城市女性居民社區參與主體性的影響因素
——基于山東省城市社區調研數據的實證分析

鹿 錦 秋

(山東理工大學 馬克思主義學院，山東 淄博 255000)

引言

黨的十九屆五中全會要求“建設人人有責、人人盡責、人人享有的社會治理共同體”[1]287，“實現政府治理同社會調節、居民自治良性互動”[1]288。 城市社區作為構建社會治理共同體的基礎性場域，亟須地方黨委、政府、社會組織和居民治理主體的平等參與及多方聯動。 其中，讓社區居民“挑大梁、擔重任”是打造“共建共治共享”城市社區治理格局的重要舉措。 而被譽為“半邊天”的女性社區居民無疑是構建社區治理共同體必須憑靠的中堅力量，因而高質量推進城市社區建設離不開女性居民最大限度的社區參與。

根據學界觀點，本文將“城市女性居民社區參與”理解為，居住在我國城市社區范圍內的女性居民，為促進社區以及自身發展，自覺發揚公共參與精神，主動參與各項社區事務治理的行為及過程，集中彰顯了城市社區參與中女性居民“主體賦權、承擔責任、獲取收益”[2]的應有之義。 然而，盡管當前我國在加強城市社區工作隊伍建設、完善女性居民社區治理權益保障等方面已取得重要進展，部分女性居民對城市社區治理的參與主體性亦有所提升，但因受各種主客觀因素制約，女性居民在城市社區治理中的“不行動”現象仍較為普遍，女性居民社區參與的權利意識及捍衛能力、責任承擔意識及建言獻策能力、民主議事的決策意識及能力等方面的主體性仍需要全面提升和持續強化。

鑒于此，通過實證研究深入挖掘和甄別辨析制約城市女性居民社區參與主體性提升的影響因素，并據此提出相關建議，為高質量推進我國城市社區治理工作、增強女性社區治理能力、促進女性全面發展以及落實男女平等基本國策提供一些有益的理論參考和實踐思路。

一、文獻綜述

國外學者將女性主義與社區參與理論深度融合，創立了女性主義社區參與(Feminist Community Engagement)[3]3理論。 該理論將女性公民視為具有性別、種族、階級等多種交叉性身份的“更具責任感”[3]18的能動主體，認為唯有以正義為導向的批判性公民身份才能使女性平等參與社區治理成為可能[3]18；盡管有學者認為社區事務是女性應該承擔的重要工作[4]，但女性社區參與狀況并不樂觀，由此引發學者對女性社區參與影響因素及解決策略的探討；蘇珊·范·德文特·伊弗森(Susan Van Deventer Iverson)等及亞洲發展銀行(ADB)2014年報告認為公私領域分立、父權制規范[3]16-17等傳統觀念和文化習俗是導致女性居民社區參與不足的根源[5]1，主張提升女性參與意識，運用顛覆性教學法挑戰性別不平等[3]6，全方位賦權女性，培養女性社區參與技能及領導力[5]1；K.維克斯泰普(K. Vixathep)基于實證研究，從個體、社會及政府層面對女性居民參與社區的障礙因素予以探討，涉及語言、教育、文化、健康、家務、遷徙、貧窮、自卑以及工作方法、行政結構、項目獲取及資產控制等維度，主張變革社區工作機制，賦予女性社區參與權[6]；梅勒妮·斯加夫(Melanie Scaife)等提出必須將性別視角納入社區評估和規劃來促進女性賦權及社區參與[7]；阿卜杜勒卡迪爾·錫德拉·曼德哈(Abdulkadir Sirad Madhowe)則以女性勞動節約能力、決策能力、資產創造能力、和平建設能力為指標，評估賦權女性對社區的影響[8]。可見，女性主義社區參與理論的核心要義是秉承性別平等原則，徹底變革父權制社區治理機制，為女性社區參與賦權增能。

