内容提要：本文基于社会网络与职业经历问卷调查(JSNET)全国多期截面数据，立足中国社会治理情境的动态变化，集中探讨党员发挥社会引领作用的实然路径和机制变化。研究发现，党员社会引领作用在治理模式变迁中通过组织-动员路径呈现，且显现出双重性和异质性：第一，党员的社会引领作用具有国家和社会双重面向，受到国家差序动员机制和社会资本赋能机制的共同调节；第二，党员的社会引领作用因不同参与类型而呈现出异质性，在体制性和公益性参与上得到充分体现，但对非党员权益性参与的引领作用存在瓶颈；第三，不同于“失效”与“延续”的总体判断，党员社会引领作用的变化与当前中国治理模式变迁相关联。上述发现深化了我们对党员社会引领作用的认识，有利于在实践政党先进性基础上实现国家-社会的和谐互动。

关键词:社会治理；治理模式变迁；社会引领作用

作者简介：王文彬，吉林大学社会学系、吉林大学社会发展研究中心；曹洋，吉林大学社会学系

一、问题提出

党的二十大报告高度重视社会治理体系建设，明确提出要以党建引领基层治理，健全共建共治共享的社会治理制度，为新时代提升社会治理效能明确了行动方向。基于“建设人人有责、人人尽责、人人享有的社会治理共同体”愿景(中国共产党中央委员会，2020)，中国基层治理主体逐渐由体制内单中心向政党引领多主体转换，即指向政党引领、多元主体共同治理的“党领共治”（李友梅，2017；朱健刚、王瀚，2021）。政党不仅是社会治理的主体，还需承担起引领社会的重责，成为中国社会应对突发危机和历史抉择的组织“罗盘”（龚维斌，2020；应星，2020）。在以“党领共治”为指向的治理模式变迁中，政党如何持续发挥引领社会的职能引发了特别关注。

现代社会发展进程与政党活动紧密相连。政党既具有利益表达的“反映社会”属性（马克思、恩格斯，2012：173；李普塞特，1997：204），又具有主动聚合的“塑造社会”功能（葛兰西，1983：126；DeLeon et al.，2009）。政党与社会始终处于双向互动之中。政党效能是政党能动性的体现，亦嵌入特定社会结构中（张跃然，2018；田先红，2020）。治理结构变动强调政党的社会引领角色，这将带来政党效能在社会范畴的突出呈现。

政党与社会的关联在行动者日常互动中得以建立，关注政党效能理应关注作为行动者的党员。既往研究围绕转型期党员作用变化形成了个体和结构两条进路。前者关注党员身份作为个体政治资本所提供的资源优势（刘欣，2003），后者关注政党在不同组织和场域中的角色及变化（曹海军，2018；朱斌等，2021）。两者均聚焦党员作用变化，做出“失效”和“延续”的总体判断。

但是，治理模式变迁带来了党员作用机制和表现的改变。随着“社会”领域获得重视，社会领域的党员行动成为一种柔性社会整合机制，其作用不仅体现在个体经济回报上，更体现在公共社会后果上（李春根、罗家为，2020）。同时，微观层面的党员具备国家意志承载者和自主行动者的双重身份，亦嵌入多元异质的社会场域中，其行动选择及作用机制更具复杂性。但目前治理模式变迁中党员行动者如何发挥引领作用并未得到充分探讨。

治理的核心目标在于鼓励不同行动者达成合作，广泛参与公共事务（夏志强，2020）。2009—2019年是社会治理模式从探索到成熟的十年，也是社会参与由边缘议题到中心目标的十年（李友梅等，2012；冯仕政，2021）。在居民社会参与成为社会治理基础的同时，党员的社会参与日益体现了政党引领效能。政党组织如何突破基层治理中的“弱参与”瓶颈，党员如何带动居民提高社会参与水平，成为提升社会治理绩效的突出现实议题。本文基于2009—2019年的实证数据分析，通过对党员引领作用路径、作用机制和作用差异的考察，集中探讨治理模式变迁中党员发挥社会引领作用的实然路径和可能变化。

二、文献回顾与研究假设

（一）“失效”与“延续”:党员作用之争

党员作用的争论首先出现在个体层面。市场转型论认为党员身份所含有的资源优势将随市场体制的确立而失效，权力维续论则认为通过交换和传递，党员能维持资源优势（刘欣，2003）。上述观点将政党身份视为一种政治资本，强调其带来的个体回报，但忽视了政党身份对个体公共行为的影响及其产生的社会后果。

