吳 贏 張 翼

（西南財經(jīng)大學(xué)金融學(xué)院，四川 成都 611130）

一、引言

為了滿足勞動密集型制造業(yè)對勞動力的需求，中國于20世紀(jì)90年代開始放松對人口流動的管制，使得區(qū)域之間人口的流動得以形成[1]。大量的農(nóng)業(yè)剩余勞動力進入城市就業(yè)，為中國經(jīng)濟的快速發(fā)展注入了強勁的動力，是中國經(jīng)濟騰飛和農(nóng)村地區(qū)減少貧困的重要基石。[2-4]根據(jù)國家統(tǒng)計局最新的第七次全國人口普查公報，2020年全國流動人口約為3.76億人，①規(guī)模巨大。然而，戶籍制度的限制使得流動人口在就業(yè)、工資、醫(yī)療、子女教育等方面無法與當(dāng)?shù)鼐用裣硎芡却鯷5-6]，戶籍歧視仍然存在[7-9]。流動人口難以融入當(dāng)?shù)豙10]，影響流動人口的社會治理參與。

社會治理是一個多主體的協(xié)同過程，涉及到政府、社會組織、個人等不同主體。[11-12]由于政府作為社會服務(wù)的主要供給者，現(xiàn)有關(guān)于社會治理的研究多關(guān)注政府在社會治理中所扮演的角色。[13-15]黨的二十大報告提出“構(gòu)建全民共建共享的社會治理格局”，這強調(diào)了民眾在社會治理中所起的重要作用，提高了學(xué)術(shù)界對民眾在社會治理中所扮演角色的關(guān)注。然而，目前關(guān)于個人在社會治理中所發(fā)揮作用的探討較為有限且集中在對城市居民[16-17]和農(nóng)村居民的研究[18-19]，較少文獻關(guān)注流動人口的社會治理參與[20]。流動人口不同于農(nóng)村居民和城市居民，流動性使得他們在工作地的居住具有暫時性，難以建立起較強的社會關(guān)系。[21]同時，流動人口又屬于所在社區(qū)內(nèi)經(jīng)濟、政治和社會層面的邊緣群體。[22]這使得流動人口參與社會治理的激勵具有特殊性。

個人身份特征被認(rèn)為是影響個人行為和感知的重要因素。[23]根據(jù)烙印理論，特定環(huán)境的學(xué)習(xí)生活經(jīng)歷會持續(xù)影響個人的行為決策。[24-25]在中國，共產(chǎn)黨員是一個非常重要的政治身份或社會身份。[26]黨員經(jīng)過嚴(yán)格的選拔且受到過良好的共產(chǎn)主義文化教育，個人決策受到共產(chǎn)黨員的思維模式和價值觀念的影響，使得他們的個人行為更加符合社會群體利益，如較少的財務(wù)違規(guī)[27]及更多的慈善捐贈[28]。因此，黨員身份可能使得流動人口克服流動性及邊緣化特征積極參與社會治理。

為檢驗上述猜想，本文采用國家衛(wèi)生健康委員會提供的流動人口大省廣東省2017年的流動人口調(diào)研A卷數(shù)據(jù)，研究了黨員身份對流動人口社會治理參與的影響。根據(jù)調(diào)研問卷中涉及的社會治理參與包含4個問題：1）本文以流動人口是否給所在單位/社區(qū)/村提供建議或監(jiān)督單位/社區(qū)/村務(wù)管理；2）是否通過各種方式向政府有關(guān)部門反映情況/提出政策建議；3）是否在網(wǎng)上就國家事務(wù)和社會事件等發(fā)表評論/參與討論；4）主動參與捐款、無償獻血、志愿者活動等。同時，本文構(gòu)建了流動人口社會治理參與的變量。由于本文被解釋變量為二值選擇變量，本文使用Probit模型研究了流動人口黨員身份與社會治理參與之間的關(guān)系。

