摘要：运用中国综合社会调查数据对我国城市社区居民的社区参与行为进行了逻辑斯蒂回归分析。结果显示：在我国城市社区治理实践中， 居民参与呈现出“弱组织化参与”特征；社区社会组织在居民自治性参与及志愿性参与中所起的作用具有显着的差异；加入社区社会组织的居民更有可能参与志愿服务活动；水平型社区社会组织由于缺乏足够的公共性与动员能力， 未能对居民参与社区治理起到显着的作用。据此认为， 培育具有较强公共性的水平型社区社会组织， 使其成为居民参与社区治理的有效渠道， 是我国社区治理体制创新中的重点。
关键词：社区治理； 城市居民； 社区社会组织； 居民参与； 组织结构；
一引言
在以往的社区治理研究中， 学者们在不同城市社区探索性治理实践的基础上提出了“参与式治理”、“复合式治理”、“多元协作式治理”、“合作式治理”、“协商式治理”等社区治理模式[1,2,3,4].有研究认为， 业主在物业管理、公共设施和公共服务等方面已经产生一定程度的能动性参与， 但城市社区治理在总体上仍然面临着居民“参与不足”或“低度参与”的困境[5];居民虽有较强的参与意愿， 但难以转化为积极的参与行动；在参与方式上仍以个体化的离散参与为主[6];由于在参与的内容上缺乏共同的议题， 居民难以参与到社区公共事务的决策过程中[7];居民在社区治理中的“弱参与”导致治理模式难以从“他治”模式向“自治”或“共治”模式转变[8].
个体化参与和组织化参与是居民参与社区治理的两种主要途径。相比于个体化参与， 组织化参与更有利于居民有序、有效地参与社区治理[9].由此可以认为， 社区社会组织的发展能够推动居民对社区治理的参与。近年来， 在各级政府的积极推动下， 我国的社区社会组织有了较快的发展， 为居民参与社区治理提供了组织化渠道。但社区社会组织的发展是否促进了社区治理中居民的组织化参与并使其成为居民参与社区治理的主要方式？为了回答上述问题， 本文运用2015年中国综合社会调查数据 （CGGS2015） 对城市社区治理中居民参与的特征及社区社会组织与居民参与行为之间的关系进行分析， 以期为我国社区的健康发展提供理论支持。
二研究假设与变量
1. 研究假设
居民参与社区治理是指居民通过具体行动， 力所能及地为社区提供公共物品与公共服务， 以增加社区福利， 维护与实现社区公共利益的行为与过程。以往的社区研究将居民参与社区治理分为强制性参与、引导性参与、自发性参与和计划性参与四种类型[10].依据社区参与行为与体制的关系， 将居民参与社区治理可分为体制化参与、抗议型参与和公共型参与三种类型[11].依据参与机制， 将居民对社区治理的参与可分为个体化参与和组织化参与两种类型[12].有学者认为， 在上述社区治理参与的各种类型中， 组织化参与是居民有序、有效参与社区治理的关键[13], 是实现基层民主政治最重要的途径。因此， 发展社区社会组织， 被视为建构共建、共治、共享社区治理结构， 提升社区治理水平的重要路径[14].
近年来， 社区社会组织在我国的社区建设中获得了较快的发展， 在实践层面为居民参与社区治理提供了更多的组织化渠道， 但社区社会组织的发展是否促进了居民对社区治理的实际参与仍有待于考察。探讨社区社会组织对居民参与社区治理的推动作用， 首先要考察居民加入社区社会组织与参与社区治理之间的关系， 即参与社区社会组织的居民与未参与社区社会组织的居民在参与社区的治理上是否具有差异；其次， 要考察不同类型的社区社会组织对居民参与社区治理的促进作用。
从内容上看， 居民对社区治理的参与包括两个方面：自我管理与自我服务， 前者是指居民参与社区公共事务的管理， 后者是指居民为社区提供志愿性服务。因此， 居民对社区治理的参与可以分为“自治性参与”和“志愿性参与”.基于此， 笔者对居民参与社区社会组织与居民参与社区治理之间的关系提出以下两个假设：假设1:居民参与社区社会组织可以促进居民的自治性社区参与；假设2:居民参与社区社会组织可以促进居民的志愿性社区参与。
根据成员之间的关系， 组织结构可以分为垂直结构与水平结构两类。垂直型组织的成员之间上下等级分明， 而水平型组织的成员之间关系平等， 不存在明显的上下等级界限。组织结构是影响组织活动及其效率的重要因素。普特南认为， 社区组织结构越是呈现出水平状态， 越是能促进制度成功；而垂直结构“不管多么稠密或对参与者多么重要， 都不能维持社会信任和合作”[15].因此， 笔者提出两个关于组织结构与组织化参与之间关系的假设：假设3:成员关系平等的社区社会组织更能促进居民的自治性社区参与；假设4:成员关系平等的社区社会组织更能促进居民的志愿性社区参与。