在结构层面，争论重心转至社会场域。去政党中心论认为私有转型和治理分权将削弱政党权威并导致其边缘化，面对新兴社会主体，党组织须学会适应（林尚立，2007；Diamond，2009）；政党中心论则认为强大政党仍是中国社会场域中最重要的行动者，主张“把政党带回来”（Shevchenko，2004；景跃进，2019）。上述观点明确关注政党的社会功能，但仅停留在宏观静态的价值探讨，未能呈现微观层面党员行动者的作用路径和动态变化。

社会参与或将是治理模式变迁中更合适的作用载体。社会参与指居民作为主体参与到社会、社区等共同体事务中，以便改善集体境遇或共同体未来，广泛社会参与是构建治理共同体的基础（Olsen，1970；崔岩，2020）。中国社会中的社会参与不仅能够连接个体行为与公共后果，而且能够同时容留国家和社会在场（王新松，2015），这有利于展现社会引领作用的路径与机制。

对应“失效”与“延续”的争论，围绕党员的社会参与产生了对立判断。基于理性选择理论的消极观点认为，在当前治理格局下，由于缺乏利益吸引、组织约束及参与意识，党员尤其是组织关系不在社区的流动党员缺乏参与动力（高同星，2012；张洋阳、黄建洪，2016；张洋阳，2020）。积极观点则强调社会主义传统和集体主义记忆的影响，党员的积极参与动机来源于找回集体感的自我实现需要（郭正林，2003；杨敏，2007）。但上述判断延续了结构静态分析，未充分考虑治理模式变迁的转型现实。

首先，在“党领共治”指向下，党员的作用不仅体现在党员自身的行动上，还体现在党员与社会公众的互动上，党员如何介入并影响这一互动过程有待明确。其次，治理模式变迁中的党员既是体现国家意志的组织成员，又是具备自主意识的社会行动者，其作用将呈现国家与社会双重面向。最后，治理模式变迁激活和重塑了不同参与类型，提供了多维作用对象。因此，对政党社会功能的宏观考察，应导入微观党员行动者的内部动态分析（科尔曼，2008；格兰诺维特，2015），从更具实然性和异质性的角度关注治理模式变迁中党员社会引领作用的路径、机制和差异。

（二）组织-动员路径

党员的作用呈现方式随治理格局转换而持续调整。在“单位即社会”的单位制格局下，个体社会行为与单位高度绑定，党员作用表现与单位意志重叠。伴随治理模式变迁，党员得以进入单位外社会场域，其作用通过组织-动员路径得以凸显。

组织作用即通过组织筛选吸纳符合社会诉求的成员，并通过约束机制加以强化。面对社会诉求转变，政党会适时调整筛选标准。在革命年代吸纳工人和农民、单位时期吸纳生产积极分子、改革开放后吸纳经济和社区精英，都是政党反映社会诉求的体现。但不管对象如何演变，政党对吸纳群体的社会先进性保持高度关注（参见习近平，2012），并不断通过组织生活强化先进性。

社会参与中的党员组织作用有三个来源：一是更丰富的参与机会和经验，党员通过党内公共生活可获得更强参与能力和更多参与机会；二是更积极的参与意愿，在体现自愿性的治理模式下，争做先锋模范的党性道德约束会催生党员的参与意愿；三是更顺利的参与过程和更高参与效能——社会参与本质上是一种需要权衡利弊的社会交换行为，党员身份提供的地位、资源和声誉优势更有利于确立起一般性交流的牢固准则，促使社会参与的风险降低和效能提升。

动员作用即通过党员积极表现带动和影响社会场域中其他个体的选择。将响应社会诉求的党员群体组织起来并非唯一追求，通过先进群体影响其他个体的行动是政党更重要的行动目标，亦是其塑造社会意志的体现（张跃然，2018；吴晓林，2020）。在这一政党目标指引下，党员在社会治理中被赋予引领者角色，党员积极参与会带动群众参与热情，进而提升其社会参与水平并实现治理目标。

动员作用实现是外在国家建构与内在社会自发的产物。中国社会呈现精英-大众的差序格局，处于引领位置的精英对于人际联系后果更具影响力（尉建文等，2021）。得益于中国共产党累积的群众经验和先锋形象，在群众眼中，党员不仅是具备资源和能力优势的精英，而且是更具公共价值和利他动机的社会引领者。这培育了基层社会对党员引领角色的特殊认同，推动居民积极响应党员的动员行为（颜玉凡、叶南客，2019）。

