古 杰，周素紅，宋廣文

（1. 湖南城市學院建筑與城市規(guī)劃學院，湖南 益陽 413000；2. 中山大學地理科學與規(guī)劃學院//廣東省公共安全與災害工程技術研究中心，廣州 510275；3. 廣州大學地理科學與遙感學院//公共安全地理信息分析中心，廣州 518028）

社會隔離是社會學中的重要概念，廣泛應用于心理學、醫(yī)學、人口學、哲學等相關學科（Nicholson,2012）。雖然不同學科對社會隔離的界定不完全相同，但概念的內涵基本一致。社會隔離是一種狀態(tài)，該狀態(tài)下，個人在社會中缺乏歸屬感，很少與社會接觸，缺乏令人滿意的和高質量的社會關系網絡（Courtin et al.,2017）。在犯罪地理研究中，社會隔離是影響犯罪發(fā)生的重要因素之一。目前國外相關研究認為，社會隔離與就業(yè)不平等、空間設施分布不均衡以及不同社會群體不和諧等問題緊密相關，從而導致犯罪率升高（Beaulieu et al., 2011），即社會隔離程度高容易導致高犯罪率。在居住區(qū)尺度上的相關研究也證實了社會隔離與犯罪恐懼感之間的正相關關系，不同群體的混居（社會隔離程度低）容易導致群體間的沖突，誘導犯罪的發(fā)生（Olzak et al.,1996）；而相似群體的空間集聚由于生活習慣、文化價值觀相近（社會隔離程度高），會抑制犯罪的發(fā)生（Martinez et al., 2010;Barranco,2013）。而國內尚未從個體的角度研究社會隔離與個體受犯罪侵害的關系，社會隔離會促進還是抑制犯罪有待進一步探討。

國內犯罪地理學研究始于20 世紀80 年代，相關成果不僅為犯罪空間防控和警務決策提供了重要的參考價值，也為犯罪學研究提供了綜合性視角（柳林等，2018）。主要研究內容可以細分為國外研究引介、學科框架及理論、犯罪時空特征、犯罪誘因和犯罪空間防控對策五大主題（姜超等，2014）。其中，在國內外研究引介方面，主要對基本概念、基本理論和實踐經驗等國外研究成果進行引入和介紹；在學科框架及理論方面，文獻較重視犯罪地理學的學科體系和理論建設，在內容框架、基礎理論和基礎模型等方面進行了一系列探索（孫峰華等，2006；劉大千等，2014；龍冬平等，2017）；在犯罪時空特征方面，相關研究在宏觀、中觀和微觀尺度均有涉及，但總體以中觀尺度為主（徐沖等，2016）；在犯罪誘因方面，宏觀層面的研究成果較多，微觀層面則相對較少（劉文成等，2008）；在犯罪空間防控對策方面，內容主要包括綜合分析、環(huán)境設計預防犯罪、情景預防和警用地理信息系統(tǒng)4個方面（曾利平，2009；賀日興，2021）。

在對犯罪發(fā)生的影響因素上，已有研究從建成環(huán)境、社會環(huán)境等方面展開了大量研究（Mao et al.,2021）。如李業(yè)錦等（2013）通過定性描述分析了經濟功能區(qū)、人居環(huán)境、交通、流動人口和居民居住環(huán)境安全感等對城市犯罪產生的影響；陳鵬等（2018）以北京市門頭溝的20 個居住小區(qū)為例，對影響居住小區(qū)盜竊類犯罪的各類要素進行定量化的回歸分析；張延吉等（2019）從設計建設和管理維護兩方面測量建成環(huán)境的特征，從客觀犯罪行為和主觀安全感知兩方面反映居住安全狀況，分析城市建成環(huán)境與犯罪行為和居住安全感之間的相關性；李鋼等（2017）基于公益平臺獲取的上萬條尋親記錄數(shù)據(jù)及成功案例庫，研究了中國拐賣兒童犯罪的地理特征；古杰等（2016）通過問卷調查對家庭結構和居住條件等要素與入室盜竊之間的關系進行分析，并依據(jù)入室盜竊發(fā)生的機理差異將誘因分為根本性和非根本性因素。