2. 变量
本文通过对CGSS2015的数据进行定量分析来检验上述假设。该数据抽样设计采用多阶分层概率抽样设计， 调查范围覆盖了中国大陆所有省级行政单位， 在全国共调查了480个村、居委会， 每个村、居委会调查25个家庭， 总样本量为10968人， 其中适合本研究的城市居民有效样本量为6477人。
（1） 因变量
社区治理中的居民参与是本研究的因变量， CGSS2015设计了5个关于居民参与的问题 （表1） .测量结果处理为二分虚拟变量：是=1, 否=0.根据活动内容的不同， 这五种具体的参与行为反映了三种类型的社区参与：第一种为自治性参与， 即居民参与社区居委会选举的投票 （也有学者将“参与社区居委会选举的投票”界定为“政治参与”） ;第二种为志愿性参与， 指为社区全体居民提供公共产品 （如环境美化、治安以及基础设施、文化教育服务） 、为特定居民 （弱势群体） 提供慈善类服务， 表1中的 （2） （3） （4） 均属于志愿性参与；第三种为权益性参与， 指居民在社区生活中的各种利益受到侵害后自发组成的维权行动。
表1 城市社区居民参与社区治理的参与行为
（2） 自变量
自变量包括居民对社区社会组织的参与状况与组织的平等程度。CGSS2015调查了居民对9类社会组织的参与情况， 通过因子分析可发现， “社会公益组织”、“群众运动 （因环保、维权等事件形成的组织） ”、“消费者权益组织”、“娱乐休闲团体 （业余爱好和体育俱乐部） ”这四类组织聚合于同一因子， 它们与社区生活密切相关， 一般以社区空间为界限， 笔者将其归类为“社区社会组织”.将居民对社区社会组织的参与情况处理为虚拟变量：0=未参与， 1=参与。组织的平等程度是一个定序变量， 根据成员之间的关系将其分为四个等级：1=上下级之间等级分明；2=有上下级之分但领导位置大家轮流坐庄；3=成员之间基本上相互平等；4=所有成员都均完全平等。
（3） 控制变量
控制变量包括人口属性变量 （包括年龄、性别、婚姻状况、政治面貌、收入、社会经济地位等） 、社区社会资本 （包括居民的邻里网络、邻里互动及三种类型信任的程度1） 及所在社区的类型。
表2 主要变量统计性描述
三数据分析与研究发现
1. 社区治理中的居民参与呈“弱组织化参与”
首先， 从居民的参与比例来看， 城市居民对社区治理的参与是一种“弱参与”.本文的“自治性参与”是指居民对居委会选举投票的参与， 居民的参与往往是在居委会的动员之下产生的。居委会在动员中既借助政府赋予的行政权威， 又利用自身的资源通过人情、面子及互惠所创建的地方性互动网络资源， 具有相对较强的动员能力， 但即使如此， 参与投票的居民也仅为总体的39.2%.参与比例最低的是权益性参与， 仅为1.7%.权益性参与由于具有一定的对抗性和冲突性， 可能影响基层社会的秩序和稳定， 因此该类参与往往受到地方政府的排斥和遏制。
居民的参与行为由自身的主观需求和利益所驱动， 并受到居民之间的信任和互惠关系、参与机制的完善程度以及社区治理制度供给状况等诸多因素的共同影响。目前， 内在动力不足、社区社会资本缺乏、公共精神缺失、组织化参与渠道不完善以及制度供给不足等因素限制了居民的社区参与， 这是导致城市社区治理中居民“弱参与”的主要原因。
表3 城市居民对社区公共事务治理的参与情况
其次， 城市居民对社区治理的参与属于“弱组织化参与”.参与社区社会组织是居民通过组织化渠道参与社区治理的前提， 笔者以不同类型的社区参与中居民参与社区社会组织的比例作为指标来考察居民组织化参与的程度。表4显示， 在自治性参与、志愿性参与及权益性参与中， 分别只有16.6%、36.2%和27.6%的居民以组织化的方式参与社区治理。由此可见， 城市居民参与社区治理的方式仍以个体化的离散参与为主， 组织化程度较低， 是一种“弱组织化参与”.
表4 城市社区治理中居民的组织化参与程度
2. 居民参与社区社会组织对居民参与社区治理的影响
（1） 居民参与社区社会组织及组织的平等程度对居民自治性参与的影响
为分析居民参与社区社会组织及组织的平等程度对居民参与社区治理的影响， 笔者对变量之间的关系进行了逻辑斯蒂 （Logistic） 二分类回归分析。表5中的模型1是基准模型， 是在未加入两个自变量的情况下控制变量对居民自治性参与的影响， 模型2和模型3中依次加入了自变量“是否参与社区社会组织”和“组织的平等程度”.