党员社会引领作用的组织-动员路径可用图1来表示。可见，组织与动员共同构成了党员社会引领作用的基础。“政党的稳定和强大取决于其制度水平和群众参与度，缺失前者会堕落为群众运动，缺失后者会堕落为个人宗派。”（亨廷顿，1989：370）组织作用强化了党员自身在社会参与上的积极表现，是政党制度规范性的体现；动员作用以党员引领带动非党员参与水平的提升，是政党获取群众支持的关键。两者结合，有助于党员发挥社会引领作用，提高非党员社会参与水平。据此提岀假设1。

假设1：党员通过组织-动员路径发挥社会引领作用。

假设1.1“组织作用”：党员社会参与水平高于非党员；

假设1.2“动员作用”：党员参与水平越高的社会场域中，非党员社会参与水平也越高。

（三）国家差序动员机制

开放性与系统性兼具的治理模式变迁造就了社会引领作用的双重面向。开放性强调基于合作主义的互动共治，激活社会力量是治理模式不可或缺的部分；但治理模式的形成亦是系统性工程，通过国家在场实现的各主体有序分工是中国治理模式的特征（余军化、袁文艺，2013；朱光磊，2017）。个体行为受到国家意志和社会力量的双重影响，因而也形成了党员引领作用的双重面向。

由于政党与国家公权力存在强关联，党员的社会引领作用因此具有国家面向。国家动员以“单位”为制度载体差序呈现（张彦、李汉林，2020），具体涉及三个部门：一是党政机关等政治主导性部门，国家动员显现出最强作用；二是国有企事业单位等“新单位制”部门，这些部门在经历市场化转型后，内在运作趋向事本原则（刘平等，2008；李路路等，2009），国家动员作用有所减弱；三是在市场逻辑主导的体制外部门，国家动员作用最弱。

国家动员的差序作用会影响成员的思维与行动，进而影响党员引领作用的发挥。稳定的制度安排会强化人们对特定合法性机制的认可，并最终影响其行为（韩亦、郑恩营，2018）。嵌入不同单位部门的个体对国家动员的认可和响应程度会有所差异。在国家动员作用长期突出的部门，不仅党员会对构成国家动员和党组织目标的社会参与表现出更高热情，其他成员也会对党组织和党员的参与和动员行为持有更深刻的价值认同。党员的社会参与行为会产生更深刻影响，从而提升其社会引领作用。据此提出假设2。

假设2：国家差序动员会调节党员的社会引领作用。同一社会场域内，非党员所处单位的国家动员能力越强，其社会参与水平受到党员参与水平的正向影响就越强。

（四）社会资本赋能机制

党员同样嵌入社会结构，其作用具有社会面向。政党社会关系既是一种政党来源于社会的关系，又是一种政党服务社会的关系（王韶兴，2017）。在治理模式变迁中，在“国家中”只是政党的部分状态，事实上政党也在“社会中”，嵌入国家公权力之外的社会结构（李普塞特，1997；景跃进，2019），以社会资本为代表的社会要素会对其作用发挥产生影响。

此处将社会资本限定在以信任为核心的集体认知维度。社会资本呈现出丰富解释力，但也易陷入“一切都能解释，却也一切都不能解释”的泛化困境，以及组内一致性低的测量局限（Portes，1998；毕向阳，2019）。因此，诸多旨在考察社会资本公共后果的研究均聚焦社会资本的信任维度（Putnam，1993；福山，2016）。信任能够简化社会的复杂性和不确定性（卢曼，2005），进而作为社会资本增进公共利益和促成行动便利。

社会参与中的社会资本呈现出积极论向差异论的转向。社会资本与社会参与多被认为存在正向关联，但后续研究注意到了不同社会资本对多维参与类型的差异影响（陈捷、卢春龙，2009；黄荣贵、桂勇，2011）。此外，国家介入社会资本常被视作是无效甚至消极的（福山，2003）。但部分研究发现，柔性国家和政党介入与社会资本间亦可能互相增益（刘春荣，2007；刘欣、田丰，2021）。