總體上，已有文獻對犯罪的影響因素研究逐步成熟，關于社會隔離與犯罪關系的實證也較豐富。然而，有關社會隔離與犯罪關系的研究對社會網絡關系和個體情感特征關注不足。如在指標選取過程中，已有研究更多考慮建成環(huán)境、個體社會經濟屬性和族群社會隔離，而對個體活動聯(lián)系和情感聯(lián)系等方面的關注相對較少。社會經濟屬性相同或相似的居民會因為個體經歷等原因，對鄰里關系和社區(qū)環(huán)境產生不同的情感，但已有研究較少考慮這些因素。將個體行為放在特定的社會網絡關系中才能更好地理解其意義，但已有研究更多考慮宏觀的地理或社會因素，忽視了個體在社會網絡關系方面所產生社會隔離及其與犯罪受害的關系。

因此，本研究擬以社會隔離為切入點，構建社會隔離指標體系，并將個體情感等因素納入量表，建立邏輯回歸模型，分析社會隔離與居民遭受犯罪侵害的相關性，以期從個體受害的角度豐富對犯罪發(fā)生機理的探討，進而完善中國犯罪地理的研究體系。

1 數(shù)據(jù)與方法

1.1 數(shù)據(jù)

數(shù)據(jù)來自課題組開展的《廣州社區(qū)環(huán)境與居民安全感知項目問卷調查》，該問卷的內容包括過濾題目（不符合調研要求的對象終止訪談）、個人基本情況、房屋基本情況、社區(qū)基本情況、社區(qū)安全和滿意度調查、報案率調查和安全感知調查7個部分。問卷調查時間為2016 年1—4 月（不包括春節(jié)假期）。社區(qū)調研采用社會區(qū)聚類分析和空間抽樣相結合的方法。首先，主要通過官方渠道獲取的第六次全國人口普查數(shù)據(jù)提取主成分并進行聚類，識別社區(qū)的類型及特點；在此基礎上，考慮空間均勻，在每一類社區(qū)中挑選典型的社區(qū)進行調查。經過多輪篩選和比較，選取10 大類共40 個指標進行正交旋轉因子分析，聚類結果包括9類社區(qū)，分別是中產階級社區(qū)、高校社區(qū)、非老齡化農村社區(qū)、舊城老齡化社區(qū)、老齡化農村社區(qū)、外來人口社區(qū)、廉租房社區(qū)、經適房社區(qū)和高級住宅區(qū)。其次，考慮社區(qū)的類型、空間分布、各類社區(qū)的總人口比例，經過實地考察，選取各大類型社區(qū)的代表共計74個社區(qū)進行問卷調研。問卷發(fā)放采用隨機入戶的方式，并要求被訪對象的間隔超過5戶。再次，在首輪調查結束之后，對問卷的有效性進行檢驗，在剔除不合格問卷的基礎上進行了補充調研。最后，共計回收1 568 份有效問卷，更詳細的數(shù)據(jù)采集情況可參考文獻（柳林等，2018）。

在調查樣本中，有420份調查問卷居民入住社區(qū)的時間不足3 a，予以剔除，主要考慮2個方面的因素：其一，本研究關于遭受犯罪侵害經歷的時間為3 a以內，剔除居住時間不足3 a的問卷是為了保持樣本中遭受犯罪侵害經歷與當前狀態(tài)的社會隔離在時間上保持同步；其二，本研究關于社會隔離狀態(tài)的調研較多考慮居民的社區(qū)情感和鄰里關系，居住時間較短的居民社會隔離狀態(tài)不穩(wěn)定。因此，實際采用的問卷數(shù)量為1 148份。

因變量來自問卷中的社區(qū)安全和滿意度調查。問卷設置了“過去3 a 內，您有沒有經歷過以下的事”，犯罪侵害的類型包括暴力侵害（社區(qū)內）、入室盜竊、社區(qū)內扒竊、公交地鐵內扒竊、其他公共場所內扒竊5種類型。為簡化犯罪侵害的類型，將公交地鐵內扒竊與其他公共場所內扒竊合并為社區(qū)外扒竊。遭受犯罪侵害的頻次有5個選項，分別是0、1～3、4～6、7～9和≥10次。在合并后的4類犯罪侵害中，遭遇4～6次及其以上犯罪侵害的居民極少，其中暴力侵害占比為2.35%，入室盜竊為2.18%，社區(qū)內扒竊為3.31%，社區(qū)外扒竊為5.40%。為方便描述，將0次賦值為0，其他選項賦值為1。

