鄧寧華 楊立雄

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

關鍵詞中國社會組織會員資格影響因素

〔中圖分類號〕C916〔文獻標識碼〕A〔文章編號〕0447-662X(2014)06-0106-11

一、研究問題及其背景

十八屆三中全會提出了“實現(xiàn)國家治理現(xiàn)代化”的總目標。要實現(xiàn)治理現(xiàn)代化，就要不斷通過全面深化改革來改變傳統(tǒng)的政府“大包大攬式”的一元單向治理模式，并形成以“社會協(xié)同”和“公眾參與”為基礎的多元互動治理模式。1978年迄今，我國在公眾參與和社會協(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協(xié)同不足問題仍很突出。鑒于公眾有組織的社會參與的重要意義，本文試圖對中國人口社會組織加入的特點和形成機理進行初步實證研究。

公民對社會組織的加入在國際學術界常稱為“志愿組織成員資格”（Voluntary Organization Membership），但我們認為稱為“社會組織會員資格”（Social Organization Membership，以下簡稱“SOM”）更加合適。對中國社會組織或中國人口SOM的研究主要發(fā)生在20世紀90年代以后。大量研究表明，一方面，改革開放以來，隨著國家控制的放松、市場經(jīng)濟的發(fā)展和福利社會化的推進，中國民間社會組織大量涌現(xiàn)，公眾有組織的社會參與日益活躍，國家與社會關系的現(xiàn)代化程度不斷提升；另一方面，由于經(jīng)濟社會發(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，民間社會組織的創(chuàng)建和發(fā)展還面臨很多挑戰(zhàn)：與發(fā)達國家相比，中國公眾社會組織參與水平還較低，體制內(nèi)社會組織（工會、共青團和婦聯(lián)等）在公眾社會組織加入機會上占據(jù)“壟斷”優(yōu)勢，體制內(nèi)社會組織與民間社會組織之間存在制度性鴻溝；即使發(fā)展迅速的草根社會組織也因嚴

* 基金項目：廣東省教育廳2013年高等教育教學改革項目（粵教高函〔2013〕113號NO.372）；國家社會科學基金項目“社會救助目標定位研究”（13BSH093）

格的管理而不得不實施自我限制，并維持與政府之間的非正式的、權宜性的合作關系。鄧寧華： 《我國社會組織的八大特征》，《中國統(tǒng)計》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，現(xiàn)有關于中國社會組織或SOM的研究也存在以“組織”而非“個體”為關注中心這一視角缺陷；學術界對中國人口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

中國社會組織會員資格研究

我們認為，對中國人口SOM研究的不足主要是因為“市民社會”、“合作主義”和“組織合法性”視角的缺陷。這三個視角自20世紀90年代以來構成了國內(nèi)外學術界關于中國社會組織研究的主導性視角。雖然它們之間存在差異乃至爭議，但在解釋中國社會組織的興起上都持有兩個基本觀點：（1）強調(diào)國家支持、社會自主以及國家-社會間的信任與協(xié)同的增強是中國社會組織興起的根本原因；（2）強調(diào)自上而下的單向治理模式，是中國社會組織未來發(fā)展的關鍵制約因素，并進而要求實現(xiàn)社會組織管理政策的改進。我們接受這兩個基本觀點，但認為上述視角亦存在兩個缺陷：（1）以國家-社會關系以及這一情境中社會組織的創(chuàng)立、行動和監(jiān)管過程為研究中心，以機構創(chuàng)始人或政府管理人員為訪談對象，難以避免地忽視了普通人群對社會組織的加入；（2）都強調(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，結果導致現(xiàn)有研究中定性、主觀的判斷充斥，客觀、準確的分析缺乏。我們將上述視角概稱為“政治中心主義”范式。當然，亦需要指出，有少數(shù)研究者已注意到上述三個視角的缺陷，而試圖引入其他解釋因素，如有的強調(diào)要引入組織社會學理論，鄧寧華：《“寄居蟹的藝術”：體制內(nèi)社會組織的環(huán)境適應策略——對天津市兩個省級組織的個案研究》，《公共管理學報》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.全球化影響或社會政策變革莫頓，K.：《中國非政府組織的興起及其對國內(nèi)改革的意義》，《馬克思主義與現(xiàn)實》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視角，并且同樣存在以“組織”而非以“人”為中心的局限。