本文的研究在以下方面有所貢獻：1）豐富了黨員身份對個人行為的影響研究。過去的研究主要從資源的角度考慮黨員身份帶來的效用[29-34]，較少文獻關(guān)注了黨員身份具有的內(nèi)在價值導(dǎo)向?qū)€人行為的影響[27-28，35]。由于流動人口的經(jīng)濟社會地位邊緣化特征及社會治理參與作為公利性活動的特點，黨員身份促進流動人口社會治理參與的發(fā)現(xiàn)為證明黨員內(nèi)在價值導(dǎo)向?qū)ι鐣l(fā)展所起的積極作用提供了可靠的證據(jù)，豐富了現(xiàn)有文獻關(guān)于黨員身份對個人行為影響的研究。2）擴展了個人參與社會治理的研究。廣東省政府發(fā)展研究中心社會發(fā)展研究處課題組和李哲對全國流動人口大省廣東省的研究表明，社會組織發(fā)育不完全限制了流動人口參與社會治理的機會和渠道[20]。本文的研究結(jié)果表明流動人口的黨員身份是影響其參與社會治理的關(guān)鍵因素。

二、文獻綜述和研究假設(shè)

（一）文獻綜述

1.黨員身份影響的研究

共產(chǎn)黨員身份是社會主義國家重要的政治身份，其對個人生活工作的影響得到了學(xué)術(shù)界的廣泛關(guān)注。關(guān)于黨員身份對個人影響的研究，黨員身份帶來的各種資源對個人效用的影響是學(xué)者們關(guān)注的焦點。例如，研究發(fā)現(xiàn)黨員身份能夠通過帶來政治資源或社會資源來提高個人收入水平[29，33]，進而提高個人和家庭成員的幸福感[26，31]。然而，對于具有黨員身份的個人收入水平更高的事實是否由政治身份帶來的資源所致仍存在爭議，個人能力可能是黨員獲得較高收入水平的決定因素[32，36]。同時，黨員身份帶來的政治資源可以使個人能夠以較低的成本為子女獲得優(yōu)質(zhì)的教育機會[30]。就農(nóng)村黨員而言，黨員身份也增加了社會網(wǎng)絡(luò)資本，可以獲取更多的信息資源，提高了其土地經(jīng)營權(quán)的流轉(zhuǎn)意愿[37]。此外，黨員身份可以幫助企業(yè)家獲得更多的外部金融資源[34]，提升企業(yè)經(jīng)營績效[38]。

部分文獻從黨員內(nèi)在價值導(dǎo)向的角度探討了黨員身份對個人行為的積極影響。嚴(yán)格長期的黨課教育和黨史學(xué)習(xí)使得個人具有為他人和社會做貢獻的價值導(dǎo)向，從而使得個人行為更符合社會健康發(fā)展的要求。如黨組織的學(xué)習(xí)活動使得民營企業(yè)家更多地了解國家的環(huán)保政策方針，積極響應(yīng)國家環(huán)保號召，加大對環(huán)?；顒拥耐顿Y[35]。同時，黨員的內(nèi)在價值規(guī)范也讓民營企業(yè)董事長出現(xiàn)較少的財務(wù)造假行為[27]和CEO進行更多的慈善捐贈[28]。對于個人而言，為國家和人民利益服務(wù)的黨員使命和價值觀念也是個人積極主動參與志愿者活動的主要動力[39]。

當(dāng)然也有文獻指出，具有黨員身份的個人從事社會活動是出于自身利益的考慮。如張翠娥等[18]采用5省的農(nóng)村調(diào)研數(shù)據(jù)，研究了資本稟賦對農(nóng)村居民社會治理參與行為的影響，發(fā)現(xiàn)擁有黨員身份的農(nóng)村居民會更多的參與農(nóng)村社會治理活動。其背后的原因是農(nóng)村黨員屬于農(nóng)村政治精英階層，自身的利益會更加廣泛的嵌入農(nóng)村諸多公共事務(wù)和社會關(guān)系中。出于維護自身利益、提高社會聲望和地位的考慮，擁有黨員身份的農(nóng)村居民有較大動力參與農(nóng)村社會治理。[18]