在三个模型中， 控制变量对居民自治性参与的影响方向与影响程度都没有明显的变化， 表明这些控制变量对居民自治性参与的影响比较稳定， 且其影响相对独立于“居民的组织参与”以及“组织的平等程度”.其中， 居民的年龄、婚姻状况、业主身份、制度信任、一般性的邻里关系网络、邻里互动对居民的自治性参与具有显着的影响。政治面貌为党员、年龄在55岁以上、有过婚姻经历 （在婚、离异或丧偶） 、具有业主身份、制度信任水平更高、一般性的邻里关系网络规模更大、邻里互动非常频繁的居民， 更有可能参与到自治性的社区活动中。其中一般性交往的邻里关系网络对居民的自治性参与有着非常大的影响， 一般性交往的邻里关系网络规模为1-4人、5-9人、10人及以上的居民， 其自治性参与的可能性是那些缺乏邻里网络的居民 （即“见面会打招呼的邻居”数量为0的居民） 的18.1、19.0和21.0倍。模型2中加入了自变量“参与社区社会组织”, 该变量对居民的自治性参与有一定的促进作用， 但不显着。因此， 假设1被证伪， 即参与社区社会组织的居民在自治性参与方面与未参与社区社会组织的居民并没有显着的差异。模型3中加入了自变量“组织的平等程度”, 该变量对居民的自治性参与的影响比较复杂：相对于有着“严格的上下等级”的社区社会组织， 那些“基本平等”的社区社会组织对居民的自治性参与具有正向影响， 而“不太平等”与“非常平等”的社区社会组织对居民的自治性参与具有负向影响。但无论是正向影响还是负向影响， 均不显着。因此， 假设3也被证伪， 即组织的平等程度对成员的自治性参与没有显着影响。
（2） 居民参与社区社会组织及组织的平等程度对居民志愿性参与的影响
同样对自变量和控制变量与作为因变量的“居民志愿性参与”之间的关系进行逻辑斯蒂二分类回归分析。模型1是基准模型， 只有控制变量对因变量的作用。模型2和模型3依次加入了自变量“是否参与社区社会组织”和“组织的平等程度”.在三个模型中， 控制变量对居民志愿性参与的影响在方向与程度上都没有明显的变化， 其中， 年龄、政治面貌、婚姻状态、制度信任水平、一般性交往的邻里关系网络、所在社区的类型， 对居民的志愿性参与具有显着的影响；年龄在55岁及以下、政治面貌为党员、婚姻状态为离异或丧偶、制度信任水平更高、一般性交往的邻里关系网络规模为10人及以上、邻里互动非常频繁、居住在城市新型社区中的居民， 更有可能参与到志愿性的社区活动中。其中， 一般性交往的邻里关系网络对居民的志愿性参与有着非常大的影响， 邻里网络规模为10人及以上的居民， 其参与志愿性社区活动的可能性是那些缺乏邻里网络的居民 （即“见面会打招呼的邻居”数量为0的居民） 的3.1倍。模型2中加入的“是否参与社区社会组织”这一自变量对居民的志愿性参与具有显着的促进作用， 加入社区社会组织的居民参与志愿性服务活动是未加入社区社会组织居民的2.6倍。因此， 假设2得到证实， 即居民参与社区社会组织可以促进居民的志愿性社区参与行为。模型3中的自变量“组织的平等程度”对居民的志愿性参与也具有显着的影响， 与加入“上下等级分明”的社区社会组织的居民相比， 加入“基本平等”或“非常平等”的社区社会组织的居民， 参与志愿性服务活动的比例更少， 即组织成员之间的平等性越高， 其成员的志愿性参与率越低。因此， 假设4中的“组织的平等程度作用于组织成员的志愿性参与”被证实， 但作用的方向被证伪， 实际作用的方向与假设的恰恰相反。
表5 参与社区社会组织及组织的平等程度对居民自治性参与的影响
表6 参与社区社会组织及组织的平等程度对居民志愿性参与的影响
与水平型组织相比， 垂直型组织并不利于成员之间形成平等互惠的合作关系， 但为何在我国的城市社区治理中， 水平型组织对居民参与的作用反而更弱？一个可能的原因是， 相比于水平型组织， 垂直型组织有着较强的组织权威， 对其成员有较强的动员能力。因此， 平等程度较低的社区社会组织其成员的志愿性参与程度反而更高。
四结论
本研究显示， 在我国的城市社区治理中， 居民的参与行为仍处于“弱参与”状态， 并且以个体化的离散参与为主；社区社会组织在居民社区参与中所起的作用尚较薄弱；是否参与社区社会组织， 对居民的自治性参与没有显着的影响， 但其对居民的志愿性参与的促进作用则较显着。
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