與對中國人口SOM的忽視相比，自托克維爾以來，西方學者對SOM進行了長期系統(tǒng)的研究。眾多研究表明，發(fā)達國家的SOM水平總體上較高，同時各國之間、一國內(nèi)部以及同一對象在不同時期也存在各種差異；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，初步形成了個體性解釋、組織社會學解釋和宏觀結構-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，個體性解釋以心理學、理性選擇和社會化理論為主，強調(diào)個體的主觀傾向、社會資源、志愿參與經(jīng)歷以及生命周期等因素的重要性；組織社會學以管理學和組織社會學為主，強調(diào)組織動員和任務類型等因素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；宏觀層次的結構-文化解釋則強調(diào)經(jīng)濟發(fā)展水平、政治體制類型和政治穩(wěn)定性、福利國家以及宗教文化等的重要性。這些國外研究對我們有重要參考意義。

本文試圖以“中國人口的SOM行為”為關注焦點，在批判借鑒西方相關研究成果的基礎上，構建關于SOM的包括政治與非政治因素在內(nèi)的多維效應分析框架，并利用北京大學中國社會科學調(diào)查研究中心的CFPS 2010年全國性截面數(shù)據(jù)，對中國SOM進行單變量分析和個體-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

（一）發(fā)展性權威主義情境

雖然中西方的國情和社會組織狀況有很大差異，但可以認為二者在社會組織會員資格（SOM）上有相似的理論邏輯：第一，特定社會成員要自愿加入社會組織，首先要創(chuàng)造出這樣的社會組織；第二，面對既有的社會組織格局，特定社會成員是否加入，要受到個體的加入意愿和加入能力的影響；第三，任何個體對特定社會組織的加入意愿和能力，又進一步嵌入到家庭、社區(qū)、地區(qū)乃至國家所構成的結構和文化情境之中。進一步地，在經(jīng)驗層次上，由于中國與西方相比有很不同的情境差異，而有其獨特的實踐邏輯：中西方SOM狀況很不相同。中國體制內(nèi)社會組織占主導，西方則民間或市民社會組織占主導；二者在SOM主導格局上的差異可以歸結為它們在政治資源、個人主觀動力、經(jīng)濟資源、社會資本、宗教資源、福利國家和城市化等方面的差異。我們將這些差異系統(tǒng)結合起來，可概括出關于SOM的“發(fā)展性權威主義”和“發(fā)達民主主義”兩種理想類型（見表1）。與“政治中心主義”范式相比，上述理想類型提供了一個多維效應分析框架；它并不否認保持“權威主義”因素的重要性，但更突出了與經(jīng)濟、社會等其他因素的重要性。

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

表1關于SOM的兩種理想類型

發(fā)達民主主義發(fā)展性權威主義社會組織會員資格狀況民間或市民社會組織占主導，且其發(fā)展得到鼓勵體制內(nèi)社會組織占主導，且其發(fā)展得到鼓勵政治資源國家-社會平等合作

法律完善

腐敗受到控制

政治合法性程度較高

社會沖突的民主解決機制

支持第三部門國家-社會強制合作

法律不完善

腐敗現(xiàn)象嚴重

政治合法性程度較低

社會沖突的強制解決機制

限制第三部門個人主觀動力自我取向的積極評價

自我取向的自我效能感

次級群體取向的親社會態(tài)度群體取向的積極評價

群體取向的自我效能感

初級群體取向的親社會態(tài)度經(jīng)濟資源較多的正規(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

教育水平低社會資本陌生人信任與網(wǎng)絡

抽象互惠

弱關系取向熟人信任與網(wǎng)絡

具體互惠

強關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

宗教限制福利國家福利國家發(fā)達

社會公平程度高

中產(chǎn)階級為主的社會福利國家薄弱

社會公平程度低

兩極分化的社會城市化城市化社會

城市化結束

農(nóng)村人口較少半城市化社會

城市化迅速

大量農(nóng)村人口

（二）分層多維度情境效應

1閉治效應

政治因素是“政治中心主義”范式的關注焦點，國外研究亦強調(diào)民主政治對自由結社的積極作用。運用Esping-Andersen的體制理論，Janoski認為“傳統(tǒng)合作主義”民主在構建正式志愿組織中要落后于“自由主義”和“社會民主主義”這兩種民主類型；新自由主義之所以有較高SOM，主要是因為替代了福利國家；社會民主主義之所以有較高SOM，主要是因為讓更多社會成員加入工會和政治組織。參見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.當然，有的學者對合作主義民主的SOM效應有不同看法，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.但一個共識是：日本這樣的“國家主義”民主類型由于國家強有力的限制，SOM水平要更低。

