中国社会组织会员资格研究

邓宁华 杨立雄

内容提要市民社会、合作主义和合法性作为中国社会组织研究的主导性视角，都属于“政治中心主义”范式，而难以描述和解释中国人口的社会组织会员资格现象。本文在批判借鉴国外研究成果的基础上，构建了关于中国人口社会组织成员资格的多维效应分析框架，并运用CFPS 2010数据进行了描述分析和个体-家庭-社区层次的阶层泊松回归分析。结果表明，中国是一个体制内社会组织会员资格占9成以上且79%的社会成员未加入任何组织的“原子化社会”；个体层次作用最强，社区层次作用较弱，家庭层次作用不显著；自我效能感、亲社会态度、教育、健康脆弱性自评、宗教、福利受益和城市化促进社会组织会员资格，而控制性管理偏好、公办福利霸权和汉族身份则产生抑制作用。

关键词中国社会组织会员资格影响因素

〔中图分类号〕C916〔文献标识码〕A〔文章编号〕0447-662X(2014)06-0106-11

一、研究问题及其背景

十八届三中全会提出了“实现国家治理现代化”的总目标。要实现治理现代化，就要不断通过全面深化改革来改变传统的政府“大包大揽式”的一元单向治理模式，并形成以“社会协同”和“公众参与”为基础的多元互动治理模式。1978年迄今，我国在公众参与和社会协同上取得了巨大成就，但由于政府传统治理模式仍基本维持，公众参与少和有组织的社会协同不足问题仍很突出。鉴于公众有组织的社会参与的重要意义，本文试图对中国人口社会组织加入的特点和形成机理进行初步实证研究。

公民对社会组织的加入在国际学术界常称为“志愿组织成员资格”（Voluntary Organization Membership），但我们认为称为“社会组织会员资格”（Social Organization Membership，以下简称“SOM”）更加合适。对中国社会组织或中国人口SOM的研究主要发生在20世纪90年代以后。大量研究表明，一方面，改革开放以来，随着国家控制的放松、市场经济的发展和福利社会化的推进，中国民间社会组织大量涌现，公众有组织的社会参与日益活跃，国家与社会关系的现代化程度不断提升；另一方面，由于经济社会发展水平不高，特别是由于自上而下的单向治理模式的限制，民间社会组织的创建和发展还面临很多挑战：与发达国家相比，中国公众社会组织参与水平还较低，体制内社会组织（工会、共青团和妇联等）在公众社会组织加入机会上占据“垄断”优势，体制内社会组织与民间社会组织之间存在制度性鸿沟；即使发展迅速的草根社会组织也因严

* 基金项目：广东省教育厅2013年高等教育教学改革项目（粤教高函〔2013〕113号NO.372）；国家社会科学基金项目“社会救助目标定位研究”（13BSH093）

格的管理而不得不实施自我限制，并维持与政府之间的非正式的、权宜性的合作关系。邓宁华： 《我国社会组织的八大特征》，《中国统计》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。但与此同时，现有关于中国社会组织或SOM的研究也存在以“组织”而非“个体”为关注中心这一视角缺陷；学术界对中国人口SOM的数量特征及其影响因素如何仍知之不多。

2014年第6期

中国社会组织会员资格研究

我们认为，对中国人口SOM研究的不足主要是因为“市民社会”、“合作主义”和“组织合法性”视角的缺陷。这三个视角自20世纪90年代以来构成了国内外学术界关于中国社会组织研究的主导性视角。虽然它们之间存在差异乃至争议，但在解释中国社会组织的兴起上都持有两个基本观点：（1）强调国家支持、社会自主以及国家-社会间的信任与协同的增强是中国社会组织兴起的根本原因；（2）强调自上而下的单向治理模式，是中国社会组织未来发展的关键制约因素，并进而要求实现社会组织管理政策的改进。我们接受这两个基本观点，但认为上述视角亦存在两个缺陷：（1）以国家-社会关系以及这一情境中社会组织的创立、行动和监管过程为研究中心，以机构创始人或政府管理人员为访谈对象，难以避免地忽视了普通人群对社会组织的加入；（2）都强调政治因素的作用，并主要采用定性的或规范的研究方法，结果导致现有研究中定性、主观的判断充斥，客观、准确的分析缺乏。我们将上述视角概称为“政治中心主义”范式。当然，亦需要指出，有少数研究者已注意到上述三个视角的缺陷，而试图引入其他解释因素，如有的强调要引入组织社会学理论，邓宁华：《“寄居蟹的艺术”：体制内社会组织的环境适应策略——对天津市两个省级组织的个案研究》，《公共管理学报》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.有的强调资本主义、Howell, J., “Civil Society, Corporatism and Capitalism in China,” Journal of Comparative Asian Development, vol.11, no.2, 2012, p.271.全球化影响或社会政策变革莫顿，K.：《中国非政府组织的兴起及其对国内改革的意义》，《马克思主义与现实》2006年第2期。的重要性，但这些回答在解释的深入性和全面性上都难以媲美上述三个视角，并且同样存在以“组织”而非以“人”为中心的局限。

