人力资本、社会资本与居民社区参与意愿——基于CSS2021的实证分析

Human Capital, Social Capital, and Community Participation Willingness of Residents—Empirical Analysis Based on CSS2021

摘要: 居民社区参与是基层社区治理的不竭动力。本研究基于CSS2021中国社会综合状况调查数据样本，将社区参与分为主动型参与和动员型参与，采用二元Logit回归模型，从人力资本、社会资本的角度探讨对居民社区参与意愿的影响并进行比较分析。研究发现：人力资本对居民社区参与意愿的影响因参与类型的不同而不同，社会资本对居民主动型和动员型社区参与意愿均具有显著的正向影响，人力资本与社会资本对居民社区参与意愿存在联动效应且社会资本的影响程度更大。为此，应增强社会资本存量建设，推动人力资本优势与社会资本优势相互转化，进而提升居民社区参与意愿，共筑现代化、民主化的基层治理新格局。

Abstract: Community participation is the inexhaustible driving force of community governance at grass-roots level. Based on the data sample of CSS2021 China Social Survey, this study divides community participation into active participation and mobilization participation. Binary Logit regression model is adopted to explore the impact on residents’ willingness to participate in community from the perspectives of human capital and social capital and make a comparative analysis. The results show that the influence of human capital on residents’ willingness to participate in community varies according to different participation types. Social capital has a significant positive impact on residents’ willingness to participate in community in both active and mobilizing types. Human capital and social capital have a linkage effect on residents’ willingness to participate in community, and social capital has a greater impact. To this end, we should strengthen the construction of social capital stock, promote the mutual transformation of human capital advantages and social capital advantages, and then enhance the willingness of residents to participate in the community, and jointly build a new pattern of modern and democratic grass-roots governance.

1. 问题的提出

党的二十大报告中指出：“积极发展基层民主，要拓宽基层各类群体有序参与基层治理渠道，保障人民依法管理基层公共事务和公益事业” [1] 。作为基层治理不可或缺的组成部分，社区参与是实现基层治理的基石 [2] 。在我国基层治理的实践中，社区参与在一定程度上能够保障居民自主参与基层治理的合法权益，是居民合法参与公共事务的途径 [3] 。居民个体通过回归社区生活，参与社区公共事务，亦能收获个体尊严与价值，这也是迈入现代化进程的必由之路 [4] 。针对居民社区参与意愿影响的研究多聚焦于对参与现状的分析，大多数研究都得出了社区居民参与程度较薄弱的结论，也有学者分别从人力资本、社会资本切入，对居民公众参与行为进行探讨 [5] [6] 。而将人力资本、社会资本对居民社区参与意愿的影响结合起来，并进行对比分析成为极易被忽视的研究视阈，因此，本研究结合以往文献，在此基础上，选取2021年中国社会综合状况调查数据(CSS2021)作为数据样本，探讨人力资本、社会资本对居民社区参与意愿的影响，并进行对比分析，以期为基层社区治理的民主化、现代化进程做出贡献。

2. 文献回顾与研究假设

2.1. 居民社区参与

国内学者依据不同的标准将我国居民的社区参与划分为不同的类型，比较代表性的有：依据参与动机，将社区参与划分为利己型和普惠型两种 [7] ；依据居民是否参与公共议题和决策过程，将社区参与划分为强制性、引导性、自发性和计划性四种类型 [8] 。综合以往文献，本研究将居民社区参与的类型概念化操作为：具备引导性的动员型参与、具备自发性的自愿型参与两类。具备引导性的参与指通过社区动员将居民纳入参与范围，通常伴随着利己因素存在，主要在选举和投票等政治性活动中发生，是一种引导性的参与方式，即社区动员型参与。具备自发性的参与指社区居民以自发的热情态度积极参与社区活动，通常伴随着普惠因素存在，主要在公益性活动中发生，是一种自发性的参与方式，即社区主动型参与。除此之外，本研究将居民社区参与限定为居民在社区所参与的合法化政治与公益志愿行为，那些试图影响国家稳定的非法参与行为不在本研究之列，并据此分析人力资本和社会资本对居民社区参与的直接影响，提出研究假设。

