鄧寧華 楊立雄

內(nèi)容提要市民社會(huì)、合作主義和合法性作為中國(guó)社會(huì)組織研究的主導(dǎo)性視角，都屬于“政治中心主義”范式，而難以描述和解釋中國(guó)人口的社會(huì)組織會(huì)員資格現(xiàn)象。本文在批判借鑒國(guó)外研究成果的基礎(chǔ)上，構(gòu)建了關(guān)于中國(guó)人口社會(huì)組織成員資格的多維效應(yīng)分析框架，并運(yùn)用CFPS 2010數(shù)據(jù)進(jìn)行了描述分析和個(gè)體-家庭-社區(qū)層次的階層泊松回歸分析。結(jié)果表明，中國(guó)是一個(gè)體制內(nèi)社會(huì)組織會(huì)員資格占9成以上且79%的社會(huì)成員未加入任何組織的“原子化社會(huì)”；個(gè)體層次作用最強(qiáng)，社區(qū)層次作用較弱，家庭層次作用不顯著；自我效能感、親社會(huì)態(tài)度、教育、健康脆弱性自評(píng)、宗教、福利受益和城市化促進(jìn)社會(huì)組織會(huì)員資格，而控制性管理偏好、公辦福利霸權(quán)和漢族身份則產(chǎn)生抑制作用。

關(guān)鍵詞中國(guó)社會(huì)組織會(huì)員資格影響因素

〔中圖分類號(hào)〕C916〔文獻(xiàn)標(biāo)識(shí)碼〕A〔文章編號(hào)〕0447-662X(2014)06-0106-11

一、研究問(wèn)題及其背景

十八屆三中全會(huì)提出了“實(shí)現(xiàn)國(guó)家治理現(xiàn)代化”的總目標(biāo)。要實(shí)現(xiàn)治理現(xiàn)代化，就要不斷通過(guò)全面深化改革來(lái)改變傳統(tǒng)的政府“大包大攬式”的一元單向治理模式，并形成以“社會(huì)協(xié)同”和“公眾參與”為基礎(chǔ)的多元互動(dòng)治理模式。1978年迄今，我國(guó)在公眾參與和社會(huì)協(xié)同上取得了巨大成就，但由于政府傳統(tǒng)治理模式仍基本維持，公眾參與少和有組織的社會(huì)協(xié)同不足問(wèn)題仍很突出。鑒于公眾有組織的社會(huì)參與的重要意義，本文試圖對(duì)中國(guó)人口社會(huì)組織加入的特點(diǎn)和形成機(jī)理進(jìn)行初步實(shí)證研究。

公民對(duì)社會(huì)組織的加入在國(guó)際學(xué)術(shù)界常稱為“志愿組織成員資格”（Voluntary Organization Membership），但我們認(rèn)為稱為“社會(huì)組織會(huì)員資格”（Social Organization Membership，以下簡(jiǎn)稱“SOM”）更加合適。對(duì)中國(guó)社會(huì)組織或中國(guó)人口SOM的研究主要發(fā)生在20世紀(jì)90年代以后。大量研究表明，一方面，改革開放以來(lái)，隨著國(guó)家控制的放松、市場(chǎng)經(jīng)濟(jì)的發(fā)展和福利社會(huì)化的推進(jìn)，中國(guó)民間社會(huì)組織大量涌現(xiàn)，公眾有組織的社會(huì)參與日益活躍，國(guó)家與社會(huì)關(guān)系的現(xiàn)代化程度不斷提升；另一方面，由于經(jīng)濟(jì)社會(huì)發(fā)展水平不高，特別是由于自上而下的單向治理模式的限制，民間社會(huì)組織的創(chuàng)建和發(fā)展還面臨很多挑戰(zhàn)：與發(fā)達(dá)國(guó)家相比，中國(guó)公眾社會(huì)組織參與水平還較低，體制內(nèi)社會(huì)組織（工會(huì)、共青團(tuán)和婦聯(lián)等）在公眾社會(huì)組織加入機(jī)會(huì)上占據(jù)“壟斷”優(yōu)勢(shì)，體制內(nèi)社會(huì)組織與民間社會(huì)組織之間存在制度性鴻溝；即使發(fā)展迅速的草根社會(huì)組織也因嚴(yán)

* 基金項(xiàng)目：廣東省教育廳2013年高等教育教學(xué)改革項(xiàng)目（粵教高函〔2013〕113號(hào)NO.372）；國(guó)家社會(huì)科學(xué)基金項(xiàng)目“社會(huì)救助目標(biāo)定位研究”（13BSH093）

格的管理而不得不實(shí)施自我限制，并維持與政府之間的非正式的、權(quán)宜性的合作關(guān)系。鄧寧華： 《我國(guó)社會(huì)組織的八大特征》，《中國(guó)統(tǒng)計(jì)》2010年第11期；White, G., “Prospects for Civil Society in China: a Case Study of Xiaoshan City,” The Australian Journal of Chinese Affairs, no.29, 1993, p.63; Unger, J.,Chan, A., “China, Corporatism, and the East Asian Model,” The Australian Journal of Chinese Affairs, no.33, 1995, p.29；Ma, Q., “Defining Chinese Nongovernmental Organizations,” Voluntas, vol.13, no.2, 2002, p.113等。但與此同時(shí)，現(xiàn)有關(guān)于中國(guó)社會(huì)組織或SOM的研究也存在以“組織”而非“個(gè)體”為關(guān)注中心這一視角缺陷；學(xué)術(shù)界對(duì)中國(guó)人口SOM的數(shù)量特征及其影響因素如何仍知之不多。

2014年第6期

中國(guó)社會(huì)組織會(huì)員資格研究

我們認(rèn)為，對(duì)中國(guó)人口SOM研究的不足主要是因?yàn)椤笆忻裆鐣?huì)”、“合作主義”和“組織合法性”視角的缺陷。這三個(gè)視角自20世紀(jì)90年代以來(lái)構(gòu)成了國(guó)內(nèi)外學(xué)術(shù)界關(guān)于中國(guó)社會(huì)組織研究的主導(dǎo)性視角。雖然它們之間存在差異乃至爭(zhēng)議，但在解釋中國(guó)社會(huì)組織的興起上都持有兩個(gè)基本觀點(diǎn)：（1）強(qiáng)調(diào)國(guó)家支持、社會(huì)自主以及國(guó)家-社會(huì)間的信任與協(xié)同的增強(qiáng)是中國(guó)社會(huì)組織興起的根本原因；（2）強(qiáng)調(diào)自上而下的單向治理模式，是中國(guó)社會(huì)組織未來(lái)發(fā)展的關(guān)鍵制約因素，并進(jìn)而要求實(shí)現(xiàn)社會(huì)組織管理政策的改進(jìn)。我們接受這兩個(gè)基本觀點(diǎn)，但認(rèn)為上述視角亦存在兩個(gè)缺陷：（1）以國(guó)家-社會(huì)關(guān)系以及這一情境中社會(huì)組織的創(chuàng)立、行動(dòng)和監(jiān)管過(guò)程為研究中心，以機(jī)構(gòu)創(chuàng)始人或政府管理人員為訪談對(duì)象，難以避免地忽視了普通人群對(duì)社會(huì)組織的加入；（2）都強(qiáng)調(diào)政治因素的作用，并主要采用定性的或規(guī)范的研究方法，結(jié)果導(dǎo)致現(xiàn)有研究中定性、主觀的判斷充斥，客觀、準(zhǔn)確的分析缺乏。我們將上述視角概稱為“政治中心主義”范式。當(dāng)然，亦需要指出，有少數(shù)研究者已注意到上述三個(gè)視角的缺陷，而試圖引入其他解釋因素，如有的強(qiáng)調(diào)要引入組織社會(huì)學(xué)理論，鄧寧華：《“寄居蟹的藝術(shù)”：體制內(nèi)社會(huì)組織的環(huán)境適應(yīng)策略——對(duì)天津市兩個(gè)省級(jí)組織的個(gè)案研究》，《公共管理學(xué)報(bào)》2011年第3期；Hsu, C., “Beyond Civil Society: An Organizational Perspective on State–NGO Relations in the Peoples Republic of China,” Journal of Civil Society, vol.6, no.3, 2010, p.259.有的強(qiáng)調(diào)資本主義、Howell, J., “Civil Society, Corporatism and Capitalism in China,” Journal of Comparative Asian Development, vol.11, no.2, 2012, p.271.全球化影響或社會(huì)政策變革莫頓，K.：《中國(guó)非政府組織的興起及其對(duì)國(guó)內(nèi)改革的意義》，《馬克思主義與現(xiàn)實(shí)》2006年第2期。的重要性，但這些回答在解釋的深入性和全面性上都難以媲美上述三個(gè)視角，并且同樣存在以“組織”而非以“人”為中心的局限。

