城市女性居民社区参与主体性的影响因素——基于山东省城市社区调研数据的实证分析

鹿 锦 秋

(山东理工大学 马克思主义学院，山东 淄博 255000)

引言

党的十九届五中全会要求“建设人人有责、人人尽责、人人享有的社会治理共同体”[1]287，“实现政府治理同社会调节、居民自治良性互动”[1]288。 城市社区作为构建社会治理共同体的基础性场域，亟须地方党委、政府、社会组织和居民治理主体的平等参与及多方联动。 其中，让社区居民“挑大梁、担重任”是打造“共建共治共享”城市社区治理格局的重要举措。 而被誉为“半边天”的女性社区居民无疑是构建社区治理共同体必须凭靠的中坚力量，因而高质量推进城市社区建设离不开女性居民最大限度的社区参与。

根据学界观点，本文将“城市女性居民社区参与”理解为，居住在我国城市社区范围内的女性居民，为促进社区以及自身发展，自觉发扬公共参与精神，主动参与各项社区事务治理的行为及过程，集中彰显了城市社区参与中女性居民“主体赋权、承担责任、获取收益”[2]的应有之义。 然而，尽管当前我国在加强城市社区工作队伍建设、完善女性居民社区治理权益保障等方面已取得重要进展，部分女性居民对城市社区治理的参与主体性亦有所提升，但因受各种主客观因素制约，女性居民在城市社区治理中的“不行动”现象仍较为普遍，女性居民社区参与的权利意识及捍卫能力、责任承担意识及建言献策能力、民主议事的决策意识及能力等方面的主体性仍需要全面提升和持续强化。

鉴于此，通过实证研究深入挖掘和甄别辨析制约城市女性居民社区参与主体性提升的影响因素，并据此提出相关建议，为高质量推进我国城市社区治理工作、增强女性社区治理能力、促进女性全面发展以及落实男女平等基本国策提供一些有益的理论参考和实践思路。

一、文献综述

国外学者将女性主义与社区参与理论深度融合，创立了女性主义社区参与(Feminist Community Engagement)[3]3理论。 该理论将女性公民视为具有性别、种族、阶级等多种交叉性身份的“更具责任感”[3]18的能动主体，认为唯有以正义为导向的批判性公民身份才能使女性平等参与社区治理成为可能[3]18；尽管有学者认为社区事务是女性应该承担的重要工作[4]，但女性社区参与状况并不乐观，由此引发学者对女性社区参与影响因素及解决策略的探讨；苏珊·范·德文特·伊弗森(Susan Van Deventer Iverson)等及亚洲发展银行(ADB)2014年报告认为公私领域分立、父权制规范[3]16-17等传统观念和文化习俗是导致女性居民社区参与不足的根源[5]1，主张提升女性参与意识，运用颠覆性教学法挑战性别不平等[3]6，全方位赋权女性，培养女性社区参与技能及领导力[5]1；K.维克斯泰普(K. Vixathep)基于实证研究，从个体、社会及政府层面对女性居民参与社区的障碍因素予以探讨，涉及语言、教育、文化、健康、家务、迁徙、贫穷、自卑以及工作方法、行政结构、项目获取及资产控制等维度，主张变革社区工作机制，赋予女性社区参与权[6]；梅勒妮·斯加夫(Melanie Scaife)等提出必须将性别视角纳入社区评估和规划来促进女性赋权及社区参与[7]；阿卜杜勒卡迪尔·锡德拉·曼德哈(Abdulkadir Sirad Madhowe)则以女性劳动节约能力、决策能力、资产创造能力、和平建设能力为指标，评估赋权女性对社区的影响[8]。可见，女性主义社区参与理论的核心要义是秉承性别平等原则，彻底变革父权制社区治理机制，为女性社区参与赋权增能。