2.2. 人力资本与居民社区参与

美国经济学家舒尔茨最早提出人力资本的概念，他将人力资本阐述为依附于人体脑力与体力的具有经济价值的劳动，是知识、劳动技能等方面的存量加总 [9] 。有学者证实人力资本中的教育水平对农村居民政治型社区参与有显著的正向影响 [10] ，也有研究表明居民个体人力资本对居民社区参与意愿的作用因参与类型不同而略有差异 [11] 。根据国内学者的综合研究，人力资本存量的测算方法主要采用成本法、收入法和教育指标法，但各自存在利弊。一般而言，人力资本水平越高的居民，其参与公共活动的能力越强。基于此，本研究结合舒尔茨对人力资本概念的定义，最终确定采用受教育年限、工作年限来衡量居民人力资本水平并提出第一个研究假设：

假设1a：人力资本中的受教育年限会正向影响居民社区参与意愿，且对于动员型的社区参与意愿影响程度要高于主动型。

假设1b：人力资本中的工作年限会正向影响居民社区参与意愿，且对于主动型的社区参与意愿影响程度要高于动员型。

2.3. 社会资本与居民社区参与

社会资本一直是学界方兴未艾的研究话题。帕特南将社会资本分为社会网络、社会信任和社会规范，并认为社会资本在社会发展中，通过充当润滑剂的角色来调缓冲突与矛盾 [12] 。有学者发现社会支持网络从社区内转移到社区外，会引发居民社区参与度的减弱，反向论证了社会资本对社区参与的积极作用 [13] 。社区中隐含的集体性社会资本对人们的行动选择产生制约，促使人们主动采取一些公共性的社区参与行动，从而增强了与社区的联系。还有学者证实社会资本是造成社区间，居民社区参与水平差异的重要原因，社会网络、社会信任、社会规范、社会互动均对选举参与和利益表达两种居民参与类型产生不同程度的影响 [14] 。通过对社会资本相关文献的梳理,本研究最终确定采用帕特南对于社会资本的定义，选取以下三个指标来测量社会资本:社会网络、社会信任和社会规范。基于此，本研究提出第二个研究假设：

2a：社会资本中的社会网络会正向影响居民社区参与意愿，且对于主动型的社区参与意愿影响程度要高于动员型。

2b：社会资本中的社会信任会正向影响居民社区参与意愿，且对于主动型的社区参与意愿影响程度要高于动员型。

2c：社会资本中的社会规范会正向影响居民社区参与意愿，且对于主动型的社区参与意愿影响程度要高于动员型。

2.4. 人力资本、社会资本与居民社区参与

既往研究有学者对人力资本、社会资本与居民社区公共参与行为之间的关系进行了探讨，发现居民个人可能借助于社会网络中的各种关系，增加社会资本来填补自身人力资本的缺陷，从而增加参与社区公共行为的机率，尽管个体人力资本和社会资本均会对居民社区公共参与行为产生影响，但二者的影响程度存在较大差异，具体而言，个体人力资本因素对居民社区公共参与行为的影响较为有限，而社会资本因素则对此有着较为显著的影响 [15] 。因此提出第三个研究假设：

3a：人力资本、社会资本对居民社区参与意愿具有联动效应。

3b：社会资本对于居民社区参与意愿的影响要大于人力资本。

3. 研究设计

3.1. 数据收集与样本描述

本文采用的数据源自2021年中国社会科学院社会学研究所开展的第八期中国社会状况综合调查(Chinese Social Survey，简称CSS2021)。该调查采用了多阶段混合概率抽样的方式，结合计算机辅助面访系统完成入户访问。CSS2021是一项覆盖全国的大型连续性抽样调查项目，旨在了解中国公民在劳动就业、家庭、社会生活和社会态度等方面的情况。样本范围包括了151个区市县和604个村/居委会，共计10,268份样本，经删除相关变量的缺失值后，最终纳入分析的有效样本量为5878份。其中包含女性3224人，男性2654人，平均年龄为43岁。运用Stata17.0对该数据进行分析。