通過上述的研究我們可以發(fā)現(xiàn)，現(xiàn)有文獻關(guān)于黨員身份對個人行為影響的研究較為欠缺且主要集中在黨員身份對企業(yè)家行為的影響，對于普通個人行為影響的研究較少。雖然張翠娥等人的研究與本文較為接近，但是他們關(guān)注了農(nóng)村居民資源稟賦對其參與農(nóng)村社會治理的影響，發(fā)現(xiàn)作為特定社會資本的黨員身份是影響農(nóng)村居民參與社會治理的關(guān)鍵因素[18]。本文關(guān)注的是流動人口，流動人口的流動性及其在經(jīng)濟、政治和社會層面的邊緣化特征，使得他們與生活在鄉(xiāng)土熟人社會的農(nóng)村居民具有較大的差異。同時，流動人口參與的社會治理主要是城市社區(qū)的社會治理而非農(nóng)村的社會治理，流動人口的個人利益與城市社區(qū)的嵌套性較小。因而，對流動人口黨員身份與社會治理參與之間因果關(guān)系的研究可以加深我們對在特殊群體背景下黨員身份影響個人行為的理解。

2.社會治理參與

社會治理指的是特定的治理主體對社會進行的管理[12]，其核心要義是公眾的參與[40]，目標(biāo)是民生和社會秩序[41]。長期以來我國社會治理在以政府作為主導(dǎo)的“一元”模式下進行。隨著社會經(jīng)濟發(fā)展，社會治理的不確定性、復(fù)雜性和協(xié)作性要求都在提高，傳統(tǒng)政府主導(dǎo)的社會治理模式難以對復(fù)雜的社會治理問題給出有效的應(yīng)對和解釋方案。[11]社會治理模式必須進行必要的調(diào)整。黨的二十大報告指出，“發(fā)展壯大群防群治力量，營造見義勇為社會氛圍，建設(shè)人人有責(zé)、人人享有的社會治理共同體”。黨和政府作為社會治理的核心，社會組織、企業(yè)和公眾成為社會治理輔助力量的“一核多元”社會治理模式成為我國現(xiàn)代社會治理的主要邏輯[42]。

雖然黨和政府在社會治理中的核心角色仍舊是學(xué)術(shù)界關(guān)注的焦點[43-44]，但是其他主體在社會治理中的角色也引起了廣泛的關(guān)注。趙小平構(gòu)建了四種社會組織參與社會治理的模型分別為利益驅(qū)動的抗?fàn)幮?、利益?qū)動的合作型、價值與情感驅(qū)動的抗?fàn)幮秃蛢r值與情感驅(qū)動的合作型，發(fā)現(xiàn)只有價值與情感的驅(qū)動的合作型會對社會治理產(chǎn)生積極的作用，利益驅(qū)動的合作型發(fā)揮積極作用的前提是有效監(jiān)督，其它兩種抗?fàn)幮椭粫ι鐣卫懋a(chǎn)生不利影響。[45]對于企業(yè)參與社會治理的研究發(fā)現(xiàn)，私營企業(yè)已經(jīng)開始運用“組織化”和“制度化”的方式（如企業(yè)內(nèi)部基層黨組織、行業(yè)協(xié)會和工商聯(lián)）參與市場化改革和營商環(huán)境的改善，主動參與社會治理。[46]就個人參與社會治理而言，受教育程度、民主意識、責(zé)任意識、資本稟賦等個人特征都會影響其社會治理的參與意愿，[18，47-48]而參與形式則表現(xiàn)為居民代表大會、選舉活動、社區(qū)組織和監(jiān)督政府等[17-18]。

在國家鼓勵社會主體積極主動參與現(xiàn)代化社會治理的背景下，現(xiàn)有研究對非政府主體社會治理參與活動進行了有益的探討。雖然部分文獻研究了個人社會治理參與的影響因素及參與形式，但是這些研究關(guān)注的是農(nóng)村居民和城市居民[17-18，48]。流動人口離開農(nóng)村但又難以融入城市社區(qū)的尷尬境地使得對流動人口社會治理參與影響因素的研究可以為更好地實現(xiàn)我國社會治理現(xiàn)代化提供較好的政策啟示，實現(xiàn)社會治理水平的提升。

（二） 研究假設(shè)

