1. 引言
社会治理是国家治理体系的重要组成部分，事关国家的和谐稳定以及发展大局。党的二十大报告提出，要完善社会治理体系，健全共建共治共享的社会治理制度，提升社会治理效能，建设人人有责、人人尽责、人人享有的社会治理共同体。社会参与是公众通过直接与政府或其他公共权力机构互动的方式决定公共事务和参与公共治理的过程 [1] ，强调公共管理部门与公众之间的互动 [2] 。过去，我国的社会治理模式由政府主导，从一定程度上来说，居民社会参与的制度和机制也不够完善，这导致居民社会参与的渠道有限、政治效能感不高，研究居民的社会参与对完善社会治理体系和推进治理能力现代化具有重要价值。社会阶层包括主观社会阶层和客观社会阶层，其中主观社会阶层是人们对客观社会经济地位的认知结果，主观认知影响着人们的社会行为，主观维度中“结构–意识–行动”的逻辑更为明确具体 [3] 。政治效能感有助于个人进行社会参与，居民社会参与能够促进政府、社会组织和居民之间的良性互动，从而促进社会的治理和发展。因此，本文将从主观社会阶层、政治效能感与居民社会参与行为的关系出发，对以下研究问题进行探索：第一，主观社会阶层对居民社会参与行为是否存在影响？第二，政治效能感对居民社会参与行为是否存在影响？第三，政治效能感在主观社会阶层与居民社会参与行为之间是否发挥中介作用？
2. 文献回顾与研究假设
社会参与源于政治参与，分析社会参与一般从政治参与开始，逐步扩展到对公共事务参与的分析 [2] 。杨宜音、王俊秀认为社会参与是指社会成员在社会互动过程中，以某种方式参与、介入、干预国家的社会生活、经济生活、政治生活、文化生活以及社区的公共事务从而影响社会发展的过程 [4] 。社会参与是在实际生活中所有社会阶层通过不同的参与方式，进入到能够推动社会平稳运行的各种各样的社会事务或者领域中 [5] ，是社会成员可以通过某种方式参与、介入、干预，进而影响到社会发展的各种公共事务活动 [6] 。国内研究中对主观社会阶层的测量方法一般是“上层”、“中上层”、“中层”、“中下层”和“下层”的五分类方法，有时也会将中上层和中下层合并至“上层”与“下层”，从而构建一个三分类的阶层地位 [7] 。不同社会阶层的社会参与形式和动机有着一定的差异，有一部分研究采用主观社会经济地位认同的划分方法，主观社会阶层则是通过自我评估来进行主观评价的 [8] ，是个体主观认为的相对地位，是个体根据自身的资源同他人比较所感知到的社会经济地位 [9] ；是个人对自己在社会阶层结构中所占据位置的感知 [10] 。崔岩指出主观社会经济地位认同对公众参与有统计上显著的正向影响，主观社会经济地位认同越高，政治社会参与的可能性也越高 [11] 。马传松、朱挢指出主观阶层越高的个体，社会参与的主人翁意识就会增强，社会参与的热情和积极性也会大大提高 [12] 。王新松指出社会阶层的不同会使得他们在社会参与方面存在一定的差异，社会经济地位越高的人更容易进行社会参与 [13] 。基于此，本文提出研究假设H1：主观社会阶层对居民社会参与行为存在显著正向影响。
政治效能感是指个体对自己政治能力的感觉，他们会感觉到社会或政策是可能发生改变的，并且在这种改变中他们会起到一定的作用 [14] ，是个人认为其政治行为对整个政治过程能够产生影响力的感觉或信念 [15] 。目前研究者对于政治效能感的界定大都采用罗伯特·莱恩的定义方式，政治效能感分为内在政治效能感和外在政治效能感这两个方面，内在政治效能感是个人相信自己可以通过了解政治事务、认知政治过程和参与政治活动等方式影响政治的感觉，是一种对自我政治能力的主观认知；而外在政治效能感是指个人认为外在政治体系会对自己的政治诉求进行回应的感觉 [16] 。