国内研究则侧重于通过性别对比探讨女性居民社区参与的状况、影响因素及应对策略。 刘亚玲、沈蓓绯、卓惠萍等认为，女性居民社区参与虽有意愿，但实际参与行为不足、参与方式被动、参与决策机会不足[9]，总体实际参与率不及男性[10]，尤其社区议事活动中女性权利意识、参与意识、责任和义务意识较弱[11]；为此，袁志群基于公民治理视角提出了社区文化、政策扶持、女性能力、治理角色等影响因素[12]；沈蓓绯将女性社区参与制约因素归结为社会支持、社区工作、志愿者培训与成长机制等方面，主张优化外部制度环境[10]；卓惠萍等从文化、制度、组织及能力四方面剖析成因，主张加强性别平等文化、制度性别敏感性、女性居民组织化程度及参与能力[11]；李涵钰通过实证研究发现，市场收入和社会性别意识对女性社区参与有直接影响[13]；夏辛萍、刘亚玲还聚焦女性居民的特定群体进行研究，前者指出缺乏社区人意识、父权式组织管理、传统性别文化对退休女性社区参与的不良影响[14]，后者基于增权理论，从个体、社区环境、互动等三因素入手，提出通过接触、动员、培育及拓展四个阶段介入行动，推动赋闲女性居民的社区参与[9]。

综上，国内外对女性社区参与问题的研究成果较为丰富，但鲜有以“主体性”为核心概念直接切入女性社区参与的影响因素进行实证研究。主体性是推进女性居民社区参与的内在动力，要深入挖掘影响女性居民社区参与提升的因素，需要将主体性范畴纳入实证分析框架。 因此，本研究尝试以“山东省城市社区女性居民社区参与主体性的影响因素”的调研数据为基础进行实证分析，以期为推进女性发展、社区治理与参与主体性等问题的交叉性研究提供可资借鉴的资源和有益思路。

二、研究假设

社区治理是政府、社区组织、居民等社区多元治理主体依照法律，通过集体协商，构建相互依赖与信任的互动、协同、共生关系[15]，共同处理社区公共事务，并进而促进社区和社会发展的治理过程。 女性主义社区参与理论认为，女性居民是社区治理不可或缺的平等参与主体，提升女性居民社区参与主体性是实现城市社区多元共治和促进女性发展的应有之义和必要途径。 所谓主体性是指人作为活动主体的质的规定性[16]，是指人类借由改造客体的对象性活动而使自身本质力量外化于客体的一种旨在满足自身需求的以自由自觉性、自主为我性、主动创造性为特征的能动属性。 具有主体性的人同时又必是对自己的实践过程具有主导能力的行动者。据此，“女性居民城市社区参与的主体性”既内涵女性居民参与社区治理的权利意识、参与意识、责任意识等主体意识，同时又涵盖女性居民社区参与的实际行动能力，因而本研究将“城市女性居民社区参与的主体性”理解为女性居民在城市社区治理中具有的参与意识及能力、权利意识及能力、责任意识及能力，亦即城市女性居民参与社区治理的主体意识被唤醒，能够自主、自觉、自发地行动起来，在社区治理实践中担任主角，处于主体地位，拥有相应的社区公共事务决策权和行动权，同时自觉承担起社区治理的责任和义务，在参与、促进社区更好发展的过程中回应自己需求、解决自己问题、提升社区治理能力、实现自身社会价值。 鉴于此，本研究依据女性主义制度主义理论、女性主义社区参与赋权增能理论及社会性别角色理论，立足宏观—中观—微观视野，分别从制度建设、社区行动、个体觉悟三层面，对制约女性居民城市社区参与主体性提升的影响因素进行梳理。

