社區(qū)管理居民滿意度研究
——以武漢百步亭社區(qū)為例

張　南

(1.華中科技大學(xué)，湖北 武漢 430074；2.貴州民族大學(xué)，貴州 貴陽 550025)

社區(qū)管理居民滿意度研究
——以武漢百步亭社區(qū)為例

張南1,2

(1.華中科技大學(xué)，湖北 武漢 430074；2.貴州民族大學(xué)，貴州 貴陽 550025)

摘要：居民是社區(qū)管理的直接受益者，其對社區(qū)管理的滿意度是影響社區(qū)管理決策制定的重要依據(jù)。本文運(yùn)用結(jié)構(gòu)方程模型構(gòu)建了社區(qū)管理居民滿意度指數(shù)模型，基于湖北省武漢市江岸區(qū)百步亭社區(qū)的調(diào)研數(shù)據(jù)，分析了百步亭社區(qū)管理居民滿意度情況。結(jié)果顯示：居民對百步亭社區(qū)管理的整體滿意度較高；內(nèi)容評價(jià)對居民滿意的正向影響非常顯著，居民滿意對居民抱怨的正向影響非常顯著，居民滿意對居民忠誠的正向影響比較顯著，主體評價(jià)對居民滿意以及居民抱怨對居民忠誠的影響都不顯著。

關(guān)鍵詞：百步亭社區(qū)；社區(qū)管理；居民滿意度

一、文獻(xiàn)綜述

社區(qū)管理是政府部門落實(shí)城市發(fā)展的重要舉措。隨著社會的進(jìn)步和居民生活水平的提升，居民對社區(qū)管理的要求日益提高。居民是社區(qū)管理的對象，社區(qū)管理以滿足居民的需求為核心，向居民提供優(yōu)質(zhì)的管理服務(wù)。社區(qū)管理居民滿意度評價(jià)是指居民對社區(qū)管理過程中的服務(wù)質(zhì)量進(jìn)行整體評價(jià)。

