社区民宿邻避效应：风险感知、权益冲突与形成机制研究——以上海地区为例

黄和平 邴振华，* 钟 伟 裘亦书 赖庆晟

（1.上海商学院酒店管理学院，上海 201400；2.复旦大学经济学院，上海 200433）

0 引言

社会治理创新是未来我国推进全面深化改革的重要驱动和实践路径。从“管理”到“治理”绝非概念上的简单转换，“治理”作为一种价值取向，蕴含着理念、内容、模式和制度等多维度的深刻变化。社会治理的关键在基层。基层社会治理关系到民众获得感与幸福感等切身感受，同时也是消除社会矛盾，实现社会公平，维持社会秩序的保障（彭小兵 等，2017）。作为共享经济的典型代表，民宿经营打破了基层社区原有的生活状态，对社区经济、文化、生活、环境、安全等多个维度构成了挑战（邢占军，2002）。实现社区民宿治理现代化，梳理民宿治理的逻辑体系，对于提升基层治理效能具有重要意义。社区邻避效应的本质源于社区产权效益的分配错位，系统分析社区民宿邻避效应的形成机制，优化对民用设施商业化运营的科学治理，是我国基层治理体系现代化亟待解决的重要内容（原珂，2016），也是形成科学合理的民宿市场竞争机制的重要保障。

1 社区民宿邻避效应的环境正义与风险感知

随着市场经济的持续发展，人们对公共产权的领地性意识不断觉醒（Liu et al.，2022），社区居民对环境、空间、文化等无形价值的认知水平和边界意识持续增强。邻避效应的概念内涵在这一过程中不断得到丰富与深化（刘小峰 等，2021），嫌恶情结、邻避情绪、邻避行为、邻避危机等内容体系不断得到扩展（吴勇 等，2021）。作为与经济发展、社会进步相伴相生的环境概念，邻避效应普遍存在于经济、文化、环境、空间、生态等社会发展的各个领域，且发生类型、强度、频率、情境等（杨建国 等，2021）呈现动态衍变的特征。社区民宿导致邻避效应的一个重要原因在于经济理性、技术理性与环境正义的矛盾与冲突（Alhakami et al.，2010）。在民用性质的社区情境下，环境正义是其首要目标（赵小燕，2014），社区民宿经营活动在不同居民群体中引发的“剥夺感”和“不公平感”是客观存在的（王佃利 等，2012）。实际上，社区除去宅内私人空间外，楼道、绿化、道路、景观、设施器材等都属于集体产权。社区居民在维护成本、运营决策、权益分配，以及环境责任等方面享有同等义务和权利。居民每天有超过一半的时间在社区里度过，寻求社区环境正义符合人们理性思维和逻辑判断（党艺 等，2020）。在法制意识深入人心的今天，公民对社区环境正义的寻求愈发强烈（万筠 等，2019），这进一步导致社区民宿邻避效应的正向强化。本文基于环境正义的目标、内涵和路径，构建了社区民宿环境正义五维度评价体系：社区民宿经营过程中对邻近群体享受环境权益的地位认同与尊重（主体正义）（Moutinho，1987）；知情权、投票权与决策权（王奎明，2021）等民主权利能够得到保障（程序正义）；基于产权结构划分的环境权益分配的公平正义（分配正义）（Wakefield et al.，2001）；居民享有充分表达自身诉求与建议的渠道，并能得到及时反馈的机制（互动正义）（黄岩 等，2010）；在观念和态度上对“经济理性”目标表现出认同和接受（情感正义）（李高阳，2014）。

感知风险是感知主体因无法预料行为结果的优劣，以及由此导致的后果而产生的一种不确定性感觉（许晖 等，2013）。现有文献表明，人类社会已经进入“风险时代”，风险研究应聚焦感知主体的风险体验（吕书鹏 等，2017）。社区居民对风险要素的状态感知源自民宿经营活动中实际风险的形成与分配。随着现代社会风险建构的日趋完善，民众风险认知和风险意识得到前所未有的强化，这是社会环境与文化心理相互叠加、共同作用的结果。利益相关者（社区、街道、居委、物业、居民）所持立场、心理偏好及风险认知存在明显差异，居民感知风险与政府专家基于经济理性与技术理性的判断存在偏差，叠加民众对政府专家的不信任，极易触发风险社会性放大机制，进而引发社区居民的邻避情绪和邻避行为（Roehl et al.，1992）。Wakefield的研究表明，加拿大汉密尔顿市居民的环境污染感知与其实践活动中的嗅觉、视觉、味觉及触觉体验一致，与政府专家通过监测数据分析得出的理性判断有着显著差异（Pearce et al.，1991）。由于关注点不同，政府及专家是基于技术理性与社会成本理性进行风险评估，而民众是基于自身利益和风险分担缺乏公平性产生邻避情绪。社区民众处于相对弱势地位，涉及健康、安全、环境等切身利益的改变会强化社区居民对风险的感知程度。现有文献多关注技术理性、环境理性和风险承受能力，而对民众心理因素和文化环境的研究较为薄弱（宋民雪 等，2021）。