評價社會隔離的量表有很多，其中使用較多的是Berkman 社會隔離?社會網絡量表（Social isolation-Social network Index）和Lubben 社會網絡量表（Lubben Social Network Scale）等，這些量表均包含2個甚至更多版本，并且可在實際研究中根據(jù)需要調整（Lubben et al.,2006）。其中，Berkman量表重點衡量婚姻狀態(tài)、與朋友親人的關系、是否為教會成員以及是否俱樂部的會員四大維度；Lubben所提出的量表有2個經典版本（LSNS-10和LSNS-6），前者衡量家庭網絡、朋友網絡、密友、幫助他人的情況、居住安排共10個問題，后者則僅衡量家庭網絡和朋友網絡2個維度共6個問題。LSNS量表被用于識別特定人群的社會隔離效應及其對個體健康等方面的影響。本研究不僅需要考慮家庭、朋友網絡的情況，還需要考量其所在社區(qū)的社會網絡情況，為此，主要從社會聯(lián)系、鄰里聯(lián)系、活動聯(lián)系、情感聯(lián)系4個方面（4類共17項指標）衡量社會隔離。其中，社會聯(lián)系指標更多考慮居民在就業(yè)、戶口、家庭和親朋關系中的社會關系；鄰里聯(lián)系指標更多地表征居民在居住區(qū)內與左鄰右舍的互動關系；活動聯(lián)系指標更多考慮居民與居委會等單位的聯(lián)系程度。相對而言，前三類指標與其他學者（Lubben et al.,2006）所選用的指標具有對應關系，更多考慮的是實體性的交往與聯(lián)系。情感聯(lián)系是在上述指標的基礎上添加的，將歸屬感和認同感的心理聯(lián)系也作為聯(lián)系的一部分。

其中，共同居住人數(shù)指在該居住地包含被訪者自己在內的居住人數(shù)；社區(qū)內親朋人數(shù)指被訪者有多少親人或較好的朋友住在同一社區(qū)。經常打招呼指鄰里見面會經常打招呼；相互串門指鄰里之間會相互串門；鄰里相互借東西指鄰里之間經常相互借東西；鄰里關系很和諧指鄰里關系總體較為和諧。價值觀相似指社區(qū)內居民具有相似價值觀念；社區(qū)活動指被訪者經常參加由居委會、村委會或物業(yè)公司等組織的社區(qū)活動；意見建議指受訪者能向居委會、村委會或業(yè)委會等提建議或意見；問題處理是指如果社區(qū)發(fā)生了問題，社區(qū)居民能夠聚在一起共同處理問題。社區(qū)情感指居民對社區(qū)很有感情；鄰里情感指如果要搬離社區(qū)，被訪者舍不得居住在該小區(qū)的居民；建筑環(huán)境情感指如果搬離社區(qū)，被訪者舍不得小區(qū)良好的建筑環(huán)境；管理服務滿意度指被訪者對小區(qū)管理服務非常滿意。

對17項指標進行賦值的過程中默認分值越高，社會隔離的程度越大，并且最小值為0，最大值為1。是否為外地戶口將本地戶口賦值為0，外地戶口賦值為1。是否失業(yè)將在業(yè)賦值為0，失業(yè)、退休、家庭主婦（夫）賦值為1。廣州話水平將很流利、基本都會、會說一點、會聽一點但不會說、一點都不會分別賦值為0、0.25、0.5、0.75和1。共同居住人數(shù)最小值為1人（包含自己），最大值為7人，按照負向極差標準化的方法將人數(shù)由1 到7 分別賦值為1、0.833、0.667、0.5、0.333、0.167、0。社區(qū)內親朋人數(shù)按人數(shù)由多到少分5個等級，≤5人賦值為1，6～10人賦值為0.75，11～20人賦值為0.5，21～30人賦值為0.25，＞30人賦值0。其余12項指標也參照負向極差標準化的方法賦值，問卷答案劃分為5個等級，其中非常不符合賦值為1，比較不符合為0.75，一般為0.5，比較符合為0.25，非常符合為0。