与对中国人口SOM的忽视相比，自托克维尔以来，西方学者对SOM进行了长期系统的研究。众多研究表明，发达国家的SOM水平总体上较高，同时各国之间、一国内部以及同一对象在不同时期也存在各种差异；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.围绕这些差异，初步形成了个体性解释、组织社会学解释和宏观结构-文化性解释“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，个体性解释以心理学、理性选择和社会化理论为主，强调个体的主观倾向、社会资源、志愿参与经历以及生命周期等因素的重要性；组织社会学以管理学和组织社会学为主，强调组织动员和任务类型等因素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；宏观层次的结构-文化解释则强调经济发展水平、政治体制类型和政治稳定性、福利国家以及宗教文化等的重要性。这些国外研究对我们有重要参考意义。

本文试图以“中国人口的SOM行为”为关注焦点，在批判借鉴西方相关研究成果的基础上，构建关于SOM的包括政治与非政治因素在内的多维效应分析框架，并利用北京大学中国社会科学调查研究中心的CFPS 2010年全国性截面数据，对中国SOM进行单变量分析和个体-家庭-社区层次的阶层泊松回归分析。

二、分析框架与研究假设

（一）发展性权威主义情境

虽然中西方的国情和社会组织状况有很大差异，但可以认为二者在社会组织会员资格（SOM）上有相似的理论逻辑：第一，特定社会成员要自愿加入社会组织，首先要创造出这样的社会组织；第二，面对既有的社会组织格局，特定社会成员是否加入，要受到个体的加入意愿和加入能力的影响；第三，任何个体对特定社会组织的加入意愿和能力，又进一步嵌入到家庭、社区、地区乃至国家所构成的结构和文化情境之中。进一步地，在经验层次上，由于中国与西方相比有很不同的情境差异，而有其独特的实践逻辑：中西方SOM状况很不相同。中国体制内社会组织占主导，西方则民间或市民社会组织占主导；二者在SOM主导格局上的差异可以归结为它们在政治资源、个人主观动力、经济资源、社会资本、宗教资源、福利国家和城市化等方面的差异。我们将这些差异系统结合起来，可概括出关于SOM的“发展性权威主义”和“发达民主主义”两种理想类型（见表1）。与“政治中心主义”范式相比，上述理想类型提供了一个多维效应分析框架；它并不否认保持“权威主义”因素的重要性，但更突出了与经济、社会等其他因素的重要性。

在上述分析的基础上可提出假设：与发达民主主义相比，因更少的经济、政治、社会和宗教等资源，发展性权威主义有更低的SOM水平，特别是民间SOM水平（假设1a）；不过，因权威主义的政治体制特点，发展性权威主义类型有更高的体制内SOM水平（假设1b）。

表1关于SOM的两种理想类型

发达民主主义发展性权威主义社会组织会员资格状况民间或市民社会组织占主导，且其发展得到鼓励体制内社会组织占主导，且其发展得到鼓励政治资源国家-社会平等合作

法律完善

腐败受到控制

政治合法性程度较高

社会冲突的民主解决机制

支持第三部门国家-社会强制合作

法律不完善

腐败现象严重

政治合法性程度较低

社会冲突的强制解决机制

限制第三部门个人主观动力自我取向的积极评价

自我取向的自我效能感

次级群体取向的亲社会态度群体取向的积极评价

群体取向的自我效能感

初级群体取向的亲社会态度经济资源较多的正规职业

收入水平高

教育水平高较少的正规职业

收入水平低

教育水平低社会资本陌生人信任与网络

抽象互惠

弱关系取向熟人信任与网络

具体互惠

强关系取向宗教资源清教等基督教

宗教自由儒家、佛教和伊斯兰教

宗教限制福利国家福利国家发达

社会公平程度高

中产阶级为主的社会福利国家薄弱

社会公平程度低

两极分化的社会城市化城市化社会

城市化结束

农村人口较少半城市化社会

城市化迅速

大量农村人口

（二）分层多维度情境效应

1闭治效应

政治因素是“政治中心主义”范式的关注焦点，国外研究亦强调民主政治对自由结社的积极作用。运用Esping-Andersen的体制理论，Janoski认为“传统合作主义”民主在构建正式志愿组织中要落后于“自由主义”和“社会民主主义”这两种民主类型；新自由主义之所以有较高SOM，主要是因为替代了福利国家；社会民主主义之所以有较高SOM，主要是因为让更多社会成员加入工会和政治组织。参见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.当然，有的学者对合作主义民主的SOM效应有不同看法，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.但一个共识是：日本这样的“国家主义”民主类型由于国家强有力的限制，SOM水平要更低。