國內研究則側重于通過性別對比探討女性居民社區參與的狀況、影響因素及應對策略。 劉亞玲、沈蓓緋、卓惠萍等認為，女性居民社區參與雖有意愿，但實際參與行為不足、參與方式被動、參與決策機會不足[9]，總體實際參與率不及男性[10]，尤其社區議事活動中女性權利意識、參與意識、責任和義務意識較弱[11]；為此，袁志群基于公民治理視角提出了社區文化、政策扶持、女性能力、治理角色等影響因素[12]；沈蓓緋將女性社區參與制約因素歸結為社會支持、社區工作、志愿者培訓與成長機制等方面，主張優化外部制度環境[10]；卓惠萍等從文化、制度、組織及能力四方面剖析成因，主張加強性別平等文化、制度性別敏感性、女性居民組織化程度及參與能力[11]；李涵鈺通過實證研究發現，市場收入和社會性別意識對女性社區參與有直接影響[13]；夏辛萍、劉亞玲還聚焦女性居民的特定群體進行研究，前者指出缺乏社區人意識、父權式組織管理、傳統性別文化對退休女性社區參與的不良影響[14]，后者基于增權理論，從個體、社區環境、互動等三因素入手，提出通過接觸、動員、培育及拓展四個階段介入行動，推動賦閑女性居民的社區參與[9]。

綜上，國內外對女性社區參與問題的研究成果較為豐富，但鮮有以“主體性”為核心概念直接切入女性社區參與的影響因素進行實證研究。主體性是推進女性居民社區參與的內在動力，要深入挖掘影響女性居民社區參與提升的因素，需要將主體性范疇納入實證分析框架。 因此，本研究嘗試以“山東省城市社區女性居民社區參與主體性的影響因素”的調研數據為基礎進行實證分析，以期為推進女性發展、社區治理與參與主體性等問題的交叉性研究提供可資借鑒的資源和有益思路。

二、研究假設

社區治理是政府、社區組織、居民等社區多元治理主體依照法律，通過集體協商，構建相互依賴與信任的互動、協同、共生關系[15]，共同處理社區公共事務，并進而促進社區和社會發展的治理過程。 女性主義社區參與理論認為，女性居民是社區治理不可或缺的平等參與主體，提升女性居民社區參與主體性是實現城市社區多元共治和促進女性發展的應有之義和必要途徑。 所謂主體性是指人作為活動主體的質的規定性[16]，是指人類借由改造客體的對象性活動而使自身本質力量外化于客體的一種旨在滿足自身需求的以自由自覺性、自主為我性、主動創造性為特征的能動屬性。 具有主體性的人同時又必是對自己的實踐過程具有主導能力的行動者。據此，“女性居民城市社區參與的主體性”既內涵女性居民參與社區治理的權利意識、參與意識、責任意識等主體意識，同時又涵蓋女性居民社區參與的實際行動能力，因而本研究將“城市女性居民社區參與的主體性”理解為女性居民在城市社區治理中具有的參與意識及能力、權利意識及能力、責任意識及能力，亦即城市女性居民參與社區治理的主體意識被喚醒，能夠自主、自覺、自發地行動起來，在社區治理實踐中擔任主角，處于主體地位，擁有相應的社區公共事務決策權和行動權，同時自覺承擔起社區治理的責任和義務，在參與、促進社區更好發展的過程中回應自己需求、解決自己問題、提升社區治理能力、實現自身社會價值。 鑒于此，本研究依據女性主義制度主義理論、女性主義社區參與賦權增能理論及社會性別角色理論，立足宏觀—中觀—微觀視野，分別從制度建設、社區行動、個體覺悟三層面，對制約女性居民城市社區參與主體性提升的影響因素進行梳理。

女性主義制度主義在批判新制度主義缺乏性別視角的同時，賦予其女性主義維度，認為制度和主體能動性均具性別化屬性，二者之間高度交互并彼此建構[17]。 一方面，制度環境中的行動主體被理解為采取策略性、創造性和直覺性行動的具象化、性別化的自利性主體，具有這些屬性的行動主體會通過反抗社會制度的性別不公而觸發性別化制度朝向性別平等變遷；另一方面，性別化行動者的主體能動性及實踐能力無法繞開性別化制度的形塑。 彰顯性別平等的性別化制度力求吸納女性主義立場及經驗，以行動主體在體制框架內所處的特定位置為依據，通過明確行動主體的性別化職責和界定彼此間性別平等關系來構造行動主體，并影響其正當化、合法化的性別化身份認同、利益表達及個體行為。 這一觀點為上述國內外女性社區參與理論提出打造性別平等的社區參與制度環境的主張提供了思想源頭。 據此，本研究將政府確立和完善女性居民社區參與的權益保障和激勵扶持制度視為提升女性居民社區參與主體性的前提性基礎。因此，提出第一個研究假設。