女性主义制度主义在批判新制度主义缺乏性别视角的同时，赋予其女性主义维度，认为制度和主体能动性均具性别化属性，二者之间高度交互并彼此建构[17]。 一方面，制度环境中的行动主体被理解为采取策略性、创造性和直觉性行动的具象化、性别化的自利性主体，具有这些属性的行动主体会通过反抗社会制度的性别不公而触发性别化制度朝向性别平等变迁；另一方面，性别化行动者的主体能动性及实践能力无法绕开性别化制度的形塑。 彰显性别平等的性别化制度力求吸纳女性主义立场及经验，以行动主体在体制框架内所处的特定位置为依据，通过明确行动主体的性别化职责和界定彼此间性别平等关系来构造行动主体，并影响其正当化、合法化的性别化身份认同、利益表达及个体行为。 这一观点为上述国内外女性社区参与理论提出打造性别平等的社区参与制度环境的主张提供了思想源头。 据此，本研究将政府确立和完善女性居民社区参与的权益保障和激励扶持制度视为提升女性居民社区参与主体性的前提性基础。因此，提出第一个研究假设。

H1:女性社区参与的权益保障和激励扶持制度越完善，女性居民参与社区治理的主体性就越高。

如前所述，对女性居民社区参与“赋权增能”是女性主义社区参与理论的核心要义。 “赋权”是指通过制定并落实旨在提升女性居民社区自治及自决程度的政策与措施，赋予女性个体应有的社区参与权利，帮助其消融因缺乏技巧、知识、资源及能力而无法参与社区治理之无力感，使其以负责任及自决的方式维护自己的利益，并依据自己权力行事[18]；“增能”就是要通过提升女性居民个体社区参与的各方面能力来助其发展达至理想状态。 “赋权”与“增能”相辅相成，赋权助力增能，增能又必推动赋权。 一言以蔽之，女性主义社区参与理论将对女性居民社区参与“赋权增能”理解为，通过女性居民与社会结构之间良性互动，赋予女性居民社区参与权利，增强女性居民社区参与能力，并由此凝聚内外合力共同助推女性社区参与主体性提升的过程。 据此，提出第二个研究假设。

H2:社区议事活动中对女性居民赋权增能越多，女性居民参与社区治理的主体性就越高。

女性主义是解构男权主义性别角色生理决定论及其根源的有效工具。 该理论认为，社会性别(Gender)是被后天塑造而成的以区分男女性别规范、社会角色、活动与责任为基础的文化建构，与生物学意义上生来具有的生理性别(Sex)相区别。 社会性别角色蕴涵着社会文化赋予两性不同角色规范及期待，并由此对男女不同价值、权力与地位进行形塑。 传统男权性别观固守二元对立思维，将生理性别差异无限放大，男性被视为在外打拼的果敢、阳刚、理性的赚钱养家者而高高在上，女性则被视为固守私域的服从、阴柔、感性的家务操持者而卑微低下，并由此形成一整套男性操控女性的“男主外、女主内”等级制劳动性别分工制度、权力结构与话语体系，深刻影响着男女对自身角色定位的认知。 对此，自由主义女性主义主张在原有体制内赋权女性，增强女性素质及社会参与度来改变女性传统角色；而马克思主义/社会主义女性主义者则将其根源归结为不平等的社会制度，主张彻底改变原有资本主义、父权制或资本主义父权制的性别压迫结构，建立性别平等制度；打破公私领域界限，让女性重返社会生产；通过政治实践斗争及其教育，促进女性意识提升和自我觉醒。 这些观点为上述国内外女性社区参与理论进一步提出革除男权性别观念、赋予女性生产、再生产及社区管理三重角色[4]272等推进女性社区参与的主张奠定了理论基础。 据此，本文提出第三个研究假设。

H3:女性居民的传统性别角色观念越强，女性居民参与社区治理的主体性就越弱。

由于女性居民参与社区治理的主体性主要是从参与意识及能力、权利意识及能力、责任意识及能力三个方面来体现的，因此，上述3 个研究假设H1、H2、H3又可进一步分解为9 个子假设，具体如表1 所示。

表1 假设H1、H2、H3分别分解为9 个子假设

三、数据、变量及相关性分析

(一)数据来源

本研究调查数据源于2021年7 月—2022年7 月在山东省各地市的21 个城市社区所做的问卷调查。 该问卷根据女性居民社区参与主体性理论以及对女性居民社区参与状况的实地调查和个别访谈设计而成。 调查过程中，充分征求了社区干部、社会组织负责人和社区女性居民的意见，对问卷存在的问题进行了修正，形成调查问卷的最终稿。 问卷中反映各变量指标的测量均采用Likert 5 级量表评分法进行赋值。 通过广泛调研，收回有效问卷468 份(见表2)，个别访谈女性居民16 人。 本研究运用SPSS26.0 统计软件对问卷调查所获得的数据进行统计分析。