权威主义与发达民主主义类型（特别是自由主义和社会民主主义）相距甚远，更接近于合作主义、特别是国家主义。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.本文认为，与国家主义相比，权威主义甚至也存在四个方面的差距：一是政治多元主义有限，且缺乏政府责任限制；二是合法性基础建立在情感、特别是落后和紧急事件等必要事件的认识上，而非民主基础之上；三是对社会自主的控制更强烈，国家动员更突出，国家-社会之间形成强制合作体制；四是正式组织的行政权力界定模糊、经常变动，腐败现象更严重，社会冲突解决的非民主与非法治化特征较突出，并进而限制第三部门的发展。1978年以来中国已取得很大政治进步，但大量的腐败和预算软约束等表明，中国仍维持了较强有力的权威主义政治体制，而这对中国SOM的状况及其构成有深远影响。参见Gilley, B., “Paradigms of Chinese Politics: Kicking Society Back Out,” Journal of Contemporary China, vol.20, no.70, 2011, p.517.鉴于权威主义体制的强制性控制倾向，一个合理的推论是：在控制性管理偏好的权威主义体制中，广泛的基层民主参与可能提升城乡居民对基层政府的不信任，进而加剧其对体制内社会组织的反感和排斥。不过，对国家的限制性角色定位亦遭受诟病。Hsu & Hasmath认为，在地方合作主义体制下，中国地方政府仍能采用隐秘的灵活控制来推动社会组织的登记和发展；Hsu, J. Y.,Hasmath, R., “The Local Corporatist State and NGO Relations in China,” Journal of Contemporary China, vol.22, no.87, 2014. Hsu对北京和上海的调查亦发现，地方政府越来越构成了保障农民工NGO活动有效性的重要力量。Hsu, J., “Layers of the Urban State: Migrant Organisations and the Chinese State,” Urban Studies, vol.49, no.16, 2012, p.3513.因此，一个相反的推论是：如果政府加强对社会的服务或治理偏好的策略，那么广泛的基层民主参与可能提升公众对基层政府的信任和对包括体制内社会组织在内的各类社会组织的加入。这样，可提出两个相反的假设：在治理与服务偏好的政治导向下，特定社区民主法治水平越高，那么其SOM水平越高（治理与服务偏好假设2a）；在控制性管理偏好的前提下，特定社区民主法治水平越高，那么其SOM水平越低（控制性管理偏好假设2a）。

政治因素既在社区层次发生作用，亦在个体层次发生作用。近两年来中国党政部门“政社分开”力度加大，但在2010年前，中国社会组织仍按照自上而下、从党和政府向社会扩散的方式建立起来。由此可推论：在个体层次上，特定社会成员是中共党员（假设2b），或党政干部及其工作人员（假设2c），SOM（特别是体制内SOM水平）越高。

2毙睦硇в

在发达民主主义中，市民社会组织和个人志愿加入行为占主导；与此相关，亲社会取向、自我效能和积极的自尊等心理特质与SOM有较强亲和性，此外志愿参与经历也对SOM行为有积极影响。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.在中国这样的发展性权威主义国家，个体主观动力的表现形态与国外有所不同，如更重视集体取向的评价和自我效能感，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.人们更可能因集体（而非个人）动机加入社会组织。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.当然，即使如此，个体较强的主观动力对于SOM应当有积极作用。由此可提出假设：特定个体的自我效能感越高，亲社会态度越强，社会参与越多，家庭志愿参与活动越多，则SOM水平越高（假设3a,b,c和d）。

3本济效应

资源依赖理论强调资源在组织过程中的作用。国外大量经验研究表明，虽然在众多经济相关变量中只有“教育”存在一致影响，但宽泛而言，个体越是拥有更多的财产、较高的社会经济地位、较高的收入、较稳定的工作、更高的教育水平和健康水平，就越可能有更大的社会组织加入机会；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，这些经济效应不仅体现在个体层次上，还体现在情境层次上。中国三十多年来在经济建设、教育发展和健康改进方面取得举世瞩目的成就，上述经济效应也应存在。由此可提出假设：在个体层次上，职业地位、收入水平、受教育水平和健康水平越高，SOM越高（假设4a-d）；在家庭和社区层次上，家庭经济状况越好，社区经济发展水平越高，则SOM水平越高（假设4e和f）。

