1. 引言
1.1. 研究背景
随着“单位制”主导的熟人社会转向因商品房形成的陌生人社会，社区治理模式也由“单位”内部组织管理转变成基层自治[1]。在这一过程中，社区公众的参与尤为重要。先前的研究主要关注参与过程中的公众意愿和行为[2]，以及政府的制度体系供给和创新等[3]。社区管理者作为连接政府与公众的桥梁，他们不仅能够控制公民投入的质量及其是否对社区决策产生影响，同时也能控制居民的参与范围和活动类型。因此，社区管理者对参与的看法和意愿被认为是社区公众参与的重要决定因素之一[4]。社区管理者对参与的看法并不是单一的[5]。由于公众参与具有动态的活动边界，社区管理者对不同参与方式的看法可能存在差异。[6]本研究主要考察了社区管理者对不同社区公众参与类型的效能感知及其影响因素，并试图探究研究社区管理者面临的组织环境特征和公众互动特征如何影响他们对不同参与形式的效能感知。
1.2. 文献综述
感知参与效能即在社区管理者视角下，公民直接参与社区决策过程将有利于社区政策制定的信念强度[7]。有关感知参与效能的影响因素研究多从个人特征、过程特征、组织结构等方面展开。
个人特征包括心理特征、价值观、经历、技能和人口特征。例如，管理者若自身具有较强的公共服务动机，则更有可能接纳公众参与公共事务的管理和决策，并且这个过程可能会受到管理者所处行政层级的影响[7]。Yang (2005)指出管理者对参与的信任是触发公众参与基础的关键，他们对社区和选区的依恋也与对公众参与的积极态度呈正相关[8]。Liao和Zhang (2011)认为管理者与社区之间的长期关系可以帮助管理者将公民视为合作伙伴，并帮助他们在投入中发现价[9]。根据Liao和Schachter (2017)的研究管理者年龄与公众参与态度之间的关系呈倒u型曲线。管理人员越资深、越有经验、越有信心，就越容易接受公众参与，直到达到一定年龄(55岁至66岁)，他们的有利态度开始下降[10]。Fox和Schuhmann (1990)观察女性管理者更有可能吸收公民的意见，公共管理者的受教育程度也与公众参与态度呈正相关[11]。
过程特征包括过程设计特征、对参与者的看法以及过程输入的合法性。结构良好、重点突出、灵活的参与流程会直接影响公众参与的效果[12]。程序明确性被认为在复杂和动态的社区公众参与中特别重要，“拥有适当适应政策情况的规则可能比拥有开放的规则更能取得成功”[13]。与会者在参与过程之前和过程中增加获得信息的机会也有助于提高管理人员对社区公众参与的看法。多样化的参与机制和事前阶段的参与设置也会激发管理者对社区公众参与的效能感知，存在变革型组织领导和掌握社区具体情况的过程特点也会支持管理者对参与有更积极的看法[12]。
组织特征包括组织结构、文化、资源和政策领域。Neshkova (2014)认为，拥有更大自主权(以拨款控制和自有来源收入衡量)的社区机构更有可能寻求社区公众的意见来为其决策提供信息，形式化、严格的惯例和繁文缛节与管理者对社区公众参与的态度呈负相关[14]。Hardina (2011)认为“遵守严格的规则、官僚主义要求和分层决策结构”构成了社区性参与的障碍，相反以赋权为导向的管理风格可以引导管理者远离专业精英主义，走向更以社区为导向的范式[15]。Zhang (2019)提出预算、人员、时间、信息通信技术或政治支持等组织资源与公共管理者对公众参与的态度呈正相关。有关社会保障和服务、道德文化、文化活动和环境保护等高度突出的问题更有可能支持公众参与，相反参与执法的管理人员与公众接触的可能性明显降低[16]。
2. 理论框架与研究假设
2.1. 感知参与效能理论框架构建
2.1.1. 感知参与效能理论