與對(duì)中國(guó)人口SOM的忽視相比，自托克維爾以來(lái)，西方學(xué)者對(duì)SOM進(jìn)行了長(zhǎng)期系統(tǒng)的研究。眾多研究表明，發(fā)達(dá)國(guó)家的SOM水平總體上較高，同時(shí)各國(guó)之間、一國(guó)內(nèi)部以及同一對(duì)象在不同時(shí)期也存在各種差異；Reed, P. B., Selbee, L. K., “The Civic Core in Canada: Disproportionality in Charitable Giving, Volunteering, and Civic Participation,” Nonprofit and Voluntary Sector Quarterly, vol.30, no.4, 2001, p.761；Rotolo, T., “Town Heterogeneity and Affiliation: A Multilevel Analysis of Voluntary Association Membership,” Sociological Perspectives, vol.43, no.2, 2000, p.271；Salamon, L., Anheier, H., “Social Origins of Civil Society: Explaining the Nonprofit Sector Cross-nationally,” Voluntas, vol.9, no.3, 1998, p.213, etc.圍繞這些差異，初步形成了個(gè)體性解釋、組織社會(huì)學(xué)解釋和宏觀結(jié)構(gòu)-文化性解釋“三足鼎立”的格局。Hustinx, L.,Cnaan, R. A.,Handy, F., “Navigating Theories of Volunteering: A Hybrid Map for a Complex Phenomenon,” Journal for the Theory of Social Behaviour, vol.40, no.4, 2010, p.410; Smith, D. H., “Determinants of Voluntary Association Participation and Volunteering: A Literature Review,” Nonprofit and Voluntary Sector Quarterly, vol.23, no.3, 1994, p.243; Wilson, J.,Musick, M., “Who Cares? Toward an Integrated Theory of Volunteer Work,” American Sociological Review, vol.62, no.5, 1997, p.694, etc.其中，個(gè)體性解釋以心理學(xué)、理性選擇和社會(huì)化理論為主，強(qiáng)調(diào)個(gè)體的主觀傾向、社會(huì)資源、志愿參與經(jīng)歷以及生命周期等因素的重要性；組織社會(huì)學(xué)以管理學(xué)和組織社會(huì)學(xué)為主，強(qiáng)調(diào)組織動(dòng)員和任務(wù)類型等因素Lee, Y.-j.,Won, D., “Attributes Influencing College Students Participation in Volunteering: a Conjoint Analysis,” International Review on Public and Nonprofit Marketing, vol.8, no.2, 2011, p.149.的作用；宏觀層次的結(jié)構(gòu)-文化解釋則強(qiáng)調(diào)經(jīng)濟(jì)發(fā)展水平、政治體制類型和政治穩(wěn)定性、福利國(guó)家以及宗教文化等的重要性。這些國(guó)外研究對(duì)我們有重要參考意義。

本文試圖以“中國(guó)人口的SOM行為”為關(guān)注焦點(diǎn)，在批判借鑒西方相關(guān)研究成果的基礎(chǔ)上，構(gòu)建關(guān)于SOM的包括政治與非政治因素在內(nèi)的多維效應(yīng)分析框架，并利用北京大學(xué)中國(guó)社會(huì)科學(xué)調(diào)查研究中心的CFPS 2010年全國(guó)性截面數(shù)據(jù)，對(duì)中國(guó)SOM進(jìn)行單變量分析和個(gè)體-家庭-社區(qū)層次的階層泊松回歸分析。

二、分析框架與研究假設(shè)

（一）發(fā)展性權(quán)威主義情境

雖然中西方的國(guó)情和社會(huì)組織狀況有很大差異，但可以認(rèn)為二者在社會(huì)組織會(huì)員資格（SOM）上有相似的理論邏輯：第一，特定社會(huì)成員要自愿加入社會(huì)組織，首先要?jiǎng)?chuàng)造出這樣的社會(huì)組織；第二，面對(duì)既有的社會(huì)組織格局，特定社會(huì)成員是否加入，要受到個(gè)體的加入意愿和加入能力的影響；第三，任何個(gè)體對(duì)特定社會(huì)組織的加入意愿和能力，又進(jìn)一步嵌入到家庭、社區(qū)、地區(qū)乃至國(guó)家所構(gòu)成的結(jié)構(gòu)和文化情境之中。進(jìn)一步地，在經(jīng)驗(yàn)層次上，由于中國(guó)與西方相比有很不同的情境差異，而有其獨(dú)特的實(shí)踐邏輯：中西方SOM狀況很不相同。中國(guó)體制內(nèi)社會(huì)組織占主導(dǎo)，西方則民間或市民社會(huì)組織占主導(dǎo)；二者在SOM主導(dǎo)格局上的差異可以歸結(jié)為它們?cè)谡钨Y源、個(gè)人主觀動(dòng)力、經(jīng)濟(jì)資源、社會(huì)資本、宗教資源、福利國(guó)家和城市化等方面的差異。我們將這些差異系統(tǒng)結(jié)合起來(lái)，可概括出關(guān)于SOM的“發(fā)展性權(quán)威主義”和“發(fā)達(dá)民主主義”兩種理想類型（見(jiàn)表1）。與“政治中心主義”范式相比，上述理想類型提供了一個(gè)多維效應(yīng)分析框架；它并不否認(rèn)保持“權(quán)威主義”因素的重要性，但更突出了與經(jīng)濟(jì)、社會(huì)等其他因素的重要性。

在上述分析的基礎(chǔ)上可提出假設(shè)：與發(fā)達(dá)民主主義相比，因更少的經(jīng)濟(jì)、政治、社會(huì)和宗教等資源，發(fā)展性權(quán)威主義有更低的SOM水平，特別是民間SOM水平（假設(shè)1a）；不過(guò)，因權(quán)威主義的政治體制特點(diǎn)，發(fā)展性權(quán)威主義類型有更高的體制內(nèi)SOM水平（假設(shè)1b）。

表1關(guān)于SOM的兩種理想類型

發(fā)達(dá)民主主義發(fā)展性權(quán)威主義社會(huì)組織會(huì)員資格狀況民間或市民社會(huì)組織占主導(dǎo)，且其發(fā)展得到鼓勵(lì)體制內(nèi)社會(huì)組織占主導(dǎo)，且其發(fā)展得到鼓勵(lì)政治資源國(guó)家-社會(huì)平等合作

法律完善

腐敗受到控制

政治合法性程度較高

社會(huì)沖突的民主解決機(jī)制

支持第三部門國(guó)家-社會(huì)強(qiáng)制合作

法律不完善

腐敗現(xiàn)象嚴(yán)重

政治合法性程度較低

社會(huì)沖突的強(qiáng)制解決機(jī)制

限制第三部門個(gè)人主觀動(dòng)力自我取向的積極評(píng)價(jià)

自我取向的自我效能感

次級(jí)群體取向的親社會(huì)態(tài)度群體取向的積極評(píng)價(jià)

群體取向的自我效能感

初級(jí)群體取向的親社會(huì)態(tài)度經(jīng)濟(jì)資源較多的正規(guī)職業(yè)

收入水平高

教育水平高較少的正規(guī)職業(yè)

收入水平低

教育水平低社會(huì)資本陌生人信任與網(wǎng)絡(luò)

抽象互惠

弱關(guān)系取向熟人信任與網(wǎng)絡(luò)