4鄙缁嵝в

自普特南后，社会资本、社会信任、社会网络、互惠行为以及与公众的志愿组织行为之间的系统关联得到高度重视和肯定。国外研究表明，如果个体有朋友或亲戚网络获得社会组织会员资格，他们甚至也会被寻找并鼓励加入。Babchuk, N.,Booth, A.,“Voluntary Association Membership: A Longitudinal Analysis,”American Sociological Review,vol. 34,

no.1, 1969, p.31.Serow对965名大学肄业生的调查分析发现，校外服务项目参与率、同辈组织参与和参加的机构之间有正向互动作用。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，这些联系在个体和国际层次都具有普遍性。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.虽然中国社会资本和社会信任有很强的初级群体社会特征，但大量的社会资本和活跃的社会参与也可能对SOM带来积极影响。由此可以提出假设：个体社会资本和社会参与越多，家庭社会资本越多，那么SOM越高（假设5a-c）。

5弊诮绦в

在西方国家，清教等基督教因与现代启蒙思想的接近性而有利于促进个体与社会组织之间的亲和性。例如，Lam的国际比较研究表明，清教徒要比天主教徒、清教徒国家要比天主教国家有更高的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.宗教参与的参与性、情感性和接近性等对志愿协会参与有显著影响。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.中国汉族人口深受儒家和佛教文化影响，伊斯兰教等宗教在在中国西部有较大影响力，这样的宗教文化因有很强的过度整合或出世倾向而可能降低个体的社会参与和横向联系；执政党的无神论思想亦可能会降低宗教参与水平（乃至一般的SOM水平）。当然，如果个体有宗教参与，那么其SOM水平总体上会有提升。由此可提出假设：社会成员个体越属于少数民族，越参与宗教活动，越不是中共党员，越不是党政军团人员，SOM水平越高（假设6a-d）；社区越处于少数民族地区，社区宗教活动场所越多，则SOM越高（假设6e，f）。其中，关于中共党员和党政军团人员的假设6c、6d，与假设2b、2c方向相反。

6备＠国家效应

关于福利国家对SOM的效应，有的西方学者强调“促进作用”，有的强调“抑制作用”。我们认为，关键要区分两个机制：一是平等化机制。有的认为福利国家开支有利于推动社会平等，推动中产阶级社会的出现，给予人们更多的劳动保护和自由时间，因而有利于提升SOM。邓宁华、栾卉：《社会分工、法律类型和福利国家：非营利部门的多维情境》，《中国非营利评论》2010年第2卷。关于发达国家的众多实证研究证明了这一点。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.302.二是福利供应机制。80年代前发达国家主要采用公共福利供应，社会组织的参与有限，因而福利国家对社会组织的挤出效应突出；进入新自由主义时代后福利服务更多地由社会组织来输送，挤出效应在一定程度上为伙伴关系所取代。因此，福利供应的公共垄断与否是判断其挤出效应的关键。与发达国家相比，当前中国社会保障水平低，公平缺乏，并且服务输送的公办主导格局仍未受挑战，因而福利国家的挤出效应可能仍较突出。由此可提出假设：就特定个体而言，福利受益项目越多，则SOM越高（均等化效应假设7a）；在公共机构维持社区福利供应垄断的情境中，社区服务供应越多，则SOM越低（挤出效应假设7b）。

7背鞘谢效应

高度城市化的社会有利于人与社会组织之间的交错。中国这样的发展性权威主义国家城市化尚未结束，因而可假设：城市社区比农村社区有更高的SOM（假设8a）；中国人口的城市化仍面临诸多壁垒，农民工加入工会等正式社会组织的机会较匮乏，而可能像其他发展中国家一样利用各种非正式关系或组织来适应城市生活。Barnes, S. T.,Peil, M., “Voluntary Association Membership in Five West African Cities,” Urban Anthropology, vol.6, no.1, 1977, p.83.由此可提出假设：本区县户籍人口较非户籍户口有更多、更高的SOM（假设8b）。

三、变量测量和分析方法

（一）变量测量

“社会组织会员资格（SOM）”是本文的中心变量，它指向特定调查对象所加入的各类社会组织的数量。CFPS 2010年成人问卷包括了以下3类可供志愿加入的组织：（1）“政治党派或组织”，包括“中国共产党、民主党派、县/区以上人民代表大会以及县/区以上政协”共4种；（2）“人民群众团体”，包括“工会、共青团、妇联和工商联合会”4种；（3）“以民间社会组织为主的社会组织”，包括“宗教信仰团体、个体劳动者协会、民营企业家协会、其他正式社会团体以及非正式联谊组织”5种。据此，因变量划分为4个：①全部13种组织会员资格，我们称之为“一般组织会员资格”（General Organization Membership, 简称“OM”）。它与著名的世界价值观调查（WVS）关于“志愿组织加入”的测量口径大体一致；②社会组织会员资格（“SOM”），包括除政治党派与组织外的各种体制内或民间类型的SOM；③体制内社会组织会员资格（Government-Organized Social Organization Membership, 简称“GOSOM”）的下限，仅包括5-8种；④民间社会组织会员资格（Society-Organized Social Organization Membership, 简称SOSOM）的上限，仅包括9-13种。