H1:女性社區參與的權益保障和激勵扶持制度越完善，女性居民參與社區治理的主體性就越高。

如前所述，對女性居民社區參與“賦權增能”是女性主義社區參與理論的核心要義。 “賦權”是指通過制定并落實旨在提升女性居民社區自治及自決程度的政策與措施，賦予女性個體應有的社區參與權利，幫助其消融因缺乏技巧、知識、資源及能力而無法參與社區治理之無力感，使其以負責任及自決的方式維護自己的利益，并依據自己權力行事[18]；“增能”就是要通過提升女性居民個體社區參與的各方面能力來助其發展達至理想狀態。 “賦權”與“增能”相輔相成，賦權助力增能，增能又必推動賦權。 一言以蔽之，女性主義社區參與理論將對女性居民社區參與“賦權增能”理解為，通過女性居民與社會結構之間良性互動，賦予女性居民社區參與權利，增強女性居民社區參與能力，并由此凝聚內外合力共同助推女性社區參與主體性提升的過程。 據此，提出第二個研究假設。

H2:社區議事活動中對女性居民賦權增能越多，女性居民參與社區治理的主體性就越高。

女性主義是解構男權主義性別角色生理決定論及其根源的有效工具。 該理論認為，社會性別(Gender)是被后天塑造而成的以區分男女性別規范、社會角色、活動與責任為基礎的文化建構，與生物學意義上生來具有的生理性別(Sex)相區別。 社會性別角色蘊涵著社會文化賦予兩性不同角色規范及期待，并由此對男女不同價值、權力與地位進行形塑。 傳統男權性別觀固守二元對立思維，將生理性別差異無限放大，男性被視為在外打拼的果敢、陽剛、理性的賺錢養家者而高高在上，女性則被視為固守私域的服從、陰柔、感性的家務操持者而卑微低下，并由此形成一整套男性操控女性的“男主外、女主內”等級制勞動性別分工制度、權力結構與話語體系，深刻影響著男女對自身角色定位的認知。 對此，自由主義女性主義主張在原有體制內賦權女性，增強女性素質及社會參與度來改變女性傳統角色；而馬克思主義/社會主義女性主義者則將其根源歸結為不平等的社會制度，主張徹底改變原有資本主義、父權制或資本主義父權制的性別壓迫結構，建立性別平等制度；打破公私領域界限，讓女性重返社會生產；通過政治實踐斗爭及其教育，促進女性意識提升和自我覺醒。 這些觀點為上述國內外女性社區參與理論進一步提出革除男權性別觀念、賦予女性生產、再生產及社區管理三重角色[4]272等推進女性社區參與的主張奠定了理論基礎。 據此，本文提出第三個研究假設。

H3:女性居民的傳統性別角色觀念越強，女性居民參與社區治理的主體性就越弱。

由于女性居民參與社區治理的主體性主要是從參與意識及能力、權利意識及能力、責任意識及能力三個方面來體現的，因此，上述3 個研究假設H1、H2、H3又可進一步分解為9 個子假設，具體如表1 所示。

表1 假設H1、H2、H3分別分解為9 個子假設

三、數據、變量及相關性分析

(一)數據來源

本研究調查數據源于2021年7 月—2022年7 月在山東省各地市的21 個城市社區所做的問卷調查。 該問卷根據女性居民社區參與主體性理論以及對女性居民社區參與狀況的實地調查和個別訪談設計而成。 調查過程中，充分征求了社區干部、社會組織負責人和社區女性居民的意見，對問卷存在的問題進行了修正，形成調查問卷的最終稿。 問卷中反映各變量指標的測量均采用Likert 5 級量表評分法進行賦值。 通過廣泛調研，收回有效問卷468 份(見表2)，個別訪談女性居民16 人。 本研究運用SPSS26.0 統計軟件對問卷調查所獲得的數據進行統計分析。