具體互惠

強(qiáng)關(guān)系取向宗教資源清教等基督教

宗教自由儒家、佛教和伊斯蘭教

宗教限制福利國(guó)家福利國(guó)家發(fā)達(dá)

社會(huì)公平程度高

中產(chǎn)階級(jí)為主的社會(huì)福利國(guó)家薄弱

社會(huì)公平程度低

兩極分化的社會(huì)城市化城市化社會(huì)

城市化結(jié)束

農(nóng)村人口較少半城市化社會(huì)

城市化迅速

大量農(nóng)村人口

（二）分層多維度情境效應(yīng)

1閉治效應(yīng)

政治因素是“政治中心主義”范式的關(guān)注焦點(diǎn)，國(guó)外研究亦強(qiáng)調(diào)民主政治對(duì)自由結(jié)社的積極作用。運(yùn)用Esping-Andersen的體制理論，Janoski認(rèn)為“傳統(tǒng)合作主義”民主在構(gòu)建正式志愿組織中要落后于“自由主義”和“社會(huì)民主主義”這兩種民主類型；新自由主義之所以有較高SOM，主要是因?yàn)樘娲烁＠麌?guó)家；社會(huì)民主主義之所以有較高SOM，主要是因?yàn)樽尭嗌鐣?huì)成員加入工會(huì)和政治組織。參見(jiàn)Curtis, J., Baer, D., Grabb, E., “Nations of Joiners: Explaining Voluntary Association Membership in Democratic Societies,” American Sociological Review, vol.66, no.6, 2001, p.783.當(dāng)然，有的學(xué)者對(duì)合作主義民主的SOM效應(yīng)有不同看法，Schofer, E., Fourcade-Gourinchas, M., “The Structural Contexts of Civic Engagement: Voluntary Association Membership in Comparative Perspective,” American Sociological Review, vol.66, no.6, 2001, p.806.但一個(gè)共識(shí)是：日本這樣的“國(guó)家主義”民主類型由于國(guó)家強(qiáng)有力的限制，SOM水平要更低。

權(quán)威主義與發(fā)達(dá)民主主義類型（特別是自由主義和社會(huì)民主主義）相距甚遠(yuǎn)，更接近于合作主義、特別是國(guó)家主義。利用Juan Linz的框架，Casper, G., Fragile Democracies: the Legacies of Authoritarian Rule, London: University of Pittsburgh Press, 1995, pp.41-50.本文認(rèn)為，與國(guó)家主義相比，權(quán)威主義甚至也存在四個(gè)方面的差距：一是政治多元主義有限，且缺乏政府責(zé)任限制；二是合法性基礎(chǔ)建立在情感、特別是落后和緊急事件等必要事件的認(rèn)識(shí)上，而非民主基礎(chǔ)之上；三是對(duì)社會(huì)自主的控制更強(qiáng)烈，國(guó)家動(dòng)員更突出，國(guó)家-社會(huì)之間形成強(qiáng)制合作體制；四是正式組織的行政權(quán)力界定模糊、經(jīng)常變動(dòng)，腐敗現(xiàn)象更嚴(yán)重，社會(huì)沖突解決的非民主與非法治化特征較突出，并進(jìn)而限制第三部門的發(fā)展。1978年以來(lái)中國(guó)已取得很大政治進(jìn)步，但大量的腐敗和預(yù)算軟約束等表明，中國(guó)仍維持了較強(qiáng)有力的權(quán)威主義政治體制，而這對(duì)中國(guó)SOM的狀況及其構(gòu)成有深遠(yuǎn)影響。參見(jiàn)Gilley, B., “Paradigms of Chinese Politics: Kicking Society Back Out,” Journal of Contemporary China, vol.20, no.70, 2011, p.517.鑒于權(quán)威主義體制的強(qiáng)制性控制傾向，一個(gè)合理的推論是：在控制性管理偏好的權(quán)威主義體制中，廣泛的基層民主參與可能提升城鄉(xiāng)居民對(duì)基層政府的不信任，進(jìn)而加劇其對(duì)體制內(nèi)社會(huì)組織的反感和排斥。不過(guò)，對(duì)國(guó)家的限制性角色定位亦遭受詬病。Hsu & Hasmath認(rèn)為，在地方合作主義體制下，中國(guó)地方政府仍能采用隱秘的靈活控制來(lái)推動(dòng)社會(huì)組織的登記和發(fā)展；Hsu, J. Y.,Hasmath, R., “The Local Corporatist State and NGO Relations in China,” Journal of Contemporary China, vol.22, no.87, 2014. Hsu對(duì)北京和上海的調(diào)查亦發(fā)現(xiàn)，地方政府越來(lái)越構(gòu)成了保障農(nóng)民工NGO活動(dòng)有效性的重要力量。Hsu, J., “Layers of the Urban State: Migrant Organisations and the Chinese State,” Urban Studies, vol.49, no.16, 2012, p.3513.因此，一個(gè)相反的推論是：如果政府加強(qiáng)對(duì)社會(huì)的服務(wù)或治理偏好的策略，那么廣泛的基層民主參與可能提升公眾對(duì)基層政府的信任和對(duì)包括體制內(nèi)社會(huì)組織在內(nèi)的各類社會(huì)組織的加入。這樣，可提出兩個(gè)相反的假設(shè)：在治理與服務(wù)偏好的政治導(dǎo)向下，特定社區(qū)民主法治水平越高，那么其SOM水平越高（治理與服務(wù)偏好假設(shè)2a）；在控制性管理偏好的前提下，特定社區(qū)民主法治水平越高，那么其SOM水平越低（控制性管理偏好假設(shè)2a）。

政治因素既在社區(qū)層次發(fā)生作用，亦在個(gè)體層次發(fā)生作用。近兩年來(lái)中國(guó)黨政部門“政社分開”力度加大，但在2010年前，中國(guó)社會(huì)組織仍按照自上而下、從黨和政府向社會(huì)擴(kuò)散的方式建立起來(lái)。由此可推論：在個(gè)體層次上，特定社會(huì)成員是中共黨員（假設(shè)2b），或黨政干部及其工作人員（假設(shè)2c），SOM（特別是體制內(nèi)SOM水平）越高。

2斃睦硇в

在發(fā)達(dá)民主主義中，市民社會(huì)組織和個(gè)人志愿加入行為占主導(dǎo)；與此相關(guān)，親社會(huì)取向、自我效能和積極的自尊等心理特質(zhì)與SOM有較強(qiáng)親和性，此外志愿參與經(jīng)歷也對(duì)SOM行為有積極影響。Janoski, T.,Musick, M.,Wilson, J., “Being Volunteered? The Impact of Social Participation and Pro-social Attitudes on Volunteering,” Sociological Forum, vol.13, no.3, 1998, p.495.在中國(guó)這樣的發(fā)展性權(quán)威主義國(guó)家，個(gè)體主觀動(dòng)力的表現(xiàn)形態(tài)與國(guó)外有所不同，如更重視集體取向的評(píng)價(jià)和自我效能感，Hustinx, L.,Handy, F.,Cnaan, R. A., “Student Volunteering in China and Canada: Comparative Perspectives,” Canadian Journal of Sociology, vol.37, no.1, 2012, p.55.人們更可能因集體（而非個(gè)人）動(dòng)機(jī)加入社會(huì)組織。Handy, F.,Cnaan, R. A.,Hustinx, L.etc, “A Cross-cultural Examination of Student Volunteering: Is It All About Resume Building?” Nonprofit and Voluntary Sector Quarterly, vol.39, no.3, 2010, p.498.當(dāng)然，即使如此，個(gè)體較強(qiáng)的主觀動(dòng)力對(duì)于SOM應(yīng)當(dāng)有積極作用。由此可提出假設(shè)：特定個(gè)體的自我效能感越高，親社會(huì)態(tài)度越強(qiáng)，社會(huì)參與越多，家庭志愿參與活動(dòng)越多，則SOM水平越高（假設(shè)3a,b,c和d）。

3本濟(jì)效應(yīng)

