基于結構方程模型的城市社區社會資源的配置研究
——對杭州市三個社區居民歸屬感的調查

（浙江育英職業技術學院經貿系 浙江 杭州 310018）

一、社區資源與模型研究假設

社區資源一般是指影響并提供社區居住人群健康的社會和自然環境及設施、場所[1]，它不僅提供居民正式與非正式交往的場所，而且成為居民社會聯系的橋梁。社區空間資源集聚和分散的程度一定程度上決定了居民社區空間生活質量的高低，特別是社區居民的歸屬感直觀地測量了社區生活的品質與資源分布的均衡程度。現代城市社區居民的歸屬感是一個多方面、多層次、綜合的指標群，是人們長期的微觀感受的累積。人類的態度一般由認知、情感和行為傾向三要素構成，相互之間存在密切的聯系[2]。四者性質上都屬于典型的隱變量，它們之間的關系相互關系可以用結構方程模型[3]（SEM）來分析。具體分析，社區歸屬感的感知態度首先與居民的認知行為具有相對的穩定關系，行為的種種表現折射的是背后的情感意愿與滿意程度；但質量是感知價值的影響因子，滿意度是感知價值的行為結果，感知的滿意程度是歸屬意愿的重要前提，歸屬意愿是最終的結果變量。當然社區特性是關聯行為，對社區的感知與歸屬意愿起到內在的影響與選擇作用，故此構建出社區特性、社區行為與社區意愿、社區感知在內的2個外生結構變量、2個內生的結構變量（圖1）。

圖1 杭州市三個社區居民對社區的路徑關系

根據上述結構方程的建模思想和步驟，提出6個假設。

H1: 假設社區居民的社區特性與社區行為之間存在顯著的正向關系；

H2: 假設社區居民的社區特性與社區感知之間存在顯著的正向關系；

H3: 假設社區居民的社區特性與社區意愿之間存在顯著的正向關系；

H4: 假設社區居民的社區行為與社區感知之間存在顯著的正向關系；

H5: 假設社區居民的社區行為與社區意愿之間存在顯著的正向關系；

H6: 假設社區居民的社區感知與社區意愿之間存在顯著的正向關系；

二、研究對象的選擇與變量數據處理

（一）研究區概況

為準確反饋杭州城市社區建設現狀，充分考慮樣本的代表性，按照老社區與新社區、老城區、城郊與遠郊的原則選擇星洲、古蕩、蕭山寧圍三個杭州社區作為調查對象。調查共計發放問卷307份，剔除部分信息不全，有效問卷回收289份。

（二）變量數據的設置與處理

利用SPSS17.0對數據進行基本信息統計、逆向指標轉置與信效度檢驗。其中信度檢驗以Cronbachs Alpha系數作為主要檢測指標量，經過多次運算并逐步替換、剔除不合適的測量變量，得出總量表的Cronbachs Alpha為0.748，各潛變量的Cronbachs Alpha最小也近0.70，變量都是可以接受的。通過探索性因子分析，總量表KMO檢驗值0.745和分量表的值最小也近0.70，反饋樣本數據矩陣效度較好，設計的變量量表較為理想。

表1 量表信度與效度分析

三、結構方程模型擬合與結果分析

（一）模型擬合與評價

在獲取的289份問卷中，有少量的題項缺失，為了數據的完備性，論文采用均值替代法進行彌補替代，最終樣本數量完全滿足結構分析，其均值與標準差滿足正態分布。根據處理后的問卷數據，采用AMOS17.0中極大似然法進行參數估計，經過多次迭代，模型收斂得出模型方程的路徑與系數

（二）結果分析

1.社區特性與社區行為、社區感知、意愿之間的關系

首先，社區特性與社區行為作為兩個外生自變量，它們之間的路徑系數反饋的是兩者之間的協同性，兩者的協方差值為0.023，P值0.022，兩者之間的通徑系數為0.650，均達到顯著水平，同時也說明了兩者之間存在較為顯著的正向關系，即社區特性愈優良，社區居民的行為傾向愈益表現良善，原假設H1成立。其次，社區特性與社區感知、社區意愿之間的通徑系數分別是－0.989與－0.574，t值分別為－1.379與－0.942，說明路徑檢驗不通過，即兩者之間不存在顯著的因果關系（P=0.168、0.346），原假設H2，H3并不成立。

2.社區經濟與行為、感知、意愿之間的關系

以社區居民的收入水平作為社區經濟特征要素與社區行動、社區感知與社區意愿進行通徑分析可見，收入水平越高越可以促進社區互助、社區集體行動（社區施工的組織）、社區治安、基礎設施感知（呈現正向關系），但越高收入小區代表現代性越強，居民對社區的歸屬感知的文娛健身、物業居委會等管理感知以及社區困難互助、主體的小區建議等意愿越低（呈現負向關系），經濟并不是社區資源的決定性因子，體現出社區特性愈高，對社區感知與歸屬意愿越不滿，這較為符合現代人的心態狀態[2]。