學(xué)者們將滿意度理論運(yùn)用到社區(qū)研究中并取得了一定的進(jìn)展。Heaton等人[1]運(yùn)用概率統(tǒng)計(jì)方法對芝加哥社區(qū)進(jìn)行分析，發(fā)現(xiàn)社區(qū)滿意度和偏好狀態(tài)相關(guān)。Fried[2]運(yùn)用因子分析方法對布法羅城市社區(qū)滿意度進(jìn)行研究，認(rèn)為社區(qū)滿意對生活滿意和社會經(jīng)濟(jì)水平提高有影響。Stinner 和Loon[3]運(yùn)用回歸分析方法對猶他州社區(qū)進(jìn)行調(diào)研，證實(shí)居民對社區(qū)規(guī)模有偏好，社區(qū)滿意度影響居民遷移意愿。李斌[4]運(yùn)用概率統(tǒng)計(jì)方法對長沙等城市社區(qū)居民生活現(xiàn)狀滿意度進(jìn)行分析，發(fā)現(xiàn)多數(shù)居民對生活現(xiàn)狀感到滿意，少數(shù)居民對生活現(xiàn)狀不滿。Filkins等人[5]運(yùn)用回歸分析方法對內(nèi)布拉斯加州社區(qū)滿意度進(jìn)行研究，發(fā)現(xiàn)基礎(chǔ)設(shè)施建設(shè)、就業(yè)機(jī)會和社會支持網(wǎng)絡(luò)對社區(qū)滿意度有影響。Dutta[6]運(yùn)用回歸分析方法對圣塔莫尼卡進(jìn)行調(diào)研，證實(shí)社區(qū)滿意度與個(gè)人對小區(qū)住房空間的需要相關(guān)。李雪銘等人[7]運(yùn)用地理空間分析法對大連市社區(qū)進(jìn)行分析，發(fā)現(xiàn)居民滿意度受收入和文化的影響較大。單菁菁[8]運(yùn)用相關(guān)分析和回歸分析對北京市社區(qū)歸屬感以及社區(qū)滿意度進(jìn)行研究，發(fā)現(xiàn)社區(qū)歸屬感來源于居民滿意度，社區(qū)質(zhì)量是居民滿意的根本原因。趙東霞等人[9]運(yùn)用結(jié)構(gòu)方程模型對大連市社區(qū)進(jìn)行調(diào)研，提出供需關(guān)系和感知對滿意度產(chǎn)生正向影響，居民期望對滿意度產(chǎn)生負(fù)向影響。他們還對居民社區(qū)滿意度的影響因素進(jìn)行分析，證明了居民間關(guān)系和社區(qū)情感對居民滿意度有影響[10]。Crowe[11]運(yùn)用回歸分析法對華盛頓州的社區(qū)進(jìn)行分析，發(fā)現(xiàn)社區(qū)網(wǎng)絡(luò)結(jié)構(gòu)極大地影響居民對社區(qū)的評價(jià)。陳志廣[12]運(yùn)用相關(guān)分析和回歸分析對南京市江南八區(qū)居民社區(qū)管理的滿意程度進(jìn)行研究，認(rèn)為信息、行為、收入、學(xué)歷和職業(yè)因素與滿意度顯著相關(guān)。吳元升[13]運(yùn)用結(jié)構(gòu)方程模型對合肥市社區(qū)信息化服務(wù)滿意度進(jìn)行調(diào)研，發(fā)現(xiàn)居民參與程度、互動溝通和服務(wù)系統(tǒng)運(yùn)行與居民滿意度相關(guān)。桑志芹和夏少昂[14]運(yùn)用因子分析和回歸分析方法對南京市居民社區(qū)意識以及影響因素進(jìn)行分析，發(fā)現(xiàn)社區(qū)滿意度和人際互動是影響居民社區(qū)意識的重要因素。Bernard[15]運(yùn)用因子分析和回歸分析對捷克社區(qū)進(jìn)行考察，提出社區(qū)特點(diǎn)是社區(qū)居民滿意度的重要影響因素。朱琳和沈夏燕[16]運(yùn)用回歸分析對上海市寶山區(qū)居民滿意度的影響因素進(jìn)行調(diào)研，發(fā)現(xiàn)社區(qū)信息化對生活、管理、服務(wù)和情感滿意度有影響。袁浩和萬騰[17]運(yùn)用多層線性模型對甘肅等省市的社區(qū)環(huán)境滿意度進(jìn)行分析，發(fā)現(xiàn)社區(qū)環(huán)境滿意度與居民教育水平負(fù)相關(guān)。

綜上所述，既有文獻(xiàn)關(guān)于社區(qū)滿意度研究成果較多，主要體現(xiàn)在以下三方面：第一，研究地域廣泛，包括省、市和州等對象；第二，研究方法多樣，如運(yùn)用概率統(tǒng)計(jì)、因子分析和回歸分析等方法；第三，研究結(jié)論翔實(shí)，主要問題和對策建議等具體。整體而言，研究還有進(jìn)一步的發(fā)展空間,如對典型社區(qū)管理居民滿意度的研究較少，缺少居民對社區(qū)管理主體和內(nèi)容的綜合評價(jià)。因此，本文擬從主體評價(jià)和內(nèi)容評價(jià)兩個(gè)方面入手構(gòu)建社區(qū)管理居民滿意度指標(biāo)模型，采用結(jié)構(gòu)方程模型對數(shù)據(jù)進(jìn)行處理，以湖北省武漢市江漢區(qū)百步亭社區(qū)為例，對居民社區(qū)管理滿意度進(jìn)行驗(yàn)證。選取百步亭社區(qū)進(jìn)行實(shí)證分析的原因在于，其管理實(shí)踐中形成了社區(qū)管理委員會、物業(yè)管理公司和居民委員會“三位一體”的管理模式，這種社區(qū)管理模式在全國具有典型性，且該社區(qū)曾榮獲“中國人居環(huán)境范例獎(jiǎng)”和“中國城市管理進(jìn)步獎(jiǎng)”[18]。