3.2. 变量测定

3.2.1. 被解释变量：居民社区参与

本研究的因变量是居民社区参与，根据分析需要将社区参与类型操作化为动员型社区参与和主动型社区参与。动员型社区参与注重引导性，因此选取“CSS2021”中的问题“最近一次村/居委会选举中，您投票了吗？”来测量，变量化操作时对回答进行虚拟化处理，将“投过票”赋值为1，占比为42.99%，“没投过”、“没有投票资格”赋值为0，即表示未参与投票，占比为57.01%。主动型社区参与注重自发性，因此选取问题“最近2年，您是否参加过社区组织或者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？”来测量，变量化操作时对回答进行虚拟化处理，将“是”赋值为1，占比为12.73%“否”赋值为0表示未参与，占比为87.27%。

3.2.2. 解释变量：人力资本、社会资本

本研究的自变量是人力资本与社会资本，在人力资本方面，首先通过学历来衡量居民个的受教育年限，选取“CSS2021”问卷中的“教育程度”问题进行测量，变量操作化时对回答进行虚拟化处理，并分别赋值为：未受过教育 = 0，小学 = 6，初中 = 9，高中(中专、职高技校) = 12，大专 = 15，本科 = 16，研究生及以上 = 19。占比分别为2.62%、14.34%、33.46%、24.55%、12.25%、11.35、1.43%。另外一个测量指标是工作年限，由于“CSS2021”问卷中并未直接提问居民个人的工作年限，所以测量方法采用学界普遍常用的生成虚拟变量，并将其赋值为年龄减去受教育年限再减去6的处理方式，其中，工作年限最低的为0年，占比2.91%，最高的为63年，占比0.07%。

在社会资本方面，本研究选取社会网络、社会信任、社会规范三个维度进行测量。首先，社会网络通过“CSS2021”问卷中的问题“进2年来，您是否加入了邻居之间的社交群例如业主群小区群社区群？”进行测量，变量操作化时对回答进行虚拟化处理，将回答“加入”赋值为1，占比为69.58%，回答“未加入”赋值为0，占比为39.42%，分值越高表明居民拥有的邻里网络程度越高；然后，社会信任选取问题“请用1~10分，来表达您对现在人与人之间的信任水平的评价(1分表示非常不信任，10分表示非常信任)”进行测量，该变量为定序变量，赋值为1~10，占比分别为2.72%、1.33%、2.36%、2.40%、21.71%、14.58%、16.83%、22.88%、5.51%、9.68%，分值越高表明居民对于社会的信任度越高；最后，社会规范选取问题“您是否同意在我需要的时候我能得到村居委会的帮助的说法？(1表示很不同意，2表示不太同意，3表示比较同意，4表示非常同意)”进行测量，该变量为定序变量，赋值为1~4，占比分别为5.19%、15.19%、61.08%、18.54%，分值越高表明居民拥有社会规范资本越多。

3.2.3. 控制变量

为尽量避免由于变量遗漏造成的数据结果偏差，本研究参考以往文献的研究经验，对居民的性别、户口类型、婚姻状况、政治面貌、小区类型5个变量进行了控制，并将其全部处理为二分类虚拟变量。具体而言，性别变量上，将女性赋值为0，占比为54.85%，男性赋值为1，占比为45.15%；户口类型上，将农户赋值为0，占比为59.03%，非农户赋值为1，占比为40.97%；婚姻状况上，将未婚赋值为0，占比为14.90%，已婚赋值为1，占比为85.10；政治面貌上，将非党员赋值为0，占比为87.14%，党员赋值为1，占比为12.86%；小区类型上，将非商品房赋值为0，占比为69.24%，商品房赋值为1，占比为30.76%。本研究涉及的所有变量描述见表1所示。

Table 1. Descriptive statistics for all variables (N = 5878)

表1. 所有变量的描述性统计(N = 5878)