權威主義與發(fā)達民主主義類型（特別是自由主義和社會民主主義）相距甚遠，更接近于合作主義、特別是國家主義。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.本文認為，與國家主義相比，權威主義甚至也存在四個方面的差距：一是政治多元主義有限，且缺乏政府責任限制；二是合法性基礎建立在情感、特別是落后和緊急事件等必要事件的認識上，而非民主基礎之上；三是對社會自主的控制更強烈，國家動員更突出，國家-社會之間形成強制合作體制；四是正式組織的行政權力界定模糊、經(jīng)常變動，腐敗現(xiàn)象更嚴重，社會沖突解決的非民主與非法治化特征較突出，并進而限制第三部門的發(fā)展。1978年以來中國已取得很大政治進步，但大量的腐敗和預算軟約束等表明，中國仍維持了較強有力的權威主義政治體制，而這對中國SOM的狀況及其構成有深遠影響。參見Gilley, B., “Paradigms of Chinese Politics: Kicking Society Back Out,” Journal of Contemporary China, vol.20, no.70, 2011, p.517.鑒于權威主義體制的強制性控制傾向，一個合理的推論是：在控制性管理偏好的權威主義體制中，廣泛的基層民主參與可能提升城鄉(xiāng)居民對基層政府的不信任，進而加劇其對體制內(nèi)社會組織的反感和排斥。不過，對國家的限制性角色定位亦遭受詬病。Hsu & Hasmath認為，在地方合作主義體制下，中國地方政府仍能采用隱秘的靈活控制來推動社會組織的登記和發(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對北京和上海的調(diào)查亦發(fā)現(xiàn)，地方政府越來越構成了保障農(nóng)民工NGO活動有效性的重要力量。Hsu, J., “Layers of the Urban State: Migrant Organisations and the Chinese State,” Urban Studies, vol.49, no.16, 2012, p.3513.因此，一個相反的推論是：如果政府加強對社會的服務或治理偏好的策略，那么廣泛的基層民主參與可能提升公眾對基層政府的信任和對包括體制內(nèi)社會組織在內(nèi)的各類社會組織的加入。這樣，可提出兩個相反的假設：在治理與服務偏好的政治導向下，特定社區(qū)民主法治水平越高，那么其SOM水平越高（治理與服務偏好假設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2a）。

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

2斃睦硇в

在發(fā)達民主主義中，市民社會組織和個人志愿加入行為占主導；與此相關，親社會取向、自我效能和積極的自尊等心理特質與SOM有較強親和性，此外志愿參與經(jīng)歷也對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.在中國這樣的發(fā)展性權威主義國家，個體主觀動力的表現(xiàn)形態(tài)與國外有所不同，如更重視集體取向的評價和自我效能感，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（而非個人）動機加入社會組織。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.當然，即使如此，個體較強的主觀動力對于SOM應當有積極作用。由此可提出假設：特定個體的自我效能感越高，親社會態(tài)度越強，社會參與越多，家庭志愿參與活動越多，則SOM水平越高（假設3a,b,c和d）。

3本濟效應

資源依賴理論強調(diào)資源在組織過程中的作用。國外大量經(jīng)驗研究表明，雖然在眾多經(jīng)濟相關變量中只有“教育”存在一致影響，但寬泛而言，個體越是擁有更多的財產(chǎn)、較高的社會經(jīng)濟地位、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組織加入機會；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)濟效應不僅體現(xiàn)在個體層次上，還體現(xiàn)在情境層次上。中國三十多年來在經(jīng)濟建設、教育發(fā)展和健康改進方面取得舉世矚目的成就，上述經(jīng)濟效應也應存在。由此可提出假設：在個體層次上，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4a-d）；在家庭和社區(qū)層次上，家庭經(jīng)濟狀況越好，社區(qū)經(jīng)濟發(fā)展水平越高，則SOM水平越高（假設4e和f）。

4鄙緇嶁в

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

no.1, 1969, p.31.Serow對965名大學肄業(yè)生的調(diào)查分析發(fā)現(xiàn)，校外服務項目參與率、同輩組織參與和參加的機構之間有正向互動作用。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)系在個體和國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.雖然中國社會資本和社會信任有很強的初級群體社會特征，但大量的社會資本和活躍的社會參與也可能對SOM帶來積極影響。由此可以提出假設：個體社會資本和社會參與越多，家庭社會資本越多，那么SOM越高（假設5a-c）。

