孫春玲，姜韻濃

（天津理工大學 管理學院，天津300384，E-mail：jiangyunnong@163.com）

社區(qū)微更新的目的在于通過針對社區(qū)中未被充分有效利用的小微空間及各種滯后的社區(qū)設施等進行復合漸進式更新，從而解決整個社區(qū)人居環(huán)境的“弊病”[1]。社區(qū)微更新需要居民保持長期反復且持續(xù)的參與行為，而持續(xù)參與意愿是保證居民全過程持續(xù)參與社區(qū)微更新的源動力[2]。受傳統由政府主導“自上而下”社區(qū)治理模式的影響，社區(qū)公民參與型文化缺失[3]，缺乏參與社區(qū)微更新項目的意識，居民參與仍以被動參與為主，多數居民對參與社區(qū)微更新項目缺乏足夠重視，短期化及碎片化參與的現象十分嚴重。探究如何提升社區(qū)微更新項目中公眾持續(xù)參與意愿，既有利于政府把控項目目標，做到實時糾偏，也有助于居民自身權益在項目中得到有效維護，這對順利推動社區(qū)微更新項目的實施至關重要[4]。

在相關研究中，李德智等[5]利用回歸分析方法研究了居民參與認知對持續(xù)參與意愿的影響。楊建平等[6]運用結構方程的方法探究了個體責任意識對公眾持續(xù)參與意愿的影響。但以往研究只是聚焦于研究單個或少數幾個要素分別對持續(xù)參與意愿的影響，忽視了對多重因素協同作用的研究。組態(tài)理論認為單一因素是否會發(fā)生作用取決于與其他因素的組合[7]。該理論為解決多因素間的復雜交互關系提供新的研究思路。定性比較分析方法（Qualitative Comparative Analysis，QCA）是將定性和定量相結合用以研究多個前因變量的不同組合與結果變量的集合關系，采用模糊集定性比較分析（fsQCA）可以使用并分析處于0-1 之間的模糊數據，在實踐應用中具有較強適用性[8]。因此，本文引入組態(tài)思想構建提升公眾持續(xù)參與意愿的多因素協同組合模型，并采用fsQCA 方法探尋社區(qū)微更新項目中公眾持續(xù)參與意愿的提升路徑及其背后邏輯，促使公眾形成穩(wěn)定的參與意愿及持續(xù)的參與行為，為推動并擴大公眾持續(xù)有效參與社區(qū)微更新項目提供可借鑒的有效激勵路徑，從而為提升公眾持續(xù)參與意愿并推動社區(qū)微更新建設給出公眾內生性的對策。

1 公眾持續(xù)參與意愿影響因素確定與理論模型構建

1.1 影響因素確定

本文基于需求理論對公眾持續(xù)參與意愿的影響因素進行識別。需求理論綜合了需要層次理論、ERG 理論和雙因素理論這三方面的內容。需要層次理論將人的需求劃分為自我實現需求、尊重需求和社交需求這樣的高層次精神需求及安全需求、生理需求這樣低層次的基本生活需求[9]，可以較為完整地展示激發(fā)公眾持續(xù)參與社區(qū)微更新項目的需求因素；公眾持續(xù)參與意愿的提升往往是跨需求層次的且受多種優(yōu)勢需求所驅動，ERG 理論所提出的需求層次回歸性和優(yōu)勢需求并存的思想正好與此情況相吻合[10]。雙因素理論的核心是依據影響因素對行為意愿的作用差異將影響因素細化分類為來自工作本身的激勵因素和來自外部環(huán)境的保健因素兩類[11]。根據這兩類因素采取針對性對策，才能充分發(fā)揮出激勵作用。

為確定初選指標，本文綜合分析了需求理論中所涉及的因素，最終確定了27 篇文獻作為探尋社區(qū)微更新項目公眾持續(xù)參與意愿因素的重要文獻。在文獻研究的基礎上進一步通過案例研究法對公眾持續(xù)參與意愿影響因素進行補充識別，篩選出8個具有代表性且影響力較大的項目作為案例進行分析。將搜集到的文獻資料和案例資料進行分析，并結合需求理論進一步對影響公眾持續(xù)參與意愿的部分進行提煉，從而形成概念化的因素指標，經過歸納整理后初步確立了公眾持續(xù)參與意愿影響因素指標體系。