“民宿-社区”空间场景的形成过程本质上是权力与利益的分配逻辑（陶鹏 等，2010），是多利益主体（社区居民、民宿业主、居委街道、物业公司等）进行博弈的场所。在“民宿-社区”中，社区空间的商业化运营包含“权力的领土逻辑和资本逻辑”（杨槿 等，2013）。民宿业主尝试利用地理空间的融合重构和资本扩张达到其追求价值持续增长的目的，这一行为打破了基层社区原有的均衡状态，从而导致社区民宿邻避效应的产生。社区民宿对周边社会空间的影响路径包括3个方面：（1）从风险感知角度，社区民宿对社会空间的影响主要通过风险实际-风险感知-风险的社会放大这一传导路径而产生作用（何艳玲，2014）。叠加对政府及主管部门产业政策和治理能力的不信任，强化了民众“剥夺感”和“不公平感知”，容易促使民众采取过度的自我保护行为（李伊祺 等，2021）。（2）从利益分配角度，社区民宿对周边社会空间的影响主要通过社区民宿对公共利益-集体利益-市场利益的侵占而产生作用。国家宏观政策在土地资源、公共服务、公共设施的硬性供给方面，以及水电燃气的价格优惠、税收减免等方面对社区居民都有着倾斜和权益让渡。民宿设施本质上属于商业性质，却实际利用了国家给予社区居民这一群体的民生福祉。民宿业主对社区居民公共福祉和集体利益的无偿侵占必将导致社区民众的厌恶情绪与抵抗行为，引发社区民宿邻避效应。（3）从社会空间分配角度，社区民宿的商业逻辑与社区居民的领地性意识产生空间冲突是必然的。领地性意识与行为是人类的本能（赵小燕，2014）。民宿住客进入社区空间，获得社区居住环境的使用权，住客在社区空间完成居住过程，是住客群体的出游过程在城市社区中的拓展与培植，也是民宿住客与社区居民共享社区空间和环境资源的过程。在此民用设施商业化运营的转变中，社区空间结构会在人口构成、社会功能、商业属性等方面发生重要变化，而这种变化将同时作用于社区居民、民宿住客、经营业主、街道居委等利益相关群体。社区民宿邻避效应的演进路径与形成机制如图1所示。

图1 社区民宿邻避效应的演进路径与形成机制

本质上来说，社区民宿邻避效应表现为民宿业主寻求资产“价值最大化”目标与社区居民寻求生活环境“权利公平”之间的矛盾，属于“经济理性”和“环境正义”之间的平衡与取舍（谭爽，2017）。邻避效应与居民心理感知密不可分，公平正义缺失与感知风险的社会建构是社区民宿邻避效应发生的最根本原因。在追求经济效率的同时，实现社区治理环境正义与风险管控是民宿产业可持续发展的必要前提。

2 研究区域与变量构造

2.1 研究区域与数据获取

本文通过预订平台、深度访谈和问卷调研3种渠道获取了宏观与微观数据。上海社区民宿数量和房价的空间分布特征如图2所示，数据来源于爱彼迎、榛果（美团）、小猪、携程、途家、木鸟，以及艺龙平台。深度访谈与问卷调研数据主要用于回归模型计量分析。访谈提纲与调研问卷的题项设置主要基于风险感知、环境正义感知、社区属性及居民特征4个维度。调研范围选取上海市12个社区民宿较为集中的行政区域，总共发放问卷数量为776份，回收776份，有效问卷为517份，其中黄浦（33份）、静安（64份）、徐汇（42份）、长宁（35份）、普陀（35份）、虹口（42份）、杨浦（48份）、闵行（43份）、宝山（37份）、松江（47份）、崇明（22份）和浦东（69份）。259份问卷无效主要是由于信息不完全、填写不规范及基于邻避效应3个核心特征判断标准否定了邻避效应的存在性。调研时间为2020年10月—12月，2021年6月—8月及2022年11月上旬3个时间段，共六个半月的时间。

