周 望 焉超越 董欣瀅

（南開大學(xué)周恩來政府管理學(xué)院，天津 30035）

如何有效推動居民積極參與社區(qū)治理，是學(xué)術(shù)界和實務(wù)界都很關(guān)心的一個重要議題。近年來，通過建設(shè)一個兒童友好型社區(qū)，以兒童為紐帶促進居民之間的交往與互動，持續(xù)而穩(wěn)定地激發(fā)居民參與社區(qū)治理的內(nèi)驅(qū)力與主動性，被認為是一個行之有效的發(fā)展途徑，與之相關(guān)的學(xué)理倡導(dǎo)[1-2]和實踐探索[3-4]正在踴躍行進。那么，社區(qū)公共空間的兒童友好度和居民參與社區(qū)治理之間，究竟是如何發(fā)生“化學(xué)反應(yīng)”的？還需要有理有據(jù)的實證研究予以“編碼”和“解碼”，而這類研究恰好又是各種現(xiàn)有文獻作品中所鮮見的。因此，基于兒童友好型社區(qū)能夠促進居民參與社區(qū)治理的可觀前景、對應(yīng)研究缺乏實證支撐這一現(xiàn)實與理論的雙重認知，本研究嘗試跟進這一研究主題，運用結(jié)構(gòu)方程模型，以T市H區(qū)為分析對象，來解析社區(qū)公共空間的兒童友好度對居民參與社區(qū)治理所產(chǎn)生的具體影響。

一、理論闡釋與基本假設(shè)

（一）社區(qū)公共空間兒童友好度與居民交往、居民參與

社區(qū)公共空間是兒童玩耍、游戲與成長的重要載體，與兒童心理與智力的發(fā)育水平存在著顯而易見的關(guān)聯(lián)。[5]保障兒童健康成長是部分居民接觸社區(qū)公共空間的原生動力。社區(qū)公共空間的兒童友好度對于居民需求的滿足程度，影響著居民進入空間的頻率。高兒童友好度的社區(qū)公共空間給居民帶來了足夠的舒適感，賦予居民再次進入空間的行為粘性和心理慣性；低兒童友好度的社區(qū)公共空間在帶給居民若干次欠佳的體驗感后，可能導(dǎo)致居民從空間脫域。[6]于高兒童友好度的社區(qū)公共空間中所形成的居民頻繁活動，通過提高居民相互間的接觸概率，推動原本陌生的居民們彼此逐漸熟悉并建立起聯(lián)系，進而提升居民交往水平。[7]與此同時，社區(qū)公共空間的高兒童友好度能夠延伸出持續(xù)的空間參與，使得居民更容易獲取與掌握社區(qū)公共事務(wù)信息，有利于破除因受制于信息不對稱而造成的低參與度問題，以強化社區(qū)信任機制與社會網(wǎng)絡(luò)關(guān)系來提升居民參與意愿。[8]歸結(jié)言之，高兒童友好度的社區(qū)公共空間以兒童為紐帶，助推形成并通過良好的社區(qū)氛圍和擴展化的社會網(wǎng)絡(luò)，為全社區(qū)居民整體交往、參與水平的提升創(chuàng)造了可能。

居民之間的交往互動有助于社會資本的積累，社區(qū)鄰里之間重復(fù)性、持續(xù)性的社會交往和互動是社會資本形成并增加的主要來源。[9]社會資本的培育則能夠促進社區(qū)居民參與狀況的改善，社會資本的存量與結(jié)構(gòu)決定了居民參與社區(qū)公共事務(wù)的規(guī)模及效果，進而為解決社區(qū)居民弱參與的難題、破解社區(qū)治理合作的困境提供整合性思路。[10]簡言之，社區(qū)居民能夠在持續(xù)性的交往和互動中，逐步建構(gòu)起彼此之間的信任、規(guī)范與人際關(guān)系網(wǎng)絡(luò)等，以促進社區(qū)社會資本的不斷形成及累加。在此過程中，社區(qū)社會資本存量的日益豐富以及結(jié)構(gòu)的不斷優(yōu)化，能夠進一步強化社群組織的黏合作用，增強社區(qū)居民的公共參與意識，從而提高居民參與社區(qū)治理的質(zhì)量和效率。以此為理論基礎(chǔ)，本文提出如下假設(shè)（見圖1）。