資源依賴?yán)碚搹?qiáng)調(diào)資源在組織過(guò)程中的作用。國(guó)外大量經(jīng)驗(yàn)研究表明，雖然在眾多經(jīng)濟(jì)相關(guān)變量中只有“教育”存在一致影響，但寬泛而言，個(gè)體越是擁有更多的財(cái)產(chǎn)、較高的社會(huì)經(jīng)濟(jì)地位、較高的收入、較穩(wěn)定的工作、更高的教育水平和健康水平，就越可能有更大的社會(huì)組織加入機(jī)會(huì)；Rotolo, T.,Wilson, J., “Work Histories and Voluntary Association Memberships,” Sociological Forum, vol.18, no.4, 2003, p.603; Duncan, l., “Money and Membership: Effects of Neighbourhood Poverty, Income Inequality and Individual Income on Voluntary Association Membership in Canada,” Canadian Journal of Sociology, vol.35, no.4, 2010, p.573.并且，這些經(jīng)濟(jì)效應(yīng)不僅體現(xiàn)在個(gè)體層次上，還體現(xiàn)在情境層次上。中國(guó)三十多年來(lái)在經(jīng)濟(jì)建設(shè)、教育發(fā)展和健康改進(jìn)方面取得舉世矚目的成就，上述經(jīng)濟(jì)效應(yīng)也應(yīng)存在。由此可提出假設(shè)：在個(gè)體層次上，職業(yè)地位、收入水平、受教育水平和健康水平越高，SOM越高（假設(shè)4a-d）；在家庭和社區(qū)層次上，家庭經(jīng)濟(jì)狀況越好，社區(qū)經(jīng)濟(jì)發(fā)展水平越高，則SOM水平越高（假設(shè)4e和f）。

4鄙緇嶁в

自普特南后，社會(huì)資本、社會(huì)信任、社會(huì)網(wǎng)絡(luò)、互惠行為以及與公眾的志愿組織行為之間的系統(tǒng)關(guān)聯(lián)得到高度重視和肯定。國(guó)外研究表明，如果個(gè)體有朋友或親戚網(wǎng)絡(luò)獲得社會(huì)組織會(huì)員資格，他們甚至也會(huì)被尋找并鼓勵(lì)加入。Babchuk, N.,Booth, A.,“Voluntary Association Membership: A Longitudinal Analysis,”American Sociological Review,vol. 34,

no.1, 1969, p.31.Serow對(duì)965名大學(xué)肄業(yè)生的調(diào)查分析發(fā)現(xiàn)，校外服務(wù)項(xiàng)目參與率、同輩組織參與和參加的機(jī)構(gòu)之間有正向互動(dòng)作用。Serow, R. C., “Volunteering and Values: An Analysis of Students Participation in Community Service,” Journal of Research & Development in Education, vol.23, no.4, 1990, p.198.并且，這些聯(lián)系在個(gè)體和國(guó)際層次都具有普遍性。Geys, B., “Association Membership and Generalized Trust: Are Connections Between Associations Losing Their Value?” Journal of Civil Society, vol.8, no.1, 2012, p.1.雖然中國(guó)社會(huì)資本和社會(huì)信任有很強(qiáng)的初級(jí)群體社會(huì)特征，但大量的社會(huì)資本和活躍的社會(huì)參與也可能對(duì)SOM帶來(lái)積極影響。由此可以提出假設(shè)：個(gè)體社會(huì)資本和社會(huì)參與越多，家庭社會(huì)資本越多，那么SOM越高（假設(shè)5a-c）。

5弊誚絳в

在西方國(guó)家，清教等基督教因與現(xiàn)代啟蒙思想的接近性而有利于促進(jìn)個(gè)體與社會(huì)組織之間的親和性。例如，Lam的國(guó)際比較研究表明，清教徒要比天主教徒、清教徒國(guó)家要比天主教國(guó)家有更高的SOM水平；Lam, P.-Y., “Religion and Civic Culture: A Cross-National Study of Voluntary Association Membership,” Journal for the Scientific Study of Religion, vol.45, no.2, 2006, p.177.宗教參與的參與性、情感性和接近性等對(duì)志愿協(xié)會(huì)參與有顯著影響。Lam, P. Y., “As the Flocks Gather: How Religion Affects Voluntary Association Participation,” Journal for the Scientific Study of Religion, vol.41, no.3, 2002, p.405.中國(guó)漢族人口深受儒家和佛教文化影響，伊斯蘭教等宗教在在中國(guó)西部有較大影響力，這樣的宗教文化因有很強(qiáng)的過(guò)度整合或出世傾向而可能降低個(gè)體的社會(huì)參與和橫向聯(lián)系；執(zhí)政黨的無(wú)神論思想亦可能會(huì)降低宗教參與水平（乃至一般的SOM水平）。當(dāng)然，如果個(gè)體有宗教參與，那么其SOM水平總體上會(huì)有提升。由此可提出假設(shè)：社會(huì)成員個(gè)體越屬于少數(shù)民族，越參與宗教活動(dòng)，越不是中共黨員，越不是黨政軍團(tuán)人員，SOM水平越高（假設(shè)6a-d）；社區(qū)越處于少數(shù)民族地區(qū)，社區(qū)宗教活動(dòng)場(chǎng)所越多，則SOM越高（假設(shè)6e，f）。其中，關(guān)于中共黨員和黨政軍團(tuán)人員的假設(shè)6c、6d，與假設(shè)2b、2c方向相反。

6備＠國(guó)家效應(yīng)

關(guān)于福利國(guó)家對(duì)SOM的效應(yīng)，有的西方學(xué)者強(qiáng)調(diào)“促進(jìn)作用”，有的強(qiáng)調(diào)“抑制作用”。我們認(rèn)為，關(guān)鍵要區(qū)分兩個(gè)機(jī)制：一是平等化機(jī)制。有的認(rèn)為福利國(guó)家開支有利于推動(dòng)社會(huì)平等，推動(dòng)中產(chǎn)階級(jí)社會(huì)的出現(xiàn)，給予人們更多的勞動(dòng)保護(hù)和自由時(shí)間，因而有利于提升SOM。鄧寧華、欒卉：《社會(huì)分工、法律類型和福利國(guó)家：非營(yíng)利部門的多維情境》，《中國(guó)非營(yíng)利評(píng)論》2010年第2卷。關(guān)于發(fā)達(dá)國(guó)家的眾多實(shí)證研究證明了這一點(diǎn)。Park, C.-u., Subramanian, S., “Voluntary Association Membership and Social Cleavages: A Micro–Macro Link in Generalized Trust,” Social forces, vol.90, no.4, 2012, p.1183; van Ingen, E.,van der Meer, T., “Welfare State Expenditure and Inequalities in Voluntary Association Participation,” Journal of European Social Policy, vol.21, no.4, 2011, p.302.二是福利供應(yīng)機(jī)制。80年代前發(fā)達(dá)國(guó)家主要采用公共福利供應(yīng)，社會(huì)組織的參與有限，因而福利國(guó)家對(duì)社會(huì)組織的擠出效應(yīng)突出；進(jìn)入新自由主義時(shí)代后福利服務(wù)更多地由社會(huì)組織來(lái)輸送，擠出效應(yīng)在一定程度上為伙伴關(guān)系所取代。因此，福利供應(yīng)的公共壟斷與否是判斷其擠出效應(yīng)的關(guān)鍵。與發(fā)達(dá)國(guó)家相比，當(dāng)前中國(guó)社會(huì)保障水平低，公平缺乏，并且服務(wù)輸送的公辦主導(dǎo)格局仍未受挑戰(zhàn)，因而福利國(guó)家的擠出效應(yīng)可能仍較突出。由此可提出假設(shè)：就特定個(gè)體而言，福利受益項(xiàng)目越多，則SOM越高（均等化效應(yīng)假設(shè)7a）；在公共機(jī)構(gòu)維持社區(qū)福利供應(yīng)壟斷的情境中，社區(qū)服務(wù)供應(yīng)越多，則SOM越低（擠出效應(yīng)假設(shè)7b）。

7背鞘謝效應(yīng)