图2 2022年11月上海市社区民宿空间分布图

本文主要采用多元回归方法对调研数据进行分析，并在实证研究中引入固定效应（FE）模型，消除区域在资源、经济、文化、区位、环境等异质性禀赋上的特征。固定效应（FE）又称组内变换，在回归分析前，所有变量先在时间维度上取各自均值，再从变量中剔除其在时间维度上的均值，不随时间变化的区域禀赋特征会随之消除。最后采用广义矩（Generalized Method of Moments，GMM）回归方法完成稳健性分析，验证其中的显著影响指标。

2.2 变量构造

（1）社区民宿邻避效应的存在性判定

在界定上海社区居民对社区民宿是否存在邻避效应时，本文采用认知正向-情感认同-邻避情绪-邻避行为-邻避效应的判断逻辑，这也是因变量（社区民宿邻避效应）的构造路径。换言之，受访对象对民宿产业经济文化价值的认知持有积极正向态度并在社区民宿发展上表示认同，但对于将民宿开在自家社区表现出明显反对和抵制情绪，此时，我们将其判定为存在社区民宿邻避效应（黄峥，2017）。社区居民邻避效应强度作为一种潜在变量，无法进行直接测度，但可通过居民的语言、行为及对外界的反馈等方法进行间接测量。对于存在社区民宿邻避效应的居民采用格特曼（Gutteman）累加量表进行赋值，格特曼量表主要被用来测量个体对某种类型的人、事物、情境、机构及观念等喜欢或者厌恶的程度，它由一组阶梯式序列测项构成，只有达到第1个问题的测定强度，才可能在第2个问题上表现出更强态度，达到第2个问题的测定强度也必然达到第1个问题测定的喜欢（厌恶）强度，即每个测项的强度是积累的。本文邻避效应的强度测量主要基于民宿认知倾向-居民接受程度-邻避行为倾向3个强度依次增加的序列测项组，设置了逐级累加的7个问题，前3题分别对应认知正向、情感认同与邻避情绪，也即从第3题开始可以确认样本符合邻避效应概念。居民从第3题（含）开始，剩余问题每得到一个正向回答得1分，最后得分（1分～5分）将作为社区居民对民宿经营的主观厌恶（反对）程度的测量，也即因变量的定量赋值。

（2）社区民宿邻避效应的感知变量构造

基于Featherman等（2003）年提出的感知风险量表及邻避效应理论架构，本文将社区民宿邻避效应的感知变量分为风险感知与环境正义感知两个部分。社区居民环境正义感知的变量选取主要基于环境正义结构体系。根据现有成果，本文将环境正义变量的结构体系归纳为主体正义、程序正义、分配正义、互动正义、情感正义5个方面。

除了环境正义变量之外，居民的风险感知是影响社区民宿邻避效应的又一关键变量。Mitchell等（1998）认为感知风险是主观确定的损失预期，利益主体倾向于减少其感知风险，而不是最大化其感知价值，感知风险对反应行为具有更强的解释能力。感知风险是一个多维概念，现有文献关于邻避效应风险感知的分析主要聚焦身体健康（Kaplan et al.，1974）、城市环境（黄和平 等，2021）、社区秩序（李宇环等，2018）、安全（肖薇 等，2019）、收益（Foster et al.，2022）、形象（Wu et al.，2021）等维度。英国研究者Yi等（2021）将社会风险划分为生态风险、环境风险及健康风险。Alhakami等（2010）认为感知风险可分为社会、功能、经济、环境4个维度。Kaplan等（1974）则将感知风险分为5种：经济风险、功能风险、身体风险、社会心理风险、社会风险。Moutinhol（1987）将感知风险的维度划分得更详细，包括经济风险、身体风险、自然灾害风险、健康风险、心理风险、恐怖主义、社会风险，以及犯罪风险8个维度。学界对感知风险维度的分类虽然有所差异，但其类型基本一致。在实地访谈和调研中持反对态度的居民主要表达了空气、气味、污水、蚊蝇、疾病、噪音等对身心健康影响的焦虑，兼有对政府治理能力和民宿业主的不信任，居民还提出社区人员复杂对房产价值和社区形象构成了负面影响。在心理结构、文化认知和社会环境变量的多重影响下，社区居民风险感知体系的自我建构过程必然复杂多变（Wang et al.，2022）。结合文献梳理、问卷调查及实际访谈结果，本文基于现有感知风险量表（Featherman et al.，2003）对社区居民的风险感知进行归纳总结，将社区民宿风险感知概括为：环境风险E（Environment）、健康风险H（Healthy）、社会风险C（Comprehensive）、安全风险S（Safety）、心理风险P（Psychology）、经济风险F（Finance）6个维度，指标体系内涵如表1所示。