在自变量方面，（1）在政治效应假设上，“社区民主法治水平”用个体层次的“对本县市政府工作评价”和社区层次的“最近一次选举到今天的时间长度”、“参加投票选民的比例”和“第一轮选举时主任候选人人数”来综合测量，“个体政治资源”用“是否为中共党员”和“是否为党政军团身份”来测量。（2）在心理效应假设上，“自我效能感”用“幸福感”和“对未来的信心”的均值之和来测量，“亲社会态度”用对“不被人讨厌”、“与配偶关系亲密”、“不孤单”和“死后有人念想”的评价指数均值来测量，“社会参与”用“有无社区公益活动参与”来测量；家庭层次“志愿参与”用“家庭去年是否有捐赠”来测量。（3）在经济效应假设上，“特定个体职业地位”、“收入水平”、“受教育水平”和“健康水平”分别用“有无连续六个月工作的经历”、“调整后个人总收入分组”、“受教育年限”和“健康自评”来测量；“家庭经济状况”用“现有住房是否有自有住房”和“调整后家庭人均收入分组”来测量；“社区经济发展水平”用“村居经济状况评价”来测量。（4）在社会效应假设上，“个体社会资本”用“有无工作日与休息日社会交往”、“人际关系自我判断指数”和“社会网规模”（在聊天、倾诉、解决麻烦、寻求照料和借钱五方面的互动对象总和）来测量；“家庭社会资本”用“春节拜年网规模分组”和“邻里交往规模分组”来测量。（5）在宗教效应假设中，“个体宗教参与活动”用“工作日和休息日参与宗教活动的小时数”来测量，社区层次用“是否为少数民族地区”和 “社区宗教活动场所”来测量。（6）在福利国家效应假设上，“个体福利受益项目”用“个体所享受的各个社会政策受益项目数量”来测量，“社区福利服务”用“执行低保政策年限”、“社区基础设施数量”和“社区内服务设施数量”来综合测量。（7）在城市化效应假设中，“社区类型”用 “村居城乡分类”来测量，“个体迁移”用“户口是否在本区县”来测量。

（二）分析方法

由于因变量为计数变量，并且数据包括“个体、家庭和社区”层次，因而主要采用三层次的阶层泊松回归分析方法；每个分析都包括四个因变量“OM、SOM、GOSOM下限和SOSOM上限”，且未进行权数调整。个体层次用“性别、年龄、婚姻、民族和户口是否在本区县”为控制变量，家庭层次以“家庭规模、迁入房屋年限”为控制变量。在进行阶层泊松回归分析前，首先对各自变量进行正态分析，对部分变量进行分组以确保自变量不违背正态分布原则，并对无零值的自变量进行总体均值处理；然后对各自变量进行相关分析，“人际关系自我判断指数”因与“自我效能感”高度相关（r=0.947）而被排除，“村居居民精神状况评价”因与 “村居经济状况评价”（Gamma=0.574）高度相关而被排除；由于没有过大方差，未采用零膨胀回归分析。对四个因变量的三层次泊松回归随机截距零模型分析表明，家庭层次的作用都不显著，因而未检验家庭相关的假设，并且只选择个体和社区层次来进行分析。由于随机低利率模型难以收敛，最终采用了个体-社区层次的随机截距型泊松回归模型，这一模型可靠性系数都达0.1以上；“零模型”、“引入一层全部变量” 模型和“引入二层变量”模型之间的差异都较显著或很显著；稳健性模型检验、拉普拉斯经验估计模型检验和过度发散模型分析结果也都显示，最终模型可以接受。随机截距模型的方差分析亦表明，虽然社区层次有一定作用，但个体层次作用更突出（数据从略）。

四、研究发现

（一）原子化的社会：单变量分析

表2中国人口SOM的一般状况

OMPP/OMSOMGOSOM下限SOSOM上限〖6〗共青团宗教信仰组织其他正式社会组织均值0.3060.0780.2280.2080.1680.020.0130.003标准差0.519—0.4560.4370.1840.1440.1140.052N33600说明：数据来源于CFPS2010；OM指“一般组织会员资格”，PP/OM指“政治党派或组织会员资格”，GOSOM指“体制内SOM”，SOSOM指“民间SOM”。因篇幅限制，只列举关键社会组织类型的数据。

单变量分析显示了中国人口较低的SOM水平。在33600个16岁以上的调查对象中，OM和SOM指标值分别为0.306和0.228个。对比1991~1993年世界价值观全球调查数据（无控制），虽然二者对SOM的测量不完全相同，但总体上中国SOM值低于发达国家的VOM值（1.03个/人），远远低于美国这样的“加入者国度”（1.98个/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，中国是一个民众加入社会组织水平很低的“原子化的社会”，假设1a得到强有力的支持。