圖1 模型假設(shè)

H1：社區(qū)公共空間兒童友好度與居民交往水平呈正相關(guān)關(guān)系；

H2：社區(qū)公共空間兒童友好度與居民參與水平呈正相關(guān)關(guān)系；

H3：居民交往與居民參與呈正相關(guān)關(guān)系。

（二）父母偏好的調(diào)節(jié)作用

在秉持兒童友好理念的社區(qū)中，社區(qū)所供給的公共空間為以兒童為紐帶連接的居民交往與居民參與提供了物理條件和平臺基礎(chǔ)，而兒童在社區(qū)中的獨立移動性，則影響著居民能否憑借這一紐帶，在社區(qū)公共空間中與其他居民積極進行交往或更高層次的公共參與。簡言之，兒童作為聯(lián)結(jié)居民間人際關(guān)系交往的節(jié)點，如果不能在父母的許可下時常到社區(qū)公共空間自由玩耍，為社區(qū)居民接觸公共空間創(chuàng)造一定的條件，那么其對促進居民間交往和參與的作用自然是微乎其微的。顯然，父母偏好是兒童能否在社區(qū)公共空間中獲得獨立移動性的重要影響因素。我們將父母偏好定義為“父母對兒童接觸社區(qū)公共空間并自由玩耍的期望”，父母偏好通過影響兒童接觸社區(qū)公共空間的頻率，間接影響社區(qū)居民的空間參與選擇和持續(xù)性參與行為傾向，進而影響社會網(wǎng)絡(luò)和信任機制的形成，對社區(qū)公共空間兒童友好度與居民交往和參與的動態(tài)關(guān)系產(chǎn)生關(guān)鍵的調(diào)節(jié)作用。因此，本文把父母偏好作為研究模型的調(diào)節(jié)變量，進行多群組的結(jié)構(gòu)方程模型分析。

二、研究設(shè)計與研究方法

（一）變量選取

社區(qū)公共空間兒童友好度、居民交往、居民參與、父母偏好是上述研究模型中的潛變量，難以直接對其進行直接測量，因此需要選取與之相對應(yīng)的觀測變量進行間接測量（見表1）。

表1 模型觀測變量

本文將空間舒適性、空間安全性、空間互動性作為對社區(qū)公共空間的兒童友好程度進行衡量的變量。具體而言，研究者將整體空間大小適宜（SC1）、綠化條件良好（SC2）、夜晚照明條件良好（SC3）、有充足舒適的休息位置（SC4）、場地整潔干凈（SC5）作為空間舒適性的觀測變量；將視野開闊且易于家長監(jiān)護（SS1）、設(shè)施安全（SS2）、邊界明顯（SS3）、通勤安全（SS4）、安全感強且沒有暴力和犯罪（SS5）作為空間安全性的觀測變量；將兒童與同齡群體的互動良好（SI1）、兒童與家長的代際互動良好（SI2）作為空間互動性的觀測變量。

在居民交往方面，本文選定主動與社區(qū)遇到的鄰居打招呼與閑談（CT1）、與鄰居互相走動（CT2）、與鄰居互借或互贈物品（CT3）、臨時接送鄰居家的兒童（CT4）作為衡量社區(qū)居民交往情況的觀測變量。

在居民參與方面，本文選定主動維護社區(qū)公共設(shè)施（PC1）、積極參加社區(qū)組織的活動（PC2）、了解并關(guān)注社區(qū)政策與通知發(fā)布渠道（PC3）、發(fā)現(xiàn)社區(qū)存在的問題并主動向居委會反饋（PC4）、主動參與社區(qū)重大事務(wù)決策（PC5）作為衡量居民參與社區(qū)治理情況的觀測變量。

在父母偏好方面，本文將用“您希望您孩子在社區(qū)進行活動、玩耍的頻率（PP）”這一指標(biāo)來進行測量。為便于進行多群組結(jié)構(gòu)方程模型分析，此指標(biāo)按照以下方式處理為二分變量：首先，按照父母希望兒童在社區(qū)進行活動、玩耍的頻率由低到高，在該題項下依次設(shè)置“從不”“一周1～2次”“一周3～4次”“一周5～6次”“每天”這5個選項；其次，按頻率由低到高依次賦分1～5分；最后，將得分為3分及以上的數(shù)據(jù)衡量為“高父母偏好”，即認為父母期望兒童更多地接觸社區(qū)公共空間并自由玩耍；將得分為3分以下的數(shù)據(jù)衡量為“低父母偏好”，即認為父母期望兒童較少地接觸社區(qū)公共空間并自由玩耍。