（3）社区属性与居民特征变量选取

邻避情绪与邻避行为的发生与否和受访对象个体特征关系密切。性别（王佃利 等，2012）、年龄（吴云清 等，2012）、民宿经历（高军波 等，2016）、受教育水平（陈宝胜，2013），以及收入水平（Amin et al.，2018）等变量对邻避效应的发生及强度有着显著影响（Feinerman et al.，2004）。调研结果显示，社区女性居民表现出邻避效应的概率比男性高14.7%，主要是因为女性反抗能力较弱，风险感知更加敏锐，对陌生事物、安全风险更加敏感。我国男女对家庭事务的承担比例有所差异，女性更加偏重家庭事务，导致对社区环境的领地性意识和行为更加强烈。尤其当民宿经营活动发生在自家附近，正常生活受到干扰或威胁时，都会表现出邻避情绪或邻避行为。此外，已婚已育家庭对社区民宿的邻避情绪表现得较为明显。这是因为这一群体大多已具有良好的经济基础，对社区环境、生活品质、家庭私密性等有着更高要求。为给孩子提供健康成长的安全环境，已经生育小孩的家庭比未婚（育）群众展现出更高比例的邻避情绪和邻避行为。最终本文选取性别、年龄、受教育水平、籍贯区域、民宿经历、收入水平等13个变量作为社区属性与居民特征变量进入实证模型。

3 实证分析

3.1 模型构建

如前所述，邻避效应的影响因素复杂多变，涉及公平、信任、风险等多个维度的感知变量。社区民宿在经济、文化、社会、环境、秩序等方面对社区平衡形成干扰，通过居民风险感知引发邻避情绪和邻避行为。邻避心理过程在特定时空范围内具有稳定的特征，本文采用固定效应（FE）多元回归模型完成实证分析。解释变量包括环境正义感知、风险感知、居民特征和社区属性共4个部分；采用GMM半参数估计完成稳健性分析。GMM估计可以有效减少普通最小二乘OLS估计中内生性与序列相关对实证结果的影响，并且GMM估计具备优秀的统计学性质。表达式如下：

式（1）中，Y为被解释变量，采用李克特标准定义社区民宿邻避效应；Xi表示第i个解释变量，模型共有K个解释变量；λm表示不同样本区域的截距项；Bi为回归模型中不同变量的系数；m为不同样本区域；n为被调研对象；u为随机扰动项，表示所有未纳入模型或者不可观测变量对被解释变量的影响。访谈对象的生活及居住环境等都与社区民宿邻近，邻近程度通过虚拟变量的不同赋值进行指标量化并完成标准化转换，能够较为准确地反映空间距离对社区民宿邻避效应影响程度的强弱。为了更准确地捕获社区环境特征和区域因素，本文在实证过程中引入趋势变量，以此来剔除国家和地区整体改变所带来的居民感知变化。本文采用含截距项模型和Bootstrap自抽样进行多元回归分析，识别居民风险感知、环境正义感知、社区属性与居民特征引致的社区民宿邻避效应。

3.2 居民风险感知对社区民宿邻避效应的影响

本文将社区居民对于民宿活动的风险感知分为环境风险E（Environment）、健康风险H（Healthy）、社会风险C（Comprehensive）、安全风险S（Safety）、心理风险P（Psychology）、经济风险F（Finance）6种类型。从表2可以看出，环境风险中的噪音污染E1高度显著，而生活垃圾E2与公共空间侵占E3并不显著。结合调研过程可知，这并非因为居民对生活垃圾与公共空间侵占不敏感，而是因为现实中住客出现生活垃圾乱丢和公共空间侵占情况并不严重，导致变量未达到回归分析的变化幅度要求，从而导致实证结果不显著。健康风险中的疾病传染H1在1%水平上高度显著，健康恶化H2与发病率上升H3分别在5%与10%水平上显著。3个二级指标回归结果显著的主要原因是调研时正处在疫情再次爆发（2020年6月—2021年8月）背景下，邻近上海的江苏、水灾之后的河南，以及湖南、湖北等地都出现了新冠疫情聚集性感染，社区居民对新冠疫情传播表现出担忧情绪，从而对社区民宿人员流动较为敏感。