3.社區行為與社區意愿、社區歸屬感知的關系

社區行為與社區感知、社區意愿之間的通徑系數分別是0.216、0.194，t值分別為2.725、2.517，說明兩者之間均存在顯著的正相關關系，原假設H4，H5成立，即社區行為越強化，社區居民對社區的心態感知與歸屬意愿便越強。社區行為的觀測變量中，首先以社區間居民互動、互助較為顯著，通徑系數達到0.63，結果顯示：人們心中是渴望居民之間交流的，并向往參與居民活動。通過訪談了解到，居民并不是不愿意和鄰居交往，大部分人認為是因為缺乏交往的客觀條件，特別是中青年人，白天朝九晚五，晚上回來后還得忙家務事，早已身心疲憊，心有余而力不足。另一方面，社區也很少提供這樣的平臺，社區組織的很多活動大都是針對老年人和孩子，而且集中在工作日，這樣就極不便利上班族通過社區活動這一平臺進行鄰里間的互動，最終構成負向反饋。

其次，社會參與也是社區行為代表性的指標，其通徑系數達0.86，正向影響社區居民心理歸屬感。調查表明，三個社區居民的社區參與特點是：一是參與的主觀愿望較強，但實際參與程度不高。經常參加社區舉辦的一些文娛活動的只占所調查總數的三分之一左右，而當被問及社區居民是否應多多了解本居民區的公共事務時有近73%的人表示很同意或比較同意。二是老城區比郊區和新城區的參與熱情更高。古蕩小區有近一半的居民經常參加社區組織的活動，而蕭山寧圍區只占15%，星洲社區占33%。三是老年人和小孩參與的頻度比年輕人和中年人更高。分析起來，一方面在于組織的活動本身是針對老人和小孩；另一方面在于居民中老人與小孩客觀的閑暇時間充裕。

4.社區意愿與社區歸屬感知的關系

模型擬合呈現出社區感知對社區歸屬意愿較為顯著的正相關關系，通徑系數為0.157，t值為2.043，原假設H6成立。依據調查數據，將社區整體狀況感到滿意或比較滿意的人群歸入高滿意度群體，將那些“比較不滿意”和“非常不滿意”的人群劃入到低滿意度群體，結果顯示，有71%的居民對社區的總體滿意程度較高，有19%的居民感覺一般，有10%的居民滿意程度較低。城市居民對社區的總體滿意的感知結構顯示，居民對環境、治安、交通、水電四個方面評價最高，對住房條件、居委會工作評價一般，對物業管理、文化娛樂活動及場所的評價最低。

社區歸屬意愿代表性的指標主要是社區主體的認同、依戀角度與不滿抱怨漠視等方面，結果顯示：主體認同性對社區意愿較為顯著；而抱怨漠視通徑系數為0.604，雖顯著影響社區意愿，但相對最低（t=4.554）。以樣本數據統計，30%的人很在乎別人對本社區的評價，有59%的人表示如果要搬遷會對本社區很留戀，但也有相當數量的居民并不怎么關注他人對本社區的評價。這除了和本社區的整體環境有關外，也受居民在社區的居住年限及其自身主觀態度的影響。同時，社區居民對社區的依戀還表現在居民對社區的依存關系，即居民對社區公共資源如圖書館、活動室等的利用程度，以及在生活、居住等方面遇到問題時是否會求助于社區。數據顯示，居民在遇到困難時已經有意識地會想到向自己所居住的社區尋求支持，大約占17.8%的比例，已經超過其工作單位15%的比例，這說明社區在居民的社會支持系統中比重逐漸增加。

五、結論與討論

社區資源是社區發展的重要特性，但社區資源傳統研究往往局限于物質資源。本文基于微觀主體的社區感知、社區行動與社區意愿的社區社會歸屬感綜合評價表明，社區居民對歸屬意愿與其滿意感知、參與行為之間存在較為顯著的正向關系，但社區特性與社區感知、社區意愿關系并不顯著，其中，社區經濟水平更多的是促進社區居民的現代性與城市性，帶來城市內部不同群體的空間與社會距離[4]。故此，城市經濟提升需要基于城市社區物質條件的同時，逐步促進社區文化氛圍、精神環境與社區歸屬感，實現社區資源整體質量的重構。需要指出的是從態度的認知、情感和行為要素，特別是結合社區居民特性出發來研究社區歸屬感問題還尚不多見，本文進行的個案研究理論上進一步驗證了模型的內在要素聯系。然而，要獲取更理論性的認識，可考慮社區的演變階段特性，在潛變量間關系與觀測變量的取舍還得需要開展更多的實證研究。