3.3. 模型构建

由于本研究涉及的被解释变量均为二分类变量，因此选取二元Logit模型检验人力资本、社会资本对居民社区参与意愿的影响，具体见公式：

$\text{Logit}\left(P_a\right)=\ln \left(\frac{P_a}{1-P_a}\right)={\alpha }_a+{{\displaystyle \sum }}^{\text{}}{\beta }_i{X}_i+{\epsilon }_a$ (1)

$\text{Logit}\left(P_b\right)=\ln \left(\frac{P_b}{1-P_b}\right)={\alpha }_b+{{\displaystyle \sum }}^{\text{}}{\beta }_i{X}_i+{\epsilon }_b$ (2)

其中， $P_a$ 代表居民动员型社区参与， $P_b$ 代表居民主动型社区参与， ${\alpha }_a$ 、 ${\alpha }_b$ 为常数项， ${\beta }_i$ 为解释变量和控制变量 $X_i$ 的回归系数， ${\epsilon }_a$ 、 ${\epsilon }_b$ 表示随机误差项。

4. 实证结果与分析

模型A1和模型B1分别是控制变量对居民社区动员型参与和主动型参与意愿的回归结果。模型A2是在模型A1的基础上加入人力资本变量，模型A3是在模型A1的基础上加入社会资本变量，模型A4是在模型A1的基础上同时加入人力资本和社会资本的相关变量。模型B2是在模型B1的基础上加入人力资本变量，模型B3是在模型B1的基础上加入社会资本变量，模型B4是在模型B1的基础上同时加入人力资本和社会资本的相关变量。各变量的回归结果如表2所示。

Table 2. Regression results of control variables, human capital, and social capital on residents’ community participation

表2. 控制变量、人力资本、社会资本对居民社区参与的回归结果

注：^*p < 0.05，^**p < 0.01，^***p < 0.001。

4.1. 控制变量与居民社区参与意愿

模型A1、B1以性别、户口类型、婚姻状况、政治面貌、小区类型作为解释变量，居民动员型社区参与、主动型社区参与作为被解释变量进行回归分析。结果表明，在动员型社区参与上，所有解释变量均具有显著性，其中性别对动员型社区参与有显著影响(p < 0.01)，与女性相比，男性居民参与意愿更高；户口类型对动员型社区参与有高度显著的负向影响(p < 0.001)，相较于非农户，拥有农村户口的居民参与意愿更高；婚姻状况对社区动员型参与有高度显著的正向影响(p < 0.001)，与未婚居民相比，已婚居民的参与意愿更高；政治面貌对动员型社区参与有高度显著的正向影响(p < 0.001)，党员参与意愿比非党员要高；小区类型对动员型社区参与具有高度显著的负向影响(p < 0.001)，居住在非商品房小区的居民参与意愿要高于商品房小区居民。在主动型社区参与上，户口类型、婚姻状况、政治面貌、小区类型具有显著性，户口类型对主动型社区参与具有显著的正向影响(p < 0.01)，与农户相比，拥有非农村户口的居民参与意愿更高；婚姻状况对主动型社区参与具有显著的负向影响(p < 0.05)，与已婚相比，未婚居民的参与意愿更高；政治面貌对主动型社区参与具有高度显著的正向影响(p < 0.001)，党员参与意愿比非党员高；小区类型对主动型社区参与具有显著的正向影响(p < 0.01)，居住在商品房小区的居民参与意愿要高于非商品房小区。

4.2. 人力资本与居民社区参与意愿

人力资本对居民社区参与的回归结果如模型A2、B2所示。受教育年限对居民社区参与的影响因社区参与的类型不同而不同。模型结果显示：居民个人受教育年限对于动员型社区参与没有显著影响，但是对于主动型社区参与却具有高度显著性的影响(p < 0.001)，且受教育年限对居民主动型社区参与的回归系数为0.077，表明有正向影响，其OR值为1.080，表明在居民主动型社区参与方面，居民每增加一单位的受教育年限，社区参与意愿的概率会提升108%。假设1a得到部分数据验证。居民个人受教育年限对动员型社区参与无显著影响，但对主动型社区参与有显著的正向影响。教育提供知识和意识，使居民关注社会问题和责任，激发受教育者更了解社区发展的兴趣，进而主动参与志愿活动改善社区。然而，动员型的社区活动受多因素影响，教育只是其中之一，可能被其他因素抵消，如政治动员疏离感、时间和资源限制等也会影响参与意愿。