表2 社区居民关于民宿经营活动的风险感知回归结果

社会风险的社区声誉与形象C1与政府治理能力C2分别在1%和5%水平上显著，表明社区居民认为民宿的存在拉低了所在社区的整体形象。17.97%的受访居民认为，区域房产价格会因为民宿住客的不稳定性而降低。同时政府部门对民宿经营的治理能力及社区居民对政府的信任会对居民风险感知产生关键性影响。社区居民对住客文化/习俗差异C3的风险感知并不显著，这是因为上海是多元文化共存的城市。从1843年上海开埠以来，文化、宗教、习俗差异普遍存在，长期熏陶于多元文化融合环境的上海居民具有更高文化包容度，对文化习俗差异导致的风险不是非常敏感与担忧。与文化/习俗差异指标不显著相类似，破坏淳朴民风C4也不显著，这是由于上海作为中国的经济中心，从开埠之初就具备很高的商业化程度，商业文化非常发达，民众对商业活动的认可度较高。得益于上海良好的治安环境，社区居民对人身安全风险S1与财产损失风险S2的担忧也不显著。对民宿经营过程中电器和燃气的使用安全较为敏感，消防隐患风险S3在1%的水平上高度显著。在调研过程中，86.49%的社区居民表达了加强消防设施配备和监督监管的愿望。

在心理风险维度，沟通障碍风险P1不显著，心理紧张与焦虑P2普遍存在，并且在1%的水平上高度显著。23.87%的邻近居民出现了“一只靴子落地”的睡眠障碍和焦虑，总是担心会出现噪音，即使噪音并不总是出现。因此可以判断，民宿经营活动增加了社区居民心理的紧张与焦虑。在经济风险方面，社区维护成本增加F1在1%水平上显著，而生活服务收费F2不显著。结合调研过程中对社区物业的访谈可知，社区维护成本并未出现明显增长。由此可见，社区维护成本并非真实增长，而是社区居民根据自身的理解，认为人员流动性增加必然导致维护成本增加。社区民宿由于较为分散，规模有限，对社区维护成本的影响非常有限。生活服务收费F2是显性指标，居民可以根据实际缴费情况明显判断出其未出现明显增长，进一步佐证了社区维护成本增加是社区居民的非理性误判。

3.3 社区环境正义感知对社区民宿邻避效应的影响

在环境正义感知指标体系中，程序正义维度的资质审查程序完备R1与运行监督系统有效R3指标在1%的水平上高度显著，民宿风险评估准确R2不显著（见表3）。在调研过程中，社区居民较为关注民宿经营活动的合法性，希望政府出台相关法律法规对民宿经营活动进行规范，同时加强民宿经营过程中的监督监管，避免对社区权益造成损害，而对于风险评估指标的关注并不明显。从调研过程中居民的态度来看，虽然具有明显的抵触情绪和相应的投诉行为，但总体上认为民宿的整体风险可控，也较少表现出过激情绪和行为。

在互动正义维度，受到民宿主人尊重I1与重要事项被告知I2的回归结果不显著，维权投诉及时回应I3在5%的水平上显著。结合调研过程可知，民宿业主与周边邻居沟通较少，邻近居民不认为与民宿主人进行有效沟通可以改变什么，并且认为没有沟通的必要，相反还可能触发不必要矛盾。在主体正义维度，居民产权受到尊重M1在5%的水平上显著，参与治理社区事务M2不显著，说明社区居民对社区公共资源产权归属较为敏感，部分居民认为参与治理社区事务M2属于社区居民一般性权利，与民宿经营没有直接关联，不会对社区居民邻避效应产生直接影响。在情感正义维度，经济理性接受程度E1与文化价值认可程度E2不显著。一方面由于立场不同，社区居民对于利用社区公共空间和公共资源进行盈利的行为会产生“被剥夺感”和“不公平感”，因而不会在情感上产生认同和理解。对于文化价值的生产与消费，社区民宿的表现并不理想。现阶段，社区民宿提供的仍属于功能性住宿服务，而对地域文化的传播、传承、生产、消费等方面的作用极其有限，绝大多数居民甚至认为社区民宿不具有文化符号的生产功能。分配公平中的社区风险分担公平D1不显著，社区收益分配公平D2在1%水平上高度显著，说明社区居民对于民宿风险分配公平并不敏感，并且这种风险增量本身的危害性并不严重。对于民宿业主利用社区环境与配套设施进行商业盈利却表现出非常明显的抵触情绪和邻避倾向。