对于更具柔性意涵的社会引领作用，社会资本可能产生赋能效果。首先，社会资本累积能帮助成员建立紧密联系，提供社会参与的联系基础；其次，社会资本为实现公共合作提供空间，社会资本丰富的个体加入合作会更加顺利（福山，2016）；最后，社会资本作为非正式粘连机制，会在刚性行政介入外增加情感动员效果（田先红、张庆贺，2019）。在诸多赋能效果下，不仅党员会更加顺利地介入公共合作和社会参与过程，非党员也会得到更好的情感激励，从而提高社会参与水平。据此提出假设3。

假设3：党员的社会引领作用会受到社会资本的调节。同一社会场域内，非党员社会资本越高，其社会参与水平受到党员参与水平的正向影响就越强。

（五）治理变迁效应机制

社会治理实践是一个反复调整和精进的过程。以2007年为起点可划分为三个阶段，在社会建设与社会治理之间渐次呈现主次易位的总体趋势（冯仕政，2021）。在中国现代化进程中，“社会”领域的重要性不断上升，同时，“党领共治”日益成为中国社会治理模式的核心诉求（朱健刚、王瀚，2021），开放性与系统性兼具、活力与秩序共存的治理进程不断深入。

伴随着“党领共治”格局的形成，政党之于社会治理的意义将会得到进一步重视。这一倾向可通过组织约束自上而下地强化党员在社会参与中的积极表现。同时，多元共治理念引入和社会力量成长为党员与非党员的合作提供了有利条件，党员积极参与的社会意义会更充分地呈现在公共空间中，推动非党员与党员协同参与，从而提升社会引领作用。据此提出假设4。

假设4：在治理模式变迁中，党员的社会引领作用不断增强。同一社会场域内，非党员社会参与水平受到党员参与水平的正向影响不断增强。

（六）类型边界差异

多维参与类型及其蕴含的治理意义可能成为党员引领作用分化的基础。不同参与类型涉及内容和动机的差异，也折射出治理要素的不同（杨敏，2005；王新松，2015；徐延辉、李明令，2021）。基层社会中存在着国家引导、社会支持和居民自我维持三种治理要素，国家引导始终是外显的，社会支持和居民自我维持则在治理模式变迁中得以激活（毛丹，2018）。上述治理要素组合，形塑了三种紧密关联又有所区别的社会参与类型，即体制性参与、公益性参与和权益性参与（见表1）。

体制性参与通常由街道或社区发起，具有明确的组织规则和服务对象，居民自主性因其行政化特征而有所削弱；公益性参与通常由公益性社会组织发起，居民自主性有明显增强。但由于公益性社会组织的“官民二重性”，国家引导也会渗入此类社会参与；权益性参与通常以居民自我组织为主，国家引导介入较少。

尽管存在内容和形式差异，但三种参与类型具有一致的公共面向。不同参与类型常被施加价值判断，但在中国社会治理实践中，即便是国家引导色彩浓重的体制性参与，也可能与群众动员传统相结合而催发公共性。即便是最具居民自主性的权益性参与，也很可能是维护自身公共权益的去政治性手段（应星，2007；董海军，2010）。伴随着社会包容度的日益提升，三种类型均可能成为增进公共利益和推动社会治理时可资利用的手段。

不同参与类型可能为党员的社会引领作用设置边界。不论何种类型的参与，党员都可能在社会空间中形成示范效应，吸引大众跟随。尤其是蕴含非制度化风险的权益性参与，党员参与可能释放合法性信号，促使大众更活跃地参与。但作为体现国家意志的社会参与类型，党员的体制性参与是否会对非党员的公益性及权益性参与产生影响则有待讨论。虽然主要由社会组织所推动，但在国家意志介入下，公益性参与在目标和形式上都与体制性参与具有亲和性，党员体制性参与催发的社会参与意愿同样会岀现在公益性参与中。因此，党员的体制性参与可能带动和引领非党员的公益性参与。有所不同的是，权益性参与的目标和形式体现岀非制度化特征，对参与者意愿和能力提岀了不同要求。即便党员体制性参与为非党员带来了更丰富的社会参与经验和能力，这一经验和能力也难以适用于非党员的权益性参与。因此，党员的体制性参与可能难以带动非党员的权益性参与。据此提岀假设5。