表2 样本的基本特征

(二)变量描述

1. 自变量

环境影响因素为本研究的自变量。 根据假设，本研究将环境影响因素分解为女性社区参与权益保障和激励制度(A1)、社区议事活动中对女性居民赋权增能(A2)和女性居民的传统性别角色观念(A3)。

女性社区参与权益保障和激励扶持制度的测量指标包括女性居民城市社区参与的权益保障制度(A1-1)和女性社区参与的激励扶持制度(A1-2)。 本研究从“参与制度、评估制度”两个方面来衡量女性居民城市社区参与的权益保障制度。 从“激励引导制度、资源供给制度、能力培育制度”三个方面来衡量女性社区参与的激励扶持制度。

社区议事活动中对女性居民赋权增能的测量指标包括社区议事活动中对女性居民的赋权程度(A2-1)和社区议事活动中对女性居民的增能程度(A2-2)。 本研究从“女性居民参与社区治理的意愿程度、建言献策和维权”三个方面来测量社区议事活动中对女性居民的赋权程度。从“女性居民参与社区治理的积极性、能动性以及社区鼓励女性居民参与”等方面来测量社区议事活动中对女性居民的增能程度。

女性居民传统性别角色观念的测量指标包括“男主外、女主内”观念(A3-1)和“男强女弱”观念(A3-2)。 本研究从“对性别分工认识”的方面来测量女性居民参与城市社区治理的“男主外、女主内”观念(A3-1)。 从“对男女社会地位认识”的方面来测量女性居民参与城市社区治理的“男强女弱”观念(A3-2)。

2. 因变量

女性居民的社区参与主体性为本研究的因变量。 根据假设，女性居民的社区参与主体性分解为参与意识及能力(B1)、权利意识及能力(B2)和责任意识及能力(B3)。

参与意识及能力主要从“主动参与社区活动的意愿程度、频次”等方面来衡量。 权利意识及能力主要从“对社区治理工作的关注度、独立参与意识及能力”等方面来衡量。 责任意识及能力主要从“参与社区治理的角色、责任心及承受力”等方面来衡量。

(三)相关性分析

通过信度分析，剔除同质性低的题项。 女性居民参与社区治理的环境因素(自变量)量表剩余24 项的Cronbach's α 值为0.962；女性居民参与社区治理的主体性(因变量)量表剩余11 项的Cronbach's α 值为0.902；量表对自变量和因变量的测量具有良好的稳定性和一致性。 两个量表的KMO 值分别为0.897 和0.877，均大于0.7，Bartlett 球形度检验结果:卡方值分别为3 072.152和466.299，所对应P 值(均为0.000)＜0.05，说明效度较好。

为了探讨变量之间的内在关系，本文采用Pearson 分析法，求出女性居民参与社区治理的环境变量与女性居民参与社区治理的主体性变量之间的相关度与显著水平。 本研究运用SPSS 26.0计算出各变量间的Pearson 相关系数，结果如表3所示。 从表3 可以看出，9 个变量之间在0.01 水平或0.05 水平上都表现出了显著的相关性。

表3 Pearson 相关性分析结果①注: **表示在0.01 水平上相关性显著，*表示在0.05 水平上相关性显著。

四、回归分析

本研究采用多元线性回归模型估计女性居民参与社区治理的环境因素对女性居民参与社区治理主体性的影响。

(一)女性居民社区参与权益保障制度和激励扶持制度对女性居民参与社区治理主体性的影响

1. 女性居民社区参与权益保障制度和激励扶持制度对参与意识及能力的影响

以参与意识及能力为因变量，采用强制进入法将权益保障制度(A1-1)、激励扶持制度(A1-2)纳入回归方程，分析结果见表4。

其中，MultipleR＝0.535，RSquare＝0.286，AdjustedRSquare＝0.283，标准误差估计为0.892 23。由表4 知，F值为93.330，因为P 值＜0.05，因此回归方程符合显著性要求。 由于回归系数的显著性检验的t 统计量取值分别为4.950(P ＝0.000＜0.05)、2.399(P ＝0.017＜0.05)。 因此，权益保障制度和激励扶持制度在回归方程中起显著正向作用，回归方程表示为:

表4 假设H1-1的回归分析结果(因变量:参与意识及能力)②注:Unstandardized coeff 为未标准化系数，std. err 为标准错误，Std. coeff 为标准化系数，Collinear statistics 为共线性统计量，Tolerance 为容差，Const 为常量。

参与意识及能力＝1.346＋0.408×权益保障制度＋0.180×激励扶持制度

假设H1-1得到验证。

2. 女性居民社区参与权益保障制度和激励扶持制度对权利意识及能力的影响

以权利意识及能力为因变量，采用强制进入法将权益保障制度(A1-1)、激励扶持制度(A1-2)纳入回归方程，分析结果见表5。

表5 假设H1-2的回归分析结果(因变量:权利意识及能力)

其中，MultipleR＝0.574，RSquare ＝0.330，AdjustedRSquare ＝0.326，标准误差估计为0.761 56。 由表5 知，F值为95.248，因为P 值＜0.05，因此回归方程符合显著性要求。 由于回归系数的显著性检验的t 统计量取值分别为4.261(P ＝0.000＜0.05)、3.193(P ＝0.002＜0.05)。 因此，权益保障制度和激励扶持制度在回归方程中起显著正向作用，回归方程表示为:

权利意识及能力＝0.819＋0.328×权益保障制度＋0.223×激励扶持制度

假设H1-2得到验证。

3. 女性居民社区参与权益保障制度和激励扶持制度对责任意识及能力的影响

以责任意识及能力为因变量，采用强制进入法将权益保障制度(A1-1)、激励扶持制度(A1-2)纳入回归方程，分析结果如表6。

其中，MultipleR＝0.510，RSquare ＝0.260，AdjustedRSquare ＝0.256，标准误差估计为0.878 14。 由表6 知，F值为68.061，因为P 值＜0.05，因此回归方程符合显著性要求。 由于回归系数的显著性检验的t 统计量取值分别为3.487(P＝0.001＜0.05)、2.816(P ＝0.005＜0.05)。 因此，权益保障制度和激励扶持制度在回归方程中起显著正向作用，回归方程表示为:

表6 假设H1-3的回归分析结果(因变量:责任意识及能力)

责任意识及能力＝1.773＋0.310×权益保障制度＋0.227×激励扶持制度

假设H1-3得到验证。

(二)社区议事活动中对女性居民赋权增能对女性居民参与社区治理主体性的影响

1. 社区议事活动中对女性居民赋权增能对女性居民参与社区治理的参与意识及能力的影响

以参与意识及能力为因变量，采用强制进入法将赋权(A2-1)和增能(A2-2)纳入回归方程，分析结果如表7。

其中，MultipleR＝0.463，RSquare ＝0.215，AdjustedRSquare ＝0.211，标准误差估计为0.936 67。 由表7 知，F值为52.874，因为P 值＜0.05，因此回归方程符合显著性要求。 由于回归系数的显著性检验的t 统计量取值分别为2.975(P＝0.003＜0.05)、2.083(P ＝0.038＜0.05)。 因此，赋权和增能在回归方程中起显著正向作用，回归方程表示为:

表7 假设H2-1的回归分析结果(因变量:参与意识及能力)