案例結合文獻所篩選出的因素仍然可能會出現表述不清、包含、重復等問題，因此需要進一步采用德爾菲法來對因素指標進行修正。德爾菲法是通過匿名的形式向專家展開多輪咨詢，這種方法能夠使專家進行獨立判斷，故最終結論較為客觀可靠。本文在經過三輪專家咨詢后，專家意見趨于一致，經過修改后的因素指標也具有較高的可信性，從而確定了最終的公眾持續(xù)參與意愿影響因素指標體系，如表1 所示。

表1 持續(xù)參與意愿影響因素最終指標體系表

1.2 理論模型構建

本文最終得到工作責任感、工作認可、政府制度保障、家庭成員支持、社會組織支持這5 個影響因素。為了更加有針對性地采取措施激發(fā)社區(qū)微更新項目公眾持續(xù)參與意愿，本文借鑒雙因素理論的劃分方式，將工作責任感和工作認可這兩個源于工作本身的因素稱為激勵因素，將政府制度保障、家庭成員支持、社會組織支持這3 個來源于工作本身之外的外部環(huán)境的基礎性保障因素稱為保健因素。

本文從組態(tài)思想出發(fā)，認為公眾持續(xù)參與意愿的產生并不是由因素單獨作用的結果，而是取決于多重因素之間的復雜交互作用。理論上講，模糊集定性比較分析方法的條件因素組合有2n種（n 表示條件因素個數），運用fs-QCA3.0 軟件對樣本進行組態(tài)分析，可以得到激發(fā)公眾持續(xù)參與意愿的不同因素組合?；诖?，本文基于組態(tài)理論，并參照需求理論的內容，構建了工作責任感、工作認可、政府制度保障、家庭成員支持、社會組織支持五因素多重組合對公眾持續(xù)參與意愿的協同作用模型，如圖1 所示。

圖1 社區(qū)微更新項目公眾持續(xù)參與意愿的理論模型

2 研究設計

2.1 量表設計及問卷收集

本文所涉及到的變量包括：政府制度保障、社會組織支持、家庭成員支持、工作認可、工作責任感及公眾持續(xù)參與意愿。本文問卷設計采用5 級李克特量表，在問卷收集中主要以全國各地的參與社區(qū)微更新項目工作或研究的公眾為研究對象進行數據收集，共發(fā)放問卷460 份，收回325 份，去除無效問卷，確定有效問卷272份，回收有效率為83.69%，樣本數目符合QCA 研究方法的樣本量要求。

對所獲取的有效問卷數據進行描述性分析，在受訪的社會公眾中，男性130 人，女性142 人，受訪的男性與女性數目相差不大，人員性別分配合理。從受訪者年齡方面來看，61 歲以上人數最多，占比為33.82%，受訪者年齡大多集中在41 歲以上，占總調查人數72.42%。從受訪者學歷來看，大專及以上文化程度占73.89%，近44.85%達到本科及以上學歷，受訪人員的整體學歷水平較高。從職業(yè)背景來看，退休人員數量最多，占比達到40.07%。從受訪者參與社區(qū)微更新項目工作年限來看，工作年限為3 年以上人數占比為52.94%，對本文的問卷內容有較好的理解，因此調查問卷具有良好的可信度。

2.2 問卷信度與效度分析

運用SPSS 22.0 軟件對量表中的5 個前因變量進行信度測試，結果顯示這5 個前因變量的Cronbach α系數值分別為0.872、0.876、0.866、0.829 和0.852，均大于0.8，滿足量表可信度要求。再用結構效度進行驗證性因子分析，用收斂效度和區(qū)別效度來反映。收斂效度通過因子負載、平均萃取方差（AVE）值和組合信度（CR）值來進行判斷。在公眾持續(xù)參與意愿影響因素量表的收斂效度分析中，AVE值>0.5，CR 值>0.7，且各題項的因子負載值均大于0.4，說明該量表的收斂效度較好。公眾持續(xù)參與意愿影響因素量表的信度及收斂效度分析結果如表2所示。