假设5：党员的社会引领作用因不同参与类型而呈现差异。

假设5.1：同一社会场域内，党员体制性参与、公益性参与和权益性参与越积极，非党员相应类型参与也越积极；

假设5.2:同一社会场域内，党员体制性参与对非党员公益性参与有正向影响，但对其权益性参与无影响。

综合上述假设，形成如图2所示的分析框架。

三、研究设计与描述性统计

（一）数据来源与分析思路

本文所用数据来自2009年、2014年、2016年和2019年社会网络与职业经历问卷调查（JSNET）的多期截面数据，该调查以地图随机抽样法在全国八个城市（长春、广州、济南、兰州、上海、天津、厦门、西安）进行。各年度数据维持相同抽样框（城市家庭中18岁以上且具有职业经历的个体），保留了本文核心变量。受疫情影响，仅长春完成了JSNET2019年调查，为保证数据代表性和尽量拓展时间范围，后文以2009—2016年的全国样本作为主要分析样本（“全国样本”），在历时性分析和稳健性检验中引入2009—2019长春样本（“长春样本”）进行补充。

本文首先进行变量描述性统计分析，以获得关于总体趋势的认知；之后以多元回归和多层回归作为基准模型，检验党员社会引领作用相关假设；在此基础上，通过倾向值、工具变量、潜类别识别以及纳入新数据等方法减小内生性影响，增强结论稳健性。

（二）变量测量

本文因变量是社会参与，首先根据受访者是否参加“建设本社区的活动“帮助弱势群体的志愿活动”以及“请愿、静坐或游行、示威等活动”生成体制性参与、公益性参与和权益性参与三种类型。之后进行因子提取得到社会参与水平，并进行0~100等比例调整。

本文自变量和控制变量涉及个体层次和场域层次。在个体层次，剔除民主党派后，以政治面貌生成党员变量。按照党政机关、国有企事业单位和体制外企业生成国家动员变量，剔除了自雇或无单位样本。测量受访者对“邻居”和“陌生人”的信任程度，简化生成“信任”和“不信任”二分变量，之后通过因子提取和等比例调整生成社会资本变量。控制变量包括时期、地区、年龄、年龄平方、性别、受教育程度、民族、户口、宗教、婚配状况、父辈政治面貌、住户产权、家庭收入、在职状态、地位认知（自评社会等级）和社交偏好（被请在外就餐频率）。

在场域层次，按照“时期-城市-社区”划分出46个时地单位（包括3个时期、8个城市、2类社区，其中上海2016年样本缺失），每个时地单位可被视为具有内部同质性的社会场域（边燕杰等，2020）。每个社区按照体制外就业人数比例是否高于城市年度平均水平进行划分，以控制社区市场化类型的影响。之后基于上述时地单位统计房屋产权自有比例以控制社区流动性的影响，汇总党员样本参与得分均值生成党员参与水平变量，场域变量全部进行去中心化处理以弱化共线性问题。相较于在社区层次生成宏观变量，这一方式能够保证组别内样本充足以避免聚类偏误，而且考虑了城市市场化程度对社区属性的影响，更加贴合社区在不同调查年度的嵌套特征。主要变量统计如表2所示。

（三）社会参与的历时性分析

基于全国样本和长春样本进行历时性分析，结果如图3所示。

全国样本显示，当前城市居民的社会参与仍呈现出“弱参与”特征。居民在社会参与水平上得分偏低，在三种不同参与类型中占比均未过半。从时间趋势看，居民社会参与水平在2009—2016年持续上升，且日渐丰富化和自主化。体制性参与和公益性参与起始水平较高但提升相对缓慢，权益性参与起始水平较低但提升相对迅速。为验证变迁趋势稳健性，引入中国综合社会调查（CGSS）2005年、2006年、2010年、2012年和2017年截面数据进行补充。历时性分析结果显示，2010—2017年间权益性参与呈现相似上升趋势。

同时，历时性分析呈现两处异常。一是JSNET数据中权益性参与比例上升幅度偏大，在2014年和2016年累计达到30%以上，明显高于同时期CGSS数据。这一现象或与线上社会参与拓展有关，新浪微博等互联网平台的兴起为个体线上参与公共议题提供了更多机会，部分受访者可能将这一线上参与视为权益性参与经历。由于JSNET相较于CGSS对线上社会参与的限定更为宽松，且受访者主要是线上参与能力更强的大城市居民，因此线上社会参与拓展可能带来JSNET数据中权益性参与比例更明显的上升。由于最新数据集尚未获得，上述推测有待于未来研究深入检验。