进一步分析显示了体制内SOM与民间SOM的“畸重畸轻”特征。一方面，PP/OM和GOSOM下限值分别为0.078和0.208，分别占OM的25.5%和68.0%，二者合计高达93.5%；特别地，GOSOM下限值占了SOM的91.2%，其中“共青团”占了SOM的73.7%。另一方面，“SOSOM上限值”仅为0.02，占OM的6.5%和SOM的8.8%。除宗教信仰团体（0.013）外，私营企业家协会、个体劳动者协会、其他正式社会组织和非正式联谊组织会员资格均值都很低。上述分析共同反映了官方组织对民众组织化的“垄断优势”这一权威主义体制下志愿参与的典型特征，因此，假设1b得到强有力的支持。

也要注意，均值分析有一定欺骗性，因为所有指标的标准差都大于均值，而这意味着SOM分布是高度非正态的。对原始数据的进一步分析发现，高达79.0%的调查对象未加入任何组织。这显示：中国主要由高度原子化的个人构成。

（二）中国人口SOM的个体-社区层次泊松回归分析

下面分析中国人口SOM的多维效应。个体-社区层次的泊松回归分析混合公式是：log(SOM) = Intercept2qj + b1qj∑(x1qj) + b2qj∑(x2qj) + U2qj，其中b1和x1以及b2和x2分别表示个体层次与社区层次的回归系数和自变量，Intercept2qj和U2qj分别是引入社区层次后的截距和随机变量。进一步地，SOM=exp(Intercept2qj) ×exp(b1qj∑(x1qj))×exp(b2qj∑(x2qj))，通过bqj 可反映各层次的自变量对因变量的作用方向与水平。由于对控制变量的解释较复杂，因而不对“INTRCPT2”、“性别”、“年龄”和“婚姻”的作用加以解释。“民族”变量和“户口在本区县”的作用放到对各效应的假设检验中加以说明。

1闭治效应

首先检验两个相反的假设：控制性管理偏好假设2a和治理与服务偏好假设2a。（1）“本县市政府工作评价”：分析表明，随着得分的上升（即对本县市政府工作评价越低），SOSOM上限显著增加，而其他三个因变量不显著地降低。这意味着对基层政府治理评价的降低会促进对民间社会组织的加入，但并不撼动体制内组织的优势地位。鉴于这一点与权威主义体制的内在关联，可以认为分析结果支持了控制性管理偏好假设、拒斥治理与服务偏好假设。（2）“村居选举”变量：首先，比较离最近选举年份的年数“超过3年”类别，除了“2年”类别对SOSOM有显著影响外，其他类别在各因变量上无显著正效应。这表明，及时进行换届选举这一基层民主活动的规范化行动，对SOM总体上缺乏推动作用；其次，对比首轮选举中“有4个以上候选人”的情形，“2个”和“3个”候选人并不影响各因变量，特别地，“1个”候选人虽不至于降低体制内组织加入，但抑制民间社会组织加入；最后，“参加投票选民比例”增加虽不显著降低SOSOM上限值，但显著降低OM、SOM和GOSOM上限值。总之，更大基层民主选举参与总体上未能导致形成与体制内社会组织的正向联系，反而可能导致两者的疏离。因此，控制性管理偏好假设得到进一步支持，而治理与服务偏好假设被证伪。

然后检验“党员身份”和“党政军团身份”的效应。政治效应视角和宗教效应视角分别提供了两组相反的2b和2c以及6c和6d。（1）“党员身份”对OM有显著正效应。鉴于“党员身份”本来属于OM的一个类别，因此这不足为奇。要点在于：“党员身份”显著降低SOM和GOSOM下限，因此关于党员身份对社会组织加入有积极作用的假设2b被证伪。不过，这也并不意味着假设6c得到充分支持，因为“党员身份”并不显著降低SOSOM上限。这里的具体机制如何，尚有待进一步探究。（2）“党政军团身份”在各因变量上的回归系数都不显著，原因在于“党政军团身份”变量与“党员身份”变量有显著的低度相关。进一步分析表明，如果将“党员身份”变量取消，仅保留“党政军团身份”变量，那么分析结果仍然相似。因此，本研究并未给两组相反的假设提供充分的判决性检验。