5弊誚絳в

在西方國家，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個體與社會組織之間的親和性。例如，Lam的國際比較研究表明，清教徒要比天主教徒、清教徒國家要比天主教國家有更高的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志愿協(xié)會參與有顯著影響。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西部有較大影響力，這樣的宗教文化因有很強的過度整合或出世傾向而可能降低個體的社會參與和橫向聯(lián)系；執(zhí)政黨的無神論思想亦可能會降低宗教參與水平（乃至一般的SOM水平）。當然，如果個體有宗教參與，那么其SOM水平總體上會有提升。由此可提出假設：社會成員個體越屬于少數(shù)民族，越參與宗教活動，越不是中共黨員，越不是黨政軍團人員，SOM水平越高（假設6a-d）；社區(qū)越處于少數(shù)民族地區(qū)，社區(qū)宗教活動場所越多，則SOM越高（假設6e，f）。其中，關于中共黨員和黨政軍團人員的假設6c、6d，與假設2b、2c方向相反。

6備＠國家效應

關于福利國家對SOM的效應，有的西方學者強調(diào)“促進作用”，有的強調(diào)“抑制作用”。我們認為，關鍵要區(qū)分兩個機制：一是平等化機制。有的認為福利國家開支有利于推動社會平等，推動中產(chǎn)階級社會的出現(xiàn)，給予人們更多的勞動保護和自由時間，因而有利于提升SOM。鄧寧華、欒卉：《社會分工、法律類型和福利國家：非營利部門的多維情境》，《中國非營利評論》2010年第2卷。關于發(fā)達國家的眾多實證研究證明了這一點。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.302.二是福利供應機制。80年代前發(fā)達國家主要采用公共福利供應，社會組織的參與有限，因而福利國家對社會組織的擠出效應突出；進入新自由主義時代后福利服務更多地由社會組織來輸送，擠出效應在一定程度上為伙伴關系所取代。因此，福利供應的公共壟斷與否是判斷其擠出效應的關鍵。與發(fā)達國家相比，當前中國社會保障水平低，公平缺乏，并且服務輸送的公辦主導格局仍未受挑戰(zhàn)，因而福利國家的擠出效應可能仍較突出。由此可提出假設：就特定個體而言，福利受益項目越多，則SOM越高（均等化效應假設7a）；在公共機構維持社區(qū)福利供應壟斷的情境中，社區(qū)服務供應越多，則SOM越低（擠出效應假設7b）。

7背鞘謝效應

高度城市化的社會有利于人與社會組織之間的交錯。中國這樣的發(fā)展性權威主義國家城市化尚未結束，因而可假設：城市社區(qū)比農(nóng)村社區(qū)有更高的SOM（假設8a）；中國人口的城市化仍面臨諸多壁壘，農(nóng)民工加入工會等正式社會組織的機會較匱乏，而可能像其他發(fā)展中國家一樣利用各種非正式關系或組織來適應城市生活。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：本區(qū)縣戶籍人口較非戶籍戶口有更多、更高的SOM（假設8b）。

三、變量測量和分析方法

（一）變量測量

“社會組織會員資格（SOM）”是本文的中心變量，它指向特定調(diào)查對象所加入的各類社會組織的數(shù)量。CFPS 2010年成人問卷包括了以下3類可供志愿加入的組織：（1）“政治黨派或組織”，包括“中國共產(chǎn)黨、民主黨派、縣/區(qū)以上人民代表大會以及縣/區(qū)以上政協(xié)”共4種；（2）“人民群眾團體”，包括“工會、共青團、婦聯(lián)和工商聯(lián)合會”4種；（3）“以民間社會組織為主的社會組織”，包括“宗教信仰團體、個體勞動者協(xié)會、民營企業(yè)家協(xié)會、其他正式社會團體以及非正式聯(lián)誼組織”5種。據(jù)此，因變量劃分為4個：①全部13種組織會員資格，我們稱之為“一般組織會員資格”（General Organization Membership, 簡稱“OM”）。它與著名的世界價值觀調(diào)查（WVS）關于“志愿組織加入”的測量口徑大體一致；②社會組織會員資格（“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)社會組織會員資格（Government-Organized Social Organization Membership, 簡稱“GOSOM”）的下限，僅包括5-8種；④民間社會組織會員資格（Society-Organized Social Organization Membership, 簡稱SOSOM）的上限，僅包括9-13種。