二是长春样本在2019年出现明显下降趋势。这是基于地域特性的局部现象，还是代表全国普遍趋势？基于图4可推测或与地域特性有关:年末人口增长乏力和人口外流现象，可能导致人口结构老化和空心化，进而导致居民参与率下降；而保持高位的国企就业人数占比表明，长春居民社会参与中单位约束仍发挥作用。横向对比发现，长春的社会参与率在调查城市中排名持续下降，从侧面印证了地域特性的影响。这说明治理模式和社会参与的长期变动可能呈现与地域特性相关联的复杂性。

党员与非党员的对比初步印证了相关假设。一方面，党员在各时期全国样本和长春样本中均呈现明显优势，体现了党员的组织作用；另一方面，党员与非党员社会参与呈现同步变化，体现了党员可能的动员效果。当然，上述关联需进行更严格的检验。

四、假设检验

(一)作用路径假设检验

因变量社会参与水平是因子得分，建立多元线性回归，同时进行逐年回归，以避免时期差异被掩盖。结果如表3所示。

M1是全时期模型，党员回归系数显著为正，党员社会参与水平明显更高。在M2—M4逐年模型中，党员系数逐年增大且至少在0.05水平上显著，表明党员的社会参与水平在我国社会发展各时期均明显较高。

考虑到党员筛选标准可能产生自选择性，本文引入倾向值方法。M5是倾向值匹配模型，处理组平均处理(ATT)效应显著为正，M6是双重稳健估计模型，在差异设置选择和结果方程后，ATT效应仍显著为正。这表明党员社会参与水平较高在考虑时期差异和自选择性偏误后仍然显著，假设1.1得到支持。

仅保留非党员样本，建立多层线性回归，结果如表4所示。

M7空模型显示，多层模型优于一般模型。M8添加个体控制变量后，组内相关系数小幅下降，表明宏观层次变量影响较强。M9引入党员参与水平变量后，组内相关系数明显下降，表明宏观层次变量影响与党员参与水平之间存在强关联。M10引入宏观控制变量后，党员参与水平系数仍显著为正，表明社会场域中党员参与水平提升会促进非党员参与水平提升，假设1.2得到支持。

（二）作用机制假设检验

以M10为基准依次引入党员参与水平与治理变迁、国家动员及社会资本变量交互项以验证作用机制假设，结果如表5所示。

M11加入治理变迁交互项，系数较小且不显著，表明党员引领作用并未出现明显历时上升趋势，假设4未获支持。这可能因为党员引领作用已处于较高水平，亦可能与居民异质性增强有关。

M12纳入国家动员交互项，以党政机关为参照，国有企事业单位和体制外企业的交互项系数显著为负且依次下降。这表明党员社会参与水平对党政机关、国有企事业单位和体制外企业中非党员的影响依次减弱，假设2得到支持；M13纳入社会资本交互项，系数显著为正。这表明非党员的社会资本越丰富，其社会参与水平更易受到党员参与水平的正向影响，假设3得到支持。

(三)作用差异假设检验

分别将体制性参与、公益性参与和权益性参与作为因变量，以多层Logistic模型验证作用差异假设，结果如表6所示。

M14—M16依次为通过空模型检验的非党员体制性参与、公益性参与和权益性参与模型。党员参与发生比均显著大于1，表明在三种参与类型上，党员参与行为均具有正向影响，假设5.1得到支持。党员权益性参与的系数明显大于其他两种参与类型的系数，这可能与居民的参与选择有关。考虑到权益性参与可能蕴含的非制度化风险，居民参与更为谨慎，但有党员参与后，可能释放出更强的激励信号，带来更明显的动员效果。M17和M18将党员体制性参与引入公益性参与与权益性参与模型中。M17中，党员体制性参与发生比显著大于1，表明党员体制性参与同非党员公益性参与显著正相关。M18中，党员体制性参与发生比不显著，表明党员体制性参与对非党员权益性参与的影响有限，假设5.2得到支持。

五、内生性应对与稳健性检验

可能的内生性问题以及分析策略导致的结果偏误也需考虑。下文对内生性问题进行理论分析并引入工具变量加以缓解，然后通过调整因变量生成策略和纳入新数据来检验结果的稳健性。

（一）内生性应对和工具变量引入

反向因果和社区因素遗漏可能会带来内生性问题。一方面，党员相较于非党员的社会参与优势可能是因为组织作用，但也可能是因为部分积极参与的居民被党组织吸纳成为党员，这给党员组织作用带来了反向因果干扰。另一方面，党员与非党员社会参与行为的强相关性既可能是党员动员作用的体现，也可能是部分社区因素（如社区组织动员能力）共同影响的结果。党员社会参与行为的影响需要排除社区因素的干扰。