感知参与效能反映了管理者对公众参与所带来的相关成本与收益的判断及偏好，其逻辑内涵在于“以公共管理实践推进公共政策参与”[12]。Yang (2005)提出了三种公众参与的驱动因素[8]：外部利益相关者的压力；管理层对参与价值的效能感知以及感知障碍，包括资源、能力和结构障碍。其中，管理员的感知参与效能具有最大的解释力，也就是说影响参与的核心是与公民接触的公共管理者。感知参与效能理论以公共管理者为研究主体，通过建立组织理论模型来探求组织特征(organizational characteristics)如何影响其对公众参与的态度，并对公众参与的最终效果进行组织维度的解释，模型涉及了直接受管理影响的组织变量，如政治支持、领导、官僚作风和等级权威，以及涉及了与公众互动相关的公众变量，如参与者能力和代表性相关的变量(表1)。Liao (2017)在预测城市管理者对公众参与态度的影响因素研究中进一步拓展了该模型的解释维度，扩展了社会因素(Social Factors)、个人特征(Personal Characteristics)两个新的变量维度，并进一步从感知成本–收益的角度来探讨管理者对公众参与的感知效能[10]。
Table 1. Perceived participation effectiveness prediction model
表1. 感知参与效能预测模型
自变量 |
控制变量 |
组织环境特征 |
公众特征 |
|
感知官员政治支持 繁文缛节 等级权威 开放性文化 变革型领导*参与工具 |
参与动机 参与能力 参与代表性 参与能力*参与代表性 |
社区财政水平 社区组织规模 社区治理形式 教育水平 人口多样性 |
因变量：感知参与效能 |
2.1.2. 感知参与效能理论模型拓展
1) 社会资本与感知参与效能
社会资本理论主要探讨了个体与团体之间关系网络对个人或群体绩效影响。社会资本是指社会关系和社会组织等社会资源，是个体为追求生计目标所持有的社会网络、社会信任和社会规范。在Yang提出的感知参与效能预测模型中，社会资本特征并不重要。在中国社区公众参与情景中，社会关系与参与紧密联系，不同社区内嵌的利益关系网络、人口结构与社会资本是公众参与最为核心的变量，也是参与内部诸要素关系的基础[3]。考虑到以上原因，研究在模型基础上拓展了社会资本变量。
2) 个人特征与感知参与效能
理性选择理论认为公众参与是成本和收益经过个体利益最大化分析之后的决策，在参与过程中，社区公众参与的管理者也被赋予了“理性人”的角色定位。Campbell (2016)认为公共管理者对参与成本和收益的看法能够反映其对参与价值的偏好，而管理者的“观念”往往受到其个人因素的影响[7]。学者Yang (2011)建立的研究模型的控制变量包含社区特征，如社区组织规模、社区财政自治水平、社区治理模式、社区委员会的种族多样性等[12]。然而，感知参与效能预测模型的研究场景是以“社群网络”为特点的自下而上的社区参与。与之相比，由于中国的社区建设政策是由中央政府发起，由地方政府执行，中国的社区管理具有高度的统一性。同时，管理者的性别、年龄、受教育程度等个人特征在接纳公众参与公共事务的管理和决策中发挥重要作[7]。因此，考虑到中国社区发展与建设特征有其独特性，本研究排除了上述控制因素，转而控制了社区管理者的个人特征。
3) 社区参与类型与感知参与效能
现有研究已经注意到社区公众参与类型不同，个体效能感不同，影响因素也有所变化[17]。因此，本文采用学者向德平(2012)对社区公众参与类型划分方式，其依据社区管理方式上的结构特征，以公众参与目标、参与主体、组织策略和参与机制上的差异为出发点分别列举了三种主要的社区公众参与类型，分别是社区动员式参与、社区合作式参与以及公众自发式参与[18]。根据国内社区参与类型分类，将因变量在参与类型维度进行分类。
2.2. 研究假设
2.2.1. 组织环境特征
组织目标涉及公共组织当前和未来的行动方向和结果预期，同时为组织成员提供行为指导和决策依据[19]。明确的目标反映了机构的价值观念，通常以有意义的方式指导个人行为和组织行动。如果组织面向公众需求展现更多的响应性，个体则更有可能重视通过公众参与实现公共价值。组织目标与科层组织中的绩效考核制度挂钩。在中国，这种激励约束机制主要表现为“压力型体制”、“锦标赛体制”、“目标管理责任制”、“行政逐级发包制”等[20]。
H1：社区事务中明确的公众参与目标会提高管理者的感知参与效能。