二、模型構(gòu)建和理論假設(shè)

(一)模型構(gòu)建

社區(qū)居民滿意度可理解為居民對于其所居住社區(qū)整體質(zhì)量的主觀感受[19]。社區(qū)管理的內(nèi)容主要包括“教育、服務(wù)、衛(wèi)生、文化、環(huán)境和治安六個(gè)方面”[20]。通過居民對社區(qū)管理的主體和內(nèi)容進(jìn)行評價(jià)，可以客觀地了解居民對該社區(qū)管理整體的主觀感受；而居民對社區(qū)的整體評價(jià)同時(shí)也可以反映出其對于該社區(qū)的抱怨和忠誠情況[10][21]。相關(guān)研究表明，居民社區(qū)整體滿意度對其居住的意愿影響顯著[22-24]，同時(shí)，居民滿意度和居民抱怨對居民忠誠度的影響顯著[25]。居民對社區(qū)管理工作落實(shí)的評價(jià)具有多方面和多層次性，這種綜合性評價(jià)主要源于居民長期以來居住在該社區(qū)的自身感受的累積效應(yīng)[26]。由此可知，居民滿意度不僅取決于居民對管理主體和管理內(nèi)容的評價(jià)，同時(shí)也決定著社區(qū)居民對社區(qū)抱怨和忠誠的具體傾向。因此，主體評價(jià)、內(nèi)容評價(jià)、居民抱怨、居民忠誠這4個(gè)要素與居民滿意之間存在著緊密聯(lián)系。本文期望通過搜集社區(qū)居民對管理主體和內(nèi)容的評價(jià)，通過數(shù)據(jù)來解釋居民對社區(qū)管理的滿意度情況，客觀分析居民滿意對居民抱怨和居民忠誠的影響程度，為社區(qū)管理工作政策的制定和具體工作的開展提供理論參考。鑒于此，本文選取上述5個(gè)變量作為內(nèi)生變量，建立社區(qū)管理居民滿意度指數(shù)模型CMRSI(Community Management Residents Satisfaction Index)，如圖1所示：

圖1社區(qū)管理居民滿意度指數(shù)模型CMRSI

(二)理論假設(shè)

CMRSI測評模型是通過結(jié)構(gòu)方程模型，對潛變量之間的因果關(guān)系進(jìn)行驗(yàn)證。因此，結(jié)合既有文獻(xiàn)，本文針對主體評價(jià)與居民滿意、內(nèi)容評價(jià)與居民滿意、居民滿意與居民抱怨、居民滿意與居民忠誠、居民抱怨與居民忠誠的作用方向，提出下述5條理論假設(shè)。

H1：主體評價(jià)與居民滿意顯著正相關(guān)。百步亭社區(qū)管理的三大主體即管理委員會、物業(yè)管理公司和居民委員會，居民對主體印象好則滿意度高，對主體印象不好則滿意度低。

H2：內(nèi)容評價(jià)與居民滿意顯著正相關(guān)。社區(qū)管理的六大內(nèi)容即教育、服務(wù)、衛(wèi)生、文化、環(huán)境和治安，居民對內(nèi)容評價(jià)高則滿意度高，對內(nèi)容評價(jià)低則滿意度低。

H3：居民滿意與居民抱怨顯著負(fù)相關(guān)。居民對社區(qū)管理滿意時(shí)，會導(dǎo)致其抱怨程度的降低和抱怨經(jīng)歷的減少；反之居民對社區(qū)管理不滿時(shí)，會導(dǎo)致其抱怨程度的增強(qiáng)和抱怨經(jīng)歷的增多。

H4：居民滿意與居民忠誠顯著正相關(guān)。居民對社區(qū)管理滿意時(shí)，會導(dǎo)致其居住意愿的增強(qiáng)和遷移需要的下降；居民對社區(qū)管理不滿時(shí)，會導(dǎo)致其居住意愿的減弱和遷移需要的上升。