工具变量对于排除内生性干扰具有特殊意义（陈云松，2012）。针对组织作用，需要找寻与党员身份获得相关，但不直接影响社会参与行为的变量。同样，针对动员作用，需要找寻与党员社会参与相关，但不直接影响非党员社会参与的变量。以往研究多从父辈政治面貌、受教育程度等家庭背景因素中找寻工具变量（Gerber，2000；杨继东、章逸然，2016），但上述变量不仅与子辈政治身份相关，亦可能直接影响子辈社会参与。这里以“所在城市党员占比”作为组织作用的工具变量，城市中党员数量多少与受访者政治身份相关，但基于城市汇总的党员数量很难直接影响个体行为。以“同一时地单位内党员对政府的信任状况”作为动员作用的工具变量，党员参与与体制信心紧密相关，但党员政治信任属于内隐认知，一般不会轻易对外显露，很难直接对其他个体施加影响。只有依赖于党员与其他个体的社会互动行为，党员政治信任才可能产生影响。因此，控制党员社会参与的中介渠道后，“党员政治信任状况”能够满足外生性前提。分别以内生处理模型和二阶段最小二乘法引入工具变量，结果如表7所示。

组织作用模型显示，内生性问题有所显现（p<0.1）。选择模型中，城市党员数量影响显著，符合相关性要求。结果模型中，党员系数为6.06，比Ml中的8.40有所减小，但仍在0.01水平上显著。在控制可能的反向因果后，组织作用虽有高估但仍然稳健。

动员作用模型显示，内生性影响有限。工具变量影响的卡方值为0.36，且Cragg-Donald统计量远大于临界值，符合相关性要求。党员参与水平的系数为0.60，略低于M10中的0.65，但仍在0.01水平上显著。这表明通过控制社区市场化属性（体制外就业人数占比）和社区流动性程度（房屋产权自有比例），社区因素对党员动员作用的影响得到了控制，党员动员作用较为稳健。

（二）调整因变量生成策略和纳入新数据

为了避免因操作化误差导致结果有偏，本文采用两种方式代替原有因子分析方法生成社会参与因变量。一是以公益性参与直接作为社会参与代表，二是采用潜类别识别将城市居民社会参与分为高低两类。两种方式生成的因变量纳入模型后，既有假设变量系数和显著性均未明显改变，假设稳健性得到验证。

表8引入长春样本验证类型边界假设稳健性。汇总社区中各类型参与状况并将其作为因变量，以2015年为节点划分出两个时期，基于同时期党员参与水平相对高低生成高参与社区和低参与社区。

结果显示，党员积极的体制性参与能够有效引领和带动非党员投身公益性活动，但难以影响非制度化的权益性参与行为。

除此之外，本研究对组织作用调节机制展开探索性分析。一方面，党员与非党员社会参与在国家动员、社会资本和治理变迁三个调节变量下呈现出差异。以党政机关为参照，国有企事业单位和体制外企业中党员参与优势更明显；社会资本越高的人群中，党员参与优势越明显；治理模式变迁中，党员参与优势有所扩大。另一方面，对党员群体的单独分析与上述结论有所出入，社会资本和治理变迁的调节作用趋于一致，但国家动员则存在明显差异，以党政机关为参照，国有企事业单位和体制外企业中的党员社会参与水平更低。原因可能在于组织作用和动员作用在身处不同单位中的个体相对强弱分化，但这仍有待于严格的因果检验。

六、结论与讨论

党员行动者如何发挥社会引领作用是治理模式变迁中政党面临的新课题。政党之于现代社会何以可能与可为的问题，即政党-社会关系问题长久以来备受关注，政党能否以及如何发挥社会效能成为诸多社会治理模式争论的焦点。不管是在革命斗争、经济建设还是危机应对中，中国共产党和党员均发挥了关键作用。立足于动态变迁的社会治理情境，本文对新时代背景下党员如何发挥社会引领作用以及这种引领作用的可能变化展开思考，具体发现如下。

党员社会引领作用通过党员积极参与并以此带领非党员行动的组织-动员路径实现，且这一引领作用显现出与治理模式变迁相关联的双重性和异质性。第一，国家差序动员机制和社会资本赋能机制共同形塑了党员的社会引领作用，二者分别构成党员社会引领作用的国家和社会面向，共同影响其作用呈现。第二，党员的社会引领作用因不同参与类型而呈现出异质性。在体制性参与和公益性参与中，党员社会引领作用得以充分体现。但对于更具非制度化特征的权益性参与，党员对非党员的社会引领作用存在一定瓶颈。第三，在治理模式变迁中，党员的社会引领作用既未“失效”，也非“延续”，而是与新型社会格局相关联。