繁文缛节指“仍然有效的规则、条例和程序，并带来合规负担，但不能促进规则所要服务的合法目的”[21]。一种逐渐形成的共识是，公共组织中繁琐的行政规则和要求可能会以多种方式影响管理者的态度。这是因为繁文缛节增加了管理者的行政成本并限制了他们在参与程序中的自由裁量权[12]。
H2：社区事务中的繁文缛节会降低管理者的感知参与效能。
技术主义指政策解决方案最好以专业知识和技术资历为基础[10]。技术主义导向要求组织成员从所需资源、所需机构能力和潜在障碍的角度考虑公众参与的行政实用性。当公众缺乏解决社区问题的知识能力甚至会带来额外负担时，社区管理者通常不会向公众分享权力[22]。因此，公众参与可能会增加技术主义官僚的感知行政成本和负担。
H3：组织中的技术主义导向与感知参与效能负相关。
开放性文化指组织必须要和环境相互作用以便生存，组织向环境输送资源的同时也依赖环境资源的输入，开放性的组织文化被认为是公众参与重要的预测因子之一[10]。由于公共机构的开放性改革可以使行政程序更快、更容易、更友好，就像“一站式购物”一样，简化后的沟通程序与信息披露会大大降低政民互动的成本。
H4：组织的开放性文化有利于提高管理者的感知参与效能。
2.2.2. 公众特征
参与动机是指公众在参与社区公共事务心理上的驱动表现。公众的参与动机是有序有效开展公众参与的前提，缺乏民意支持的参与行动不太可能取得成功[23]。在对中国北京、南昌和成都3座城市6个社区的居民展开的问卷调查发现，尽管有85.9%的居民表示愿意参与社区组织的活动，但实际上只有46.5%的居民有真正的参与行为[24]。参与动机可以反映来自公众的压力和要求。公民投入意愿越低，管理者面临的来自公众参与的压力和激励越少，并且当参与者不愿意沟通时，还会妨碍彼此达成共识，甚至最终影响到决策的质量[9]。
H5：公众参与动机与感知参与效能呈正相关。
公众的参与能力是启动社区公众参与的关键钥匙，然而参与者往往被管理人员认为缺乏解决主要公众关注问题所需的技术性能力[12]。在中国，管理者可能会认为普通公民缺乏参与公共事务的动机，也不具备参与公共政策的必要知识[25]。这可能会导致管理人员纠结于如何平衡他们自己的专业知识和公众提供的意见来衡量与公民的互动。
H6：公众参与能力与感知参与效能呈正相关。
参与代表性也是管理者感知参与效能的关键影响因素之一，参与代表性是指参与主体的价值偏好能够反映社区实际需求的程度[10]。随着中国城市化快速发展，社区居民不仅数量上规模庞大，同时属性上也层次多样且复杂。在居委会主导社区事务的社区中，要把居民的[26]。不具备代表性的参与群体会导致权力与资源的不合理分配，这反而会加剧社会不平衡，违背了参与所秉持的普惠和公平的原则[23]。
H7：公众参与代表性越高，管理者的感知参与效能越高。
社区的社会资本也是影响公众参与公共服务的另一个关键特征。社会资本理论强调信任、公民关系网络在公民参与社区公共事业与公益发展中的作用。中国社会具有基于家庭亲友关系的特点，这是中国社会资本的一个重要方面，社区社会资本有助于社区社会网络融合[27]。社区管理者处于社区的信任与关系网络之中，他们的主要优势在于他们对社区管理和服务领域的熟悉以及他们识别公众需求和行动机会窗口的能力，较高社会资本的社区在开展和组织公众参与往往会花费更少的代价，并且能取得更好的效果[28]。
H8：社区的社会资本水平越高，管理者感知参与效能越高。
3. 数据分析
3.1. 数据来源
鉴于不同社区类型所对应的社区公共服务模式不同[29]，研究基于中国城市社区建设情况，将城市社区划分为单位型社区、商业社区、高档公寓型或别墅型社区、保障性住房社区，采用分层抽样的方法逐步开展面向重庆市内不同区县、不同街道的社区党组织、社区两委、社区综合服务中心的管理人员的问卷调查。最终回收有效问卷397份，问卷有效率为85.0%。
3.2. 变量说明
