空间资本和社会资本对公民参与的影响机制——基于CSS 2017的数据

郭禹辰, 吴 越

(1. 上海交通大学 国际与公共事务学院, 上海 200030; 2. 同济大学 经济与管理学院, 上海 200092)

一、 问题的提出

在过去的几十年,城市化给中国带来了翻天覆地的变化, 也带来传统社区的解体,进而重塑了人际关系。 经济层面的收入两极分化和社会层面的社会阶层分离加剧了城乡二元结构的出现。 城市规划本质上是政府部门通过外部行政力量干预社会经济发展进程达到改善社会的目的[1]; 质言之,城市规划是通过空间规制影响人的行为。 学界从被动城市化的角度出发,探讨处于该过程中群体的社会适应和自我认同。 这些群体中的部分个体由于“时间性”效应导致自我认同的转换滞后于物质的搬迁, 或“空间性”效应带来的强烈剥夺感阻碍了自我认同系统的转换[2]。 随着城市化进程的加快, 探究空间变化与社会融合的共同作用, 对于积极推动公民参与、共商共建具有重要意义。

公民是社会治理的重要参与主体和受益群体。从学科维度而言,社会学、政治学等学科对公民参与这一理论进行了充分探讨。从研究视角来看,现有研究一方面从应然角度阐释公民参与的必要性;另一方面从实然角度对影响公民参与行为的因素进行了翔实探究。基于综合学科视角的公民参与研究具有一定发展的空间。公民参与源于西方公民社会发展和对协商民主概念的探讨,对照欧美同期经验,目前城市化高度发展的中国应处于公民参与程度持续走高阶段。然而现实中公民参与社区治理行为普遍不足,突出表现为社区居民的“无意参与”“无力参与”和“无路参与”[3]。“想参加但没有时间”“组织制度原因”等浮于表面的因素并不能解释当下的困惑。为什么公民越来越不愿意参与?城市化过程中空间要素和社会要素对公民参与有哪些影响?

公民参与的理想状态是“适度参与”。如能倡导公民参与非正式制度事件,既能用非正式制度参与培育正式制度参与的惯习,又能通过这种培育减少对抗性参与,降低参与无序性对公民参与和制度的破坏,避免“塔西佗陷阱”,达到“善治”“善政”的理想状态。那么,哪些因素能促进体制性和协商性参与行为,又有哪些因素能降低对抗性参与行为的发生?

现有研究不足在于: 一是较少有研究综合考察空间和社会视角对公民参与行为的影响; 二是较依赖西方的理论、分类和数据,缺乏对本土实证经验的研究; 三是未能区分空间或社会视角对不同类别公民参与的影响机制。 据此,本文基于2017年中国社会状况综合调查(CSS 2017)数据实证分析空间资本与社会资本对各类公民参与所产生的影响, 并研究个体行为态度的间接影响。 通过分析经济空间与社会空间影响公民参与的深层机制, 不仅可降低城市化过程中城乡二元分割局面带来的权利冲突, 而且能优化空间资源配置, 促进全体社会成员共治共建共享的包容性发展。

二、 影响机制及研究假设的提出

从空间和社会视角对公民参与展开研究的传统由来已久, 空间影响行为并成为行为建构的结果。 传统理论认为城市作为具有综合性的实体应包含物理空间、经济活动及社会要素, 相关理论初步建立空间要素与社会要素的关联。 例如:刘易斯·芒福德的“城市戏剧”理论认为不同团体的信任通过经济合作得以维持, 其实质可能是共同自治从而产生信任, 也可能是被公开管理进而弱化社会联结; 沃思的都市性理论提出人口规模、人口密度和社群异质性是构成都市性的主要特征, 认为虽然人口的高密度发展出对陌生人共处的容忍, 但彼此间关系也更加冷漠, 而这种异质性容易增强公共生活中的不信任; 伯特进一步强化信任与空间的关系, 认为处于信任网络交流结构中的特定位置是一种分化市场中的空间效应[4]。 我国学界进一步探索认为城市化背景下的地方发展动力机制已不同于工业化时期, 土地替代企业成为地方增长新的核心要素[5]; 行政征地也改变了农户和集体关系进而影响信任要素。