参与意识及能力＝1.503 ＋0.306×赋权＋0.213×增能

假设H2-1得到验证。

2. 社区议事活动中对女性居民赋权增能对女性居民参与社区治理的权利意识及能力的影响

以权利意识及能力为因变量，采用强制进入法将赋权(A2-1)和增能(A2-2)纳入回归方程，分析结果如表8。

其中，MultipleR＝0.533，RSquare ＝0.284，AdjustedRSquare ＝0.281，标准误差估计为1.012 95。 由表8 知，F值为76.916，因为P 值＜0.05，因此回归方程符合显著性要求。 由于回归系数的显著性检验的t 统计量取值分别为2.753(P ＝0.006＜0.05)、3.352(P ＝0.001＜0.05)。 因此，赋权和增能在回归方程中起显著正向作用，回归方程表示为:

表8 假设H2-2的回归分析结果(因变量:权利意识及能力)

权利意识及能力＝1.541 ＋0.306×赋权＋0.370×增能

假设H2-2得到验证。

3. 社区议事活动中对女性居民赋权增能对女性居民参与社区治理的责任意识及能力的影响

以责任意识及能力为因变量，采用强制进入法将赋权(A2-1)和增能(A2-2)纳入回归方程，分析结果如表9。

表9 假设H2-3的回归分析结果(因变量:责任意识及能力)

其中，MultipleR＝0.542，RSquare ＝0.294，AdjustedRSquare ＝0.290，标准误差估计为0.704 76。 由表9 知，F值为80.625，因为P 值＜0.05，因此回归方程符合显著性要求。 由于回归系数的显著性检验的t 统计量取值分别为3.791(P＝0.000＜0.05)、3.276(P ＝0.001＜0.05)。 因此，赋权和增能在回归方程中起显著正向作用，回归方程表示为:

责任意识及能力＝0.575 ＋0.262×赋权＋0.228×增能

假设H2-3得到验证。

(三)女性居民传统性别角色观念对女性居民参与社区治理主体性的影响

1.女性居民传统性别角色观念对女性居民参与社区治理的参与意识及能力的影响

以参与意识及能力为因变量，采用强制进入法将“男主外、女主内”观念(A3-1)和“男强女弱”观念(A3-2)纳入回归方程，分析结果如表10。

其中，MultipleR＝0.142，RSquare ＝0.020，AdjustedRSquare ＝0.016，标准误差估计为1.304 55。 由表10 知，F值为4.797，因为P 值＜0.05，因此回归方程符合显著性要求。 由于回归系数的显著性检验的t 统计量取值分别为3.084(P ＝0.002＜0.05)、-2.985(P ＝0.003＜0.05)。因此，“男主外、女主内”观念和“男强女弱”观念在回归方程中起显著负向作用，回归方程表示为:

表10 假设H3-1的回归分析结果(因变量:参与意识及能力)

参与意识及能力＝4.977-0.390ד男主外、女主内”观念-0.368ד男强女弱”观念

假设H3-1得到验证。

2. 女性居民传统性别角色观念对女性居民参与社区治理的权利意识及能力的影响

以权利意识及能力为因变量，采用强制进入法将“男主外、女主内”观念(A3-1)和“男强女弱”观念(A3-2) 纳入回归方程，分析结果如表11。

其中，MultipleR＝0.220，RSquare ＝0.048，AdjustedRSquare ＝0.044，标准误差估计为1.141 72。 由表11 知，F值为11.806，因为P 值＜0.05，因此回归方程符合显著性要求。 由于回归系数的显著性检验的t 统计量取值分别为-2.385(P ＝0.017＜0.05)、-0.732(P ＝0.465＞0.05)。 因此，只有“男主外、女主内”观念在回归方程中起显著负向作用，回归方程表示为:

表11 假设H3-2的回归分析结果(因变量:权利意识及能力)

权利意识及能力＝2.253-0.264ד男主外、女主内”观念

假设H3-2得到部分验证。

3. 女性居民传统性别角色观念对女性居民参与社区治理的责任意识及能力的影响

以责任意识及能力为因变量，采用强制进入法将“男主外、女主内”观念(A3-1)和“男强女弱”观念(A3-2) 纳入回归方程，分析结果如表12。

其中，MultipleR＝0.379，RSquare＝0.143，AdjustedRSquare＝0.140，标准误差估计为0.944 31。由表12 知，F值为38.926，因为P 值＜0.05，因此回归方程符合显著性要求。 由于回归系数的显著性检验的t 统计量取值分别为0.910(P ＝0.363＞0.05)、2.256(P ＝0.025＜0.05)。 因此，只有“男强女弱”观念在回归方程中起显著负向作用，回归方程表示为:

表12 假设H3-3的回归分析结果(因变量:责任意识及能力)

责任意识及能力＝2.012-0.201ד男强女弱”观念

假设H3-3得到部分验证。

五、结论与建议

(一)结论

总体而言，本研究所提出的9 个研究假设中有7 个得到了验证，有2 个得到了部分验证。 从对女性居民参与社区治理的参与意识及能力影响的角度来看，按照影响力(回归系数的绝对值)大小依次为:权益保障制度(0.408)、“男主外、女主内”观念(0.390)、“男强女弱”观念(0.368)、赋权(0.306)、增能(0.213)、激励扶持制度(0.180)；从对女性居民参与社区治理的权利意识及能力的影响角度来看，按照影响力(回归系数的绝对值)大小依次为:增能(0.370)、权益保障制度(0.328)、赋权(0.306)、“男主外、女主内”观念(0.264)、激励扶持制度(0.223)；从对女性居民参与社区治理的责任意识及能力的影响角度来看，按照影响力(回归系数的绝对值)大小依次为:权益保障制度(0.310)、赋权(0.262)、增能(0.228)、激励扶持制度(0.227)、“男强女弱”观念(0.201)。

可以看到，影响女性居民参与社区治理主体性提升的首要因素是权益保障制度，其次为增能、赋权、“男主外、女主内”观念、“男强女弱”观念和激励扶持制度。

(二)建议

1.加强女性居民社区参与的制度建设。 第一，健全居委会、业委会、妇联、社会组织及居民五方联动的“女性居民社区参与制度”，为保障女性居民社区参与权益提供制度环境；第二，推进女性居民群众性组织制度建设，并将其纳入立体化、多层次的社区治理机制；第三，倡导政府、社会与企业等多方筹集经费，拓展社会工作机构资金渠道，完善女性居民参与社区自治的资金保障制度；第四，制定效能评价监督体系，将男女平等基本国策的落实、女性居民的权益保障及其参与社区治理情况纳入社区治理工作的考核范围。

2.改进和完善社区工作机制，助推社区为女性居民参与社区治理赋权增能。 第一，打破社区工作行政化的治理思路，着重强化居民主人翁意识和性别平等观念，明确女性居民社区参与权利与责任，鼓励女性居民参与居民公约的制定、执行和监督，增强女性居民在社区事务和活动中的决定权、行动权；第二，在由居委会、物业、党员居民代表等联合成立的社区治理联席会议中，提高女性居民代表的占比率、话语权和决策权；第三，加强培训社区女性工作人员，提供女性居民易于接受的多种社区参与方式、途径，全方位完善社区信息公开化系统；第四，创办女性居民“社区治理增能课堂”，提升女性居民社区参与技能；第五，开展社区性别友好型家庭文化构建活动，使男性承担应有家庭责任，减轻女性居民家务劳动羁绊，为女性居民参与社区治理提供家庭支持。

3. 建立保障女性居民参与社区治理的激励机制，鼓励女性居民社区参与主体性的自我激活。 第一，以强化基层妇联组织功能为抓手，借助各类活动载体，鼓励和组织女性居民积极参与社区治理；第二，调研女性居民社区参与意愿、困难并及时制定解决方案，最大限度激发其参与热情；第三，鼓励女性居民自觉利用各种教育途径，组织“意识提升小组”，唤起自我意识觉醒，提升对女性特质与社会价值的认可，扭转男外女内、男强女弱的传统性别角色观念，努力强化“社区管理者”身份和权利保障意识，增强社区参与主体意识及行动自信；第四，推进先进性别文化宣传，助力女性居民积极参与社区治理。