（二）問卷設(shè)計與數(shù)據(jù)來源

本研究的調(diào)查問卷由四部分內(nèi)容構(gòu)成，問卷的前三部分內(nèi)容分別是對社區(qū)公共空間兒童友好度、社區(qū)居民交往、社區(qū)居民參與這三方面的調(diào)查，通過展開上述三個潛變量來形成問卷中的具體問題。同時，該問卷設(shè)計采用李克特五級量表的形式，每一題項下設(shè)“非常滿意”“滿意但還有改進空間”“一般”“不好”“非常差”或“非常贊同”“比較贊同”“一般”“不太贊同”“根本不贊同”等居民通俗易懂的選項，并根據(jù)滿意或贊同的程度由最高5分依次遞減至1分。第四部分是針對被調(diào)查者的個人基本情況，包括性別、年齡、受教育程度、與家中兒童的關(guān)系、家中兒童的數(shù)量及年齡等。

問卷的發(fā)放區(qū)域為T市H區(qū)，其下轄六個街道，各街道所轄社區(qū)類型多樣，涵蓋老舊社區(qū)、中檔社區(qū)和高檔社區(qū)。多年來，H區(qū)在社會事業(yè)方面所取得的成績一直位于T市前列，成為多項改革的先行者和示范區(qū)。在兒童友好理念的相關(guān)建設(shè)中，H區(qū)基本實現(xiàn)了社區(qū)“兒童之家”在所轄區(qū)域內(nèi)的全覆蓋，有力保障了社區(qū)兒童的成長與發(fā)展。問卷發(fā)放采用現(xiàn)場填答和線上填答相結(jié)合的方式，最終共發(fā)放230份調(diào)查問卷，實際回收有效問卷208份。

（三）數(shù)據(jù)分析方法

本文的數(shù)據(jù)分析主要步驟如下：第一，對被試樣本的基本特征和各研究指標(biāo)進行描述統(tǒng)計，以驗證被試樣本的代表性并從中歸納研究對象在社區(qū)公共空間兒童友好度、居民交往和居民參與方面的現(xiàn)實狀況。第二，通過計算Cronbach’s α系數(shù)、CR值等檢驗問卷內(nèi)部一致性信度和組合信度，利用Amos23軟件并通過驗證性因子分析和多模型比較等方法檢驗潛變量的聚合效度與區(qū)分效度，以確保測量工具可信度和有效性。第三，利用Amos23軟件對社區(qū)公共空間兒童友好度進行驗證性二階因素分析。由于本文對兒童友好度的測量是通過測量空間舒適性、空間安全性和空間互動性這三個潛變量來間接完成的，因此還需經(jīng)由檢驗相關(guān)性系數(shù)、比較一階模型與二階模型χ2值、計算目標(biāo)系數(shù)等方式來驗證二階模型構(gòu)造的合理性。[11]第四，利用結(jié)構(gòu)方程模型（Structural Equation Model, SEM）構(gòu)建社區(qū)公共空間兒童友好度、居民交往和居民參與之間的結(jié)構(gòu)模型，來檢驗三個研究假設(shè)。第五，在驗證假設(shè)模型成立的基礎(chǔ)上，引入父母偏好作為調(diào)節(jié)變量，利用多群組結(jié)構(gòu)分析模型分析方法，檢驗假設(shè)模型在不同群組間的一致性及結(jié)構(gòu)路徑系數(shù)的不變性，并在此基礎(chǔ)上分析父母偏好在社區(qū)公共空間兒童友好度對居民交往、居民參與影響中的調(diào)節(jié)作用。

三、數(shù)據(jù)分析

（一）描述性統(tǒng)計分析

表2呈現(xiàn)了被試樣本人口統(tǒng)計學(xué)特征的描述統(tǒng)計結(jié)果，從數(shù)據(jù)中可以看出被試樣本體現(xiàn)了以下特征：1）在性別方面，被試樣本中女性居民比例較高，占樣本總量的61.06% ；2）在年齡分組方面，被試樣本年齡主要集中在31歲至50歲，占樣本總量的66.34% ；3）在受教育程度方面，本科學(xué)歷的比例稍高，占樣本總量的36.54%，小學(xué)學(xué)歷的比例最低，占樣本總量的2.88%，初中、中專、大專、碩士及以上學(xué)歷的比例差異不大，占比均在12%左右，可見被試樣本的受教育情況普遍較好。