简要回顾目前研究,空间资本和社会资本对公民参与的具体影响及二者通过何种因素间接影响公民参与的研究还较为缺乏。据此,本文既考察空间资本、社会资本对公民参与的直接影响,又考察上述宏观因素通过微观层面即个体行为态度对公民参与的间接作用机制。

1. 空间资本假设

城市空间与公民参与的相关性研究近年来逐渐成为研究热点。已有研究主要分为两种研究路径,以定性研究为主:其一是空间运作过程对参与的影响,或仅探讨一种类型的空间对参与的影响[6],或局限在经验借鉴层面却较少论证因果关系[7];其二是依托空间作为载体或平台,研究人的行为和态度对参与的影响,此类研究或仅涉及空间对单一类型参与的影响[8],或只分析单一空间类型下的某一种主体的行为[9]。换言之,这些研究较少关注空间本身的变化,亦少有测量具体空间要素对公民参与影响的实证研究。

城市空间是市场经济体制中的重要资源, 大卫·哈维的空间资本理论认为资本通过城市空间生产与再生产可实现资本的循环与增长; 列斐伏尔的空间生产理论指出, 空间实际生产是在社会空间和抽象空间即经济活动中进行的; 萨伊的生产三要素论以及空间认识论认为空间是一种社会产品, 关注人们在进行社会生产活动时对土地、劳动、资本三方面的综合测度。结合上述理论, 本文将空间资本定义为“个体或集体占有的土地、劳动力在空间中的静态或动态位置、宏观或微观层面的经济指标”, 其可被视作对应于社会资本、人力资本、知识资本等个体或组织持有的一种相对宏观的资源。 据此, 本文从土地、劳动、资本三方面选取影响公民参与的空间要素。

在土地属性方面,以安东尼·艾登为代表的保守主义认为私有住房产权使公民更积极参与公共事务,拥有房产的居民即业主更易因维护自身建筑物权产生抗争性参与动机及行为[10]。在劳动力方面,施泰因等认为人口密度有助于形成密集社交网络,缩短的地理距离增加了人际联结进而提高参与程度[11]。在资本方面,亨廷顿等认为社会经济地位较高的人拥有较强的“影响政策能力感”且具有较高的政治参与水平[12]。据此提出假设H1:公民所占有的土地资源越多,公民参与行为相应增加。假设H2:公民所在地的劳动人口越密集,公民参与行为相应增加。假设H3-1:公民的个体经济状况越好即收入越高,公民参与行为相应增加。假设H3-2:公民所在地区的市场化程度越高,公民参与行为相应增加。

2. 社会资本假设

公民参与也受到社会信任的影响。大多数研究者认为信任对参与有正向作用。比如,社会资本促进公民参与,缺乏社会资本将导致较低的参与水平[13],从总体视角叙述信任与参与的关系;又如,从参与的具体类别而言,社会资本中的网络、信任、互动、规范对社区参与中的体制参与和协商参与产生一定影响[14]。然而,也有研究认为信任对参与是多维度概念,前者对后者并非仅有正向影响。包容性的社会信任与开放性的社会网络对体制参与有显著的积极作用,但局限性的人际信任与封闭性的社会网络对体制参与产生显著的负面作用[15]。水平型社会资本中的社区信任对抗争参与有显著正向影响,而政府信任则正向促进公民的体制化参与[16]。

综上,已有研究一方面对于影响机制的正负向尚未达成一致;另一方面社会信任对体制、对抗、协商参与影响的差异尚不明确。由此提出假设H4:公民对社会的信任会显著正向影响其参与的行为,即若其对外界的信任程度越高,公民参与行为相应增加。