本文将参与效能视为一个单维结构，通过综合参与工具的收益和成本对管理者感知参与效能进行测量[12]。本文对三种参与类型进行了概括，将社区动员式参与描述为：“由社区居委会组织开展的一系列社区公共事务”；将社区合作式参与描述为：“由社区居民、社区组织和居委会相互协作所展开的社区公共事务交流、协商与互动”；将居民自发式参与描述为“由社区居民或代表、居民志愿团体等自发组织的社区公共事务活动”，在构建自变量指标维度的理论层面，本文前期结合相关文献进行梳理，将社区公众参与效能的影响因素分为组织环境特征和公众参与特征两个维度。所有题目选项设计为李克特七分制量表，“1”表示非常不同意，“7”表示非常同意。控制变量主要为社区管理者的基本个体特征，主要包括性别、年龄、政治面貌、受教育程度、社区服务经验等。
3.3. 信效度检验
本研究分别构建了组织目标明确性、繁文缛节、技术主义、开放性文化、公众参与动机、公众参与能力、公众参与代表性和社会资本八个预测项目。通过运用SPSS26.0软件对问卷中各个维度进行信度分析，根据表2所示，该数据在信效度方面均表现出较高水平。测量项的Cronbach’s α系数均超过0.7，量表内代表题项的CITC系数均大于0.5，删除项后Cronbach’s α系数均大于未删除任何题项的Cronbach’s α系数，表明该问卷具备良好的可信度。KMO检验值均大于0.7，量表在累计方差贡献比均大于0.6的情况下，各项题项的载荷全部大于0.6，结构效度良好。
Table 2. Verification of the reliability and validity of the pre-survey questionnaire
表2. 信效度检验
|
自变量 |
Cronbach’s α系数 |
KMO检验 |
Bartlett球形检验 |
特征值 |
方差贡献比 |
|
|
>0.60 |
>0.50 |
<0.05 |
>1.0 |
>0.60 |
组织环境特征 |
目标明确性 |
0.673 |
0.585 |
0.00 |
2.327 |
0.68 |
繁文缛节 |
0.737 |
0.675 |
0.00 |
1.261 |
0.75 |
技术主义 |
0.758 |
0.696 |
0.00 |
2.023 |
0.67 |
开放性文化 |
0.745 |
0.676 |
0.00 |
1.991 |
0.66 |
公众特征 |
参与动机 |
0.762 |
0.691 |
0.00 |
2.172 |
0.81 |
参与能力 |
0.724 |
0.638 |
0.00 |
1.812 |
0.78 |
参与代表性 |
0.686 |
0.605 |
0.00 |
1.728 |
0.67 |
社会资本 |
0.821 |
0.747 |
0.00 |
2.211 |
0.78 |
数据来源：根据SPSS26.0统计软件分析所得。
3.4. 数据回归分析
表3、表4以及表5分别反映了管理者对三种社区参与类型的效能感知，其中模型a是控制变量的预测模型，模型b是对Yang (2011)感知参与效能模型的预测，自变量分别选取目标明确性、繁文缛节、技术主义、开放性文化、参与动机、参与能力与参与代表性，模型c是对调整后的感知参与效能模型的预测，加入自变量社会资本。各个模型在99%以上的置信区间具有显著意义，所有的VIF值均介于1~3之间，远小于临界值10，这表明各变量之间共线程度在合理范围内，不存在多重共线性问题。
Table 3. Multiple linear regression (perceived effectiveness of community mobilization public participation)
表3. 多元线性回归(感知社区动员式公众参与效能)
因变量：感知社区公众参与效能(动员式) |
|
模型1a |
模型1b |
模型1c |
性别 |
1.26 |
0.65 |
0.71 |
年龄 |
0.55 |
1.75* |
1.69* |
年龄平方 |
−0.71 |
−1.76* |
−1.69* |
受教育程度 |
0.93 |
0.20 |
−0.04 |
政治面貌 |
−0.72 |
−1.62 |
−1.44 |
社区工作经历 |
6.65** |
3.52** |
3.04** |
婚姻状况 |
1.04 |
1.63 |
1.22 |
目标明确性 |
|
3.18** |
2.82** |
繁文缛节 |