表3中国人口SOM的个体-社区层次随机截距型泊松回归：单位模式固定效应最终估计

OMSOMGOSOM下限SOSOM上限控制变量#民族成分:汉族-0.145**-0.207***-0.102-0.753***户口在本区县:是-0.045-0.024-0.007-0.180政治效应%本县市政府工作评价-0.010-0.020-0.036 0.111**距最近选举年数：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首轮候选人数：1个-0.031-0.0180.034-0.423*2个-0.013-0.008-0.016-0.1313个*-0.003-0.014-0.002-0.133参加投票选民比例-0.001*-0.002**-0.002**-0.004中共党员:是1.191***-1.218***-1.270*** -0.168党政军团身份:是-0.07-0.0150.0040.221心理效应自我效能感0.030**0.039**0.0200.184***亲社会态度0.0756***0.084***0.096***0.018社区公益参与:有0.08310.204***0.245***0.112经济效应连续半年工作经历:有0.1597***0.119***0.136***-0.051个人总收入：≤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1万-0.020-0.015-0.0290.1771万到1.7万*-0.014-0.026-0.0390.090受教育年限0.097***0.125*** 0.139***0.026**%健康自评0.035***0.043*** 0.035**0.078*%村居经济状况0.0170.038**0.0300.081*社会效应社会网规模0.0020.004-0.00020.083**社交活动参与:有-0.016-0.034-0.017-0.141宗教效应宗教活动参与:有0.967***1.084***0.0353.254***少数民族地区:汉族区-0.198**-0.315***-0.271**-0.565**宗教信仰机构数:0个0.100*0.1380.1220.1871个0.0300.031-0.0060.3482个*0.1230.1660.1830.021福利国家效应政策项目受益数:0个-0.316***-0.458***-0.444***-0.421**1个-0.235***-0.338***-0.335***-0.2622个*-0.077**-0.109**-0.094*-0.127执行低保政策年限 0.008*0.011*0.016**-0.028*基础设施种数-0.0010.0020.005-0.004非宗教机构数:≤10个-0.045-0.099-0.0770.14511到20个*-0.015-0.030-0.0360.388**城市城乡分类:城市0.210***0.308***0.274***0.456***说明：%表示按总体平均处理；*、**和***分别表示在0.10、0.05、0.01水平下显著。#表示省略“截距、性别、年龄分组、婚姻”数据；*表示超出上限值的组为对照组；个体和社区样本量分别为28118和622个。

2毙睦硇в

心理效应假设3a-c得到较有力支持。（1）“自我效能感”和“亲社会态度”对所有四个因变量的回归系数全为正值，并且前者与SOSOM上限、SOM和OM显著相关， 后者与GOSOM下限以及SOM和OM显著相关。鉴于“自我效能感”和“亲社会态度”在理论上分别与个体主义和集体主义相联系，可以认为有个体主义倾向者更多地偏向于民间社会组织而不是体制内社会组织，而集体主义倾向者则相反。（2） “有社区公益参与”亦在各因变量上有正效应，并在SOM和GOSOM下限方面显著。

3本济效应

（1）职业地位假设4a：得到一定程度的支持，因为“有连续半年工作经历”对OM、SOM和GOSOM下限有显著正效应，而对SOSOM上限无显著效应。这亦表明，工作经历与“体制内SOM”而非“民间SOM”有更大联系，反映了国家与职业机会之间的更大亲和性。（2）收入水平假设4b：未得到充分支持，因为所有系数都不显著。不过，对比个人总收入“1.7万到80万”组，其他收入组在OM、SOM和GOSOM下限水平上要低，但在SOSOM上限要高。这似乎表明，富有的个体更可能通过体制SOM行为来寻求自我保护，而较低收入的个体更可能通过民间SOM来寻求自我保护。（3）教育水平假设4c：和国外研究发现相似，“受教育年限”在各因变量中的正效应突出。尤其是在“GOSOM下限”中，exp(0.138808)=1.148903。这意味着教育每提高1年，GOSOM下限水平提升0.149个。（4）健康假设4d：检验结果与预想的相反。因为“健康自评”得分越大（即对自评的健康状况越差），各因变量反而显著提升。我们认为，不是“健康”自身，而是对“健康脆弱性的自我评价”，增强了人们加入社会组织以提升自我保护的主观动力。（5）社区经济假设4f：由于“村居经济状况”对“SOM”和“SOSOM上限”有显著正效应，而对其他因变量作用不显著，因此假设只得到部分支持。

4鄙缁嵝в

（1）社会网效应假设5a：“社会网规模”对OM、SOM和GOSOM下限无显著效应，但显著增强SOSOM上限。这意味着社会网更多嵌入到民间社会组织中，并与体制内社会组织关系分离。因此，假设只得到较弱支持。（2）“社交活动”假设5b未得到支持，因为“有社交活动参与”在各因变量上都不显著，且其效应是负值。

5弊诮绦в

（1）“汉族身份”假设6a：汉族在各因变量上的回归值都低于少数民族，并且在除GOSOM下限情形外的其他回归系数上都较显著。因此，强调汉族身份之不足的假设6a得到较有力支持。（2）“宗教活动参与”假设6b：“有宗教活动参与”虽不至于显著增强GOSOM下限，但显著增强OM、SOM和SOSOM上限。例如，SOSOM上限exp(3254266)= 259，这意味着有宗教活动参与者的SOSOM上限值是无参与者的259倍以上。假设得到强有力的支持。（3）“少数民族地区”假设6e：“汉族地区”在各因变量上都呈现出显著负效应，在SOSOM上限值上“汉族区”仅为“少数民族地区”的5682%。假设亦得到强有力支持。（4）“社区宗教活动场所”假设6f：未得到有效支持，因为社区中有“2个及以下”的宗教机构较“3个以上”总体上无显著效应。