3. 行为态度假设

个人态度是重要的政治参与资源[17]。学者通过回顾“标准社会经济模型”作为一种基本的参与模式并在此基础上展开田野调查,发现个体社会经济状况、人口密度和态度会共同影响公民参与[18];又如美国的城市化水平越高,赞同“大多数人可信任”这一说法的人越少,产生的情感态度越消极,导致公民参与程度越低[19],表明行为态度的中介作用;社会信任被认为是人际交往中的一种依赖关系,信任水平会影响到个体看待外部环境、确定社会问题以及选择解决方案的态度[20],进而影响公民实际的社会参与行为。由此本文提出假设H5:空间资本、社会资本不仅直接影响公民参与行为,还会通过影响公民的行为态度正向影响其参与行为。

本研究拟检验的理论模型及变量关系如图1所示。

图1 空间资本和社会资本对公民参与影响机制研究框架

三、 数据来源与变量设置

1. 数据来源

本文使用中国社会状况综合调查(1)该调查由中国社会科学院社会学研究所于2005年起发起组织,是一项针对全国公众的劳动就业、家庭及社会生活、社会态度等方面的长期纵贯调查。(CSS)2017年的居民问卷进行研究。数据样本共10 143个,经筛选最终使用样本6 924个,样本基本情况见表1。

表1 样本基本特征

CSS 2017数据包含受访者的居住地址,使本文能够将微观调查数据与地区宏观层面数据合并。本文结合樊纲等著的《中国分省份市场化指数报告》中2016年的报告数据和地理国情监测平台公布的2015年各省份的人口密度数据进行研究。

2. 变量设置

(1) 因变量

本文被解释变量是公民参与行为,利用CSS数据中公民参与实际状况作为测量指标,结合已有研究,界定我国公民参与主要有体制性参与、对抗性参与、协商性参与三种模式。

体制性参与和对抗性参与分别选取“最近5年,您是否参加过区县人大代表的选举?”和“最近2年,您是否参加过下列事情:罢工/罢市/罢课/静坐/示威/游行等行动?”来测量。协商性参与综合以下六个题项获得:“最近两年,您是否参加过下列事情:与他人或网友讨论政治问题;向报刊、电台、网络论坛等媒体反映社会问题;向政府部门反映意见;参加政府/单位/学校组织的志愿者活动;参加自发组织的社会公益活动,比如义务献血、义务清理环境,为老年人、残疾人、病人提供义务帮助;参加宗教活动。”回答分为“参与”(赋值1)和“未参与”(赋值0)。协商性参与六题的Cronbach’sα系数为0.604,表明其内在一致性在可接受范围。量表的KMO检验值为0.648,Bartlett球形检验的卡方值为2 578.84,自由度为15,p<0.001,表明原始数据存在潜在共享因子,适合做因子分析。因子分析提取出两个因子,根据因子负载,将其命名为反馈式协商因子和参与式协商因子,分别包含前三个题项与后三个题项。为便于后续分析,本文将因子的值分别乘上其方差占比,构建一个综合评价指标表示公民协商性参与行为。

(2) 自变量

有产权的住房数常被学者用以研究如商业地产、宅基地流转[21]等土地方面问题,故本文用受访者拥有的“自有住房数”衡量土地资源占有量;“劳动力在空间中的位置”以地区人口密集程度来测度;与现有研究一致[22],本文以居民上一年的家庭年收入作为“微观层面的经济指标”;“宏观层面的经济指标”则用居民所在省份市场化程度表示。

在社会资本方面,帕特南曾提出以社区层面邻里间的联系来衡量社会信任。本文运用题项“您对邻居的信任程度是怎样的?”来测量其社会信任。被试者根据自身的感受选择完全不信任、不太信任、比较信任和非常信任四种程度的答案,分别赋值1～4,得分越高表示其社会信任程度越高。