H5：居民抱怨與居民忠誠顯著負(fù)相關(guān)。居民抱怨程度減弱和抱怨經(jīng)歷減少，則定居意愿強(qiáng)烈遷移需要降低；居民抱怨程度增強(qiáng)和抱怨經(jīng)歷增多，則其定居意愿減弱遷移需要上升。

三、數(shù)據(jù)來源和樣本特征

(一)數(shù)據(jù)來源

本研究數(shù)據(jù)來源于華中科技大學(xué)公共管理學(xué)院城市管理課題組2015年9月、10月對百步亭社區(qū)進(jìn)行的實(shí)際調(diào)研。調(diào)研共發(fā)放問卷500份，回收問卷467份，有效問卷432份，問卷有效率達(dá)86.40%。

(二)樣本特征

432位受訪者中，156位表示對社區(qū)管理非常滿意，占樣本總數(shù)的36.11%；78位表示滿意，占樣本總數(shù)的18.06%；54位表示一般滿意，占樣本總數(shù)的12.50%；78位表示不滿意，占樣本總數(shù)的18.06%；66位表示非常不滿意，占樣本總數(shù)的15.27%。受訪者個(gè)體特征如表1所示：

表1　接受調(diào)研居民的基本特征(N=432)

四、變量說明和數(shù)據(jù)分析

(一)變量說明

CMRSI測評模型中的結(jié)構(gòu)變量和觀測變量如表2所示：

表2　CMRSI測評模型中的結(jié)構(gòu)變量和觀測變量

注：X1～X10觀測變量的賦值中，1表示非常滿意，2表示滿意，3表示一般，4表示不滿意，5表示非常不滿意；X11變量賦值中，1表示非常完善，2表示完善，3表示一般，4表示不完善，5表示非常不完善；X12變量賦值中，1表示非常不強(qiáng)烈，2表示不強(qiáng)烈，3表示一般，4表示強(qiáng)烈，5表示非常強(qiáng)烈；X13變量賦值中，1表示從來沒有，2表示不經(jīng)常，3表示一般，4表示偶爾，5表示經(jīng)常；X14變量賦值中，1表示非常愿意，2表示愿意，3表示一般，4表示不愿意，5表示非常不愿意；X15變量賦值中，1表示非常不需要，2表示不需要，3表示一般，4表示需要，5表示非常需要。

(二)數(shù)據(jù)分析

本研究數(shù)據(jù)采用SPSS20.0和AMOS17.0統(tǒng)計(jì)軟件進(jìn)行分析。

1.信度檢驗(yàn)。Cronbach’s Alpha系數(shù)是衡量信度的一種指標(biāo)，數(shù)值越大表示信度越高。一般而言，信度系數(shù)如果在0.9以上，說明信度非常好；如果在0.8以上，說明可以接受；在0.7以上，說明該量表需進(jìn)行重大修訂但不失價(jià)值；在0.7以下，說明應(yīng)該放棄[27]。檢驗(yàn)結(jié)果表明，總量表的Cronbach’s Alpha系數(shù)是0.915，說明此量表的信度非常好。分量表結(jié)構(gòu)變量中的主體評價(jià)、內(nèi)容評價(jià)、居民滿意、居民抱怨和居民忠誠，其Cronbach’s Alpha系數(shù)都在0.8以上，分別為0.901、0.912、0.865、0.840和0.844，說明分量表的測量結(jié)果比較可靠。

2.效度檢驗(yàn)。KMO檢驗(yàn)是為了驗(yàn)證數(shù)據(jù)是否適合進(jìn)行因子分析，其取值范圍是0～1。其中0.9～1表示極好，0.8～0.9表示較好，0.7～0.8表示還好，0.6～0.7表示中等，0.5～0.6表示糟糕，0～0.5表示不可接受[27]。經(jīng)檢驗(yàn)，量表KMO的取值為0.844，表明可以進(jìn)行因子分析。Bartlett檢驗(yàn)是為了驗(yàn)證數(shù)據(jù)是否來自于服從多元正態(tài)分布的總體。量表的Sig.值為0.000，說明數(shù)據(jù)來自正態(tài)分布總體，適合進(jìn)一步分析。