在自變量方面，（1）在政治效應假設上，“社區(qū)民主法治水平”用個體層次的“對本縣市政府工作評價”和社區(qū)層次的“最近一次選舉到今天的時間長度”、“參加投票選民的比例”和“第一輪選舉時主任候選人人數(shù)”來綜合測量，“個體政治資源”用“是否為中共黨員”和“是否為黨政軍團身份”來測量。（2）在心理效應假設上，“自我效能感”用“幸福感”和“對未來的信心”的均值之和來測量，“親社會態(tài)度”用對“不被人討厭”、“與配偶關系親密”、“不孤單”和“死后有人念想”的評價指數(shù)均值來測量，“社會參與”用“有無社區(qū)公益活動參與”來測量；家庭層次“志愿參與”用“家庭去年是否有捐贈”來測量。（3）在經(jīng)濟效應假設上，“特定個體職業(yè)地位”、“收入水平”、“受教育水平”和“健康水平”分別用“有無連續(xù)六個月工作的經(jīng)歷”、“調(diào)整后個人總收入分組”、“受教育年限”和“健康自評”來測量；“家庭經(jīng)濟狀況”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”來測量；“社區(qū)經(jīng)濟發(fā)展水平”用“村居經(jīng)濟狀況評價”來測量。（4）在社會效應假設上，“個體社會資本”用“有無工作日與休息日社會交往”、“人際關系自我判斷指數(shù)”和“社會網(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對象總和）來測量；“家庭社會資本”用“春節(jié)拜年網(wǎng)規(guī)模分組”和“鄰里交往規(guī)模分組”來測量。（5）在宗教效應假設中，“個體宗教參與活動”用“工作日和休息日參與宗教活動的小時數(shù)”來測量，社區(qū)層次用“是否為少數(shù)民族地區(qū)”和 “社區(qū)宗教活動場所”來測量。（6）在福利國家效應假設上，“個體福利受益項目”用“個體所享受的各個社會政策受益項目數(shù)量”來測量，“社區(qū)福利服務”用“執(zhí)行低保政策年限”、“社區(qū)基礎設施數(shù)量”和“社區(qū)內(nèi)服務設施數(shù)量”來綜合測量。（7）在城市化效應假設中，“社區(qū)類型”用 “村居城鄉(xiāng)分類”來測量，“個體遷移”用“戶口是否在本區(qū)縣”來測量。

（二）分析方法

由于因變量為計數(shù)變量，并且數(shù)據(jù)包括“個體、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；每個分析都包括四個因變量“OM、SOM、GOSOM下限和SOSOM上限”，且未進行權數(shù)調(diào)整。個體層次用“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。在進行階層泊松回歸分析前，首先對各自變量進行正態(tài)分析，對部分變量進行分組以確保自變量不違背正態(tài)分布原則，并對無零值的自變量進行總體均值處理；然后對各自變量進行相關分析，“人際關系自我判斷指數(shù)”因與“自我效能感”高度相關（r=0.947）而被排除，“村居居民精神狀況評價”因與 “村居經(jīng)濟狀況評價”（Gamma=0.574）高度相關而被排除；由于沒有過大方差，未采用零膨脹回歸分析。對四個因變量的三層次泊松回歸隨機截距零模型分析表明，家庭層次的作用都不顯著，因而未檢驗家庭相關的假設，并且只選擇個體和社區(qū)層次來進行分析。由于隨機低利率模型難以收斂，最終采用了個體-社區(qū)層次的隨機截距型泊松回歸模型，這一模型可靠性系數(shù)都達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、拉普拉斯經(jīng)驗估計模型檢驗和過度發(fā)散模型分析結果也都顯示，最終模型可以接受。隨機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：單變量分析

表2中國人口SOM的一般狀況

OMPP/OMSOMGOSOM下限SOSOM上限〖6〗共青團宗教信仰組織其他正式社會組織均值0.3060.0780.2280.2080.1680.020.0130.003標準差0.519—0.4560.4370.1840.1440.1140.052N33600說明：數(shù)據(jù)來源于CFPS2010；OM指“一般組織會員資格”，PP/OM指“政治黨派或組織會員資格”，GOSOM指“體制內(nèi)SOM”，SOSOM指“民間SOM”。因篇幅限制，只列舉關鍵社會組織類型的數(shù)據(jù)。