(3) 中介变量

关于本文中介变量“行为态度”共含五个题项:“我认为在村(居)委会选举中,选民的投票对最后的选举结果没有影响”;“我认为村(居)委会根本不在乎和我一样的普通村(居)民的想法”;“我认为参与政治活动没有用处,对政府部门不能产生什么根本的影响”;“我认为老百姓应该听从政府的,下级应该听从上级的”;“我认为国家大事有政府来管,老百姓不必过多考虑”。将“很同意、比较同意、不大同意和很不同意”四种答案分别赋值1～4,得分越高表明公民参与的态度越积极。与协商式参与构成方法类似,本文运用因子分析将这五个题项综合成一个变量表示公民的行为态度。

(4) 数据分析方法

本文被解释变量有连续变量和二分变量,故在控制年龄、性别、教育年限等人口特征变量的基础上,运用多元线性回归模型和Logit模型验证空间资本和社会资本对公民参与行为的直接影响,并采用因果逐步回归法来检验行为态度的中介作用是否显著。本文的变量具体测度方式见图2。

图2 空间资本和社会资本对公民参与影响机制的具体测度

四、 实证分析结果

1. 相关性分析

为避免多重共线性问题带来的研究偏误,本文对变量进行了方差膨胀因子检验。结果显示方差膨胀因子(VIF)均小于3,不存在共线性问题。此外,对主要变量作了Pearson相关性分析,初步考察变量之间是否具有相关性。结果如表2所示。

表2 Pearson相关性分析

由表2可知,行为态度与自有住房数、家庭年收入和对邻居信任之间均有一定相关性,且与体制性和协商性参与存在0.01显著度水平上的相关关系,这为后续的中介效应检验提供了依据。

2. 空间资本、社会资本对公民参与的直接影响

接下来本文运用Stata 15软件进行回归分析,以进一步探究变量之间的因果关系。模型结果如表3所示。模型1、2、3分别为仅考虑控制变量对三种类型参与影响的模型,模型4、5、6在前三个模型的基础上加入选取的五个自变量,加入自变量后的模型整体解释强度有所提高,并且总体呈现出显著水平。

表3 空间资本、社会资本对公民参与的直接影响模型

在空间资本层面,公民的自有住房数对其体制性和协商性参与均有显著的正向影响,但与对抗性参与没有显著关联,假设H1得到部分验证。人口密度越大,公民的协商性参与越积极,假设H2也得到部分支持。经济状况方面则呈现出较为复杂的结果:居民收入水平的提高会促进其体制性参与,但对对抗性参与却具有负向影响作用;而市场化程度则对公民参与无显著影响,这些结论部分验证了假设H3的观点。

在社会信任层面,由模型4对邻居信任一项的回归系数为0.163 1且通过置信度99%的检验可知,居民对社会的信任对其体制性参与行为有显著的正向作用;模型5、6的结果显示,居民对邻居的信任减少,会导致其对抗性参与和协商性参与行为的增加。整体而言,数据结果部分验证了假设H4。

3. 空间资本、社会资本对公民参与的间接影响

上述回归结果显示,空间资本和社会资本对居民各种类型的参与行为均有一定的影响,那么这种影响是否会通过行为态度这一中介机制进行传导?

中介检验的因果逐步回归法主要包括三个步骤:①分析自变量对因变量的直接影响;②若上述显著,再分析自变量对中介变量的影响;③最后检验自变量和中介变量同时加入模型时对因变量的显著性情况。本文进行剩下两个步骤以检验假设H5是否正确。当自变量对中介变量、中介变量对因变量的系数中至少一个不显著以及因变量为非连续变量时,还需使用Sobel检验法进行进一步判定。