表3為變量共同度的結(jié)果，變量共同度表示各變量中所含原始信息能被提取的公因子所解釋的程度。從該表可知，所有變量共同度都在0.6以上，說明變量中的信息能夠被因子所提取，因子分析的結(jié)果有效。

表3　變量共同度

五、模型檢驗(yàn)和檢驗(yàn)結(jié)果

(一)模型檢驗(yàn)

從模型的擬合表4中可以看出，自由度為84，模型的卡方值為164.979，X2/df為1.964小于3，表明測量模型與測量對象基本擬合。在絕對擬合效果指標(biāo)中，GFI和AGFI小于0.9，但基本能夠接受，PGFI大于0.5；在相對擬合效果指標(biāo)中，NFI和TLI接近0.9，PNFI大于0.5；在替代性指標(biāo)中，CFI接近0.9，PCFI大于0.5；RMSEA為0.117，大于0.08，表明基本可以接受[28]。因此，綜合各類擬合指標(biāo)可以看出，本文中各項(xiàng)擬合指標(biāo)的指標(biāo)值基本接近標(biāo)準(zhǔn)，該模型的擬合效果較好，結(jié)構(gòu)方程具有統(tǒng)計(jì)學(xué)意義。

表4　模型的擬合

從模型的驗(yàn)證表5中可以看出，按照P<0.01的標(biāo)準(zhǔn)，模型中路徑F2→F3、F3→F4的P值小于0.01，由此可知，內(nèi)容評價(jià)對居民滿意的影響非常顯著，居民滿意對居民抱怨的影響非常顯著；F3→F5的P值小于0.05，可見居民滿意對居民忠誠的影響比較顯著；F1→F3、F4→F5的P值大于0.1，可見主體評價(jià)對居民滿意的影響不顯著，居民抱怨對居民忠誠的影響也不顯著。

表5　模型的驗(yàn)證

注：***表示在0.01的水平下顯著，**表示在0.05的水平下顯著。

(二)檢驗(yàn)結(jié)果

圖2(實(shí)線表示顯著路徑，虛線表示不顯著路徑)顯示了社區(qū)管理居民滿意度指數(shù)模型的檢驗(yàn)結(jié)果：

圖2社區(qū)管理居民滿意度指數(shù)模型路徑系數(shù)顯著性結(jié)果

表6是通過路徑顯著性檢驗(yàn)之后，社區(qū)管理居民滿意度指數(shù)模型對研究假設(shè)的檢驗(yàn)結(jié)果。

表6　社區(qū)管理居民滿意度指數(shù)模型對研究假設(shè)的檢驗(yàn)結(jié)果

通過模型的檢驗(yàn)結(jié)果可知，F(xiàn)2→F3、F3→F4和 F3→F5的路徑系數(shù)通過了顯著性檢驗(yàn)，但是F3→F4的作用方向與原假設(shè)相反，因此原假設(shè)H3被拒絕，F(xiàn)1→F3和F4→F5的路徑系數(shù)沒有通過顯著性檢驗(yàn)，所以原假設(shè)H1和H5被拒絕。

六、結(jié)論與建議

(一)結(jié)論

本文主要運(yùn)用結(jié)構(gòu)方程模型建立了社區(qū)管理居民滿意度指數(shù)模型CMRSI，通過模型檢驗(yàn)分析了社區(qū)管理居民滿意度，得到如下結(jié)論：第一，內(nèi)容評價(jià)與居民滿意正相關(guān)，并且在1%的水平下顯著。由此可知，內(nèi)容評價(jià)是影響居民滿意非常重要的因素。第二，居民滿意與居民抱怨正相關(guān)，并且在1%的水平下顯著。由此可知，居民滿意是影響居民抱怨非常重要的因素。第三，居民滿意與居民忠誠正相關(guān)，并且在5%的水平下顯著。由此可知，居民滿意是影響居民忠誠非常重要的因素。