單變量分析顯示了中國人口較低的SOM水平。在33600個16歲以上的調(diào)查對象中，OM和SOM指標值分別為0.306和0.228個。對比1991~1993年世界價值觀全球調(diào)查數(shù)據(jù)（無控制），雖然二者對SOM的測量不完全相同，但總體上中國SOM值低于發(fā)達國家的VOM值（1.03個/人），遠遠低于美國這樣的“加入者國度”（1.98個/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，中國是一個民眾加入社會組織水平很低的“原子化的社會”，假設1a得到強有力的支持。

進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%，二者合計高達93.5%；特別地，GOSOM下限值占了SOM的91.2%，其中“共青團”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%。除宗教信仰團體（0.013）外，私營企業(yè)家協(xié)會、個體勞動者協(xié)會、其他正式社會組織和非正式聯(lián)誼組織會員資格均值都很低。上述分析共同反映了官方組織對民眾組織化的“壟斷優(yōu)勢”這一權威主義體制下志愿參與的典型特征，因此，假設1b得到強有力的支持。

也要注意，均值分析有一定欺騙性，因為所有指標的標準差都大于均值，而這意味著SOM分布是高度非正態(tài)的。對原始數(shù)據(jù)的進一步分析發(fā)現(xiàn)，高達79.0%的調(diào)查對象未加入任何組織。這顯示：中國主要由高度原子化的個人構成。

（二）中國人口SOM的個體-社區(qū)層次泊松回歸分析

下面分析中國人口SOM的多維效應。個體-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變量。進一步地，SOM=exp(Intercept2qj) ×exp(b1qj∑(x1qj))×exp(b2qj∑(x2qj))，通過bqj 可反映各層次的自變量對因變量的作用方向與水平。由于對控制變量的解釋較復雜，因而不對“INTRCPT2”、“性別”、“年齡”和“婚姻”的作用加以解釋?！懊褡濉弊兞亢汀皯艨谠诒緟^(qū)縣”的作用放到對各效應的假設檢驗中加以說明。

1閉治效應

首先檢驗兩個相反的假設：控制性管理偏好假設2a和治理與服務偏好假設2a。（1）“本縣市政府工作評價”：分析表明，隨著得分的上升（即對本縣市政府工作評價越低），SOSOM上限顯著增加，而其他三個因變量不顯著地降低。這意味著對基層政府治理評價的降低會促進對民間社會組織的加入，但并不撼動體制內(nèi)組織的優(yōu)勢地位。鑒于這一點與權威主義體制的內(nèi)在關聯(lián)，可以認為分析結果支持了控制性管理偏好假設、拒斥治理與服務偏好假設。（2）“村居選舉”變量：首先，比較離最近選舉年份的年數(shù)“超過3年”類別，除了“2年”類別對SOSOM有顯著影響外，其他類別在各因變量上無顯著正效應。這表明，及時進行換屆選舉這一基層民主活動的規(guī)范化行動，對SOM總體上缺乏推動作用；其次，對比首輪選舉中“有4個以上候選人”的情形，“2個”和“3個”候選人并不影響各因變量，特別地，“1個”候選人雖不至于降低體制內(nèi)組織加入，但抑制民間社會組織加入；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?？傊?，更大基層民主選舉參與總體上未能導致形成與體制內(nèi)社會組織的正向聯(lián)系，反而可能導致兩者的疏離。因此，控制性管理偏好假設得到進一步支持，而治理與服務偏好假設被證偽。

然后檢驗“黨員身份”和“黨政軍團身份”的效應。政治效應視角和宗教效應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OM有顯著正效應。鑒于“黨員身份”本來屬于OM的一個類別，因此這不足為奇。要點在于：“黨員身份”顯著降低SOM和GOSOM下限，因此關于黨員身份對社會組織加入有積極作用的假設2b被證偽。不過，這也并不意味著假設6c得到充分支持，因為“黨員身份”并不顯著降低SOSOM上限。這里的具體機制如何，尚有待進一步探究。（2）“黨政軍團身份”在各因變量上的回歸系數(shù)都不顯著，原因在于“黨政軍團身份”變量與“黨員身份”變量有顯著的低度相關。進一步分析表明，如果將“黨員身份”變量取消，僅保留“黨政軍團身份”變量，那么分析結果仍然相似。因此，本研究并未給兩組相反的假設提供充分的判決性檢驗。