表4中模型7是由步骤②得到的回归结果,模型8、9、10为在直接影响模型中加入行为态度的联合模型。模型7的结果显示,人口密度、家庭年收入、市场化指数和对邻居信任这几个指标和行为态度均有十分显著的联系。由模型8可以看出,加入行为态度后,原本显著的自变量依旧显著,行为态度也通过了置信度95%的显著性检验。由于因变量体制性参与为二分变量,本文对自有住房数进一步实施了Sobel检验,但检验p值为0.148,未通过95%置信度下的检验。因此,个体经济状况和社会信任会通过行为态度间接影响体制性参与,但土地层面的自有住房数则不通过该中介变量而直接影响体制性参与。根据二分因变量中介模型的中介效应计算方法可知(2)二分因变量的中介模型的中介效应大小为Za×Zb,其中Za、Zb分别为自变量对中介变量的回归系数a除以其标准误和中介变量对因变量的回归系数b除以其标准误。,行为态度在家庭年收入和体制性参与中承担的中介效应占总效应的3.03%;而在社会信任与体制性参与中所占比例为4.48%。

表4 中介效应的检验模型

模型9显示,行为态度对公民的对抗性参与并不具有显著影响。将模型5表现显著的家庭年收入和对邻居信任分别作为自变量,Sobel检验的p值均大于0.05,这表明行为态度在这两个自变量和对抗性参与间均不担任中介变量。

由模型10的结果可知,人口密度和个体经济状况会通过行为态度间接影响协商性参与行为,而土地资源不存在这一间接影响机制。因果逐步回归法的系数显示,人口密度对行为态度呈显著负向影响,而模型10中,人口密度和行为态度的系数均为正值。这表明行为态度发挥的并不是中介效应而是遮掩效应,即控制居民的行为态度可以增强人口密度对公民协商性参与的促进作用。而就社会信任而言,中介效应占总效应的比例为-0.036 3×0.063 6/-0.024 7=0.093 5,这说明行为态度可以解释社会信任对协商性参与负向作用的9.35%。

以上结果表明假设H5得到部分支持,本研究的理论框架大体上得到了证实。空间资本和社会资本通过影响行为态度进而影响公民参与行为的关系如图3、图4所示。

图3 空间资本和社会资本对公民参与的直接影响关系

图4 空间资本和社会资本对公民参与的间接影响关系

五、 结论与讨论

本文基于CSS 2017数据探讨了中国情境下空间资本和社会资本对公民参与行为的影响,对我国当前平衡空间资源配置和引导公民合理参与具有现实意义。主要结论可归为以下四点。

首先,研究发现居民占有的土地资源对其体制性参与、协商性参与有着正向直接影响。当公民拥有的房屋越多时,便会花更多时间在社会体制性和协商性参与活动上。这与国外学者发现“住房所有者比租赁者更积极地参与主流政治活动,但对公共经济和社会事务持更加保守的政治态度”[23]等研究结论不完全相同。我国已有研究支持本文论点:在新型商品房住宅小区中,住房所有权对基层民主参与具有促进作用,这或许是因为他们为维护自己的房屋免受侵害和为充分实现自己的利益诉求而积极参与到社区活动中[24]。然而,也有研究发现拥有一套房的自住业主的社区凝聚力感受较拥有多套房的个体更高[25]。或可作出如下推断:在住房数量由0到1时,体制性参与、协商性参与共同增加;而在住房数量大于1时,协商性参与会逐渐下降。综上提出政策建议:现阶段为促进土地资源保有量对体制性参与的积极影响,国家可以加大保障性住房的投放力度,租购并举盘活存量,保障公民基本住房需求,通过“先保证一套房”促进积极参与行为。

其次,居民所在地的人口密度增加有效地促进了协商性参与行为,但行为态度可能对这一影响存在遮掩作用。本文结论“人口密度拓宽了公民社交网络从而促进参与”与国外现有研究一致[26]。然而,城市化过程中的人口动态变化是否具有西方国家的规律,即“人口密度上升到一定程度时对参与的影响是否由盛转衰”[27]还有待深入探讨。本研究还发现人口密度对行为态度有显著的负向影响。中国城市化进程持续加快导致的人口聚散效应进一步加剧了人口不均衡分布,居住空间分异带来的社会分层将可能产生反抗情绪,进而减弱行为态度。据此本文建议,为提高公民参与效率和协商共治水平,在城乡发展规划制订规划期末人口数量时应适当提高中小城市人口密度,推动“大混居、小聚居”,加强村居建设中的工作站建设和村居联络点建设等,多措并举使人口密度适当提高进而促进协商民主。