根據(jù)國家統(tǒng)計局的定義，流動人口是指非市轄區(qū)居住地與戶籍登記地所在鄉(xiāng)鎮(zhèn)街道不一致且離開戶籍登記地半年以上的人口。在我國戶籍與各種社會福利資源相連接，如醫(yī)療、教育、住房等，流動人口的人戶分離使得他們在現(xiàn)有居住地?zé)o法享受與本地戶籍居民同等的待遇，面臨著就業(yè)、工資、醫(yī)療等歧視，屬于現(xiàn)有居住地內(nèi)經(jīng)濟、政治和社會層面的邊緣群體。[5,22]同時，戶籍制度使得他們具有較高流動性，難以在流動地建立起穩(wěn)定的社會關(guān)系。[21]而社會治理涉及到公共利益和集體目標(biāo)的實現(xiàn)，流動人口的上述特征使得他們在社會治理提升過程中獲益較小，參與社會治理的激勵不足。

然而，黨員身份可能促進流動人口參與社會治理。生物學(xué)上的烙印理論認(rèn)為，在特定的環(huán)境中存在“敏感”期，焦點主體會在“敏感”期內(nèi)形成適應(yīng)環(huán)境的“印記”，這些“印記”具有一定的慣性，會持續(xù)影響焦點主體的行為。[49]烙印的過程包括了三個核心的要素即敏感時期、環(huán)境印記和持續(xù)影響。[25]其中較為關(guān)鍵的是環(huán)境印記。根據(jù)烙印理論文獻的觀點，塑造個體的環(huán)境中制度化的機構(gòu)或場景是一個關(guān)鍵的環(huán)境，如特定的部門或組織。[24]黨員都接受過黨組織較為嚴(yán)格選拔且經(jīng)歷較長期的全面入黨培訓(xùn)，同時要定期參加黨組織的學(xué)習(xí)活動，形成較深的共產(chǎn)主義思維模式和價值觀念，形成共產(chǎn)主義烙印[28]，影響著個人的決策行為[27，39]。例如《黨章》要求黨員帶頭參加改革開放和社會主義現(xiàn)代化建設(shè)，帶動群眾為經(jīng)濟發(fā)展和社會進步艱苦奮斗，在生產(chǎn)、工作、學(xué)習(xí)和社會生活中發(fā)揮模范先鋒作用?，F(xiàn)有研究也表明黨員身份使得個人愿意保持黨員的先鋒模范作用[28]，積極參與環(huán)境保護[35]。社會治理水平的提高有利于公共利益和集體目標(biāo)的實現(xiàn)，是實現(xiàn)和諧幸福社會的主要途徑。這使得受到共產(chǎn)主義價值觀念影響且具有黨員身份的流動人口有較大參與社會治理的內(nèi)在激勵。其次，《黨章》要求黨員密切聯(lián)系群眾，向群眾宣傳黨的主張，遇事同群眾商量，及時反映群眾的意見和要求，維護群眾的利益。具有黨員身份的流動人口對于流動人口群體的利益訴求有較深的了解，其所受的共產(chǎn)主義價值觀念使得他們有較大動力參與社會治理，反映流動人口的意見和要求，如通過各種方式向政府有關(guān)部門反映情況、提出建議等。基于上述分析，本文提出以下研究假設(shè)。

假設(shè)：黨員身份促進了流動人口的社會治理參與。

三、研究設(shè)計

（一）數(shù)據(jù)來源及樣本選擇

本文的數(shù)據(jù)來源于國家衛(wèi)生健康委2017年的廣東省流動人口動態(tài)監(jiān)測調(diào)查A卷。該數(shù)據(jù)是國內(nèi)研究流動人口問題較為常用的數(shù)據(jù)庫。[50-51]采用廣東省數(shù)據(jù)是由于廣東省作為全國最大的人口流動大省，流動人口總量約占全國的1/5[20]，這使得本文的研究結(jié)論具有較強的代表性。同時，本文剔除相關(guān)變量缺失及變量取值為負(fù)值的樣本。此外，通過對連續(xù)變量進行1%和99%分位數(shù)上的Winsorize處理來緩解極端值對研究結(jié)果的影響。最后，本文得到8890個觀測值。