1.2 方法

采用二元邏輯回歸模型分析社會隔離與居民遭受犯罪侵害的相關性。模型結構為（趙良軍等，2017）：式中：pi為模型預測居民i遭受犯罪侵害的條件概率；Xki表示社會隔離的相關指標，i是樣本量，k為變量總數(shù)；a是常數(shù)項；p/（1?p）表示居民遭受犯罪侵害與不遭受犯罪侵害的預測概率比值，即“相對風險”；βk為偏回歸系數(shù)，表示居民i社會隔離指標每變化一個單位，遭受犯罪侵害的相對風險隨之變化β個單位。

邏輯回歸采用極大似然法進行估計，通過計算模型似然比的卡方觀測值和概率p值判斷模型的合理性水平，如果概率值小于給定的顯著性水平，則拒絕零假設，認為方程中的所有回歸系數(shù)不同時為0，模型合理。模型效果參數(shù)包括LR chi2、-2 Log likelihood、Cox & SnellR2和NagelkerkeR2。經 檢驗，本研究自變量的VIF值最大值為2.293，說明模型不存在共線性問題。

2 結果與分析

2.1 變量的描述性統(tǒng)計分析

在四大犯罪類型中，社區(qū)內扒竊的發(fā)生率最高，有20.99%的受訪者在3 a內遭遇過社區(qū)內扒竊。入室盜竊次之，為15.42%。暴力侵害和社區(qū)外扒竊稍低，分別為14.63%和14.29%。從年齡看，總樣本平均年齡為40歲，而遭遇暴力侵害、入室盜竊、社區(qū)內扒竊的平均年齡為39歲，遭遇社區(qū)外扒竊的平均年齡為37歲，受害者平均年齡低于總樣本平均年齡。從性別看，總樣本男性比例為50.35%，遭遇暴力侵害、入室盜竊、社區(qū)內扒竊和社區(qū)外扒竊的樣本中男性比例偏高，分別為58.93%、51.41%、56.84%、53.05%，受訪者基本屬性特征見表1。

表1 問卷受訪者基本屬性特征Table 1 Basic attributes of questionnaire interviewees

在四大犯罪類型中，受害者社會隔離總分值顯著高于非受害者（表2）。遭遇暴力侵害、入室盜竊、社區(qū)內扒竊和社區(qū)外扒竊的受害者與非受害者社會隔離程度總分差值分別為0.341、0.451、0.502和0.231。進一步使用非參數(shù)檢驗方法，對是否經歷過相應的犯罪侵害進行兩獨立樣本（經歷過和沒經歷過）檢驗，發(fā)現(xiàn)經歷過入室盜竊或社區(qū)內扒竊的居民，其社會隔離程度顯著高于沒有經歷過該類犯罪的居民；而暴力侵害、社區(qū)外扒竊兩者的差異不顯著。

表2 多維度的社會隔離及其與不同類型受害經歷的交叉平均分統(tǒng)計Table 2 Multi-dimensional social isolation and its cross-mean score statistics with different types of victimization experiences

2.2 邏輯回歸分析

社會隔離與居民遭受暴力侵害、入室盜竊、社區(qū)內扒竊和社區(qū)外扒竊之間的邏輯回歸分析模型如表3 所示。4 個模型均在0.001 或0.01 的水平下顯著，模型成立。對比-2 Log likelihood、Cox&SnellR2和NagelkerkeR2等指標發(fā)現(xiàn)，社區(qū)外扒竊的分析結果相對較好，社區(qū)內扒竊和入室盜竊次之，暴力侵害的擬合效果最差。

1）暴力侵害。社會隔離與暴力侵害具有正向關聯(lián)性。在社會隔離的17項指標中，與僅有意見建議與暴力侵害具有顯著相關性，P值為0.004，回歸系數(shù)為?1.561，概率比值為0.210。居民能夠向居委會等提出意見建議，表明社會隔離相對較低?；貧w系數(shù)為負值，表明該指標衡量下的社會隔離程度越低，其遭受暴力侵害的概率越高。在社會隔離指標中，回歸系數(shù)＞0的有10項，居民遭受暴力侵害與該類指標呈正相關關系；回歸系數(shù)＜0的有7項，居民遭受暴力侵害與該類指標呈負相關關系。從顯著性水平看，除意見建議外，管理服務滿意度與鄰里

