六、结果与分析

六、结果与分析

我们首先用Binary Logit模型来考察个体是否有对社区居委会的投票行为，以此提供一个有关社区政治积极性的基本回答。由于第一和第二个研究假设包含了对住房所有权效应、居住社区类型效应以及两者之间交互效应的预期，“新型社区”“业主”和“新型社区×业主”这三个变量依次相继进入模型，分别得到模型1、模型2和模型3（见表3）。需要特别注意的是，在做基于全国代表性样本的模型估计的时候，必须考虑到地区之间的差异，这不仅在统计上是十分关键的，而且对于本文所研究的理论主题也是非常重要的。对此，本研究所使用的具体方法是在STATA中进行回归分析时使用“cluster”命令来调整样本在区县层次上的聚集效应，这相当于在传统的在回归模型中加入地区变量的做法（以下所有的多元统计模型都使用了这一方法，恕不赘述）。

表3反映出，尽管住房所有权变量的主效应在模型2和模型3中都不显著，但它与社区类型变量的交互效应在模型3中却是显著的。就模型3而言，住房所有权变量和社区类型变量的回归系数都是负值，但二者交互项的回归系数却是正值，而且后者的绝对值显然更大。这表明，业主比非业主更有可能参与社区政治（例如参加社区居委会的投票），但这一结论只适用于特定的社区类型。假设1得到部分支持。

在表3的三个模型中，中共党员、中等教育程度者和年龄较大的社区居民更有可能参与社区居委会的投票。以全模型即模型3为例，在控制了其他解释变量的影响效应后，中共党员对社区居委会的投票机率是非中共党员的1.37倍（=e0.316）；与只有小学教育程度的人相比，初中毕业者对社区居委会的投票机率是其1.71倍（=e0.538），高中毕业者则为是其1.60倍（=e0.468）。退休职工和女性居民更倾向于参加投票，失业者更倾向于不参加投票，但这却并不具有统计显著性。有趣的发现是，受过高等教育和经济相对富裕的人群并没有显示出更强的社区政治参与偏好（p＞0.5），尽管“大专及以上”和“月收入”两个变量的回归系数为正值。

既然住房所有者对居委会的投票行为呈现出因社区情境而不同的模式，下面我们就将研究样本分为新型社区和旧式社区两个部分来进一步考察。同时，我们也将受访者的投票行为再细分为主动投票、被动员投票和不投票三种方式，并用Multinomial Logit模型来进行统计分析，结果见表4。

从表4可见，居住在不同社区类型中的城市居民，其投票行为存在明显差别。在新型社区中，与非业主相比，业主主动投票的机率为2.36倍（=e0.860），被动员投票的机率也达到了2.19倍（=e0.784）（见表4中关于“新型社区”的“非约束模型”列）。既然这两个系数如此接近，我们可以在“约束模型”中进一步检验两者是否可以被设定为相等，结果确实支持这种假设：无论是以主动投票还是以被动员投票来衡量，业主参与社区居委会投票的机率都是非业主的2.24倍（=e0.806）（见表4中关于“新型社区”的“约束模型”列）。然而，在旧式社区中，这种由住房所有权所导致的社区政治积极性差异却并不存在（p＞0.5），而且，业主的投票机率甚至还显示出低于非业主的迹象（“业主”变量的回归系数为负值）。假设2得到了支持。

两类社区居民在投票行为上的差异还体现在收入这一变量的影响效应上。在旧式社区，收入越高的人越可能参与居委会投票，虽然这只在主动投票而非被动员投票上具有统计显著性。但在新型社区却显示出收入与投票行为呈负相关的迹象，虽然这种负相关在主动投票和被动员投票上都不具有统计显著性。中共党员在旧式社区中表现得尤为活跃，他们主动投票的机率是非中共党员的2.21倍（=e0.795），但他们在新型社区中的政治积极性却并不比非中共党员高出多少（b＞0，p＞0.5）。我们再一次发现，中等受教育程度者（在旧式社区中对应的是具有初中和高中学历，在新型社区中对应的是具有初中学历）参与社区政治的积极性更高，但高等受教育程度者却并非如此。其他控制变量在表3和表4中的表现相同：年龄与投票行为呈显著正相关，就业状态变量的影响效应不显著。(https://www.daowen.com)

既然居住在新型社区中的业主参与居委会投票的机率更高，那么他们也应当会更为关心居委会的日常运作和决策，如此才能下结论说假设2得到了足够的支持。我们用Ordered Logit模型来对此作统计检验，结果见表5，其主要发现与表4相当一致：住房所有权变量的正效应只在新型社区而非旧式社区中显著；收入变量在新型社区和旧式社区中的效应看似相反但并未通过显著性检验。同时，另外一些控制变量的影响效应发生了某种程度的变化：中共党员变量在新型社区中也开始变得显著（p＜0.5）；教育变量在新型社区类型中彻底丧失了影响力；女性在旧式社区中表现得更为积极但在新型社区中却并非如此。

到目前为止我们已经用经验数据清楚地表明假设1和假设2是成立的，这即意味着，住房所有权和政治积极性之间的因果关系在特定的社区类型或社区情境中毫无疑问是存在的。最后，我们转向假设3，用Binary Logit模型检验两个层次的政治积极性（社区层次与地方层次）之间是否具有某种固有的内在联系，使用的因变量是受访者是否参加了最近一次的地方人民代表大会选举，结果见表6。模型1和模型2分别使用对居委会的投票行为和对居委会的关注程度两个指标来测量个体在社区层次上的政治积极性，但结果却相当一致：两个自变量都与因变量呈显著正相关。这表明，个体的政治积极性在社区层次和地方层次上确实具有高度的一致性。根据这两个模型估计的结果，如果我们将城市居民对社区政治的参与度划分为低、中、高三个类别，那么与低等程度参与者相比，中等程度参与者在地方人民代表大会中的投票机率为8—10倍（e2.126=8.38，e2.294=9.91），高等程度参与者在地方人民代表大会中的投票机率更是高达12倍（e2.507=12.27，e2.522=12.45）。假设3得到了支持。

值得注意的是，在表6中，社区类型变量和住房所有权变量无法对个体在地方层次上的政治积极性产生影响（p＞0.5），虽然它们构成了促进个体参与社区政治的有力因素。总体上来看，中国城市居民在地方政治中的投票行为在很大程度上是由个体的经济社会地位（包括政治身份、就业状态、教育程度、收入水平等）所决定的，地位越高的人越有可能参与正式的政治体制。