（二）變量的定義

1.流動人口的黨員身份

本文采用一個虛擬變量來表示流動人口的黨員身份（Party）。當(dāng)一個流動人口是中共黨員時，Party的取值為1；否則，Party取值為0。

2.社會治理參與

2017的流動人口監(jiān)測數(shù)據(jù)有4個問題涉及到了流動人口的社會治理參與，分別為：1）2016年以來您是否給所在單位/社區(qū)/村提建議或監(jiān)督單位/社區(qū)/村務(wù)管理；2）2016年以來您是否通過各種方式向政府有關(guān)部門反映情況/提出政策建議；3）2016年以來您是否在網(wǎng)上就國家事務(wù)、社會事件等發(fā)表言論，參與討論；4）2016年以來您是否主動參與捐款、無償獻血、志愿者活動等。我們定義一個虛擬變量來衡量流動人口的社會治理參與（Govern）。當(dāng)一個流動人口至少參加過上述活動中的一種時，Govern取值為1；否則，Govern的取值為0。

(三）研究模型

由于本文的被解釋變量為二值選擇變量，借鑒陳佳川等[52]及冷晨昕和祝仲坤[53]的研究，本文采用Probit模型來研究黨員身份對流動人口參與社會治理的影響。具體的模型如下：

其中，i 表示單個流動人口。借鑒以往研究個人社會治理參與的文獻[18，39，54]，本文還控制了以下變量：1）流動人口的受教育水平，相應(yīng)的受教育年限加1取對數(shù)；2）流動人口的性別，男性取值為1，女性取值為0；3）流動人口的年齡，調(diào)查當(dāng)年的流動人口的年齡取對數(shù)；4）流動人口的民族，漢族取值為1，少數(shù)民族取值為0；5）流動人口的農(nóng)業(yè)戶口狀態(tài)，農(nóng)業(yè)戶口取值為1，其他取值為0；6）流動人口的婚姻狀況，未婚取值為1，其他為0；7）流動人口的流動性，本次流動開始年距離調(diào)研年的年份加1取對數(shù)；8）流動人口的收入水平，工資收入取對數(shù)；9）流動人口的工作時間，周工作小時取對數(shù)；10）流動人口落戶意愿，愿意在流動地落戶取值為1，否則取值為0①對于這一問題，本文將沒有回答的人定義為受到了本地人的歧視。；11）流動人口受到的歧視狀況，流動人口認(rèn)為受到本地人歧視取值為1，其他取值為0。本文感興趣的系數(shù)為β1。當(dāng)研究假設(shè)成立時，β1的回歸結(jié)果應(yīng)顯著為正數(shù)。

四、實證檢驗

（一）變量的描述性統(tǒng)計

如表1 所示，流動人口社會治理參與的均值為0.5010，表明樣本內(nèi)近一半流動人口對上述四項社會治理活動所包含的類別都沒有參與，流動人口社會治理參與的整體水平較低。流動人口黨員身份的均值為0.0414，表明流動人口中為黨員僅占總樣本的4.14%，黨員比例很小。同時，流動人口落戶意愿的均值為0.3885，表明僅38.85%的流動人口愿意落戶當(dāng)?shù)?，流動人口的落戶意愿較低。此外，流動人口的農(nóng)業(yè)戶口的均值為0.8702，表明87.02%的流動人口為農(nóng)業(yè)部門的剩余勞動力轉(zhuǎn)移。

表1 變量的描述性統(tǒng)計

（續(xù)表）

（二）基礎(chǔ)回歸

在表2的模型（1），我們并沒有控制流動人口的個體特征，只將黨員身份與流動人口社會治理參與進行了回歸，流動人口黨員身份的回歸系數(shù)為正數(shù)且在1%的統(tǒng)計水平顯著，表明黨員身份提高了流動人口的社會治理參與水平。在表2的第2列，我們進一步控制流動人口的受教育水平、性別、年齡、民族等個體特征，黨員身份依然顯著地提高了流動人口的社會治理參與意愿。表2的第3列，我們加入了所有控制變量，流動人口黨員身份的回歸系數(shù)為正數(shù)且在1%的統(tǒng)計水平上顯著，這支持了本文的研究假設(shè)即黨員身份促進了流動人口的社會治理參與。