表2 樣本的基本特征

(二)變量描述

1. 自變量

環境影響因素為本研究的自變量。 根據假設，本研究將環境影響因素分解為女性社區參與權益保障和激勵制度(A1)、社區議事活動中對女性居民賦權增能(A2)和女性居民的傳統性別角色觀念(A3)。

女性社區參與權益保障和激勵扶持制度的測量指標包括女性居民城市社區參與的權益保障制度(A1-1)和女性社區參與的激勵扶持制度(A1-2)。 本研究從“參與制度、評估制度”兩個方面來衡量女性居民城市社區參與的權益保障制度。 從“激勵引導制度、資源供給制度、能力培育制度”三個方面來衡量女性社區參與的激勵扶持制度。

社區議事活動中對女性居民賦權增能的測量指標包括社區議事活動中對女性居民的賦權程度(A2-1)和社區議事活動中對女性居民的增能程度(A2-2)。 本研究從“女性居民參與社區治理的意愿程度、建言獻策和維權”三個方面來測量社區議事活動中對女性居民的賦權程度。從“女性居民參與社區治理的積極性、能動性以及社區鼓勵女性居民參與”等方面來測量社區議事活動中對女性居民的增能程度。

女性居民傳統性別角色觀念的測量指標包括“男主外、女主內”觀念(A3-1)和“男強女弱”觀念(A3-2)。 本研究從“對性別分工認識”的方面來測量女性居民參與城市社區治理的“男主外、女主內”觀念(A3-1)。 從“對男女社會地位認識”的方面來測量女性居民參與城市社區治理的“男強女弱”觀念(A3-2)。

2. 因變量

女性居民的社區參與主體性為本研究的因變量。 根據假設，女性居民的社區參與主體性分解為參與意識及能力(B1)、權利意識及能力(B2)和責任意識及能力(B3)。

參與意識及能力主要從“主動參與社區活動的意愿程度、頻次”等方面來衡量。 權利意識及能力主要從“對社區治理工作的關注度、獨立參與意識及能力”等方面來衡量。 責任意識及能力主要從“參與社區治理的角色、責任心及承受力”等方面來衡量。

(三)相關性分析

通過信度分析，剔除同質性低的題項。 女性居民參與社區治理的環境因素(自變量)量表剩余24 項的Cronbach's α 值為0.962；女性居民參與社區治理的主體性(因變量)量表剩余11 項的Cronbach's α 值為0.902；量表對自變量和因變量的測量具有良好的穩定性和一致性。 兩個量表的KMO 值分別為0.897 和0.877，均大于0.7，Bartlett 球形度檢驗結果:卡方值分別為3 072.152和466.299，所對應P 值(均為0.000)＜0.05，說明效度較好。

為了探討變量之間的內在關系，本文采用Pearson 分析法，求出女性居民參與社區治理的環境變量與女性居民參與社區治理的主體性變量之間的相關度與顯著水平。 本研究運用SPSS 26.0計算出各變量間的Pearson 相關系數，結果如表3所示。 從表3 可以看出，9 個變量之間在0.01 水平或0.05 水平上都表現出了顯著的相關性。

表3 Pearson 相關性分析結果①注: **表示在0.01 水平上相關性顯著，*表示在0.05 水平上相關性顯著。

四、回歸分析

本研究采用多元線性回歸模型估計女性居民參與社區治理的環境因素對女性居民參與社區治理主體性的影響。

(一)女性居民社區參與權益保障制度和激勵扶持制度對女性居民參與社區治理主體性的影響

1. 女性居民社區參與權益保障制度和激勵扶持制度對參與意識及能力的影響

以參與意識及能力為因變量，采用強制進入法將權益保障制度(A1-1)、激勵扶持制度(A1-2)納入回歸方程，分析結果見表4。

其中，MultipleR＝0.535，RSquare＝0.286，AdjustedRSquare＝0.283，標準誤差估計為0.892 23。由表4 知，F值為93.330，因為P 值＜0.05，因此回歸方程符合顯著性要求。 由于回歸系數的顯著性檢驗的t 統計量取值分別為4.950(P ＝0.000＜0.05)、2.399(P ＝0.017＜0.05)。 因此，權益保障制度和激勵扶持制度在回歸方程中起顯著正向作用，回歸方程表示為:

表4 假設H1-1的回歸分析結果(因變量:參與意識及能力)②注:Unstandardized coeff 為未標準化系數，std. err 為標準錯誤，Std. coeff 為標準化系數，Collinear statistics 為共線性統計量，Tolerance 為容差，Const 為常量。

參與意識及能力＝1.346＋0.408×權益保障制度＋0.180×激勵扶持制度

假設H1-1得到驗證。

2. 女性居民社區參與權益保障制度和激勵扶持制度對權利意識及能力的影響

以權利意識及能力為因變量，采用強制進入法將權益保障制度(A1-1)、激勵扶持制度(A1-2)納入回歸方程，分析結果見表5。

表5 假設H1-2的回歸分析結果(因變量:權利意識及能力)

其中，MultipleR＝0.574，RSquare ＝0.330，AdjustedRSquare ＝0.326，標準誤差估計為0.761 56。 由表5 知，F值為95.248，因為P 值＜0.05，因此回歸方程符合顯著性要求。 由于回歸系數的顯著性檢驗的t 統計量取值分別為4.261(P ＝0.000＜0.05)、3.193(P ＝0.002＜0.05)。 因此，權益保障制度和激勵扶持制度在回歸方程中起顯著正向作用，回歸方程表示為:

權利意識及能力＝0.819＋0.328×權益保障制度＋0.223×激勵扶持制度

假設H1-2得到驗證。

3. 女性居民社區參與權益保障制度和激勵扶持制度對責任意識及能力的影響

以責任意識及能力為因變量，采用強制進入法將權益保障制度(A1-1)、激勵扶持制度(A1-2)納入回歸方程，分析結果如表6。

其中，MultipleR＝0.510，RSquare ＝0.260，AdjustedRSquare ＝0.256，標準誤差估計為0.878 14。 由表6 知，F值為68.061，因為P 值＜0.05，因此回歸方程符合顯著性要求。 由于回歸系數的顯著性檢驗的t 統計量取值分別為3.487(P＝0.001＜0.05)、2.816(P ＝0.005＜0.05)。 因此，權益保障制度和激勵扶持制度在回歸方程中起顯著正向作用，回歸方程表示為:

表6 假設H1-3的回歸分析結果(因變量:責任意識及能力)

責任意識及能力＝1.773＋0.310×權益保障制度＋0.227×激勵扶持制度

假設H1-3得到驗證。

(二)社區議事活動中對女性居民賦權增能對女性居民參與社區治理主體性的影響

1. 社區議事活動中對女性居民賦權增能對女性居民參與社區治理的參與意識及能力的影響

以參與意識及能力為因變量，采用強制進入法將賦權(A2-1)和增能(A2-2)納入回歸方程，分析結果如表7。

其中，MultipleR＝0.463，RSquare ＝0.215，AdjustedRSquare ＝0.211，標準誤差估計為0.936 67。 由表7 知，F值為52.874，因為P 值＜0.05，因此回歸方程符合顯著性要求。 由于回歸系數的顯著性檢驗的t 統計量取值分別為2.975(P＝0.003＜0.05)、2.083(P ＝0.038＜0.05)。 因此，賦權和增能在回歸方程中起顯著正向作用，回歸方程表示為:

表7 假設H2-1的回歸分析結果(因變量:參與意識及能力)