高度城市化的社會(huì)有利于人與社會(huì)組織之間的交錯(cuò)。中國(guó)這樣的發(fā)展性權(quán)威主義國(guó)家城市化尚未結(jié)束，因而可假設(shè)：城市社區(qū)比農(nóng)村社區(qū)有更高的SOM（假設(shè)8a）；中國(guó)人口的城市化仍面臨諸多壁壘，農(nóng)民工加入工會(huì)等正式社會(huì)組織的機(jī)會(huì)較匱乏，而可能像其他發(fā)展中國(guó)家一樣利用各種非正式關(guān)系或組織來(lái)適應(yīng)城市生活。Barnes, S. T.,Peil, M., “Voluntary Association Membership in Five West African Cities,” Urban Anthropology, vol.6, no.1, 1977, p.83.由此可提出假設(shè)：本區(qū)縣戶籍人口較非戶籍戶口有更多、更高的SOM（假設(shè)8b）。

三、變量測(cè)量和分析方法

（一）變量測(cè)量

“社會(huì)組織會(huì)員資格（SOM）”是本文的中心變量，它指向特定調(diào)查對(duì)象所加入的各類社會(huì)組織的數(shù)量。CFPS 2010年成人問(wèn)卷包括了以下3類可供志愿加入的組織：（1）“政治黨派或組織”，包括“中國(guó)共產(chǎn)黨、民主黨派、縣/區(qū)以上人民代表大會(huì)以及縣/區(qū)以上政協(xié)”共4種；（2）“人民群眾團(tuán)體”，包括“工會(huì)、共青團(tuán)、婦聯(lián)和工商聯(lián)合會(huì)”4種；（3）“以民間社會(huì)組織為主的社會(huì)組織”，包括“宗教信仰團(tuán)體、個(gè)體勞動(dòng)者協(xié)會(huì)、民營(yíng)企業(yè)家協(xié)會(huì)、其他正式社會(huì)團(tuán)體以及非正式聯(lián)誼組織”5種。據(jù)此，因變量劃分為4個(gè)：①全部13種組織會(huì)員資格，我們稱之為“一般組織會(huì)員資格”（General Organization Membership, 簡(jiǎn)稱“OM”）。它與著名的世界價(jià)值觀調(diào)查（WVS）關(guān)于“志愿組織加入”的測(cè)量口徑大體一致；②社會(huì)組織會(huì)員資格（“SOM”），包括除政治黨派與組織外的各種體制內(nèi)或民間類型的SOM；③體制內(nèi)社會(huì)組織會(huì)員資格（Government-Organized Social Organization Membership, 簡(jiǎn)稱“GOSOM”）的下限，僅包括5-8種；④民間社會(huì)組織會(huì)員資格（Society-Organized Social Organization Membership, 簡(jiǎn)稱SOSOM）的上限，僅包括9-13種。

在自變量方面，（1）在政治效應(yīng)假設(shè)上，“社區(qū)民主法治水平”用個(gè)體層次的“對(duì)本縣市政府工作評(píng)價(jià)”和社區(qū)層次的“最近一次選舉到今天的時(shí)間長(zhǎng)度”、“參加投票選民的比例”和“第一輪選舉時(shí)主任候選人人數(shù)”來(lái)綜合測(cè)量，“個(gè)體政治資源”用“是否為中共黨員”和“是否為黨政軍團(tuán)身份”來(lái)測(cè)量。（2）在心理效應(yīng)假設(shè)上，“自我效能感”用“幸福感”和“對(duì)未來(lái)的信心”的均值之和來(lái)測(cè)量，“親社會(huì)態(tài)度”用對(duì)“不被人討厭”、“與配偶關(guān)系親密”、“不孤單”和“死后有人念想”的評(píng)價(jià)指數(shù)均值來(lái)測(cè)量，“社會(huì)參與”用“有無(wú)社區(qū)公益活動(dòng)參與”來(lái)測(cè)量；家庭層次“志愿參與”用“家庭去年是否有捐贈(zèng)”來(lái)測(cè)量。（3）在經(jīng)濟(jì)效應(yīng)假設(shè)上，“特定個(gè)體職業(yè)地位”、“收入水平”、“受教育水平”和“健康水平”分別用“有無(wú)連續(xù)六個(gè)月工作的經(jīng)歷”、“調(diào)整后個(gè)人總收入分組”、“受教育年限”和“健康自評(píng)”來(lái)測(cè)量；“家庭經(jīng)濟(jì)狀況”用“現(xiàn)有住房是否有自有住房”和“調(diào)整后家庭人均收入分組”來(lái)測(cè)量；“社區(qū)經(jīng)濟(jì)發(fā)展水平”用“村居經(jīng)濟(jì)狀況評(píng)價(jià)”來(lái)測(cè)量。（4）在社會(huì)效應(yīng)假設(shè)上，“個(gè)體社會(huì)資本”用“有無(wú)工作日與休息日社會(huì)交往”、“人際關(guān)系自我判斷指數(shù)”和“社會(huì)網(wǎng)規(guī)?！保ㄔ诹奶?、傾訴、解決麻煩、尋求照料和借錢五方面的互動(dòng)對(duì)象總和）來(lái)測(cè)量；“家庭社會(huì)資本”用“春節(jié)拜年網(wǎng)規(guī)模分組”和“鄰里交往規(guī)模分組”來(lái)測(cè)量。（5）在宗教效應(yīng)假設(shè)中，“個(gè)體宗教參與活動(dòng)”用“工作日和休息日參與宗教活動(dòng)的小時(shí)數(shù)”來(lái)測(cè)量，社區(qū)層次用“是否為少數(shù)民族地區(qū)”和 “社區(qū)宗教活動(dòng)場(chǎng)所”來(lái)測(cè)量。（6）在福利國(guó)家效應(yīng)假設(shè)上，“個(gè)體福利受益項(xiàng)目”用“個(gè)體所享受的各個(gè)社會(huì)政策受益項(xiàng)目數(shù)量”來(lái)測(cè)量，“社區(qū)福利服務(wù)”用“執(zhí)行低保政策年限”、“社區(qū)基礎(chǔ)設(shè)施數(shù)量”和“社區(qū)內(nèi)服務(wù)設(shè)施數(shù)量”來(lái)綜合測(cè)量。（7）在城市化效應(yīng)假設(shè)中，“社區(qū)類型”用 “村居城鄉(xiāng)分類”來(lái)測(cè)量，“個(gè)體遷移”用“戶口是否在本區(qū)縣”來(lái)測(cè)量。

（二）分析方法

由于因變量為計(jì)數(shù)變量，并且數(shù)據(jù)包括“個(gè)體、家庭和社區(qū)”層次，因而主要采用三層次的階層泊松回歸分析方法；每個(gè)分析都包括四個(gè)因變量“OM、SOM、GOSOM下限和SOSOM上限”，且未進(jìn)行權(quán)數(shù)調(diào)整。個(gè)體層次用“性別、年齡、婚姻、民族和戶口是否在本區(qū)縣”為控制變量，家庭層次以“家庭規(guī)模、遷入房屋年限”為控制變量。在進(jìn)行階層泊松回歸分析前，首先對(duì)各自變量進(jìn)行正態(tài)分析，對(duì)部分變量進(jìn)行分組以確保自變量不違背正態(tài)分布原則，并對(duì)無(wú)零值的自變量進(jìn)行總體均值處理；然后對(duì)各自變量進(jìn)行相關(guān)分析，“人際關(guān)系自我判斷指數(shù)”因與“自我效能感”高度相關(guān)（r=0.947）而被排除，“村居居民精神狀況評(píng)價(jià)”因與 “村居經(jīng)濟(jì)狀況評(píng)價(jià)”（Gamma=0.574）高度相關(guān)而被排除；由于沒(méi)有過(guò)大方差，未采用零膨脹回歸分析。對(duì)四個(gè)因變量的三層次泊松回歸隨機(jī)截距零模型分析表明，家庭層次的作用都不顯著，因而未檢驗(yàn)家庭相關(guān)的假設(shè)，并且只選擇個(gè)體和社區(qū)層次來(lái)進(jìn)行分析。由于隨機(jī)低利率模型難以收斂，最終采用了個(gè)體-社區(qū)層次的隨機(jī)截距型泊松回歸模型，這一模型可靠性系數(shù)都達(dá)0.1以上；“零模型”、“引入一層全部變量” 模型和“引入二層變量”模型之間的差異都較顯著或很顯著；穩(wěn)健性模型檢驗(yàn)、拉普拉斯經(jīng)驗(yàn)估計(jì)模型檢驗(yàn)和過(guò)度發(fā)散模型分析結(jié)果也都顯示，最終模型可以接受。隨機(jī)截距模型的方差分析亦表明，雖然社區(qū)層次有一定作用，但個(gè)體層次作用更突出（數(shù)據(jù)從略）。