张志宏和张璇通过对四川农业转移人口参与社区治理意愿影响因素的实证分析，发现政府部门“回应性”对转移人口参与社区治理产生正向显著的影响 [17] ；学者Campbell在研究中发现，公民政治效能感与投票参与有密切的相关，公民政治效能感越高，其投票的机率也越高 [18] 。李晓宁等学者基于陕西省岐山县G村的社会调查运用Probit模型分析了西部农村居民政治效能感对政治参与的影响，结果发现，政治效能感对政治参与具有显著的正向影响，并提出了有效的社会治理举措来提高农村居民的参与水平 [19] 。崔岩的研究指出公众认同有能力参与政治社会活动会对政治社会参与有着统计上的显著正向影响效应 [11] 。基于此，本文提出研究假设H2：政治效能感对居民社会参与行为存在显著正向影响。
蔡加丽指出社会经济地位越高的人，具有更高的政治效能感或政治信心 [20] ；郑永兰等学者基于苏南四村365位村民的问卷调查认为社会经济地位高的村民，其政治效能感一般也比普通村民高 [21] 。刘伟基于CGSS2010数据的分析发现，主观社会地位因素对城市居民政治效能感具有重要意义，主观阶层地位对城市居民的政治效能感存在显著的正向影响 [22] 。综合以上研究，本文提出研究假设H3：政治效能感是主观社会阶层与居民社会参与行为之间的中介因素，主观社会阶层通过政治效能感形成对居民社会参与行为的中介效应。
3. 数据、变量与模型构建
3.1. 数据来源
本文使用的是2021年度中国社会状况综合调查(CSS)数据，CSS调查在全国31个省/自治区的城乡区域开展，调查范围覆盖全国的151个县(区)，604个村(居)社区，该数据的权威性强，是当前研究中国社会问题的重要数据来源之一，因此本研究使用该调查数据进行分析具有较好的代表性。本文剔除无效样本后，共获得6932份有效样本。
3.2. 变量说明
1) 因变量
本研究的主要目的在于分析主观社会阶层、政治效能感与居民社会参与行为之间的相关关系，因变量为社会参与行为，包括居民的社会公益活动参与、社区参与等方面。在CSS中，选择问题“最近2年，您是否参与过下列事情？”，选项包括“参加社区组织或者自发组织的社会公益活动，比如义务献血、义务清理环境，为老年人、残疾人、病人提供义务帮助？”和“参加所在村居/单位的重大决策讨论”。本文将只要参与其中一项赋值为1，代表有过社会参与行为；未参与任何一项赋值为0。
2) 自变量
本文的自变量为主观社会阶层，即个体所感知到的社会经济地位 [9] ，具体采用问卷中“您认为目前您本人的社会经济地位在本地大体属于哪个层次？”，选项依次为“上、中上、中、中下、下和不好说”，由于“不好说”这个选项具有较大的模糊性，因此本文将其进行了缺失值处理，同时将下层和中下层合并为下层并将其赋值为1，中层赋值为2，中上层和上层合并为上层并将其赋值为3。数字越大，主观社会阶层越高。
3) 中介变量
本文的中介变量为政治效能感，根据罗伯特·莱恩对政治效能感的定义，政治效能感是个人相信自己可以通过了解政治事务、认知政治过程等方式影响政治以及个人认为外在政治体系会对自己的政治诉求进行回应的感觉 [16] ，具体采用问卷中的两个问题，第一个问题是“我有能力和知识对政治进行评论”，选项依次为“很不同意、不太同意、比较同意、非常同意、不知道”，本文将“不知道”样本剔除，并重新将选项赋值为“低 = 1，较低 = 2，较高 = 3，高 = 4”，第二个问题是“您认为政府下列方面的工作做得好不好？——有服务意识，能及时回应百姓的诉求”，选项依次为“很不好、不太好、比较好、非常好、不清楚”，本文将“不清楚”样本剔除，并重新对选项赋值为“低 = 1，较低 = 2，较高 = 3，高 = 4”，本文将这两个问题的结果经过赋值后求和取均值，得到政治效能感变量，取值范围为1~4，数值越高，居民的政治效能感水平越高。