（續(xù)表）

就控制變量而言，我們發(fā)現(xiàn)流動人口的受教育水平可以提高流動人口的社會治理參與，這與崔占峰等的研究發(fā)現(xiàn)一致[48]。其次，我們可以發(fā)現(xiàn)年齡的增加降低了流動人口的社會治理參與水平。這與我國的現(xiàn)實情況較為吻合，戶籍制度的存在使得流動人口難以享受當(dāng)?shù)氐纳绫７?wù)，年齡較大的流動人口會返鄉(xiāng)生活，留在流動地的流動人口以年輕人為主[55]。因此，預(yù)期到自己終將返回老家無法享受到流動地社會治理提升帶來的收益使得年紀(jì)更大的流動人口有較低的社會治理參與激勵。此外，在第3列的回歸中，可以發(fā)現(xiàn)流動人口的婚姻狀況對其參與社會治理并沒有顯著的影響。

（三）穩(wěn)健性檢驗

我們進行了穩(wěn)健性檢驗。首先，黨員和非黨員流動人口的個體特征可能存在較大的差異，使得黨員身份對流動人口社會治理參與的影響可能是由這些個體特征差異造成的。參考祝仲坤的研究[51]，我們采用傾向得分匹配法（PSM）對于黨員和非黨員的流動人口進行匹配，篩選出個體特征最為接近的樣本，然后采用模型（1）研究黨員身份對流動人口社會治理參與的影響。在匹配過程中，我們使用Logit模型，采用一對一的近鄰匹配，所采用的個體特征變量與模型（1）的控制變量相同。樣本在匹配前，黨員和非黨員的個體特征整體上具有較大的差異。在匹配后，黨員與非黨員流動人口特征不存在顯著的差異，傾向得分匹配法的平衡性檢驗得到滿足。①由于版面有限，對匹配結(jié)果感興趣的讀者，可以聯(lián)系作者索取。同時，如表3的的第1列所示，在使用匹配后的樣本進行回歸，流動人口黨員身份的回歸系數(shù)為正數(shù)且在1%的統(tǒng)計水平上顯著，表明黨員身份促進了流動人口社會治理活動的參與。

在表3的第2列，借鑒楊巧和楊揚長[56]的研究方法，我們采用Logit模型研究黨員身份對流動人口社會治理參與的影響。Logit模型和Probit模型是被解釋變量為二值選擇變量時最常采用的計量模型，二者的區(qū)別在于對累積分布函數(shù)假設(shè)的區(qū)別。Logit模型假設(shè)累積分布函數(shù)為邏輯函數(shù)，而Probit假設(shè)累積分布函數(shù)為標(biāo)準(zhǔn)正態(tài)函數(shù)。目前關(guān)于這兩種模型在二值選擇變量研究中的選取并沒有統(tǒng)一的標(biāo)準(zhǔn)。如表3的第2列所示，流動人口黨員身份的回歸系數(shù)為正數(shù)且在1%的統(tǒng)計水平上顯著，二值選擇變量模型的選用并沒有影響本文的研究結(jié)論。

最后，考慮到流動人口流動地社區(qū)關(guān)懷可能會影響流動人口的社會治理參與，我們在表3的第3列進一步控制了當(dāng)?shù)厣鐓^(qū)關(guān)懷的影響。較好的當(dāng)?shù)厣鐓^(qū)關(guān)懷使得流動人口有更強的歸屬感，獲得一定的經(jīng)濟或情感收益，可能會促進流動人口更多地參與社會治理。我們采用流動人口流動地是否為流動人口建立居民健康檔案來量化流動人口所在社區(qū)的關(guān)懷。當(dāng)?shù)貫榱鲃尤丝诮⒔】禉n案時，社區(qū)關(guān)懷的取值1，否則取值為0。如回歸所示，在控制流動人口所在社區(qū)關(guān)懷的影響后，流動人口黨員身份的回歸系數(shù)仍然顯著為正值，表明黨員身份促進了流動人口的社會治理參與。