|
−2.73* |
−3.26* |
技术主义 |
|
−3.29** |
−2.49** |
开放性文化 |
|
0.77 |
0.62 |
参与动机 |
|
3.32** |
3.12** |
参与能力 |
|
1.79 |
1.16 |
参与代表性 |
|
3.69** |
3.72** |
社会资本 |
|
|
2.74** |
R2 |
0.13 |
0.40 |
0.41 |
调整R2 |
0.12 |
0.38 |
0.39 |
F |
11.22*** |
21.50*** |
20.76*** |
∆R2 |
0.13 |
0.40 |
0.01 |
∆F值 |
11.22*** |
21.50*** |
7.48*** |
注：***、**、*分别代表1%、5%、10%的显著性水平。
Table 4. Multiple linear regression (perceived effectiveness of collaborative community public participation)
表4. 多元线性回归(感知合作式社区公众参与效能)
因变量：感知社区公众参与效能(合作式) |
|
模型2a |
模型2b |
模型2c |
性别 |
0.05 |
−1.07 |
−0.99 |
年龄 |
−2.50* |
−1.99* |
−2.22* |
年龄平方 |
2.33* |
2.06* |
2.30* |
受教育程度 |
3.53** |
3.11* |
2.72** |
政治面貌 |
−0.47 |
−1.02 |
−0.99 |
社区工作经历 |
6.70** |
2.72** |
1.86** |
婚姻状况 |
0.23 |
0.12 |
0.08 |
目标明确性 |
|
6.73** |
6.18** |
繁文缛节 |
|
−6.99** |
−6.73** |
技术主义 |
|
−2.73** |
−2.73** |
开放性文化 |
|
2.76* |
2.55* |
参与动机 |
|
2.45** |
2.08** |
参与能力 |
|
6.10* |
4.96** |
参与代表性 |
|
1.26 |
1.30 |
社会资本 |
|
|
5.57** |
R2 |
0.15 |
0.58 |
0.61 |
调整R2 |
0.14 |
0.56 |
0.60 |
F |
13.60*** |
43.63*** |
45.81*** |
∆R2 |
0.15 |
0.43 |
0.03 |
∆F值 |
13.60*** |
55.60*** |
31.00*** |
注：***、**、*分别代表1%、5%、10%的显著性水平。
Table 5. Multiple linear regression (perceived spontaneous community public participation effectiveness)
表5. 多元线性回归(感知自发式社区公众参与效能)
因变量：感知社区公众参与效能(自发式) |
|
模型4a |
模型4b |
模型4c |
性别 |
0.05 |
0.28 |
0.40 |
年龄 |
1.07 |
−0.49 |
−0.67 |
年龄平方 |
−1.39 |
0.26 |
0.44 |
受教育程度 |
1.04 |
0.40 |
−0.09 |
政治面貌 |
−0.82 |
−1.30 |
−1.22 |
社区工作经历 |
1.46** |
5.87** |
5.07** |
婚姻状况 |
1.21 |
1.34 |
1.29 |
目标明确性 |
|
2.62** |
1.94* |
繁文缛节 |
|
−3.22** |
−3.24** |
技术主义 |
|
−3.42** |
−3.03** |
开放性文化 |
|
1.15 |
0.88 |
参与动机 |
|
3.92** |
3.60** |
参与能力 |
|
1.01** |
2.58** |
参与代表性 |
|
3.77 |
1.04 |
社会资本 |
|
|
5.75** |