4) 控制变量
参照已有文献研究，本文选取了年龄、性别、受教育年限、户籍、个人总收入、政治面貌这6个变量作为控制变量。其中，在性别上，将男性赋值为1，女性赋值为2；在受教育年限方面，将未上学赋值为0，小学赋值为6，初中赋值为9，职高技校赋值为11，高中赋值为12，中专赋值为12，大学专科赋值为15，大学本科赋值为16，研究生赋值为20；在户籍上，将农业户籍赋值为0，非农业户籍赋值为1；个人总收入取对数；政治面貌将非党员赋值为0，党员赋值为1。
各变量的操作及描述性统计如表1所示。
Table 1. Variable description and statistical description
表1. 变量说明及统计性描述
注：本数据来源于2021年度中国社会状况综合调查(CSS)数据。
3.3. 模型构建
因变量居民社会参与行为有“参与”和“未参与”两种情况，属于典型的二元离散型决策。因此，本文借鉴于大川等学者的研究成果构建二元Logistic回归模型进行实证分析 [23] ，具体形式如下：
公式中，p表示居民社会参与行为的概率，1 − p表示居民不进行社会参与行为的概率；Si表示自变量；Xi表示控制变量；α0表示回归截距；β1是自变量的回归系数；β2是控制变量的回归系数；εi为随机误差项。
因变量政治效能感是连续变量，因此采用OLS模型进行回归估计，具体形式如下：
公式中，Yi表示因变量，Zi表示自变量；Xi表示控制变量，α表示回归截距；γ1是自变量的回归系数；γ2是控制变量的回归系数；μi为随机误差项。
4. 实证结果分析
本文使用Stata17.0软件进行回归分析，表2和表3为回归模型结果。
模型一是将居民社会参与行为作为因变量，只加入控制变量的回归结果。首先，受教育年限对居民社会参与行为具有显著正向的影响，受教育年限每增加一年，居民社会参与的概率将增加2.9%。第二，与非农户籍相比，农业户籍社会参与的可能性更高。第三，居民的政治面貌对其社会参与行为也有显著的正向作用，相比于非党员群体，党员的社会参与行为是非党员的2.819倍。第四，在性别上，相较于女性，男性比女性更可能进行社会参与。第五，年龄、收入对居民社会参与行为的影响在统计上不显著。
模型二是控制变量和主观社会阶层对居民社会参与行为的影响的回归结果。从控制变量中可以看到，受教育年限、户籍、政治面貌、性别对居民社会参与行为具有显著影响，受教育年限越长，居民社会参与的可能性就越高；农村居民比城镇居民更容易进行社会参与；与非党员相比，党员社会参与的可能性更高；男性比女性更可能进行社会参与。在核心变量中，主观社会阶层对居民社会参与行为有统计上显著的影响效应：与社会下层相比，社会中层在1%水平上显著且回归系数为正，社会上层在0.1%的水平上显著且回归系数为正，说明主观社会阶层越高，居民社会参与的可能性也越高。由此验证了假设H1，即主观社会阶层对居民社会参与行为存在显著正向影响。
模型三是控制变量和政治效能感对居民社会参与行为的影响的回归结果。从控制变量中可以看到，受教育年限、户籍、政治面貌、性别对居民社会参与均有统计上显著的影响效应。在核心变量中，政治效能感对居民社会参与行为有显著正向影响，政治效能感每增加一个单位，居民进行社会参与的概率将增加21.5%。由此验证了假设H2，即政治效能感对居民社会参与行为存在显著正向影响。