表2 被試樣本特征描述統(tǒng)計（N=208）

表3、表4、表5呈現(xiàn)了模型中各組觀測變量的描述統(tǒng)計結(jié)果，從數(shù)據(jù)中可以看出，大部分觀測變量的平均值均高于3.5，即在平均水平上被試樣本對各觀測變量在社區(qū)中的情況較為滿意，較為符合被試樣本的自身需求和基本情況。

在空間兒童友好度方面（見表3），各觀測變量呈現(xiàn)出以下特征：第一，在空間舒適性上，“場地整潔干凈”平均值為4，處于較高水平，在該組觀測變量中平均值最大，且方差最小，說明被試樣本普遍滿意社區(qū)場地的整潔干凈程度；第二，在空間安全性上，“通勤安全”在該組觀測變量中平均值最小，可見社區(qū)通勤安全相較其他方面情況稍差，需要引起重視。此外，“安全感強，沒有暴力和犯罪”在該組觀測變量中平均值最大，高于4，且方差最小，可見被試樣本所在社區(qū)普遍治安情況良好，暴力和犯罪事件很少發(fā)生，使被試樣本在社區(qū)中具有較強的安全感；第三，在空間互動性上，兒童與同齡群體、家長的互動性良好，相較于與家長之間的互動，兒童與同齡群體的互動性稍強一些。

表3 空間兒童友好度觀測變量的描述統(tǒng)計

(續(xù)表)

在居民交往方面（見表4），只有“主動和社區(qū)遇到的鄰居打招呼閑談”這一觀測變量的平均值高于3.5，其余觀測變量的平均值均在3左右。可見目前大部分居民的交往僅停留在較為淺層的交往，例如見面打招呼、閑談，而很少有居民做到較為深層次的交往，例如相互走動、互借或者互贈物品、幫忙接送兒童等，體現(xiàn)出快速城市化所帶來的社區(qū)疏離感加劇、信任難以凝聚等問題。

表4 居民交往觀測變量的描述統(tǒng)計

在居民參與方面（見表5），觀測變量按照參與程度逐漸深入的邏輯進行設(shè)計，重點關(guān)注公共利益維護、文娛社團參與、民主決策參與這三類。從數(shù)據(jù)可以看出，除了“主動維護社區(qū)公共設(shè)施”的平均值在4左右，其余觀測變量均在3.5左右?？梢?，隨著參與程度的深入，居民實際參與率和參與積極性逐漸下降，特別是在民主決策參與方面，居民主動參與重大決策的程度最低。針對這一現(xiàn)象，調(diào)研中居民反饋的主要原因既有時間限制、個人性格限制、身體健康狀況限制、社區(qū)歸屬感低等內(nèi)部因素，也有居委會工作不到位、信息不對稱等外部因素。

表5 居民參與觀測變量的描述統(tǒng)計

（二）測量模型

1.信效度檢驗

信度檢驗是對問卷內(nèi)部一致性、穩(wěn)定性與可靠性的檢驗。本文主要采取Cronbach’s α系數(shù)和潛變量的組合信度（Composite Reliability，CR）對問卷進行檢驗。一般標(biāo)準(zhǔn)下，Cronbach’s α系數(shù)大于等于0.7表示問卷具有較高的內(nèi)部一致性信度，CR值大于等于0.6表示潛變量的組合信度達到了可接受的水平。[12]如表6所示，空間舒適性、空間安全性、空間互動性、居民交往與居民參與這五個潛變量的Cronbach’s α系數(shù)均大于0.8，說明潛變量對應(yīng)的問卷題項具有較高的內(nèi)部一致性信度；CR值均大于0.8，說明潛變量具有較高的組合信度。