R2 |
0.18 |
0.45 |
0.49 |
调整R2 |
0.17 |
0.44 |
0.48 |
F |
17.49*** |
26.49*** |
29.03*** |
∆R2 |
0.18 |
0.45 |
0.04 |
∆F值 |
17.49*** |
26.49*** |
33.03*** |
注：***、**、*分别代表1%、5%、10%的显著性水平。
3.5. 假设验证
根据多元线性回归结果的比较(表6)，研究发现社区管理者对社区动员式参与的效能感知(模型1c)受年龄、年龄平方、社区服务经验、目标明确性、繁文缛节、技术主义、参与动机、参与代表性和社会资本的影响；社区管理者对社区合作式参与的效能感知(模型2c)受年龄、年龄平方、受教育程度、社区服务经验、目标明确性、繁文缛节、技术主义、开放性文化、参与动机、参与能力和社会资本的影响；社区管理者对社区自发式参与的效能感知(模型3c)受社区服务经验、目标明确性、繁文缛节、技术主义、参与动机、参与能力和社会资本的影响。
Table 6. Comparison of multiple linear regression results
表6. 多元线性回归结果比较
|
模型1c |
模型2c |
模型3c |
性别 |
0.71 |
−0.99 |
0.40 |
年龄 |
1.69* |
−2.22* |
−0.67 |
年龄平方 |
−1.69* |
2.30* |
0.44 |
受教育程度 |
−0.04 |
2.72** |
−0.09 |
政治面貌 |
−1.44 |
−0.99 |
−1.22 |
社区工作经历 |
3.04** |
1.86** |
5.07** |
婚姻状况 |
1.22 |
0.08 |
0.29 |
目标明确性 |
2.82** |
6.18** |
1.94* |
繁文缛节 |
−3.26* |
−6.73** |
−3.24** |
技术主义 |
−2.49** |
−2.73** |
−3.03** |
开放性文化 |
0.62 |
2.55* |
0.88 |
参与动机 |
3.12** |
2.08** |
3.60** |
参与能力 |
1.16 |
4.96** |
2.58** |
参与代表性 |
3.72** |
1.30 |
1.04 |
社会资本 |
2.74** |
5.57** |
5.75** |
R2 |
0.41 |
0.61 |
0.49 |
调整R2 |
0.39 |
0.60 |
0.48 |
F |
20.76*** |
45.81*** |
29.03*** |
注：***、**、*分别代表1%、5%、10%的显著性水平。
研究结果发现，感知参与效能理论模型中的目标明确性、繁文缛节、技术主义等7个变量对于感知参与效能的影响在中国社区公众参与情景下同样显著。除此之外，本研究对感知参与理论模型进行了拓展，在公众特征维度加入了社会资本变量。如表7所示，社会资本对感知参与效能的正向影响在三种社区公众参与类型下均已得到验证。
Table 7. Summary of research results
表7. 研究结果总结
|
社区公众参与类型 |
研究假设 |
动员式参与 |
合作式参与 |
自发式参与 |
H1：目标明确性→感知参与效能(正向) |
验证 |
验证 |
验证 |
H2：繁文缛节→感知参与效能(负向) |
验证 |
验证 |
验证 |
H3：技术主义→感知参与效能(负向) |
验证 |
验证 |
验证 |
H4：开放性文化→感知参与效能(正向) |
未验证 |
验证 |
未验证 |
H5：参与动机→感知参与效能(正向) |
验证 |
验证 |
验证 |
H6：参与能力→感知参与效能(正向) |
未验证 |
验证 |
验证 |
H7：参与代表性→感知参与效能(正向) |
验证 |
未验证 |
未验证 |
H8：社会资本→感知参与效能(正向) |
验证 |
验证 |
验证 |
4. 结论与对策建议
4.1. 研究结论
