rèn)為教育能提升政治效力、減少信息不對稱以及提高公民責(zé)任感，較高教育水平會提高政治投票率[28](P88)，但表1 模型1 的統(tǒng)計結(jié)果并不支持這種說法，教育水平的提升并不會顯著增加青年參與居委會選舉投票的概率。個體收入水平、家庭經(jīng)濟(jì)狀況對青年政治參與的影響不如家庭消費(fèi)支出，家庭消費(fèi)支出越大則青年個體更不可能參與社區(qū)居委會選舉投票，也許這類青年主要將時間發(fā)在勞動力市場上而忽視社區(qū)公共政治事務(wù)。

政治行為也同樣受到青年個體心理因素的影響，表1 模型1 的統(tǒng)計結(jié)果確實(shí)支持了這一點(diǎn)，個體主觀幸福感每提升一個等級則青年參與社區(qū)居委會選舉投票的概率就變?yōu)樵瓉淼?.14（e0.131=1.14）倍。社會網(wǎng)絡(luò)模型強(qiáng)調(diào)社會資本和當(dāng)?shù)貤l件而不是個體屬性在政治參與決策中的重要性[29](P114)。模型分析中用鄰里信任度來測量，鄰里信任度每提升一個單位，社區(qū)青年參與居委會選舉投票的概率就會提高為原來的1.42（e0.349=1.42）倍。社區(qū)整潔狀況在表1 模型1 中與青年政治投票行為并沒有顯著關(guān)系。

表1 模型1 在控制了其他影響因素之后，住房產(chǎn)權(quán)對于青年參與社區(qū)居委會選舉投票的影響力仍然很強(qiáng)。在所有變量中，住房產(chǎn)權(quán)的偏回歸系數(shù)最大，產(chǎn)權(quán)者參與居委會選舉投票的概率是租客的1.88（e0.632=1.88）倍。與某些研究結(jié)論相似，住房產(chǎn)權(quán)確實(shí)影響青年政治參與，從而在某種程度上支持了“公營計劃”理論[10]，產(chǎn)權(quán)者因在社會中有了利害關(guān)系而更加關(guān)心社區(qū)政治選舉活動，產(chǎn)權(quán)似乎培養(yǎng)了有見識且活躍的居民。

表1 影響居委會選舉投票的回歸結(jié)果

表1 模型2 和模型3 進(jìn)一步討論了住房產(chǎn)權(quán)影響居委會選舉投票的群體異質(zhì)性[30]。群體異質(zhì)性在這里指家庭經(jīng)濟(jì)條件差異，家庭經(jīng)濟(jì)條件在問卷中由窮到富被賦予1～10 分，本文將1～5 分界定為經(jīng)濟(jì)條件較差，6～10 分則稱為經(jīng)濟(jì)條件較好。統(tǒng)計結(jié)果顯示，在家庭經(jīng)濟(jì)條件較差的模型2 中，青年產(chǎn)權(quán)者參與社區(qū)居委會選舉投票的概率是青年租客的3.6（e1.281=3.6）倍且P＜0.01。但在家庭經(jīng)濟(jì)條件較好的模型3中，產(chǎn)權(quán)者與租客在居委會選舉投票方面的行為表現(xiàn)并不存在顯著差異。這一發(fā)現(xiàn)支持了住房產(chǎn)權(quán)與政治參與的關(guān)系受家庭經(jīng)濟(jì)條件的調(diào)節(jié)，經(jīng)濟(jì)條件較差的青年產(chǎn)權(quán)者更可能從事社區(qū)政治選舉活動。