四、研究發(fā)現(xiàn)

（一）原子化的社會(huì)：?jiǎn)巫兞糠治?/p>

表2中國(guó)人口SOM的一般狀況

OMPP/OMSOMGOSOM下限SOSOM上限〖6〗共青團(tuán)宗教信仰組織其他正式社會(huì)組織均值0.3060.0780.2280.2080.1680.020.0130.003標(biāo)準(zhǔn)差0.519—0.4560.4370.1840.1440.1140.052N33600說(shuō)明：數(shù)據(jù)來(lái)源于CFPS2010；OM指“一般組織會(huì)員資格”，PP/OM指“政治黨派或組織會(huì)員資格”，GOSOM指“體制內(nèi)SOM”，SOSOM指“民間SOM”。因篇幅限制，只列舉關(guān)鍵社會(huì)組織類型的數(shù)據(jù)。

單變量分析顯示了中國(guó)人口較低的SOM水平。在33600個(gè)16歲以上的調(diào)查對(duì)象中，OM和SOM指標(biāo)值分別為0.306和0.228個(gè)。對(duì)比1991~1993年世界價(jià)值觀全球調(diào)查數(shù)據(jù)（無(wú)控制），雖然二者對(duì)SOM的測(cè)量不完全相同，但總體上中國(guó)SOM值低于發(fā)達(dá)國(guó)家的VOM值（1.03個(gè)/人），遠(yuǎn)遠(yuǎn)低于美國(guó)這樣的“加入者國(guó)度”（1.98個(gè)/人）。Curtis, J.,Baer, D.,Grabb, E., “Nations of Joiners: Explaining Voluntary Association Membership in Democratic Societies,” American Sociological Review, vol.66, no.6, 2001, p.783.因此，中國(guó)是一個(gè)民眾加入社會(huì)組織水平很低的“原子化的社會(huì)”，假設(shè)1a得到強(qiáng)有力的支持。

進(jìn)一步分析顯示了體制內(nèi)SOM與民間SOM的“畸重畸輕”特征。一方面，PP/OM和GOSOM下限值分別為0.078和0.208，分別占OM的25.5%和68.0%，二者合計(jì)高達(dá)93.5%；特別地，GOSOM下限值占了SOM的91.2%，其中“共青團(tuán)”占了SOM的73.7%。另一方面，“SOSOM上限值”僅為0.02，占OM的6.5%和SOM的8.8%。除宗教信仰團(tuán)體（0.013）外，私營(yíng)企業(yè)家協(xié)會(huì)、個(gè)體勞動(dòng)者協(xié)會(huì)、其他正式社會(huì)組織和非正式聯(lián)誼組織會(huì)員資格均值都很低。上述分析共同反映了官方組織對(duì)民眾組織化的“壟斷優(yōu)勢(shì)”這一權(quán)威主義體制下志愿參與的典型特征，因此，假設(shè)1b得到強(qiáng)有力的支持。

也要注意，均值分析有一定欺騙性，因?yàn)樗兄笜?biāo)的標(biāo)準(zhǔn)差都大于均值，而這意味著SOM分布是高度非正態(tài)的。對(duì)原始數(shù)據(jù)的進(jìn)一步分析發(fā)現(xiàn)，高達(dá)79.0%的調(diào)查對(duì)象未加入任何組織。這顯示：中國(guó)主要由高度原子化的個(gè)人構(gòu)成。

（二）中國(guó)人口SOM的個(gè)體-社區(qū)層次泊松回歸分析

下面分析中國(guó)人口SOM的多維效應(yīng)。個(gè)體-社區(qū)層次的泊松回歸分析混合公式是：log(SOM) = Intercept2qj + b1qj∑(x1qj) + b2qj∑(x2qj) + U2qj，其中b1和x1以及b2和x2分別表示個(gè)體層次與社區(qū)層次的回歸系數(shù)和自變量，Intercept2qj和U2qj分別是引入社區(qū)層次后的截距和隨機(jī)變量。進(jìn)一步地，SOM=exp(Intercept2qj) ×exp(b1qj∑(x1qj))×exp(b2qj∑(x2qj))，通過(guò)bqj 可反映各層次的自變量對(duì)因變量的作用方向與水平。由于對(duì)控制變量的解釋較復(fù)雜，因而不對(duì)“INTRCPT2”、“性別”、“年齡”和“婚姻”的作用加以解釋。“民族”變量和“戶口在本區(qū)縣”的作用放到對(duì)各效應(yīng)的假設(shè)檢驗(yàn)中加以說(shuō)明。

1閉治效應(yīng)

首先檢驗(yàn)兩個(gè)相反的假設(shè)：控制性管理偏好假設(shè)2a和治理與服務(wù)偏好假設(shè)2a。（1）“本縣市政府工作評(píng)價(jià)”：分析表明，隨著得分的上升（即對(duì)本縣市政府工作評(píng)價(jià)越低），SOSOM上限顯著增加，而其他三個(gè)因變量不顯著地降低。這意味著對(duì)基層政府治理評(píng)價(jià)的降低會(huì)促進(jìn)對(duì)民間社會(huì)組織的加入，但并不撼動(dòng)體制內(nèi)組織的優(yōu)勢(shì)地位。鑒于這一點(diǎn)與權(quán)威主義體制的內(nèi)在關(guān)聯(lián)，可以認(rèn)為分析結(jié)果支持了控制性管理偏好假設(shè)、拒斥治理與服務(wù)偏好假設(shè)。（2）“村居選舉”變量：首先，比較離最近選舉年份的年數(shù)“超過(guò)3年”類別，除了“2年”類別對(duì)SOSOM有顯著影響外，其他類別在各因變量上無(wú)顯著正效應(yīng)。這表明，及時(shí)進(jìn)行換屆選舉這一基層民主活動(dòng)的規(guī)范化行動(dòng)，對(duì)SOM總體上缺乏推動(dòng)作用；其次，對(duì)比首輪選舉中“有4個(gè)以上候選人”的情形，“2個(gè)”和“3個(gè)”候選人并不影響各因變量，特別地，“1個(gè)”候選人雖不至于降低體制內(nèi)組織加入，但抑制民間社會(huì)組織加入；最后，“參加投票選民比例”增加雖不顯著降低SOSOM上限值，但顯著降低OM、SOM和GOSOM上限值。總之，更大基層民主選舉參與總體上未能導(dǎo)致形成與體制內(nèi)社會(huì)組織的正向聯(lián)系，反而可能導(dǎo)致兩者的疏離。因此，控制性管理偏好假設(shè)得到進(jìn)一步支持，而治理與服務(wù)偏好假設(shè)被證偽。

然后檢驗(yàn)“黨員身份”和“黨政軍團(tuán)身份”的效應(yīng)。政治效應(yīng)視角和宗教效應(yīng)視角分別提供了兩組相反的2b和2c以及6c和6d。（1）“黨員身份”對(duì)OM有顯著正效應(yīng)。鑒于“黨員身份”本來(lái)屬于OM的一個(gè)類別，因此這不足為奇。要點(diǎn)在于：“黨員身份”顯著降低SOM和GOSOM下限，因此關(guān)于黨員身份對(duì)社會(huì)組織加入有積極作用的假設(shè)2b被證偽。不過(guò)，這也并不意味著假設(shè)6c得到充分支持，因?yàn)椤包h員身份”并不顯著降低SOSOM上限。這里的具體機(jī)制如何，尚有待進(jìn)一步探究。（2）“黨政軍團(tuán)身份”在各因變量上的回歸系數(shù)都不顯著，原因在于“黨政軍團(tuán)身份”變量與“黨員身份”變量有顯著的低度相關(guān)。進(jìn)一步分析表明，如果將“黨員身份”變量取消，僅保留“黨政軍團(tuán)身份”變量，那么分析結(jié)果仍然相似。因此，本研究并未給兩組相反的假設(shè)提供充分的判決性檢驗(yàn)。