效度檢驗是對測量工具是否能夠準(zhǔn)確反映測量目的和要求的驗證，一般從聚合效度（Convergent Validity）和區(qū)分效度（Discriminant Validity）方面進行檢驗。為了對各潛變量進行聚合效度檢驗，本文使用Amos23軟件對數(shù)據(jù)進行了驗證性因子分析。根據(jù)已有研究所確立的標(biāo)準(zhǔn)，各指標(biāo)對潛變量的非標(biāo)準(zhǔn)化因子載荷必須通過顯著性檢驗，自編量表各指標(biāo)的標(biāo)準(zhǔn)化因子載荷達到0.6及以上，潛變量的平均方差提取值（Average Variance Extracted, AVE）達到0.5及以上則說明測量工具具有較高的聚合效度。從表6的數(shù)據(jù)來看，空間舒適性、空間安全性、空間互動性、居民交往和居民參與這五個潛變量所對應(yīng)的各指標(biāo)均通過了顯著性檢驗（p<0.001），標(biāo)準(zhǔn)化因子載荷均在0.6以上，潛變量的AVE也均在0.5以上，說明本研究中涉及的潛變量具有較高的聚合效度。另外，本文采取模型比較的方法來考察各潛變量的區(qū)分效度。從表7數(shù)據(jù)可知，五因子模型與其他7個模型具有顯著差異（p值均小于0.001），而且五因子模型對原始數(shù)據(jù)具有更高的擬合優(yōu)度（χ2=405.33，df=179，χ2/df=2.264，CFI=0.933，RMSEA=0.078）。因此，五個潛變量具有良好的區(qū)分效度。

表6 潛變量信度與效度分析數(shù)據(jù)

表7 區(qū)分效度檢驗

(續(xù)表)

2.社區(qū)公共空間兒童友好度的驗證性二階因素分析

本文通過空間舒適性、空間安全性、空間互動性這三個構(gòu)面來對社區(qū)公共空間兒童友好度進行測量，因此需要對其進行驗證性二階因素分析（Second-order Confirmatory Factor Analysis）。二階CFA是對一階CFA的簡化，二階模型的構(gòu)建首先要求各一階構(gòu)面之間有較高的相關(guān)度，并通過目標(biāo)系數(shù)（Target Coefficient）衡量二階CFA對一階CFA的替代程度。其中，目標(biāo)系數(shù)是通過一階CFA的χ2值與二階CFA的χ2值的比值進行計算的，目標(biāo)系數(shù)越接近1說明二階模型就越能夠表示一階模型，一般以0.74為可接受的標(biāo)準(zhǔn)值。[11]

在本研究中，首先，空間舒適性與空間安全性的相關(guān)系數(shù)為0.888，空間舒適性與空間互動性的相關(guān)系數(shù)為0.848，空間安全性與空間互動性的相關(guān)系數(shù)為0.953，因此一階構(gòu)面間具有較強的相關(guān)性，滿足構(gòu)建二階模型的基礎(chǔ)條件。其次，以空間舒適性、空間安全性、空間互動性為潛變量構(gòu)建的一階模型χ2值為116.006，在上述潛變量基礎(chǔ)上構(gòu)建的二階模型χ2值為116.006，因此目標(biāo)系數(shù)非常接近1，說明二階模型能夠很好地代表一階模型。最后，二階模型對原始數(shù)據(jù)具有較高的擬合優(yōu)度（χ2/df=2.275，CFI=0.970，GFI=0.911，RMSEA=0.078），各一階構(gòu)面對空間兒童友好度的非標(biāo)準(zhǔn)化因子載荷均顯著，標(biāo)準(zhǔn)化因子載荷均在0.85以上，表明社區(qū)公共空間兒童友好度能夠較好地聚合三個一階構(gòu)面的概念（見表8和圖2）。

表8 二階構(gòu)面因子載荷

圖2 社區(qū)公共空間兒童友好度二階構(gòu)面

（三）結(jié)構(gòu)模型

1.模型擬合

在對模型的整體配適度進行估計前，需要首先檢驗?zāi)Ｐ褪欠癞a(chǎn)生違犯估計（Offending Estimates）。圖3所示的模型輸出結(jié)果中，各標(biāo)準(zhǔn)化系數(shù)均沒有超過1，誤差變異數(shù)均為正，沒有產(chǎn)生極端大或小的標(biāo)準(zhǔn)誤差，因此模型并沒有產(chǎn)生違犯估計。在模型整體配適度方面，大多數(shù)結(jié)構(gòu)方程模型的研究需要考慮絕對配適度指標(biāo)、增值配適度指標(biāo)和簡約配適度指標(biāo)；其中絕對配適度指標(biāo)常用的包括卡方自由度比（χ2/df）、GFI、RMSEA、RMR等，增值配適度指標(biāo)常用的包括CFI、TLI、NFI等，簡約配適度指標(biāo)常用的包括PCFI、PNFI等。[13]如表9 數(shù)據(jù)所示，模型的大多數(shù)適配度指標(biāo)符合標(biāo)準(zhǔn)，說明模型的整體擬合度較好，即本文提出的結(jié)構(gòu)方程模型較好契合實際調(diào)查數(shù)據(jù)。