居民个人工作年限对居民社区参与的影响也因参与类型的差别呈现出不同的影响结果，模型结果表明，与受教育年限对居民社区参与的影响相反，居民个人工作年限对于主动型社区参与不具备显著影响，但对于动员型社区参与却有高度显著的影响(p < 0.001)，且居民个人工作年限对动员型社区参与的回归系数为0.030，表明有正向影响，其OR值为1.031，表明在居民动员型社区参与方面，居民每增加一单位的工作年限，社区参与意愿的概率会提升103.1%，假设1b得到部分数据验证。居民个人工作年限对主动型社区参与无显著影响，但对动员型社区参与有显著的正向影响。随着工作年限增加，个人积累到经验和资源，提升了影响力和地位，他们的参与基于维持影响力和地位，更容易响应号召参加具备引导性的动员型社区参与活动。然而，主动型社区参与是居民自发性的参与社区活动和组织，他们的参与主要基于自身的兴趣和自我驱动力而不是工龄。

4.3. 社会资本与居民社区参与意愿

社会资本对居民社区参与的回归结果如模型A3、B3所示。无论是动员型社区参与还是主动型社区参与，居民所拥有的社会网络、社会信任、社会规范资本都对其社区参与意愿具有显著的正向影响(p < 0.05)。具体而言：社会网络资本对动员型社区参与和主动型社区参与都具备高度显著的影响(p < 0.001)，在动员型社区参与上，居民社会网络资本的回归系数为0.369，即存在正向影响，OR值为1.446，表明加入社区群拥有社会网络资本的居民，其社区参与意愿率会比未加入社区群未拥有社会网络资本的居民高144.6%。在主动型社区参与上，居民社会网络资本的回归系数为0.678，即存在正向影响，OR值为1.970，表明加入社区群拥有社会网络资本的居民，其社区参与意愿率会比未加入社区群未拥有社会网络资本的居民高197%。显然社会网络对于主动型社区参与的影响程度更高，假设2a成立。社会信任相较于社会网络与社会规范对居民社区参与的影响，其显著性最小(p < 0.05)，对于动员型社区参与，居民社会信任的回归系数为0.031，即存在正向影响，OR值为1.032，表明居民每增加一单位的社会信任资本，社区参与意愿的概率会提升103.2%。而对于主动型社区参与，居民社会信任的回归系数为0.053，即存在正向影响，OR值为1.055，表明居民每增加一单位的社会信任资本，社区参与意愿的概率会提升105.5%，故社会信任对于主动型社区参与意愿的影响程度更高，假设2b成立。社会规范相较于社会网络对居民社区参与的影响程度次之，也具备高度显著的影响(p < 0.001)，对于动员型社区参与，居民社会规范资本的回归系数为0.290，即存在正向影响，OR值为1.336，表明居民每增加一单位的社会规范资本，社区参与意愿的概率会提升133.6%。对于主动型社区参与，居民社会规范资本的回归系数为0.322，即存在正向影响，OR值为1.380，表明居民每增加一单位的社会规范资本，社区参与意愿的概率会提升138%。故社会规范对主动型社区参与意愿的影响程度要高于动员型，假设2c成立。

4.4. 人力资本、社会资本与居民社区参与意愿的联动效应及其比较

模型A4、B4同时引入人力资本和社会资本的相关变量，考察人力资本、社会资本对居民社区参与的联动效应及其比较。与模型A2和B2、A3和B3相比，R²得到了提升，显然人力资本和社会资本的共同作用提升了对因变量的解释力。