表3中國(guó)人口SOM的個(gè)體-社區(qū)層次隨機(jī)截距型泊松回歸：?jiǎn)挝荒Ｊ焦潭ㄐ?yīng)最終估計(jì)

OMSOMGOSOM下限SOSOM上限控制變量#民族成分:漢族-0.145**-0.207***-0.102-0.753***戶口在本區(qū)縣:是-0.045-0.024-0.007-0.180政治效應(yīng)%本縣市政府工作評(píng)價(jià)-0.010-0.020-0.036 0.111**距最近選舉年數(shù)：0年0.0840.1380.091 0.5741年-0.041-0.091-0.1570.5182年-0.076-0.105-0.1880.577**3年*-0.003-0.053-0.0870.4191首輪候選人數(shù)：1個(gè)-0.031-0.0180.034-0.423*2個(gè)-0.013-0.008-0.016-0.1313個(gè)*-0.003-0.014-0.002-0.133參加投票選民比例-0.001*-0.002**-0.002**-0.004中共黨員:是1.191***-1.218***-1.270*** -0.168黨政軍團(tuán)身份:是-0.07-0.0150.0040.221心理效應(yīng)自我效能感0.030**0.039**0.0200.184***親社會(huì)態(tài)度0.0756***0.084***0.096***0.018社區(qū)公益參與:有0.08310.204***0.245***0.112經(jīng)濟(jì)效應(yīng)連續(xù)半年工作經(jīng)歷:有0.1597***0.119***0.136***-0.051個(gè)人總收入：≤1000-0.012-0.002-0.0110.1101001到3000-0.033-0.028-0.0460.1823001到6000-0.017-0.053-0.0810.2386001到1萬(wàn)-0.020-0.015-0.0290.1771萬(wàn)到1.7萬(wàn)*-0.014-0.026-0.0390.090受教育年限0.097***0.125*** 0.139***0.026**%健康自評(píng)0.035***0.043*** 0.035**0.078*%村居經(jīng)濟(jì)狀況0.0170.038**0.0300.081*社會(huì)效應(yīng)社會(huì)網(wǎng)規(guī)模0.0020.004-0.00020.083**社交活動(dòng)參與:有-0.016-0.034-0.017-0.141宗教效應(yīng)宗教活動(dòng)參與:有0.967***1.084***0.0353.254***少數(shù)民族地區(qū):漢族區(qū)-0.198**-0.315***-0.271**-0.565**宗教信仰機(jī)構(gòu)數(shù):0個(gè)0.100*0.1380.1220.1871個(gè)0.0300.031-0.0060.3482個(gè)*0.1230.1660.1830.021福利國(guó)家效應(yīng)政策項(xiàng)目受益數(shù):0個(gè)-0.316***-0.458***-0.444***-0.421**1個(gè)-0.235***-0.338***-0.335***-0.2622個(gè)*-0.077**-0.109**-0.094*-0.127執(zhí)行低保政策年限 0.008*0.011*0.016**-0.028*基礎(chǔ)設(shè)施種數(shù)-0.0010.0020.005-0.004非宗教機(jī)構(gòu)數(shù):≤10個(gè)-0.045-0.099-0.0770.14511到20個(gè)*-0.015-0.030-0.0360.388**城市城鄉(xiāng)分類:城市0.210***0.308***0.274***0.456***說(shuō)明：%表示按總體平均處理；*、**和***分別表示在0.10、0.05、0.01水平下顯著。#表示省略“截距、性別、年齡分組、婚姻”數(shù)據(jù)；*表示超出上限值的組為對(duì)照組；個(gè)體和社區(qū)樣本量分別為28118和622個(gè)。

2斃睦硇в

心理效應(yīng)假設(shè)3a-c得到較有力支持。（1）“自我效能感”和“親社會(huì)態(tài)度”對(duì)所有四個(gè)因變量的回歸系數(shù)全為正值，并且前者與SOSOM上限、SOM和OM顯著相關(guān)， 后者與GOSOM下限以及SOM和OM顯著相關(guān)。鑒于“自我效能感”和“親社會(huì)態(tài)度”在理論上分別與個(gè)體主義和集體主義相聯(lián)系，可以認(rèn)為有個(gè)體主義傾向者更多地偏向于民間社會(huì)組織而不是體制內(nèi)社會(huì)組織，而集體主義傾向者則相反。（2） “有社區(qū)公益參與”亦在各因變量上有正效應(yīng)，并在SOM和GOSOM下限方面顯著。

3本濟(jì)效應(yīng)

（1）職業(yè)地位假設(shè)4a：得到一定程度的支持，因?yàn)椤坝羞B續(xù)半年工作經(jīng)歷”對(duì)OM、SOM和GOSOM下限有顯著正效應(yīng)，而對(duì)SOSOM上限無(wú)顯著效應(yīng)。這亦表明，工作經(jīng)歷與“體制內(nèi)SOM”而非“民間SOM”有更大聯(lián)系，反映了國(guó)家與職業(yè)機(jī)會(huì)之間的更大親和性。（2）收入水平假設(shè)4b：未得到充分支持，因?yàn)樗邢禂?shù)都不顯著。不過(guò)，對(duì)比個(gè)人總收入“1.7萬(wàn)到80萬(wàn)”組，其他收入組在OM、SOM和GOSOM下限水平上要低，但在SOSOM上限要高。這似乎表明，富有的個(gè)體更可能通過(guò)體制SOM行為來(lái)尋求自我保護(hù)，而較低收入的個(gè)體更可能通過(guò)民間SOM來(lái)尋求自我保護(hù)。（3）教育水平假設(shè)4c：和國(guó)外研究發(fā)現(xiàn)相似，“受教育年限”在各因變量中的正效應(yīng)突出。尤其是在“GOSOM下限”中，exp(0.138808)=1.148903。這意味著教育每提高1年，GOSOM下限水平提升0.149個(gè)。（4）健康假設(shè)4d：檢驗(yàn)結(jié)果與預(yù)想的相反。因?yàn)椤敖】底栽u(píng)”得分越大（即對(duì)自評(píng)的健康狀況越差），各因變量反而顯著提升。我們認(rèn)為，不是“健康”自身，而是對(duì)“健康脆弱性的自我評(píng)價(jià)”，增強(qiáng)了人們加入社會(huì)組織以提升自我保護(hù)的主觀動(dòng)力。（5）社區(qū)經(jīng)濟(jì)假設(shè)4f：由于“村居經(jīng)濟(jì)狀況”對(duì)“SOM”和“SOSOM上限”有顯著正效應(yīng)，而對(duì)其他因變量作用不顯著，因此假設(shè)只得到部分支持。

4鄙緇嶁в

（1）社會(huì)網(wǎng)效應(yīng)假設(shè)5a：“社會(huì)網(wǎng)規(guī)模”對(duì)OM、SOM和GOSOM下限無(wú)顯著效應(yīng)，但顯著增強(qiáng)SOSOM上限。這意味著社會(huì)網(wǎng)更多嵌入到民間社會(huì)組織中，并與體制內(nèi)社會(huì)組織關(guān)系分離。因此，假設(shè)只得到較弱支持。（2）“社交活動(dòng)”假設(shè)5b未得到支持，因?yàn)椤坝猩缃换顒?dòng)參與”在各因變量上都不顯著，且其效應(yīng)是負(fù)值。