關系和諧度2 項指標的P值分別為0.054 和0.081，較為接近0.05，概率比值分別為3.240 和2.967，與居民遭受犯罪侵害有一定正向相關性。

2）入室盜竊。與入室盜竊具有顯著相關性的指標有3項，按照概率比值從大到小分別為管理服務滿意度、社區(qū)情感、社區(qū)內親朋人數(shù)。其中，管理服務滿意度的概率比值為7.005，其現(xiàn)實意義是管理服務的滿意度越高，社會隔離的程度越低，以此為標準的社會隔離程度每升高一個標準單位，居民遭受入室盜竊的概率是原來的7.005 倍。社區(qū)情感的概率比值為5.920，其現(xiàn)實意義是社區(qū)情感越強烈，社會隔離程度越低，以此為標準的社會隔離程度每升高一個標準單位，居民遭受入室盜竊的概率是原來的5.920倍。上述2個指標的回歸系數(shù)均＞0，表明隨著該維度社會隔離程度的提高，居民遭受入室盜竊的概率呈增大的趨勢。社區(qū)內親朋人數(shù)的回歸系數(shù)為?0.634，概率比值為0.531，其現(xiàn)實意義是社區(qū)內親朋人數(shù)越多，社會隔離程度越低，居民對入室盜竊的警惕性會降低，導致其遭受入室盜竊概率的提高。

3）社區(qū)內扒竊。與社區(qū)內扒竊具有顯著相關性的指標有6項，按照概率比值從大到小分別為鄰里相互串門、管理服務滿意度、年齡、教育水平、社區(qū)內親朋人數(shù)、鄰里相互借東西。其中，鄰里相互串門和管理服務滿意度的回歸系數(shù)＞0，表明值越大，社會隔離的程度越高，會導致居民遭受社區(qū)內扒竊概率的提高。個體特征中，僅年齡和教育水平與社區(qū)內扒竊受害概率呈顯著的負相關，即受訪者年齡越大、受教育水平越高，受害的概率越低。社區(qū)內親朋人數(shù)的回歸系數(shù)為?0.764，概率比值為0.466，社區(qū)內親朋人數(shù)越多，社會隔離的程度越低，社會隔離每降低一個標準單位，由于警惕性變弱，居民遭受社區(qū)內扒竊的概率會隨之提升。鄰里相互借東西的回歸系數(shù)為?1.273，概率比值為0.280，該變量的值越大，社會隔離程度越高，居民遭受社區(qū)內扒竊的概率會降低。鄰里之間相互串門和相互借東西都是表征社會隔離的指標，都具有顯著性，但對社區(qū)內扒竊產生的影響卻是相反的。鄰里相互串門的頻次越高，社會隔離的程度越低，居民遭受社區(qū)內扒竊的概率會下降；而鄰里之間相互借東西頻次越高，居民遭受社區(qū)內扒竊的概率反而上升?？梢?，“借東西”并未起到與相互串門一樣的溝通效果，反而提升了社區(qū)內扒竊發(fā)生的概率。

4）社區(qū)外扒竊。與社區(qū)外扒竊具有顯著相關性的指標有4項，按照概率比值從大到小分別為鄰里關系和諧程度、管理服務滿意度、是否失業(yè)、意見建議。其中，鄰里關系和諧程度的回歸系數(shù)為1.915，概率比值為6.786，說明鄰里關系維度的社會隔離程度每上升一個標準單位，居民遭受社區(qū)外扒竊的概率會上升為原來的6.786 倍。相類似地，管理服務滿意度維度的社會隔離每上升一個標準單位，居民遭受社區(qū)外扒竊的概率會上升為原來的2.985倍。是否失業(yè)的回歸系數(shù)為?0.527，概率比值為0.591，說明相比于在業(yè)居民，失業(yè)居民遭受社區(qū)外扒竊的概率僅是其的0.591倍。在調查樣本中，在業(yè)居民遭遇社區(qū)外扒竊的概率為16.07%，而失業(yè)居民僅為8.66%，進一步驗證了模型結果。意見建議維度的社會隔離程度也與居民遭受社區(qū)外扒竊的概率呈顯著的負相關關系。

3 結論與討論

本研究利用廣州社區(qū)環(huán)境與居民安全感知項目問卷調查，分析了社會隔離與居民遭受不同類型犯罪侵害之間的相關性。得到的主要結論有：

1）遭遇犯罪侵害的居民社會隔離程度高于未遭受犯罪侵害的居民。其中，非參數(shù)檢驗結果表明，是否經歷過暴力侵害或社區(qū)外扒竊居民的社會隔離程度的差異并不顯著；而經歷過入室盜竊或社區(qū)內扒竊居民的社會隔離程度顯著高于沒有經歷過該類犯罪的居民。