圖3 結(jié)構(gòu)方程模型輸出結(jié)果

表9 模型配適度

2.模型輸出

在圖3所示結(jié)構(gòu)方程模型的輸出結(jié)果中，標(biāo)準(zhǔn)化路徑系數(shù)直觀地反映了各變量之間的因果關(guān)系。

結(jié)果顯示，空間兒童友好度與居民交往、空間兒童友好度與居民參與、居民交往與居民參與之間的三條路徑均達到顯著水平（p<0.001），證明本文提出的H1、H2、H3三個假設(shè)均成立。

此外，如表10和表11所示，從標(biāo)準(zhǔn)化路徑系數(shù)的大小來看，若將居民參與水平看作最終結(jié)果變量，空間兒童友好度與居民交往對居民參與的直接影響效果分別為0.304和0.609，同時空間兒童友好度還通過居民交往對居民參與有間接影響效果，作用大小為0.298。直接影響系數(shù)與間接影響系數(shù)的代數(shù)和為總影響系數(shù)，空間兒童友好度與居民交往對居民參與的總影響系數(shù)分別為0.602和0.609，說明二者對居民參與的影響水平類似。

表10 路徑系數(shù)顯著性檢驗

表11 直接、間接和總影響系數(shù)

因此，從結(jié)構(gòu)方程模型中我們可以總結(jié)出兩條提升居民參與水平的路徑：第一條是社區(qū)公共空間兒童友好度的提升直接促進了居民參與水平的提高；第二條是社區(qū)公共空間兒童友好度的提升通過推動居民相互交往間接促進居民參與水平的提高。

（四）基于父母偏好的多群組分析

多群組結(jié)構(gòu)方程模型分析常用于評估假設(shè)模型在不同特征的樣本群體間是否一致或參數(shù)是否具有不變性。[14]本研究引入父母偏好作為調(diào)節(jié)變量對假設(shè)模型進行多群組分析，首先檢驗不同父母偏好樣本群組間的未受限制模型（Unconstrained Model）適配度，其次檢驗限制不同父母偏好樣本群組的所有路徑系數(shù)相等后的模型配適度及其與未受限制模型的卡方值差異，最后在不同群組模型具有顯著差異的基礎(chǔ)上再對各結(jié)構(gòu)路徑系數(shù)進行差異分析。

首先，我們對引入父母偏好為調(diào)節(jié)變量的未受限制模型適配度進行了檢驗，結(jié)果顯示χ2=680.861（df=366，p<0.001），χ2/df=1.860，CFI=0.910，IFI=0.911，RMSEA=0.065。因此，不同父母偏好的未受限制假設(shè)模型與實際數(shù)據(jù)相符，擬合優(yōu)度較好。其次，在此基礎(chǔ)上，本研究進一步對不同父母偏好樣本群組的假設(shè)模型中結(jié)構(gòu)路徑系數(shù)恒等性假設(shè)進行了檢驗。為此，我們限制不同群組路徑系數(shù)相等，并將其稱為平行模型（Parallel Model）。[15]上述模型的配適度指標(biāo)顯示χ2=713.772（df=387，p<0.001），χ2/d f=1.8 4 4，C F I=0.9 0 6，I F I=0.9 0 7，RMSEA=0.064，表明限制不同群組模型結(jié)構(gòu)路徑系數(shù)相等后模型具有較好的擬合優(yōu)度，是可以接受的。在上述分析基礎(chǔ)上，本研究對平行模型與未受限制模型的卡方值差異進行了比較，結(jié)果表明兩個模型的卡方值差異達到了顯著性水平（?χ2=32.911，?df=21，p=0.047<0.05）。因此，我們可以拒絕不同父母偏好群組模型結(jié)構(gòu)路徑系數(shù)相等的虛無假設(shè)，即高父母偏好和低父母偏好兩個群組的模型結(jié)構(gòu)路徑系數(shù)存在顯著差異。最后，如表12所示，通過對各群組模型的路徑系數(shù)進行差異分析發(fā)現(xiàn)：第一，社區(qū)公共空間兒童友好度對居民交往的影響（H1）在高父母偏好群體中（p<0.001）比在低父母偏好群體中（p=0.005）更顯著，且高父母偏好群體的標(biāo)準(zhǔn)化路徑系數(shù)（0.588）顯著高于低父母偏好群體（0.380）；第二，社區(qū)公共空間兒童友好度對居民參與的影響（H2）在高父母偏好群體中顯著（p<0.001），在低父母偏好群體中不顯著（p=0.201）；第三，居民交往對居民參與的影響（H3）在不同群體間均顯著。