6备＠国家效应

（1）福利国家的均等化效应假设7a：对比“3个以上”的政策项目受益数量类别，受益数量越少，在各因变量上取值都越低，并且仅个别回归系数不显著。因此，假设得到有力支持。（2）挤出效应假设7b亦得到有力支持：一方面，“执行低保政策年限”越长，OM、SOM和GOSOM下限取值越高，但SOSOM上限取值越低。这意味着“低保”依赖传统体制内组织，并对SOSOM有挤出效应；另一方面，对比“21个以上”的非宗教机构数量类别，“0到10个”类别和“11到20个”类别在OM、SOM和GOSOM下限取值要低，在SOSOM上限取值要高。其中，“11到20个”类别的SOSOM上限水平是“21个以上”类别的1.47倍，从而印证了中国“公办主导格局未受挑战”的观点。不过，“基础设施种数”对于志愿组织会员资格没有任何显著影响。

7背鞘谢效应

（1）城市社区8a：得到强有力的支持，因为“城市社区”在所有四个因变量上都较“农村社区”都有显著正效果。例如，城市社区的SOSOM上限水平是农村社区的158倍。（2）本区县户籍假设8b：未得到支持，因为“户口在本区县”并无显著效应。

五、进一步的讨论和总结

公众有组织的社会参与是国家治理模式转型的社会基础。为促进我国国家治理的现代化，需要深入研究中国人口加入社会组织这一行为过程的特征和影响因素。鉴于有关中国社会组织研究的“政治中心主义”范式缺陷，本文在批判借鉴西方志愿组织会员资格研究成果基础上，结合中国实际构建了关于中国人口社会组织成员资格行为的发展性权威主义多维效应分析框架，提出了8组假设，并运用CFPS 2010年的成人、家庭和社区问卷数据进行了单变量分析和个体-家庭-社区层次的阶层泊松回归分析。

结果表明，第一，中国人均社会组织占有量仅为0228个，远低于发达国家，体制内社会组织占9成以上、垄断优势明显，并且高达790%的调查对象未加入任何组织。所有这些反映了中国主要由原子化的个人构成这一“原子化的社会”特征。第二，从影响因素来看，在对4个因变量的阶层泊松回归分析中，家庭层次作用很弱，社区层次作用较弱，个体层次作用最突出。在影响因素方面，在政治维度上，在权威主义体制下的控制性管理偏好下，中国人口社会组织会员资格存在突出的国家与社会张力，“党员”和“党政军团”身份的作用机制有待进一步探究；在心理维度上，自我效能感、亲社会态度和社区公益参与都不同程度地提升社会组织会员资格水平，并且个体主义者偏向于民间社会组织，而集体主义者则偏向于体制内社会组织；在经济维度上，“连续半年工作经历”变量展现了工作经历与体制内社会组织之间的更大联系，“受教育年限”和对健康脆弱性的自我想象作用显著，“村居经济状况”有较弱的正效应，“个人总收入”作用不彰；在社会维度上，社会网与民间社会组织有亲和性，并与体制内社会组织相分离，社交的作用不显著；在宗教维度上，“汉族”成份、“汉族地区”和“非宗教参与”抑制总体的社会组织加入，反之亦然；在福利国家维度上，均等化效应和挤出效应同时存在；在城市化维度上，“城市社区”较“农村社区”有很强的正效应，但“户籍”变量所反映的迁移作用并不显著。

这些研究有重要实践价值。鉴于自我效能感、亲社会态度、受教育水平、宗教参与、再分配受益以及城市化对中国人口社会组织加入的积极作用，亦鉴于控制性管理偏好、较低的经济社会发展水平以及较弱的福利供应与福利霸权的制约作用，要真正推动我国治理模式转型和实现国家治理现代化，一要高度重视国家管理模式从控制性管理偏好向治理与服务偏好的转型，切实推进公众有组织的社会参与；二要大力推进经济社会的转型升级、加强中国特色的福利国家建设推进中国特色的社会主义文化建设以及社会成员更大的政治、经济与社会参与；三要努力破除体制社会组织和民间社会组织之间的制度断裂，并实现它们的融合。只有采取各种综合性的措施，中国社会由“原子化的社会”向“组织社会”或“去原子化的社会”的转型以及国家治理现代化才能最终实现。

致谢：衷心感谢北京大学中国社会科学调查中心惠允对CFPS2010数据的使用。

作者单位：邓宁华，五邑大学政法学院；杨立雄，中国人民大学劳动人事学院

责任编辑：秦开凤