实际上，环境正义感知与风险感知存在较强关联性。在环境正义感知未得到充分保证的情绪刺激下，风险感知的社会性放大（效尤效应、草根动员等）效应会得到显著强化。因此，本文将环境正义感知作为关键性解释变量引入实证模型。风险感知在利益民众抵触心理-抗争行为的机制中具有关键作用，并和其他心理感知变量（如获利感知、公平感知、风险容忍、信任感知等）共同决定了对邻避现象的接受程度。对政府治理能力的不信任，以及独断专行的产业政策、缺乏公平性的“最小抵抗原则”所引发的选择性执法等都会触发社区居民对“公平”和“风险”的敏感神经，进而引发抵抗情绪和抗争行为。

3.4 居民特征与社区属性对社区民宿邻避效应的影响

在实地走访调研过程中可以发现，不同的社区属性和居民特征会对邻避情绪产生关键性影响。未婚未育、已婚未育及已婚已育3种类型受访者的邻避情绪依次增强。已经生育过的受访者对社区民宿的抵触情绪出现较大幅度的增加，尤其小孩正处于尚未成年阶段（含怀孕期间），邻避情绪出现的概率会显著增加26.3%，且抵触强度明显高于其他类型家庭。有未成年小孩的家庭主要出于小孩学习、安全、成长等方面顾虑，为了给孩子创造一个良好成长环境，对社区民宿的风险感知必然更加敏感，从而出现邻避情绪与邻避行为。小孩已成年但父母已经进入老年阶段（60岁及以上）的家庭出现抵触情绪的概率相较于普通家庭提高10.4%。研究过程中还发现籍贯为外地，后期落户上海的受访者，会比祖籍上海的土著居民具有更高的接受程度，邻避情绪与邻避行为的强度也明显较弱。

现阶段，民宿存在于社区中的比例较小，尚处于较为稀疏的散点式分布状态。是否邻近民宿对于社区居民的邻避态度有着显著影响。在非邻近居民群体中持支持态度的比例为17.10%，而邻近民宿（对门、隔壁、同层、同单元、同幢楼）群体中持支持态度的仅为1.47%，明显低于非邻近居民接受比率。邻近指标的对数回归弹性为0.1119，也就是邻近程度每增加1%，邻避情绪将提高约0.112个百分点。换言之，邻避情绪对空间邻近距离高度敏感，这也进一步验证了邻避效应的存在性，社区居民对未开在“我家社区”的民宿经营活动有着更高支持度，态度明显更加包容。

通过对调研资料与现有研究成果的梳理，本文将社区属性与社区居民特征两类影响变量引入实证模型。社区属性变量包括是否紧邻、物业服务、环境质量、地理区位、社区年限5个指标。居民特征变量包括收入水平、性别、年龄、教育水平、是否婚育、籍贯区域、民宿经历、是否业主8个指标。如表4所示，由于调研社区分布于上海12个行政区域，各区域之间在经济、文化、环境、旅游资源分布上存在着客观差异，因此采用固定效应FE模型在面板数据回归分析中剔除空间禀赋差异。回归结果显示，5个社区属性特征变量中是否紧邻与环境质量在1%水平上显著，物业服务、地理区位及社区年限3个变量不显著。8个居民特征变量中，性别、年龄、是否婚育、籍贯区域、民宿经历、是否业主6个指标分别在1%的水平上高度显著，而教育水平、收入水平两个指标回归结果不显著。为了保证实证结果稳健性与可靠性，本文分别采用OLS模型、对数FE模型、对数OLS模型及XTGMM模型进行稳健性检验。结果发现仅个别指标的实证结果出现偏差，OLS模型中是否紧邻和是否业主的显著性水平略有差异，对数FE模型中仅是否婚育存在显著性水平差异，在对数OLS模型中年龄、籍贯区域及是否婚育不显著，XTGMM模型中仅是否紧邻不显著，其余回归结果与面板固定效应回归模型基本一致，仅在显著性水平上存在差异，对比回归结果，采用面板固定效应估计模型的实证结果稳健可靠。