表12 不同群組模型估計結(jié)果

四、研究結(jié)論與政策建議

（一）研究結(jié)論

本文運用結(jié)構(gòu)方程模型，以T市H區(qū)為例，分析了社區(qū)公共空間兒童友好度與居民交往、居民參與之間的因果關(guān)系以及父母偏好在其中的調(diào)節(jié)作用。首先，驗證性二階因素分析結(jié)果表明，社區(qū)公共空間兒童友好度可以解構(gòu)為空間舒適性、空間安全性、空間互動性這三個層次，其中空間安全性的影響程度最高。其次，結(jié)構(gòu)方程模型分析結(jié)果證實了本文提出的三個假設(shè)，即社區(qū)公共空間兒童友好度的提升能夠直接或通過推動居民交往間接促進居民參與這兩條因果路徑。最后，多群組結(jié)構(gòu)方程模型分析結(jié)果表明，高父母偏好群體與低父母偏好群體的模型結(jié)構(gòu)路徑系數(shù)存在顯著差異，高父母偏好群體中社區(qū)公共空間兒童友好度對居民交往（H1）、居民參與（H2）的影響更為明顯。這也進一步驗證了父母對兒童在社區(qū)公共空間中游玩的期望頻率越高，兒童自由流動性越強，社區(qū)公共空間的高兒童友好度就越能夠更好地發(fā)揮出促進居民交往與參與的積極作用。

（二）政策建議

1.內(nèi)部優(yōu)化：推進兒童友好理念下的社區(qū)公共空間更新

本文的實證研究結(jié)論對兒童友好型社區(qū)在空間維度所發(fā)揮的重要作用給予了充分肯定，可以為解決現(xiàn)實中居民參與難題和社區(qū)治理困境提供政策創(chuàng)新思路，即以兒童友好理念下的社區(qū)公共空間生產(chǎn)與更新為手段，將居民凝結(jié)到空間設(shè)計、空間建設(shè)、空間運營管理及其他社區(qū)公共事務(wù)之中，重塑鄰里關(guān)系，激發(fā)社區(qū)治理的內(nèi)生動力。

（1）豐富空間更新內(nèi)容：多維度提升社區(qū)公共空間的兒童友好度。本文的模型分析結(jié)果表明，社區(qū)公共空間兒童友好度可以解構(gòu)為空間舒適性、空間安全性、空間互動性這三個維度，其中空間安全性的影響程度最高。因此，社區(qū)公共空間的更新可著重考慮從空間舒適性、空間安全性、空間互動性這三個維度出發(fā)，尤其是充分重視空間安全性的更新。

在空間安全性維度，其一，確保社區(qū)公共空間內(nèi)設(shè)施的安全，注重對社區(qū)公共設(shè)施進行定期維護修繕，減少兒童與居民在社區(qū)空間活動的安全隱患；其二，加強社區(qū)公共空間的交通安全管理，尤其注意對社區(qū)機動車輛流量和停車位的管理；其三，強化居民對社區(qū)公共空間的心理安全信任，加強安保人員對社區(qū)的安全巡視，能夠及時發(fā)現(xiàn)并制止違法犯罪行為，以增強居民尤其是兒童群體在社區(qū)公共空間活動時的安全感。