主體評價(jià)與居民滿意、居民抱怨與居民忠誠的影響沒有通過顯著性檢驗(yàn)，可能的原因是居民更加關(guān)注與自身利益相關(guān)的社區(qū)管理內(nèi)容，對社區(qū)管理內(nèi)容關(guān)注度明顯高于對社區(qū)主體的關(guān)注。在訪談中我們了解到，許多居民都認(rèn)為雖然對此社區(qū)的管理工作有所抱怨，但是因?yàn)榫幼r(shí)間很長并且已經(jīng)習(xí)慣社區(qū)周邊的環(huán)境，因而抱怨程度與抱怨經(jīng)歷并不影響其繼續(xù)居住在此社區(qū)的意愿。此外，居民滿意對居民抱怨的作用方向沒有通過假設(shè)檢驗(yàn)，可能的原因是：居民對社區(qū)管理感到滿意的同時(shí)，希望社區(qū)管理工作能夠取得更大進(jìn)展，并希望抱怨程度和抱怨經(jīng)歷可以成為進(jìn)一步開展并完善社區(qū)管理工作的動力。

(二)建議

首先，拓寬社區(qū)管理內(nèi)容。調(diào)研結(jié)果顯示，內(nèi)容評價(jià)對居民滿意的正向影響非常顯著，所以社區(qū)管理主體在工作中要進(jìn)一步細(xì)化工作內(nèi)容，真正做到以居民為本的服務(wù)工作。突出管理重點(diǎn)，將社區(qū)管理內(nèi)容落到細(xì)處，力爭獲得居民好評。其次，傾聽社區(qū)居民心聲。居民滿意對居民抱怨的正向影響非常顯著，所以社區(qū)管理主體應(yīng)合理安排居民反映情況的時(shí)間，耐心傾聽居民的心聲，提高居民對社區(qū)管理工作的滿意度。最后，舉辦社區(qū)居民活動。居民滿意對居民忠誠的正向影響比較顯著，所以社區(qū)管理主體可以考慮將定期開展社區(qū)居民活動作為一項(xiàng)重要的工作內(nèi)容，積極舉辦各種形式的活動，讓居民在參與社區(qū)活動的同時(shí)，增強(qiáng)歸屬感，提升居民對社區(qū)的忠誠度。

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【責(zé)任編輯：甘海燕】

The Research of Community Management Residents Satisfaction——Take Pavilion Community in Wuhan as an Example

ZHANG Nan1，2

(1.HuazhongUniversityofScienceandTechnology,Wuhan430074,China; 2.GuizhouMinzuUniversity,Guiyang550025,China)

Abstract:Residents are the direct beneficiaries of community management, so whether they are satisfied with it or not is a major basis upon which the authorities make their decisions. From the perspective of residents’satisfaction, this study uses structural equation modeling method to construct a satisfaction index model of community residents, based on a survey in which satisfaction situation is analyzed for residents living in Pavilion community in Jianghan district in Wuhan City, Hubei province. Results show that the overall satisfaction is high; specifically, content evaluation has significant positive effects on residents’satisfaction, residents satisfaction has significant positive effects on their complaints, and their satisfaction has normal significant positive effects on their loyalty. Main subject evaluation has no significant effects on residents’ satisfaction, and their complaint has no significant effects on their loyalty.

Key words:pavilion community; community management; residents’ satisfaction

收稿日期：2016-04-13

作者簡介：張南(1986—)，女，華中科技大學(xué)公共管理學(xué)院博士研究生，貴州民族大學(xué)管理學(xué)院講師，研究方向?yàn)榈胤秸芾怼?/p>

中圖分類號：D669.3

文獻(xiàn)標(biāo)識碼：A

文章編號：1671-9840(2016)02-0038-07

DOI:10.16713/j.cnki.65-1269/c.2016.02.005