在人力资本、社会资本与居民社区参与意愿的联动效应上，模型A4与模型A2相比，加入社会资本变量后，人力资本中的受教育年限、工作年限对居民动员型社区参与意愿的影响有略微提升，其中，受教育年限对动员型社区参与的影响由不显著变的显著(p < 0.05)，说明人力资本对居民动员型社区参与意愿的影响有一部分来自于社会资本。模型A4与模型A3相比，加入人力资本变量后，社会资本对于居民动员型社区参与的影响均有所变动，具体而言，社会网络和社会信任的回归系数均增加了，社会规范的回归系数略微减少，但对于动员型社区参与的正向影响均依然显著，可见社会资本对于居民动员型社区参与意愿的影响部分来源于人力资本。模型B4与模型B2相比，人力资本中的受教育年限、工作年限对居民主动型社区参与的回归系数均有略微增加，可见人力资本对于居民主动型社区参与意愿的影响部分来自于社会资本。模型B4与模型B3相比，社会资本的三个变量的回归系数均有所增加，对于居民主动型社区参与的正向影响依然显著，可见社会资本对居民主动型社区参与的影响部分来源于人力资本。假设3a成立。

在人力资本、社会资本与居民社区参与意愿的影响程度比较上，无论是动员型社区参与还是主动型社区参与，社会资本因素对居民社区参与的意愿均为正向显著影响。其中，社会资本对居民社区参与的回归系数、OR值除主动型社区参与中的社会信任资本略小于人力资本中的受教育年限外，均大于人力资本。模型A3、A4与模型A2相比，B3、B4与模型B2相比，R²都得到显著提升，由此可见，社会资本对居民社区参与的意愿影响程度要大于人力资本。假设3b成立。

5. 结论与讨论

本文基于2021年中国社会综合状况调查数据(CSS2021)，分析了居民的动员型、主动型社区参与意愿现状及其影响因素。通过对上文的数据分析发现：1) 居民的动员型社区参与意愿要高于主动型，但居民社区参与意愿总体仍处于“弱参与度”水平。人口特征控制变量因居民社区参与类型的差异而呈现出不同的影响，在动员型社区参与上，男性居民、农户居民、已婚居民、拥有党员政治面貌的居民、居住在非商品房小区的居民更关心社区选举事务，参与程度更高；在主动型社区参与上，非农户居民、未婚居民、拥有党员政治面貌的居民、居住在商品房小区的居民更愿意投身到社区公益活动中，参与程度更高。2) 在本文主要解释变量人力资本与社会资本上，首先是人力资本：人力资本对居民社区参与意愿的影响因参与类型的不同而具有显著的差异，其中，受教育年限因素对居民社区参与意愿的影响主要体现在主动型社区参与上，居民的受教育年限越高，参与社区公益性活动的意愿就越积极；工作年限因素则主要体现在动员型社区参与上，工作年限越久的居民越容易响应号召参与到社区动员型的活动中。然后是社会资本：社会资本中的三个因素与居民动员型、主动型社区参与均呈显著的正相关关系，其中，社会网络对居民社区参与意愿的影响程度最大，其次是社会规范，最后是社会信任。3) 人力资本与社会资本对居民动员型、主动型社区参与意愿均有联动效应，且社会资本对居民社区参与意愿的影响要大于人力资本。综上，为进一步提升和优化居民社区参与的意愿，本研究提出以下两点建议：

一是增强社会资本存量建设。1) 大力发展社区组织，提高组织的凝聚力和吸引力，增强社区成员之间的网络联系和互动；2) 丰富社区沟通和交流，建立有效的信息传递渠道，增加居民之间的信任；3) 规范社区道德意识，共筑诚信、守法、公正、公益的价值观念，促进社区成员之间的互助互惠。

二是推动居民人力资本优势与社会资本优势相互转化。1) 鼓励居民将其人力资本优势应用到社会资本的建设中，比如在社区组织中发挥专业知识技能和工作经验，提高组织凝聚力和影响力；2) 鼓励居民加强社会资本的运用，通过社会网络的拓展和社会信任的提高，让居民更好地利用其人力资本，寻求更多的社区合作与互惠机会；3) 建立居民与社区组织、社会组织、企业、政府等多方合作的保障机制，为助力居民人力资本与社会资本的有机结合护航，共同推动社区发展和进步。