2）總體上，社會隔離與居民遭受犯罪侵害有顯著正相關關系，但也有部分指標和特定犯罪類型之間的具有負相關關系。社會聯(lián)系指標中，是否失業(yè)對社區(qū)外扒竊的影響顯著（負相關），對其他3類犯罪影響不顯著；社區(qū)內親朋人數(shù)維度的社會隔離對入室盜竊和社區(qū)內扒竊有顯著的負向影響，對其他兩類犯罪影響不顯著。鄰里聯(lián)系指標中，鄰里相互串門（正相關）和鄰里相互借東西（負相關）對社區(qū)內扒竊影響顯著，鄰里關系和諧對社區(qū)外扒竊影響顯著（正相關）。活動聯(lián)系指標中，意見建議對暴力侵害和社區(qū)外扒竊的影響顯著（負相關），對其他兩類犯罪影響不顯著。情感聯(lián)系指標中，社區(qū)情感僅對入室盜竊影響顯著（正相關），管理服務滿意度對入室盜竊和社區(qū)內扒竊影響顯著（正相關）。

可見，不同維度的社會隔離對居民遭受犯罪侵害概率的影響存在差異，且這種差異隨受侵害類型的變化而發(fā)生變化。犯罪地理研究中常認為社會隔離程度高會導致該區(qū)域的犯罪高發(fā)，因為社會隔離高的區(qū)域的非正式控制水平較低。需要指出的是，（空間）區(qū)域視角下的社會隔離與個體視角下的社會隔離的定義和衡量存在較大的差異，前者往往是指兩類人群的空間分布差異，指標有D 指數(shù)、SD指數(shù)等；而后者則是通過問卷調查人群不同維度的社會隔離。在本研究中，鄰里相互串門頻度、鄰里關系和諧程度和管理服務滿意度越低，其反映的社會隔離程度越高，會提高居民遭受特定類型犯罪侵害的概率，這與空間視角下的社會隔離會促進犯罪的結論一致；而就業(yè)狀態(tài)、社區(qū)內親朋人數(shù)、鄰里相互借東西和意見建議維度的社會隔離則會降低居民遭受某些犯罪侵害的概率，這可能與居民對犯罪的警惕程度有關。例如，失業(yè)比就業(yè)居民遭受社區(qū)外扒竊的概率更小，既可能是因為失業(yè)人群的社區(qū)外活動頻率低，也有可能是因為就業(yè)居民上班較匆忙，對周邊環(huán)境的觀察不夠，對犯罪的警惕不足；社區(qū)內親朋人數(shù)多、鄰里相互借東西頻繁的居民在社區(qū)的社會融入好，反而放松了對社區(qū)犯罪的警惕，從而導致他們更容易遭受發(fā)生在社區(qū)內的犯罪（入室盜竊和社區(qū)內扒竊）。

本研究的創(chuàng)新點和對現(xiàn)有文獻的貢獻體現(xiàn)在兩個方面：首先，優(yōu)化了研究框架，在研究過程中增加了社區(qū)情感、鄰里情感、建筑環(huán)境情感和管理服務情感等表征個體情感聯(lián)系的指標，并探討這些因素對居民遭受犯罪侵害的影響程度；其次，本研究基于社會隔離的指標體系，從社會網絡關系的角度分析社會隔離與居民遭受犯罪侵害之間的相關性，對已有文獻是一種研究視角的補充。

然而，本研究仍有一些待改進之處，主要包括4個方面：1）社會隔離的指標體系主要從居住區(qū)的視角出發(fā)，雖然通過是否失業(yè)等指標進行了適當補充，但總體上，對工作和社交網絡等方面的關注較少；2）探討了社區(qū)內的隔離程度與社區(qū)外扒竊受害的關系，并從居民活動的角度進行解釋，但無法直接證明它們之間的因果關系，有待進一步深入探討；3）社會隔離的狀態(tài)是動態(tài)變化的過程，受調研難度的限制，僅從宏觀上分析受訪者近3年的情況；4）研究內容主要聚焦于數(shù)據(jù)統(tǒng)計層面的相關性，理論解釋較為薄弱，后續(xù)可以嘗試從社會解組理論等方面進行解釋。