再次,微观层面的个体经济状况会直接影响人们的对抗性参与行为,并会通过影响行为态度间接影响体制性参与,但宏观层面的市场化水平则不对参与行为产生影响。关于微观经济状况与对抗性参与关系的少量研究对影响正负向尚未达成一致。有学者通过实证研究发现收入对居民的对抗性参与有显著的促进作用,这可能是由于对抗性参与通常需要较高的成本,因而需要一定经济实力[28];也有学者认为个人收入越高,其抗争参与越少[29]。本文认为公民家庭经济状况越好,参与体制性社会活动越积极,而其对抗性参与行为相对减少。此外,本文亦增加了“行为态度”作为经济收入对体制性参与影响间的又一阐释变量。个人与制度亦即公民参与与城市规划空间规制的互动过程中,客观利益通过“态度”这一主观认识产生参与意愿和具体行动。有学者提出可能是因为经济状况较好的人当中有相当一部分是国企或国家机构的员工,他们对国家的依赖性相对更强,从而对于政府主导的活动(如政治选举)表现出更高的积极性[30]。也有学者结合“参照群体理论”解释[31],认为个体经济收入可使其用以衡量社会地位,以此决定其态度进而影响行为。政策建议亦由宏观和微观两个层面展开:各级地方政府在财政允许的情况下,应持续推进社会保障政策的完善,扩大社会保障的基本覆盖面,进而可改善收入不平等的现状;另可结合本文发现的中介变量“行为态度”来促进协商参与行为。比如经济精英可用其社会和经济资源缩小贫富差距及阶层距离感,来改善个体行为态度,从而带动更广泛的公民参与。

最后,居民对邻居越信任,体制性参与行为越多,对抗性和协商性参与行为越少;且行为态度在社会信任对体制性参与和协商性参与的影响中充当中介机制。这与国外已有研究中认为“政治不信任直接影响非制度化参与并产生对抗行为”[32]和“政府信任会增加选举参与行为”[33]的结论相类似,社会信任对对抗性参与和协商性参与的负相关也进一步强化现有研究中“政治信任低的个体具有较高抗争倾向”[34]的结论。此外,本文发现社会信任通过行为态度对体制性参与和协商性参与均产生影响,拓展了信任与参与关系的理论边界。在未来的城市和社区建设中,宜将规划的着眼点由以物质空间建设为主导向以社区社会资本培育为重心逐渐过渡,提高邻里间人际交往的依赖关系以增强信任水平,影响个体看待外部环境、确定社会问题以及选择解决方案的态度,助力体制性和协商性参与。

在理论贡献上,本研究建立了空间资本与社会资本通过行为态度影响公民参与的机制,丰富了既有研究中参与理论的解释变量,并通过区分三种不同类型的参与行为表明适度公民参与是减少社会矛盾、促进社会融合的重要依据。

本研究也存在一些局限性。其一,本文所用的CSS数据、人口密度的数据年份虽时间相近但不是同年数据,这可能会造成稍许偏差。其二,在测度体制性和对抗性参与时仅使用单一题项,虽已尽量利用问卷信息,但该测量方法可能使结果说服力不足或将社会现象过于简单化。其三,在方法上,本文运用的是截面数据分析,变量之间的内生性问题尚未得到较好解决。未来的研究方向可根据如下思路拓展:本文分析建立在全国性数据基础上,使用中观地方性数据或微观社区数据是否还存在该规律值得展开探索;除行为态度外,还可能存在其他的中介变量对不同类型的参与产生差异化影响。此外,本研究所示的几个自变量各自或组合到何种程度能够实现参与效率最大化和据此对参与效率“动态性”变化的探索,也是值得进一步展开研究的方向。