表3 穩(wěn)健性檢驗

（四）社會治理參與方式

在該部分，我們進一步研究了黨員身份對流動人口不同社會治理參與方式的影響。具體來講，我們研究了：1）黨員身份對流動人口給所在單位/社區(qū)/村提建議或監(jiān)督單位/社區(qū)/村務(wù)管理的影響。當(dāng)流動人口給所在單位/社區(qū)/村提建議或監(jiān)督單位/社區(qū)/村務(wù)管理時，村社單位事務(wù)管理取值為1，否則取值為0；2）黨員身份對流動人口通過各種方式向政府有關(guān)部門反映情況/提出政策建議的影響。當(dāng)流動人口通過各種方式向政府有關(guān)部門反映情況/提出政策建議時，行政管理參與的取值為1，否則取值為0；3）黨員身份對流動人口在網(wǎng)上就國家事務(wù)、社會事件等發(fā)表言論及參與討論的影響。當(dāng)流動人口在網(wǎng)上就國家事務(wù)、社會事件等發(fā)表言論及參與討論時，網(wǎng)絡(luò)時事的取值為1，否則取值為0；4）黨員身份對流動人口主動參與捐款、無償獻血、志愿者活動的影響。當(dāng)流動人口主動捐款、無償獻血、志愿者活動時，慈善志愿者活動的取值為1，否則取值為0。

如表4所示，流動人口黨員身份的回歸系數(shù)在第1、2和4列為正數(shù)且在1%的統(tǒng)計水平上顯著，這表明黨員身份促進了流動人口給所在單位/社區(qū)/村提建議或監(jiān)督單位/社區(qū)/村務(wù)管理、通過各種方式向政府有關(guān)部門反映情況/提出政策建議及主動參與捐款、無償獻血和志愿者活動。然而，在第3列，流動人口黨員身份的回歸系數(shù)雖然為正數(shù)，但是在統(tǒng)計上并不顯著。這表明黨員身份對流動人口在網(wǎng)上就國家事務(wù)、社會事件等發(fā)表言論及參與討論并沒有顯著影響。鑒于網(wǎng)絡(luò)言論的匿名性和隨意性及黨員受過嚴(yán)格的紀(jì)律培訓(xùn)的現(xiàn)實，具有黨員身份的流動人口傾向于通過較為正規(guī)透明的機制參與社會治理。

表4 黨員身份對流動人口社會治理參與方式的影響

五、結(jié)論及政策建議

提高社會治理各主體的參與水平，構(gòu)建“共建共治共享的社會治理格局”是我國未來社會治理發(fā)展的大方向。流動人口的流動性及邊緣化特征，使得他們在參與社會治理時較為消極。本文從個人身份的角度，研究了黨員身份對流動人口社會治理參與的影響。研究發(fā)現(xiàn)，黨員身份有助于提高流動人口的社會治理參與水平。該結(jié)論在采用PSM方式匹配個體特征、更換實證模型及控制流動地社區(qū)關(guān)懷的影響后，依然成立。進一步，本文研究黨員身份對流動人口社會治理參與方式的影響，發(fā)現(xiàn)黨員身份促進了流動人口給所在單位/社區(qū)/村提建議或監(jiān)督單位/社區(qū)/村務(wù)管理、通過各種方式向政府有關(guān)部門反映情況/提出政策建議及主動參與捐款、無償獻血和志愿者活動，但是黨員身份并沒有促進流動人口在網(wǎng)上就國家事務(wù)、社會事件等發(fā)表言論及參與討論。

本文的研究結(jié)論表明黨員身份在提高流動人口社會治理參與方面扮演著積極的角色。為此應(yīng)該增強對流動人口黨組織的建設(shè)和管理，加大對流動人口黨組織的資源投入，發(fā)揮流動人口黨員帶動流動人口參與社會治理的積極作用。同時，政府應(yīng)該降低戶籍對于流動人口參與社會治理的阻礙作用，改善流動人口在流動地經(jīng)濟、社會和政治層面邊緣化的尷尬狀況，切實保障流動人口的合法權(quán)益。此外，流動人口所在的社區(qū)也要積極地對流動人口社會治理的參與進行幫扶，提高流動人口參與社會治理的意愿。