本研究从社区管理者的视角入手，基于感知参与效能预测模型，探究了组织环境特征和公众特征对社区管理者感知社区公众参与效能的影响，并考虑了不同社区公众参与类型的影响因素差异，通过对问卷数据的实证分析，得出了以下结论：动员式社区公众参与效能受参与代表性的影响突出，由于社区动员式参与目标设置的影响，动员式参与需要充分反应广泛利益主体代表。社区机构组织的开放性文化是促进合作式社区公众参与效能的重要因素，参与效能水平更高的社区服务机构和组织在鼓励公民参与方面具有更强的开放性。同时，合作对于社区成员的参与能力有更高的要求，公众的知识技能水平和能力结构有时会限制了他们在社区合作中的潜力。最后，社区管理者对自发式社区公众参与效能的感知水平低于动员式参与和合作式参与，丰富的社会资本和长期稳定的社区互动可能是解决这一难题的关键。社区社会资本既可以通过“地方性”满足公共需求，也可以基于公共服务的目的拓展社区的公共空间，正是这种纽带状的社区公共意识能够将由上而下的社区管理与由下至上的自主参与连接起来。具体而言，社区管理者对社区公众参与效能的感知主要受以下几方面的影响。
首先，个人特征影响社区公众参与效能感知。性别在公众参与过程中的贡献方面可能只是少量的，这可能与当前社区管理者的性别平衡有关[26]。与Liao (2017)的研究结论相反，对公众参与持积极看法的管理者分布在U型曲线的两端，更年轻和更富有社区工作资历的管理者感知参与效能水平更高。前者可能是受相关知识教育的影响，年轻的社区工作者对参与的接纳度更高，后者则有可能与管理者的社区建立的熟人网络和获取的社会资本支持相关，更具备资历的管理者更容易掌握社区当地的关系人脉和沟通技巧[28]。社区管理者的受教育程度和社区服务经验对感知参与效能的结果起着积极作用。长期的社区服务经验会增进管理者对社区公众参与效能的感知，这与Liao和Zhang (2012)的研究结论一致。受教育程度也是促进参与效能感知的一个重要方面，Yang (2011)的研究已经证明了这一点。
其次，组织环境特征影响社区公众参与效能感知。组织环境中的目标明确性、繁文缛节、技术主义对感知参与效能有显著影响，与先前的研究结果一致。然而开放性文化在感知参与效能中的作用，即假设H4未能被验证。根据Yang (2011)的说法，组织的变革型领导在公共机构运作中发挥着关键作用，组织的文化风格影响着部门的运作方式和公众参与的处理方式[12]。尽管研究结果没有直接证实，但公共组织环境中的开放性文化必然与民主规范和公众参与价值观相关的观点是一致的。
最后，公众特征影响社区公众参与效能感知。公民的参与动机对于有效的参与非常重要。社区管理者怀疑社区参与者是否都具有持续的参与意愿，根据一些管理者的说法，参与者往往表现得漠不关心，他们的参与动机不仅受到自身利益和邻避主义的驱使，而且还会有不稳定的输入和意见[30]。其次，社区管理者关于社区公民投入的兴趣与参与过程中所包含的利益相关者声音的数量有关，缺乏具有代表性的与会者是许多社区管理人员关切的主要问题。这意味着社区参与不仅需要集体行动，公众的集体行为也需要反映社区整体利益需求。参与能力的重要性似乎要高与其他两者，这与学者Yang (2011)的结论一致。研究还发现社会资本是促进管理者感知参与效能的一个重要方面。一种可能的解释是，中国公民社会资本主要是具有基于家庭亲友关系的特点，邻里社会资本有助于社会融合，社会资本能够增强网络过程中所体现的公民公共参与精神和参与行为[31]。
4.2. 对策建议
在组织层面，社区组织需要明确社区公众参与的相关规章制度，建立清晰的社区公众参与目标；优化组织社区公众参与过程中的程序限制，简化参与流程，减少不必要的繁文缛节；以包容新思维构建社区参与体系，着重公众需求、社区代表性和响应性，鼓励社会组织参与到社区事务中来；积极拓展信息传递的媒介，建立完备、系统、多元化的信息公开机制，打造面向公众的社区公共开放平台。
在公众层面，社区组织机构应努力提升公民的集体意识，激发公众参与内生动力；多途径提升公众参与能力，对于缺乏参与知识和必要技能的公众，社区需要开展教育培训活动，公民知识与技能培训；持续拓宽社区参与主体范围，确保参与主体能够反应社区实际需求；培养社区共同体意识，强化邻里关系网络。