模型四是以政治效能感为因变量，以主观社会阶层为自变量，以年龄、性别、受教育年限、户籍、总收入、政治面貌为控制变量的回归结果。结果显示，主观社会阶层对政治效能感存在显著正向影响，与社会下层相比，社会中层和社会上层均在0.1%水平上显著影响政治效能感。模型五是包括所有变量在内的全模型回归结果，从中可以看出，主观社会阶层、政治效能感对居民社会参与行为均存在显著正向影响。此外，与模型二相比，模型五中主观社会阶层即社会中层和社会上层的回归系数均有所下降，这意味着主观社会阶层对居民社会参与行为的正向影响至少有一部分是通过政治效能感的中介效应来实现的，政治效能感在主观社会阶层与居民社会参与的正向作用中发挥了部分中介作用，由此验证了假设H3，即政治效能感是主观社会阶层与居民社会参与行为之间的中介因素，主观社会阶层通过政治效能感形成对居民社会参与行为的中介效应。
注：***表示在0.001水平上具有统计显著性，**表示在0.01水平具有统计显著性；*表示在0.05水平上具有统计显著性。括号内为标准误。
Table3. Model regression results
表3. 模型回归结果
注：***表示在0.001水平上具有统计显著性，**表示在0.01水平具有统计显著性；*表示在0.05水平上具有统计显著性。括号内为标准误。
5. 结论与建议
5.1. 结论
本文基于中国社会状况综合调查数据(CSS2021)，综合运用Logistic回归模型和OLS模型，探讨了主观社会阶层、政治效能感与居民社会参与行为的关系，研究结论如下：第一，本文的相关假设都得到了有效的验证，主观社会阶层对居民社会参与行为存在显著正向影响，主观社会阶层越高，居民社会参与的可能性越高，认为自己在社会中处于较高的地位的个体，会拥有更多的社会资源和影响力，更容易进行社会参与；第二，政治效能感对居民社会参与行为存在显著正向影响，政治效能感越高，居民社会参与的可能性越高，较高的政治效能感会促进个人参与政治社会活动，他们相信自己可以通过参与政治社会活动来改变社会现状；第三，有别于以往研究多将政治效能感作为自变量来探讨居民社会参与行为，本文将政治效能感作为主观社会阶层与居民社会参与行为之间的中介变量，并验证了政治效能感是主观社会阶层与居民社会参与行为之间的中介因素，主观社会阶层越高的人因为具有较高的政治效能感，就更有可能进行社会参与，主观社会阶层通过政治效能感形成对居民社会参与的中介效应，主观社会阶层不但能直接影响居民的社会参与行为，而且能通过政治效能感间接影响居民的社会参与行为，丰富了现有研究。
5.2. 建议
建设社会治理共同体，离不开居民的广泛参与，基于以上研究结论，笔者提出以下建议。
第一，进一步完善社会参与机制，创新社会治理模式，进一步扩大公众在政治社会生活中的发言权，从各方面切实建立公众社会参与的规章制度，全面拓宽参与渠道，拓宽社会下层的社会参与渠道，提升社会下层的参与效果，进一步健全社会中层、上层的参与渠道，提高居民社会参与的效能和效率。除了传统的参与渠道，也要发展互联网参与渠道，打破居民的参与壁垒，提高参与效果，进一步增强社会凝聚力，从而构建共建共治共享的社会治理共同体。
第二，通过提高政治效能感来增强公众进行社会参与的行为。政府回应公众需求是否及时是居民政治效能感提高的一个重要因素，也是居民提高社会参与行为的重要影响因素。感受到政府回应及时程度越强的人，居民社会参与的意愿就越强。一方面，政府要有积极主动的回应意识，把维护和服务公众利益视为回应的重点，明确居民的需求；另一方面，居民也要积极主动的进行社会参与，切身感受政府回应的能力。