五、延伸討論：群體異質(zhì)性

青年是政治參與的主體以及推動社區(qū)基層民主發(fā)展的重要力量，探討青年政治參與的影響因素在當(dāng)前具有十分重要的現(xiàn)實(shí)意義。政治參與在本文被界定為城市居委會選舉投票，因為它是當(dāng)前中國城市居民政治參與的最普遍方式，盡管這種方式存在某些缺陷或有不完善之處，但青年仍然可以從這種投票參與中習(xí)得民主程序、自我權(quán)利義務(wù)、如何表達(dá)自己的傾向以及逐步內(nèi)化民主價值和形成公民意識[31]。而附加在這種投票行為之上的這些價值又會反過來助推青年政治參與的積極性和持續(xù)性，從而使社區(qū)民主發(fā)展始終保持良性的循環(huán)狀態(tài)。但當(dāng)前問題是我國城市青年政治參與的積極性仍有待提升，尋找一條助推青年積極參與基層政治民主的路徑成了當(dāng)局重中之重。

在安東尼·伊登看來，培養(yǎng)熱衷于社會公共事務(wù)尤其是社區(qū)政治民主活動的城市居民，給予住房所有權(quán)便可以實(shí)現(xiàn)這個目的，這就是著名的“產(chǎn)權(quán)上的民主”。但這種觀點(diǎn)并不總是獲得經(jīng)驗數(shù)據(jù)的支持，住房產(chǎn)權(quán)也有可能會讓青年居民回歸家庭生活而遠(yuǎn)離社區(qū)政治民主活動[4]。發(fā)生于中國20 世紀(jì)70 年代末的住房私有化改革為重新驗證上述觀點(diǎn)提供了一種可能，本文以青年群體為例并采用CLDS2016 調(diào)查數(shù)據(jù)以及運(yùn)用Logit 統(tǒng)計技術(shù)，發(fā)現(xiàn)住房產(chǎn)權(quán)在中國與居委會選舉投票呈顯著正相關(guān)，但進(jìn)一步分析發(fā)現(xiàn)這種關(guān)系受青年家庭經(jīng)濟(jì)條件的調(diào)節(jié)，住房產(chǎn)權(quán)對居委會選舉投票的影響只發(fā)生在家庭經(jīng)濟(jì)條件較差的青年群體中，住房產(chǎn)權(quán)在家庭經(jīng)濟(jì)條件較好的青年群體中并沒有產(chǎn)生政治參與的收益。這一發(fā)現(xiàn)在理論上進(jìn)一步糾正了“產(chǎn)權(quán)上的民主”觀：附加在住房產(chǎn)權(quán)之上的政治民主效應(yīng)在中國存在群體異質(zhì)性，低收入青年也許因財富過于集中現(xiàn)有住房且更依賴于當(dāng)?shù)厣鐓^(qū)人際網(wǎng)絡(luò)關(guān)系而更加重視社區(qū)政治參與。

許多用來鼓吹住房所有權(quán)的言論都將產(chǎn)權(quán)出售作為低收入家庭的自我變革機(jī)會，因為住房產(chǎn)權(quán)具有資產(chǎn)建設(shè)意義，它可以通過多種方式改變?nèi)藗兊乃季S和行為，從而增強(qiáng)個人效能感和對未來的希望。資產(chǎn)建設(shè)能夠創(chuàng)造更大的經(jīng)濟(jì)穩(wěn)定，激發(fā)更強(qiáng)的社區(qū)政治參與意愿[32](P184)。資產(chǎn)意味著某種積極的心態(tài)和行為，有資產(chǎn)的低收入個體以及家庭將呈“良性循環(huán)”狀態(tài)。本文數(shù)據(jù)似乎支持了這種觀點(diǎn)，在政策上建議政府為經(jīng)濟(jì)條件較差的青年提供產(chǎn)權(quán)型保障房，如完全產(chǎn)權(quán)房和共有產(chǎn)權(quán)房，對于租賃式保障房則可推行先租后售模式，產(chǎn)權(quán)對于貧困青年的政治態(tài)度以及社區(qū)基層民主的發(fā)展具有正向意義。

注釋：

①本文使用的“2016 年中國勞動力動態(tài)調(diào)查”數(shù)據(jù)由中山大學(xué)社會科學(xué)調(diào)查中心，在此表示感謝！本文觀點(diǎn)和內(nèi)容由作者自負(fù)。