參與意識及能力＝1.503 ＋0.306×賦權＋0.213×增能

假設H2-1得到驗證。

2. 社區議事活動中對女性居民賦權增能對女性居民參與社區治理的權利意識及能力的影響

以權利意識及能力為因變量，采用強制進入法將賦權(A2-1)和增能(A2-2)納入回歸方程，分析結果如表8。

其中，MultipleR＝0.533，RSquare ＝0.284，AdjustedRSquare ＝0.281，標準誤差估計為1.012 95。 由表8 知，F值為76.916，因為P 值＜0.05，因此回歸方程符合顯著性要求。 由于回歸系數的顯著性檢驗的t 統計量取值分別為2.753(P ＝0.006＜0.05)、3.352(P ＝0.001＜0.05)。 因此，賦權和增能在回歸方程中起顯著正向作用，回歸方程表示為:

表8 假設H2-2的回歸分析結果(因變量:權利意識及能力)

權利意識及能力＝1.541 ＋0.306×賦權＋0.370×增能

假設H2-2得到驗證。

3. 社區議事活動中對女性居民賦權增能對女性居民參與社區治理的責任意識及能力的影響

以責任意識及能力為因變量，采用強制進入法將賦權(A2-1)和增能(A2-2)納入回歸方程，分析結果如表9。

表9 假設H2-3的回歸分析結果(因變量:責任意識及能力)

其中，MultipleR＝0.542，RSquare ＝0.294，AdjustedRSquare ＝0.290，標準誤差估計為0.704 76。 由表9 知，F值為80.625，因為P 值＜0.05，因此回歸方程符合顯著性要求。 由于回歸系數的顯著性檢驗的t 統計量取值分別為3.791(P＝0.000＜0.05)、3.276(P ＝0.001＜0.05)。 因此，賦權和增能在回歸方程中起顯著正向作用，回歸方程表示為:

責任意識及能力＝0.575 ＋0.262×賦權＋0.228×增能

假設H2-3得到驗證。

(三)女性居民傳統性別角色觀念對女性居民參與社區治理主體性的影響

1.女性居民傳統性別角色觀念對女性居民參與社區治理的參與意識及能力的影響

以參與意識及能力為因變量，采用強制進入法將“男主外、女主內”觀念(A3-1)和“男強女弱”觀念(A3-2)納入回歸方程，分析結果如表10。

其中，MultipleR＝0.142，RSquare ＝0.020，AdjustedRSquare ＝0.016，標準誤差估計為1.304 55。 由表10 知，F值為4.797，因為P 值＜0.05，因此回歸方程符合顯著性要求。 由于回歸系數的顯著性檢驗的t 統計量取值分別為3.084(P ＝0.002＜0.05)、-2.985(P ＝0.003＜0.05)。因此，“男主外、女主內”觀念和“男強女弱”觀念在回歸方程中起顯著負向作用，回歸方程表示為:

表10 假設H3-1的回歸分析結果(因變量:參與意識及能力)

參與意識及能力＝4.977-0.390ד男主外、女主內”觀念-0.368ד男強女弱”觀念

假設H3-1得到驗證。

2. 女性居民傳統性別角色觀念對女性居民參與社區治理的權利意識及能力的影響

以權利意識及能力為因變量，采用強制進入法將“男主外、女主內”觀念(A3-1)和“男強女弱”觀念(A3-2) 納入回歸方程，分析結果如表11。

其中，MultipleR＝0.220，RSquare ＝0.048，AdjustedRSquare ＝0.044，標準誤差估計為1.141 72。 由表11 知，F值為11.806，因為P 值＜0.05，因此回歸方程符合顯著性要求。 由于回歸系數的顯著性檢驗的t 統計量取值分別為-2.385(P ＝0.017＜0.05)、-0.732(P ＝0.465＞0.05)。 因此，只有“男主外、女主內”觀念在回歸方程中起顯著負向作用，回歸方程表示為:

表11 假設H3-2的回歸分析結果(因變量:權利意識及能力)

權利意識及能力＝2.253-0.264ד男主外、女主內”觀念

假設H3-2得到部分驗證。

3. 女性居民傳統性別角色觀念對女性居民參與社區治理的責任意識及能力的影響

以責任意識及能力為因變量，采用強制進入法將“男主外、女主內”觀念(A3-1)和“男強女弱”觀念(A3-2) 納入回歸方程，分析結果如表12。

其中，MultipleR＝0.379，RSquare＝0.143，AdjustedRSquare＝0.140，標準誤差估計為0.944 31。由表12 知，F值為38.926，因為P 值＜0.05，因此回歸方程符合顯著性要求。 由于回歸系數的顯著性檢驗的t 統計量取值分別為0.910(P ＝0.363＞0.05)、2.256(P ＝0.025＜0.05)。 因此，只有“男強女弱”觀念在回歸方程中起顯著負向作用，回歸方程表示為:

表12 假設H3-3的回歸分析結果(因變量:責任意識及能力)

責任意識及能力＝2.012-0.201ד男強女弱”觀念

假設H3-3得到部分驗證。

五、結論與建議

(一)結論

總體而言，本研究所提出的9 個研究假設中有7 個得到了驗證，有2 個得到了部分驗證。 從對女性居民參與社區治理的參與意識及能力影響的角度來看，按照影響力(回歸系數的絕對值)大小依次為:權益保障制度(0.408)、“男主外、女主內”觀念(0.390)、“男強女弱”觀念(0.368)、賦權(0.306)、增能(0.213)、激勵扶持制度(0.180)；從對女性居民參與社區治理的權利意識及能力的影響角度來看，按照影響力(回歸系數的絕對值)大小依次為:增能(0.370)、權益保障制度(0.328)、賦權(0.306)、“男主外、女主內”觀念(0.264)、激勵扶持制度(0.223)；從對女性居民參與社區治理的責任意識及能力的影響角度來看，按照影響力(回歸系數的絕對值)大小依次為:權益保障制度(0.310)、賦權(0.262)、增能(0.228)、激勵扶持制度(0.227)、“男強女弱”觀念(0.201)。

可以看到，影響女性居民參與社區治理主體性提升的首要因素是權益保障制度，其次為增能、賦權、“男主外、女主內”觀念、“男強女弱”觀念和激勵扶持制度。

(二)建議

1.加強女性居民社區參與的制度建設。 第一，健全居委會、業委會、婦聯、社會組織及居民五方聯動的“女性居民社區參與制度”，為保障女性居民社區參與權益提供制度環境；第二，推進女性居民群眾性組織制度建設，并將其納入立體化、多層次的社區治理機制；第三，倡導政府、社會與企業等多方籌集經費，拓展社會工作機構資金渠道，完善女性居民參與社區自治的資金保障制度；第四，制定效能評價監督體系，將男女平等基本國策的落實、女性居民的權益保障及其參與社區治理情況納入社區治理工作的考核范圍。

2.改進和完善社區工作機制，助推社區為女性居民參與社區治理賦權增能。 第一，打破社區工作行政化的治理思路，著重強化居民主人翁意識和性別平等觀念，明確女性居民社區參與權利與責任，鼓勵女性居民參與居民公約的制定、執行和監督，增強女性居民在社區事務和活動中的決定權、行動權；第二，在由居委會、物業、黨員居民代表等聯合成立的社區治理聯席會議中，提高女性居民代表的占比率、話語權和決策權；第三，加強培訓社區女性工作人員，提供女性居民易于接受的多種社區參與方式、途徑，全方位完善社區信息公開化系統；第四，創辦女性居民“社區治理增能課堂”，提升女性居民社區參與技能；第五，開展社區性別友好型家庭文化構建活動，使男性承擔應有家庭責任，減輕女性居民家務勞動羈絆，為女性居民參與社區治理提供家庭支持。

3. 建立保障女性居民參與社區治理的激勵機制，鼓勵女性居民社區參與主體性的自我激活。 第一，以強化基層婦聯組織功能為抓手，借助各類活動載體，鼓勵和組織女性居民積極參與社區治理；第二，調研女性居民社區參與意愿、困難并及時制定解決方案，最大限度激發其參與熱情；第三，鼓勵女性居民自覺利用各種教育途徑，組織“意識提升小組”，喚起自我意識覺醒，提升對女性特質與社會價值的認可，扭轉男外女內、男強女弱的傳統性別角色觀念，努力強化“社區管理者”身份和權利保障意識，增強社區參與主體意識及行動自信；第四，推進先進性別文化宣傳，助力女性居民積極參與社區治理。