表3中國人口SOM的個體-社區(qū)層次隨機截距型泊松回歸：單位模式固定效應最終估計

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%本縣市政府工作評價-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-0.031-0.0180.034-0.423*2個-0.013-0.008-0.016-0.1313個*-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黨政軍團身份:是-0.07-0.0150.0040.221心理效應自我效能感0.030**0.039**0.0200.184***親社會態(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)濟效應連續(xù)半年工作經(jīng)歷:有0.1597***0.119***0.136***-0.051個人總收入：≤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1萬-0.020-0.015-0.0290.1771萬到1.7萬*-0.014-0.026-0.0390.090受教育年限0.097***0.125*** 0.139***0.026**%健康自評0.035***0.043*** 0.035**0.078*%村居經(jīng)濟狀況0.0170.038**0.0300.081*社會效應社會網(wǎng)規(guī)模0.0020.004-0.00020.083**社交活動參與:有-0.016-0.034-0.017-0.141宗教效應宗教活動參與: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**宗教信仰機構數(shù):0個0.100*0.1380.1220.1871個0.0300.031-0.0060.3482個*0.1230.1660.1830.021福利國家效應政策項目受益數(shù):0個-0.316***-0.458***-0.444***-0.421**1個-0.235***-0.338***-0.335***-0.2622個*-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*基礎設施種數(shù)-0.0010.0020.005-0.004非宗教機構數(shù):≤10個-0.045-0.099-0.0770.14511到20個*-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照組；個體和社區(qū)樣本量分別為28118和622個。

2斃睦硇в

心理效應假設3a-c得到較有力支持。（1）“自我效能感”和“親社會態(tài)度”對所有四個因變量的回歸系數(shù)全為正值，并且前者與SOSOM上限、SOM和OM顯著相關， 后者與GOSOM下限以及SOM和OM顯著相關。鑒于“自我效能感”和“親社會態(tài)度”在理論上分別與個體主義和集體主義相聯(lián)系，可以認為有個體主義傾向者更多地偏向于民間社會組織而不是體制內(nèi)社會組織，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，并在SOM和GOSOM下限方面顯著。

3本濟效應

（1）職業(yè)地位假設4a：得到一定程度的支持，因為“有連續(xù)半年工作經(jīng)歷”對OM、SOM和GOSOM下限有顯著正效應，而對SOSOM上限無顯著效應。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，反映了國家與職業(yè)機會之間的更大親和性。（2）收入水平假設4b：未得到充分支持，因為所有系數(shù)都不顯著。不過，對比個人總收入“1.7萬到80萬”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，富有的個體更可能通過體制SOM行為來尋求自我保護，而較低收入的個體更可能通過民間SOM來尋求自我保護。（3）教育水平假設4c：和國外研究發(fā)現(xiàn)相似，“受教育年限”在各因變量中的正效應突出。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。（4）健康假設4d：檢驗結果與預想的相反。因為“健康自評”得分越大（即對自評的健康狀況越差），各因變量反而顯著提升。我們認為，不是“健康”自身，而是對“健康脆弱性的自我評價”，增強了人們加入社會組織以提升自我保護的主觀動力。（5）社區(qū)經(jīng)濟假設4f：由于“村居經(jīng)濟狀況”對“SOM”和“SOSOM上限”有顯著正效應，而對其他因變量作用不顯著，因此假設只得到部分支持。

4鄙緇嶁в

（1）社會網(wǎng)效應假設5a：“社會網(wǎng)規(guī)模”對OM、SOM和GOSOM下限無顯著效應，但顯著增強SOSOM上限。這意味著社會網(wǎng)更多嵌入到民間社會組織中，并與體制內(nèi)社會組織關系分離。因此，假設只得到較弱支持。（2）“社交活動”假設5b未得到支持，因為“有社交活動參與”在各因變量上都不顯著，且其效應是負值。

5弊誚絳в

（1）“漢族身份”假設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，強調(diào)漢族身份之不足的假設6a得到較有力支持。（2）“宗教活動參與”假設6b：“有宗教活動參與”雖不至于顯著增強GOSOM下限，但顯著增強OM、SOM和SOSOM上限。例如，SOSOM上限exp(3254266)= 259，這意味著有宗教活動參與者的SOSOM上限值是無參與者的259倍以上。假設得到強有力的支持。（3）“少數(shù)民族地區(qū)”假設6e：“漢族地區(qū)”在各因變量上都呈現(xiàn)出顯著負效應，在SOSOM上限值上“漢族區(qū)”僅為“少數(shù)民族地區(qū)”的5682%。假設亦得到強有力支持。（4）“社區(qū)宗教活動場所”假設6f：未得到有效支持，因為社區(qū)中有“2個及以下”的宗教機構較“3個以上”總體上無顯著效應。