这一发现不仅再次印证了中国社会情境中纵向连接的潜在价值，而且凸显了党员在实现社会治理目标中的精英引领角色。西方一些研究者往往认为，国家对社会治理的纵向介入不仅无用甚至有害（Putnam，1993:173；托克维尔，1988:638）。本文不仅再次印证了中国社会治理情境中特定形式的国家纵向介入尤其是政党介入的积极作用（刘欣、田丰，2021），更进一步呈现了这一纵向介入可能产生的社会后果。政党不仅通过整合组织内部成员直接服务于治理目标实现，亦可能通过能人引领-大众跟随的精英治理传统（熊易寒，2008；尉建文等，2021）唤醒“冷漠的大多数”，结构性地重塑社会治理形态。

政党与基层治理的“耦合”实践是其保持先进性的社会基础。政党先进性根植于政党建设，依赖党员个体的行动实践。放眼历史和世界实践，政党危机往往源于实然功能异化与社会属性脱嵌（米歇尔斯，2003）。作为拥有百年历史和千万党员的政党，中国共产党关注内部组织逻辑的同时，亦需嵌入更广阔的社会空间，关注自身在引领社会治理现代化这一重大命题上的关键价值，在与外部社会多元主体的互动中保持先进性。以国家有序引导和社会资本营造优化现有治理模式、开发党员作用“富矿”，是促进制度优势转化为治理效能的必然之选。

社会引领作用呈现既是中国社会治理模式变迁的制度载体，又是打造“中国之治”可资利用的宝贵资源。中国治理实践尝试在广泛社会参与中实现国家与社会的有序合作，政党是“善治”目标得以实现的连接杆和调节器。刚性行政介入下的活力危机与个体浪潮兴起中的参与失序并存于当今基层社会，治理成功的关键不仅在于鼓励社会主体成长，更在于构建国家与社会的紧密连接与良性互动。政党向上承接国家意志但更具柔性，向下传递参与行为但更具秩序。这一连接国家与社会、调节正式与非正式机制的结构性功能意味着对政党社会功能的关注不仅要找回传统主体的现实特征，更要在新治理模式下重新定位其治理角色。

党员之于大众、政党之于社会显现出与作用客体相关联的情境性。虽然党员社会作用得以明确呈现，但这一作用因不同参与类型而呈现出明显差异，这反映了党员社会作用和政党社会价值的社会情境性。在充分发挥政党主观能动性、挖掘政党引领社会理论价值之时，亦需关注社会这一异质客体对党员社会作用及政党社会价值的潜在约束。党员引领社会并非放之四海而皆准的同质理想，不同社会情境和作用对象会驱使党员做出差异性的行动选择，进而导致党员社会作用和政党社会价值的异质呈现。

当然，我们尚需对上述发现保持开放谨慎的态度，原因在于党员变量的普遍关联性、时间稳定性以及地域差异性。首先，虽然我们考虑了变量间的内生关联，但党员变量几乎是所有模型必须考虑的控制变量，它对社会生活具有普遍影响，内生性问题仍需注意。其次，党员身份具有稳定性，一般不随时间变化。这也导致通过追踪时间变化来分离其作用的努力难以奏效，对研究设计提出了更高要求。最后，数据的描述性统计提示了在不同地域特性和线上参与状态下，党员社会引领作用和居民社会参与可能呈现出与之相关联的复杂性，还有待于进一步的探讨。

后续研究可从理论和方法两个层面进一步展开探讨。在理论上，可以从更具差异性和全面性的视角挖掘党员社会引领作用的地域特征，从中提炼更具中国社会本土化特征的政党作用理论。在方法上，可以在研究设计中更加注重与党员相关的变量收集，例如增加对党员的党组织类型和角色、居民参与党组织活动、党组织嵌入社区状况等信息的采集。这有利于更深入地考察党员引领作用过程，也有利于提供更合适的工具变量。总之，党员和政党是中国社会基层治理中不可忽视的独特行动者，也是推动中国式现代化在社会治理领域落地的保障。对党员社会引领作用的关注不应该是终点，更应该是起点。

（注释与参考文献从略，全文详见《社会学评论》2022年第3期)