表2 公眾持續(xù)參與意愿影響因素量表的信度和收斂效度分析

區(qū)別效度通過比較因子間相關系數與各因子AVE 的算術平方根的大小來反映。由表3 可知各因子的AVE 算術平方根均大于其他因子標準化相關系數，因此公眾持續(xù)參與意愿影響因素量表的區(qū)別效度較好。

表3 公眾持續(xù)參與意愿影響因素量表的區(qū)別效度分析

使用SPSS 22.0 軟件對公眾持續(xù)參與意愿量表信度進行運算，結果顯示該量表整體Cronbach α 值為0.876，大于0.8，滿足量表可信度要求。由于公眾持續(xù)參與意愿量表只有一個變量，故不測試區(qū)別效度，只對量表做收斂效度的測試，結果顯示所有題項的因子負載均大于0.4，AVE=0.590>0.5，CR=0.878>0.7。因此該量表的收斂效度較好。公眾持續(xù)參與意愿量表的信度及收斂效度分析結果如表4 所示。

表4 公眾持續(xù)參與意愿量表的信度和收斂效度分析

3 定性比較分析

3.1 變量賦值及校準

本文應用fsQCA 方法探究影響公眾持續(xù)參與意愿的多重因素組合關系，借助fs-QCA 3.0 軟件實施校準運算。一般而言，數據校準需要確定完全隸屬值、中間點和完全不隸屬值這3 個臨界點[12]。本文借鑒Coduras[13]的方法，以各題項得分均值作為該變量的初始賦值，根據數據均值最大值、均值平均值及均值最小值來確定完全隸屬值、中間點和完全不隸屬值。確定這3 個臨界點之后，則利用fs-QCA 3.0 中的calibrate（x，n1，n2，n3）函數校正所有變量，將初始賦值轉換為0-1 的模糊數。

3.2 必要條件分析

本文借助fs-QCA3.0 軟件探究政府制度保障、社會組織支持、家庭成員支持、工作認可、工作責任感5 個前因變量對公眾持續(xù)參與意愿解釋的必要性。在必要性分析中，判別必要條件主要是通過前因變量的一致性和覆蓋率來衡量。通過一致性可以反映這5 個前因變量對公眾持續(xù)參與意愿必要條件的程度，通過覆蓋率可以反映有多少樣本可以解釋這種必要條件的存在。為了確保實證結論的準確性，本文將一致性臨界值設定為0.9[14]。表5 是必要條件分析結果，其中，“～”表示“非”。

表5 公眾持續(xù)參與意愿的單項前因條件必要性分析

如表5 所示，沒有任何一個單個前因條件對激發(fā)高公眾持續(xù)參與意愿的一致性達到0.9 及以上，且這些前因條件只能在一定程度上解釋結果的發(fā)生。因此，不存在激發(fā)高公眾持續(xù)參與意愿的絕對必要條件。因此本文將探討不同前因條件的協同組合對高公眾持續(xù)參與意愿產生的解釋程度。

3.3 fsQCA 運算結果

必要條件分析之后，以此為基礎進行真值表的構建。遵循QCA 方法的基本思想，變量組合數量會隨變量數目增多以指數形式上升（2n）。本文選擇了5 個條件變量，理論上應該存在32 種不同的變量組合。本文參考Fiss[15]的研究，將一致性基準值設為0.8，并認為PRI 一致性大于0.75，視為案例有效。由此運算得出真值表，共產生24 種組合形式，其中有6 種組合形式可激發(fā)高水平公眾持續(xù)參與意愿。隨后應用fs-QCA3.0 進行標準分析，從而得到復雜解、簡化解和中間解。現有研究一般都使用中間解來說明問題[16]。本文在進行變量組合分析過程中使用中間解進行分析。

依據3 種解的運算結果，借鑒Fiss 等[8]的研究，選擇中間解和簡單解來區(qū)分組態(tài)中的核心條件和非核心條件。其中，核心條件是同時出現在簡化解和中間解中，是必須存在的條件，用符號“●”表示；非核心條件是僅在中間解中出現，屬于不太重要的條件變量，用符號“·”表示。當條件變量以“～”的形式出現，表示該變量缺乏，用“?”表示；當變量對結果沒有影響時，用空格表示。最終輸出的組態(tài)路徑分析結果如表6 所示。