在空間舒適性維度，除了保持社區(qū)公共空間的干凈與整潔、加強公共空間的綠化、改善公共空間的夜晚照明等條件以外，還需要注重社區(qū)閑置空間的整合與再造，并在社區(qū)公共空間的更新中融入更多的趣味性因素，如為公共空間設(shè)置趣味性裝飾、豐富公共空間的色彩、設(shè)置兒童知識科普欄等，增強社區(qū)公共空間對兒童的吸引力。

在空間互動性維度，通過對公共空間區(qū)域的改造以及多樣化公共設(shè)施的建設(shè)，加強兒童與同齡群體、兒童與家長之間的互動。如在公共空間中引入多樣化游樂設(shè)施，建設(shè)滑梯、蹺蹺板等吸引兒童群體玩耍的公共設(shè)施，以增強兒童間的同輩互動；再如，合理改造公共區(qū)域，在公共空間中開設(shè)適合群體活動和親子互動的活動場地，如迷你籃球場、乒乓球臺等，為人際互動與代際互動創(chuàng)造有利條件。

（2）創(chuàng)新空間更新主體：發(fā)揮兒童群體在社區(qū)公共空間更新中的獨特價值。兒童群體作為兒童友好型社區(qū)的核心作用對象與促進居民間交往的關(guān)鍵橋梁紐帶，應(yīng)當(dāng)參與到社區(qū)公共空間的更新進程中，為社區(qū)規(guī)劃與設(shè)計提供獨特的兒童視角。兒童雖然并不具備設(shè)計規(guī)劃的專業(yè)知識與能力，但其能夠表達自身對社區(qū)公共空間更新的需求與愿景，推動構(gòu)建真正契合兒童需求、激發(fā)兒童興趣的社區(qū)公共空間，而非成人視角下的兒童友好空間。一方面，社區(qū)應(yīng)當(dāng)建立全流程的兒童規(guī)劃參與機制，對兒童參與社區(qū)公共空間更新的程序、平臺、方式等要素加以規(guī)范，為兒童參與社區(qū)公共空間更新提供制度保障；另一方面，由于兒童在知識水平、語言表達能力等方面與成人有較大差異，為更好地從兒童視角進行社區(qū)更新，還需要社區(qū)創(chuàng)新獲取兒童真實需求的調(diào)查方式，在精心設(shè)計、充滿童趣的活動中把握兒童對社區(qū)公共空間的偏好。如長沙市的嘉園社區(qū)通過開展趣味規(guī)劃知識講座、趣味改造項目選擇、趣味設(shè)計規(guī)劃競賽等活動實現(xiàn)兒童對社區(qū)公共空間更新的參與；[16]深圳市的紅荔社區(qū)通過成立兒童議事會，開展社區(qū)漫步、兒童扎針地圖等趣味性活動，鼓勵兒童參與社區(qū)公共空間改造事務(wù)。[17]

2.外部調(diào)節(jié)：強化父母對兒童進入社區(qū)公共空間活動的正向預(yù)期

本研究的多群組分析結(jié)果表明，父母偏好作為影響兒童能否接觸社區(qū)公共空間并在其中自由流動的關(guān)鍵因素，在空間兒童友好度促進居民交往與參與的效應(yīng)中起到調(diào)節(jié)作用。在高父母偏好的群體中，社區(qū)公共空間兒童友好度對居民交往和居民參與的正向影響作用更顯著。因此，強化父母對兒童進入社區(qū)空間活動的正向預(yù)期，能夠為改善社區(qū)居民交往和參與狀況提供一種全新的策略路徑。其一，通過上述對社區(qū)公共空間進行安全性、舒適性、互動性三維度的更新與優(yōu)化，增強父母對社區(qū)公共空間的滿意度，認可其對兒童快樂健康成長的積極作用，進而可使父母期望兒童更多地接觸社區(qū)公共空間并自由玩耍；其二，社區(qū)可以通過公眾號宣傳、開設(shè)兒童教育的相關(guān)講座等方式，使父母意識到親子陪伴以及社區(qū)公共空間對兒童健康成長的重要性與必要性，在潛移默化中提高父母帶領(lǐng)兒童在社區(qū)公共空間活動的頻率；其三，社區(qū)委員會或者志愿組織可以在社區(qū)公共空間中打造以親子陪伴為主題的特色品牌活動，如親子運動會、美食品鑒會、兒童節(jié)慶祝晚會等，以精彩紛呈且極具吸引力的兒童活動來增強父母期望兒童進入社區(qū)公共空間活動的傾向。