6備＠國家效應

（1）福利國家的均等化效應假設7a：對比“3個以上”的政策項目受益數(shù)量類別，受益數(shù)量越少，在各因變量上取值都越低，并且僅個別回歸系數(shù)不顯著。因此，假設得到有力支持。（2）擠出效應假設7b亦得到有力支持：一方面，“執(zhí)行低保政策年限”越長，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SOSOM有擠出效應；另一方面，對比“21個以上”的非宗教機構數(shù)量類別，“0到10個”類別和“11到20個”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”類別的SOSOM上限水平是“21個以上”類別的1.47倍，從而印證了中國“公辦主導格局未受挑戰(zhàn)”的觀點。不過，“基礎設施種數(shù)”對于志愿組織會員資格沒有任何顯著影響。

7背鞘謝效應

（1）城市社區(qū)8a：得到強有力的支持，因為“城市社區(qū)”在所有四個因變量上都較“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8b：未得到支持，因為“戶口在本區(qū)縣”并無顯著效應。

五、進一步的討論和總結

公眾有組織的社會參與是國家治理模式轉型的社會基礎。為促進我國國家治理的現(xiàn)代化，需要深入研究中國人口加入社會組織這一行為過程的特征和影響因素。鑒于有關中國社會組織研究的“政治中心主義”范式缺陷，本文在批判借鑒西方志愿組織會員資格研究成果基礎上，結合中國實際構建了關于中國人口社會組織成員資格行為的發(fā)展性權威主義多維效應分析框架，提出了8組假設，并運用CFPS 2010年的成人、家庭和社區(qū)問卷數(shù)據(jù)進行了單變量分析和個體-家庭-社區(qū)層次的階層泊松回歸分析。

結果表明，第一，中國人均社會組織占有量僅為0228個，遠低于發(fā)達國家，體制內(nèi)社會組織占9成以上、壟斷優(yōu)勢明顯，并且高達790%的調(diào)查對象未加入任何組織。所有這些反映了中國主要由原子化的個人構成這一“原子化的社會”特征。第二，從影響因素來看，在對4個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，個體層次作用最突出。在影響因素方面，在政治維度上，在權威主義體制下的控制性管理偏好下，中國人口社會組織會員資格存在突出的國家與社會張力，“黨員”和“黨政軍團”身份的作用機制有待進一步探究；在心理維度上，自我效能感、親社會態(tài)度和社區(qū)公益參與都不同程度地提升社會組織會員資格水平，并且個體主義者偏向于民間社會組織，而集體主義者則偏向于體制內(nèi)社會組織；在經(jīng)濟維度上，“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)社會組織之間的更大聯(lián)系，“受教育年限”和對健康脆弱性的自我想象作用顯著，“村居經(jīng)濟狀況”有較弱的正效應，“個人總收入”作用不彰；在社會維度上，社會網(wǎng)與民間社會組織有親和性，并與體制內(nèi)社會組織相分離，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”抑制總體的社會組織加入，反之亦然；在福利國家維度上，均等化效應和擠出效應同時存在；在城市化維度上，“城市社區(qū)”較“農(nóng)村社區(qū)”有很強的正效應，但“戶籍”變量所反映的遷移作用并不顯著。

這些研究有重要實踐價值。鑒于自我效能感、親社會態(tài)度、受教育水平、宗教參與、再分配受益以及城市化對中國人口社會組織加入的積極作用，亦鑒于控制性管理偏好、較低的經(jīng)濟社會發(fā)展水平以及較弱的福利供應與福利霸權的制約作用，要真正推動我國治理模式轉型和實現(xiàn)國家治理現(xiàn)代化，一要高度重視國家管理模式從控制性管理偏好向治理與服務偏好的轉型，切實推進公眾有組織的社會參與；二要大力推進經(jīng)濟社會的轉型升級、加強中國特色的福利國家建設推進中國特色的社會主義文化建設以及社會成員更大的政治、經(jīng)濟與社會參與；三要努力破除體制社會組織和民間社會組織之間的制度斷裂，并實現(xiàn)它們的融合。只有采取各種綜合性的措施，中國社會由“原子化的社會”向“組織社會”或“去原子化的社會”的轉型以及國家治理現(xiàn)代化才能最終實現(xiàn)。

致謝：衷心感謝北京大學中國社會科學調(diào)查中心惠允對CFPS2010數(shù)據(jù)的使用。

作者單位：鄧寧華，五邑大學政法學院；楊立雄，中國人民大學勞動人事學院

責任編輯：秦開鳳