表6 公眾持續(xù)參與意愿影響因素的組態(tài)路徑分析

原始覆蓋度是指此路徑在所有結果顯示的前因組合中所占的百分比；唯一覆蓋度是指沒有被其他組合路徑覆蓋的百分比；解的覆蓋度測量了完整解對結果產生的解釋程度；解的一致性表示此路徑的解釋隸屬度在多大程度上是結果產生的子集，一般而言將一致性下限值設定為0.75。本文共得到3條路徑，3 條路徑的一致性均在0.90 左右，高于0.75，表明3 條路徑均能較好地解釋高公眾持續(xù)參與意愿的發(fā)生；3 條路徑的唯一覆蓋度分別為0.044、0.053、0.024。此外，整體條件組合的解的一致性是0.866，高于0.75，表明整體解的一致性較好；整體條件組合的解的覆蓋率為0.630，表明這些路徑在63%的程度上可以解釋社區(qū)微更新項目公眾持續(xù)參與意愿是如何被激發(fā)的這一問題，故整體解的覆蓋率良好。

3.4 結果分析與討論

3.4.1 組態(tài)分析與討論

（1）路徑1（GSG*SOS*FMS*WA）。GSG 表示高政府制度保障，SOS 表示高社會組織支持，FMS 表示較高家庭成員支持，WA 表示高工作認可。在外部環(huán)境方面，要保障居民參與社區(qū)微更新相關制度和政策等宏觀支持的逐步完善，社會組織需要為居民提供更加專業(yè)化和具有針對性的服務支持，同時外界環(huán)境對居民工作成果的認可會使居民的尊重需要得到滿足，從而使參與居民形成工作認可需求與工作認可成就的良性循環(huán)。外部環(huán)境的持續(xù)改善能夠為社區(qū)微更新居民持續(xù)參與意愿提升提供堅實保障基礎。從居民內在因素出發(fā)，家庭內部成員的情感性關懷與工具性幫持可為居民的參與工作提供時間、成本、物質等支持以及幫助其分擔家庭責任，使居民能夠更加集中精力參與工作。高政府制度保障、高社會組織支持、較高家庭成員支持和高工作認可這幾個因素的同時存在可有效激發(fā)高水平的公眾持續(xù)參與意愿。該路徑能夠解釋約57.6807%的社區(qū)微更新項目中公眾持續(xù)參與意愿提升原因，其中約4.4591%僅能被這一路徑所解釋。

（2）路徑2（GSG*SOS*FMS*WR）。GSG 表示高政府制度保障，SOS 表示高社會組織支持，FMS 表示較高家庭成員支持，WR 表示高工作責任感。與路徑1 相比，路徑2 存在高工作責任感，工作責任感能夠使居民在參與工作中滿足自我實現需要，是提升居民持續(xù)參與意愿與參與效果的內在支撐。此外，外部環(huán)境中政府對居民參與的政策與制度支持、社會組織等第三方機構對居民參與的各種專業(yè)化支持，內在因素中家庭成員對居民參與的情感維系與過程幫持等支持均有助于提升公眾持續(xù)參與意愿。由該路徑可以看出高政府制度保障、高社會組織支持、較高家庭成員支持和高工作責任感這幾個因素同時存在可有效激發(fā)高水平的公眾持續(xù)參與意愿。該路徑能夠解釋約58.5851%的社區(qū)微更新項目中公眾持續(xù)參與意愿提升原因，其中約5.3635%僅能被這一路徑所解釋。

（3）路徑3（～GSG*SOS*FMS*WA*WR）。～GSG 表示低政府制度保障，SOS 表示較高社會組織支持，FMS 表示高家庭成員支持，WA 表示高工作認可，WR 表示高工作責任感。路徑3 與前兩個路徑相比，公眾參與社區(qū)微更新項目的外部環(huán)境成熟度較低，政府各項制度體系建設相對不夠完善，此時居民多為自發(fā)性的非正式參與，參與工作很大程度上依賴于社會組織等第三方機構所給予的保護和支持。同時，外部環(huán)境對居民工作的認可也可激發(fā)居民自身內在責任感，使居民對待參與工作更加積極熱情。從內部環(huán)境而言，家庭成員所提供的情感鼓勵與工具幫持有助于基于居民需求特性貫徹微更新人性化理念；而居民自身的工作責任感則是居民保持參與行為持續(xù)的核心支撐。由這條路徑可以看出，即使缺乏完善的政府制度保障，但較高社會組織支持、高家庭成員支持、高工作認可和高工作責任感這幾個因素的同時存在也同樣可以激發(fā)公眾的持續(xù)參與意愿。該路徑能夠解釋約68.2311%的社區(qū)微更新項目中公眾持續(xù)參與意愿提升原因，其中約2.4289%僅能被這一路徑所解釋。