表4 居民特征与社区属性影响变量的回归结果

4 结论与讨论

4.1 结论

邻避效应理论的研究范畴并非仅限于传统邻避设施及其影响过程。本文采用邻避效应理论工具对社区民宿的风险感知、环境正义等核心建构及科学治理问题进行系统分析，从理论与实证两个方面验证了社区民宿邻避效应的存在性，实现了社区民宿发展的深层次探究。研究表明：（1）社区居民对社区民宿的态度较为负面，表现出“不在我家社区”的邻避效应（not in my backyard）。社区民宿所引发的反抗情绪与抵制行为符合邻避效应的三要素必要构件，即①客体存在的积极意义得到普遍的价值认同；② 客体存在精神的或物质的负外部性属性；③负外部性的承受主体与普遍认同价值的承担主体是不同的。（2）以社区居民对民宿的接受水平作为社区民宿邻避效应的测度因子，显著影响因素包括环境正义感知、风险感知、社区属性与居民特征4个部分，实证结果验证了社区民宿邻避效应的存在性。（3）回归弹性系数实际上反映出居民对该变量的敏感程度，也即社区民宿治理中

不同影响变量的边际报酬测度，将社区治理资源投入弹性系数大的变量指标可以获得更大的边际治理效果。（4）社区民宿邻避效应是“经济理性”与“民生权利”的冲突，冲突根源在于社区民用设施的商业化运营中，公共权益、集体权益与个体权益3个层面的环境正义未能得到充分保证。

4.2 讨论

社区民宿邻避风险已经成为社区整体风险的重要构成部分。民宿经营打破了基层社区原有的生活状态，对社区经济、文化、环境、服务、治安等多个维度构成挑战。现有成果普遍存在思路不清晰，评价标准不统一问题，缺乏解决问题的广度和深度。本文从社会心理与环境心理视角展现了社区民宿邻避效应在形成过程中的文化地域性、发展阶段性及社区情境的独特性，进一步拓展了邻避效应理论的应用研究范畴。社区民宿邻避效应直接影响邻里关系、环境正义和管理责任等社区治理要素，其政策导向会对城市治理、社会稳定、生产生活等产生重要影响，也会影响其他民用设施商业化使用的定性和规制。探索商业产权与民生环境融合过程中所形成的民用与商业二维经济融合机制，对于城市基层社区的科学治理具有重要意义。在社区邻避效应的治理过程中，回归系数的大小反映了居民对该指标的敏感程度（弹性）。基于社区治理效率的边际产出递减规律，通过比较弹性系数判定社区民宿治理过程中的边际报酬率，从而确定治理资源的配置次序，将治理资源投入弹性系数较大的变量指标所获得的治理效果也会更好。主管部门可以根据治理变量的边际报酬变化轨迹，分阶段动态调整、修正社区民宿治理的具体方向，社区民宿治理的技术路径应与实证结果的弹性强度（回归系数）始终保持一致顺序。社区民宿的精细化治理是实现社区民宿健康发展的重要路径。不同邻避对象（设施、行为、事件、活动等）所引致的风险感知与公平感知是不同的。社区居民与经营者之间的边界认知偏差是导致社区民宿邻避效应产生的重要原因。对社区民宿这一独特的风险来源，利益相关者的核心关切与利益诉求应得到足够重视，从而在环境正义与公平前提下寻求利益博弈的均衡点。

社区民宿邻避效应形成的根本原因是“经济理性”（效率）与“民生权利”（公平）的冲突。社区民宿经营具有显著的市场行为特征，其风险感知、环境正义感知、居民特征、社区属性4个部分的众多显著指标都反映出社区民宿所引致的收益-成本分配矛盾。风险规避与公平正义是社区居民的核心诉求。在风险实际、风险感知及风险社会放大的发生过程中，通过制定合理的风险沟通机制和决策参与机制，重构社区利益相关者的信任基础，可以有效化解与防范社区邻避冲突的发生。而环境正义是社区居民寻求的另一关键目标。在分配正义、程序正义、主体正义、互动正义，以及情感正义的寻求过程中，可以通过经济补偿机制与利益协调机制修正社区民宿在公共利益、集体利益与市场利益3个层面的资源配置扭曲，从源头上消除形成社区民宿邻避效应的基础性条件。