5弊誚絳в

（1）“漢族身份”假設(shè)6a：漢族在各因變量上的回歸值都低于少數(shù)民族，并且在除GOSOM下限情形外的其他回歸系數(shù)上都較顯著。因此，強(qiáng)調(diào)漢族身份之不足的假設(shè)6a得到較有力支持。（2）“宗教活動(dòng)參與”假設(shè)6b：“有宗教活動(dòng)參與”雖不至于顯著增強(qiáng)GOSOM下限，但顯著增強(qiáng)OM、SOM和SOSOM上限。例如，SOSOM上限exp(3254266)= 259，這意味著有宗教活動(dòng)參與者的SOSOM上限值是無(wú)參與者的259倍以上。假設(shè)得到強(qiáng)有力的支持。（3）“少數(shù)民族地區(qū)”假設(shè)6e：“漢族地區(qū)”在各因變量上都呈現(xiàn)出顯著負(fù)效應(yīng)，在SOSOM上限值上“漢族區(qū)”僅為“少數(shù)民族地區(qū)”的5682%。假設(shè)亦得到強(qiáng)有力支持。（4）“社區(qū)宗教活動(dòng)場(chǎng)所”假設(shè)6f：未得到有效支持，因?yàn)樯鐓^(qū)中有“2個(gè)及以下”的宗教機(jī)構(gòu)較“3個(gè)以上”總體上無(wú)顯著效應(yīng)。

6備＠國(guó)家效應(yīng)

（1）福利國(guó)家的均等化效應(yīng)假設(shè)7a：對(duì)比“3個(gè)以上”的政策項(xiàng)目受益數(shù)量類別，受益數(shù)量越少，在各因變量上取值都越低，并且僅個(gè)別回歸系數(shù)不顯著。因此，假設(shè)得到有力支持。（2）擠出效應(yīng)假設(shè)7b亦得到有力支持：一方面，“執(zhí)行低保政策年限”越長(zhǎng)，OM、SOM和GOSOM下限取值越高，但SOSOM上限取值越低。這意味著“低保”依賴傳統(tǒng)體制內(nèi)組織，并對(duì)SOSOM有擠出效應(yīng)；另一方面，對(duì)比“21個(gè)以上”的非宗教機(jī)構(gòu)數(shù)量類別，“0到10個(gè)”類別和“11到20個(gè)”類別在OM、SOM和GOSOM下限取值要低，在SOSOM上限取值要高。其中，“11到20個(gè)”類別的SOSOM上限水平是“21個(gè)以上”類別的1.47倍，從而印證了中國(guó)“公辦主導(dǎo)格局未受挑戰(zhàn)”的觀點(diǎn)。不過(guò)，“基礎(chǔ)設(shè)施種數(shù)”對(duì)于志愿組織會(huì)員資格沒(méi)有任何顯著影響。

7背鞘謝效應(yīng)

（1）城市社區(qū)8a：得到強(qiáng)有力的支持，因?yàn)椤俺鞘猩鐓^(qū)”在所有四個(gè)因變量上都較“農(nóng)村社區(qū)”都有顯著正效果。例如，城市社區(qū)的SOSOM上限水平是農(nóng)村社區(qū)的158倍。（2）本區(qū)縣戶籍假設(shè)8b：未得到支持，因?yàn)椤皯艨谠诒緟^(qū)縣”并無(wú)顯著效應(yīng)。

五、進(jìn)一步的討論和總結(jié)

公眾有組織的社會(huì)參與是國(guó)家治理模式轉(zhuǎn)型的社會(huì)基礎(chǔ)。為促進(jìn)我國(guó)國(guó)家治理的現(xiàn)代化，需要深入研究中國(guó)人口加入社會(huì)組織這一行為過(guò)程的特征和影響因素。鑒于有關(guān)中國(guó)社會(huì)組織研究的“政治中心主義”范式缺陷，本文在批判借鑒西方志愿組織會(huì)員資格研究成果基礎(chǔ)上，結(jié)合中國(guó)實(shí)際構(gòu)建了關(guān)于中國(guó)人口社會(huì)組織成員資格行為的發(fā)展性權(quán)威主義多維效應(yīng)分析框架，提出了8組假設(shè)，并運(yùn)用CFPS 2010年的成人、家庭和社區(qū)問(wèn)卷數(shù)據(jù)進(jìn)行了單變量分析和個(gè)體-家庭-社區(qū)層次的階層泊松回歸分析。

結(jié)果表明，第一，中國(guó)人均社會(huì)組織占有量?jī)H為0228個(gè)，遠(yuǎn)低于發(fā)達(dá)國(guó)家，體制內(nèi)社會(huì)組織占9成以上、壟斷優(yōu)勢(shì)明顯，并且高達(dá)790%的調(diào)查對(duì)象未加入任何組織。所有這些反映了中國(guó)主要由原子化的個(gè)人構(gòu)成這一“原子化的社會(huì)”特征。第二，從影響因素來(lái)看，在對(duì)4個(gè)因變量的階層泊松回歸分析中，家庭層次作用很弱，社區(qū)層次作用較弱，個(gè)體層次作用最突出。在影響因素方面，在政治維度上，在權(quán)威主義體制下的控制性管理偏好下，中國(guó)人口社會(huì)組織會(huì)員資格存在突出的國(guó)家與社會(huì)張力，“黨員”和“黨政軍團(tuán)”身份的作用機(jī)制有待進(jìn)一步探究；在心理維度上，自我效能感、親社會(huì)態(tài)度和社區(qū)公益參與都不同程度地提升社會(huì)組織會(huì)員資格水平，并且個(gè)體主義者偏向于民間社會(huì)組織，而集體主義者則偏向于體制內(nèi)社會(huì)組織；在經(jīng)濟(jì)維度上，“連續(xù)半年工作經(jīng)歷”變量展現(xiàn)了工作經(jīng)歷與體制內(nèi)社會(huì)組織之間的更大聯(lián)系，“受教育年限”和對(duì)健康脆弱性的自我想象作用顯著，“村居經(jīng)濟(jì)狀況”有較弱的正效應(yīng)，“個(gè)人總收入”作用不彰；在社會(huì)維度上，社會(huì)網(wǎng)與民間社會(huì)組織有親和性，并與體制內(nèi)社會(huì)組織相分離，社交的作用不顯著；在宗教維度上，“漢族”成份、“漢族地區(qū)”和“非宗教參與”抑制總體的社會(huì)組織加入，反之亦然；在福利國(guó)家維度上，均等化效應(yīng)和擠出效應(yīng)同時(shí)存在；在城市化維度上，“城市社區(qū)”較“農(nóng)村社區(qū)”有很強(qiáng)的正效應(yīng)，但“戶籍”變量所反映的遷移作用并不顯著。

這些研究有重要實(shí)踐價(jià)值。鑒于自我效能感、親社會(huì)態(tài)度、受教育水平、宗教參與、再分配受益以及城市化對(duì)中國(guó)人口社會(huì)組織加入的積極作用，亦鑒于控制性管理偏好、較低的經(jīng)濟(jì)社會(huì)發(fā)展水平以及較弱的福利供應(yīng)與福利霸權(quán)的制約作用，要真正推動(dòng)我國(guó)治理模式轉(zhuǎn)型和實(shí)現(xiàn)國(guó)家治理現(xiàn)代化，一要高度重視國(guó)家管理模式從控制性管理偏好向治理與服務(wù)偏好的轉(zhuǎn)型，切實(shí)推進(jìn)公眾有組織的社會(huì)參與；二要大力推進(jìn)經(jīng)濟(jì)社會(huì)的轉(zhuǎn)型升級(jí)、加強(qiáng)中國(guó)特色的福利國(guó)家建設(shè)推進(jìn)中國(guó)特色的社會(huì)主義文化建設(shè)以及社會(huì)成員更大的政治、經(jīng)濟(jì)與社會(huì)參與；三要努力破除體制社會(huì)組織和民間社會(huì)組織之間的制度斷裂，并實(shí)現(xiàn)它們的融合。只有采取各種綜合性的措施，中國(guó)社會(huì)由“原子化的社會(huì)”向“組織社會(huì)”或“去原子化的社會(huì)”的轉(zhuǎn)型以及國(guó)家治理現(xiàn)代化才能最終實(shí)現(xiàn)。

致謝：衷心感謝北京大學(xué)中國(guó)社會(huì)科學(xué)調(diào)查中心惠允對(duì)CFPS2010數(shù)據(jù)的使用。

作者單位：鄧寧華，五邑大學(xué)政法學(xué)院；楊立雄，中國(guó)人民大學(xué)勞動(dòng)人事學(xué)院

責(zé)任編輯：秦開鳳