3.4.2 單因素分析與討論

對所得到的3 條組合路徑進行對比，可以發(fā)現在社區(qū)微更新項目中，激發(fā)高水平公眾持續(xù)參與意愿的因素表現出以下特點：

（1）激發(fā)高水平公眾持續(xù)參與意愿的組合內部存在替代效應。通過對路徑1 和路徑2 進行對比可以發(fā)現，他們共同的特點是均包含政府制度保障、社會組織支持和家庭成員支持這3 個因素。而工作認可和工作責任感分別存在于兩條路徑中，兩種因素之間存在替代效應?？衫斫鉃椋斦峁┝溯^為完善的制度保障，社會組織提供了資源、技術、咨詢服務等支持且有家人作為堅實后盾以便提供情感性關懷和工具性支持，不論居民保持高度的工作責任感還是自身工作得到外界充分認可，均會提升其持續(xù)參與意愿。

（2）家庭成員支持和社會組織支持對提升公眾持續(xù)參與意愿十分關鍵。通過對路徑1、路徑2和路徑3 進行對比可以發(fā)現，雖然3 條路徑所包含的影響因素不同，但卻都包含了家庭成員支持和社會組織支持這兩個要素。相比于其他影響因素，家庭成員支持和社會組織支持更有利于公眾持續(xù)參與意愿的提升，這也說明激發(fā)高水平公眾持續(xù)參與意愿，是以家庭成員支持和社會組織支持為核心條件，政府制度保障、工作認可、工作責任感為輔助的一個過程。

3.4.3 穩(wěn)健性檢驗

對3 條組合路徑分析之后，還需要對組合路徑的穩(wěn)健性進行驗證。本文借鑒Fiss[15]的研究，將真值表中的原始一致性下限值設定為0.9，對社區(qū)微更新項目公眾持續(xù)參與意愿的組合路徑重新運算。組合路徑的重新運算結果如表7 所示，其中，一致性、覆蓋度、組合路徑構成均沒有發(fā)生變化，重新運算的結果同驗證前保持一致。由此可知，本文通過運算分析得到的3 條組合路徑很穩(wěn)健。

表7 穩(wěn)健性檢驗

3.4.4 研究啟示

（1）應當重視提升社會組織和家庭成員對居民參與社區(qū)工作的支持。政府應當鼓勵和支持社會組織的發(fā)展，從而促使社會組織加大對居民參與的支持力度。對于家庭層面，應當幫助居民實現參與工作同家庭成員間關系的平衡，并進行相關宣傳使居民參與社區(qū)微更新項目能夠得到家人的充分理解與支持，這樣才有利于公眾持續(xù)參與意愿的形成。

（2）在注重保障外在環(huán)境支持的同時，也要滿足公眾的被尊重需要和自我實現需要，在社區(qū)工作中對居民的工作能力與工作成果給予足夠認可，并注重對居民工作責任感的培養(yǎng)，使公眾在參與工作中獲得足夠的成就感，這樣才能更有效激發(fā)公眾的持續(xù)參與意愿。

4 結語

本文基于需求理論，利用組態(tài)思想，構建了社區(qū)微更新項目公眾持續(xù)參與意愿理論模型，并運用fsQCA 方法進行了實證分析，探尋出3 條激發(fā)高水平公眾持續(xù)參與意愿的協同組合路徑。針對所得到的組合路徑，本文給出提升社區(qū)微更新項目公眾持續(xù)參與意愿的相關建議。所得到的組合路徑以及對路徑結果的分析討論可為后續(xù)研究提供參考。