組織規模與城市公共服務供給關系探究

〔摘要〕 社區黨建是黨和政府構建基層治理體系、推動國家治理能力現代化的重要憑借機制。進入新時代后，社區黨建的重點在于如何打通基層治理“最后一公里”，實現社會管理變革和公共服務供給下沉。文章使用2000年至2019年我國省際面板數據，運用系統GMM方法檢驗了城市居委會內部組織政治化程度與區域公共服務供給之間的關系，并在分別綜合“國家—政黨—社會”和“國家創制社會”兩種理論范式基礎上，提出提升基層治理主體內部組織政治化程度是增強社區治理效能、增加區域公共服務供給的重要途徑。研究表明，社區居委會內部成員中黨員占比增加可以顯著提升區域內公共服務供給數量。同時，這種提升效應與地區經濟增長速度密切相關：高速經濟增長促進了城市化進程，帶來了社會分層及生產生活方式轉型，從而明顯地削弱了基層治理主體公共服務供給能力。這對于在社會轉型時期，如何利用執政黨在基層的組織力量實現有效治理，增強基層黨組織的政治功能和組織能力，全面加強基層政權建設具有一定啟發意義。

〔關鍵詞〕 國家社會關系；組織政治化；公共服務供給；社區黨建；系統GMM

〔中圖分類號〕D262.2 〔文獻標識碼〕A 〔文章編號〕1008-0694（2024）03-0093-16

一、引言與文獻綜述

黨的十八屆三中全會以來，“國家治理體系和治理能力現代化”成為重大改革命題。社區是城市治理的基本單元，社區基層治理體系構建也是國家治理體系現代化的重要組成部分。中共中央、國務院在《關于加強基層治理體系和治理能力現代化建設的意見》中明確提出“以加強基層黨組織建設、增強基層黨組織政治功能和組織力為關鍵，以加強基層政權建設和健全基層群眾自治制度為重點……建立健全基層治理體制機制。”社區黨建無疑是黨和政府構建基層治理體系、推動國家治理能力現代化的重要機制。在新的時代條件下，社區黨建的重點在于如何打通基層治理的“最后一公里”，將公共服務及時下沉到基層，從而實現執政黨密切聯系群眾、整合社會服務的職能。

改革開放以來，我國社區治理實踐本質是微觀層面上國家—社會關系的微調整和再適應。囿于遼闊國土面積和復雜社會民情，這種調整具有因時而變、因地制宜的特點。從實踐角度看，景躍進（2019）認為中國語境下的國家—社會關系實際上是國家—政黨—社會關系〔1〕。基層黨建是國家整合領導社會的強力紐帶與組織工具。基層黨組織在社會整合過程中發揮著不可替代的引領作用，呈現出一種政黨吸納社區居民、鏈接各方資源下沉到社會的特色，與西方政黨通過市民社會走向國家的路徑明顯不同。因此，我國社區治理研究天然地內嵌于兩種互補理論構建。

一是國家—政黨—社會關系理論。潘澤泉等（2021）認為，國家—政黨—社會理論范式強調政黨在整合社會力量、塑造社會組織中的主動性〔2〕，通過政黨的組織機制，發揮動員和協調功能，最終實現結構性的利益綜合和利益表達，從而重新塑造黨在基層的權威地位。這一主題主要有兩個分析視角：一方面，從黨社關系出發，探求如何以黨的組織化力量撬動社會發展，實現治理轉型〔3-5〕；另一方面，從政黨本質屬性出發，認為政黨既是社會組織又是政治組織，基層黨組織通過政治吸納和組織嵌入方式將自身納入社會網絡〔6-7〕。國家—政黨—社會理論雖然提供了一整套政黨與社會如何互動的組織邏輯，但并沒有回答在治理模式轉型過程中，以政黨治理意愿為代表的國家偏好與以居民需求為代表的社會偏好之間如何銜接共存的關鍵問題。

二是國家創制社會理論。吳曉林等（2020）認為，國家創制社會理論較好地回答了基層治理轉型過程中國家偏好和社會偏好如何銜接整合的問題〔8〕。但該理論在強調國家培育社會組織，引導多方社會主體參與共建共治的同時，暗含了治理場域中必須存在一個強國家的理論假設。在大多數情況下，這個假設符合我國社會現實情況。喬爾·S.米格代爾（2009）認為，社會控制能力強弱是區分強國家、弱國家的重要標準〔9〕。國家創制社會理論出發點正是依托強國家的社會控制能力才能實現國家組織引導社會形塑，“依靠國家力量構建一個國家預期的社會”〔10〕，實現基層治理轉型。因此，基層治理主體的高度組織政治化是凝聚基層力量、強化社區黨建，進而創制社會的必要條件，同時一個高度組織政治化的治理實體也可以更好地促進國家偏好與社會偏好之間的耦合。

本文將基層治理主體界定為社區居民委員會，將居民委員會內部成員的組織政治化程度作為測量治理主體社會控制能力的代理變量，以最終提供的公共服務的數量作為結果變量，以檢驗治理主體的組織政治化程度影響其社會控制能力，進而改變公共服務供給。

二、數據變量及模型設定

1.數據來源及變量選取

本文構建了2000-2019年我國31個省級行政區共計620個觀測值的面板數據集展開研究。所有數據來源分別為當年的《中國民政統計年鑒》《中國統計年鑒》《中國財政年鑒》《中國衛生統計年鑒》及國家統計局公開發布的數據，對于公共服務的供給分別從城市和社區兩個層面共計四個指標進行考察。

（1）城市層面。選取城市衛生技術人員人數本文統計的城市衛生技術人員等于城市執業（助理）醫師、注冊護士、藥師和技師等人員的總和。、城市生活垃圾清運量以及人均社會保障支出〔11〕三個指標。城市衛生技術人員的數量旨在衡量城市內部醫務人員的存量，可以近似代理城市醫療公共服務的供給量；城市生活垃圾清運量是地方政府治理效能的體現之一〔12〕，居民生活垃圾清運能力是城市和諧發展并宜居宜業的重要保證。

（2）社區層面。選取社區衛生服務中心床位數、居委會社會工作師人數以及人均社區服務中心床位數指標。選取社區衛生服務中心的床位數用來衡量社區內部公共衛生服務的供給水平〔13〕；居委會社會工作師人數用來衡量由社會組織提供的公共服務數量社會工作師是一種全國性的職業資格，是指擁有專業知識，利用個案、小組和社區等專業方法，活躍于民政、婦聯、慈善團體、社會服務機構、街道辦事處等部門，以協調社會關系、促進社會公正作為職業目標的社會工作者。。

（3）本文在模型中還控制了若干經濟指標，旨在排除區域經濟發展程度、人均收入和地方政府財力差異對公共服務供給的影響。在指標選取方面，地區生產總值和指數〔14〕、人均可支配收入和消費品價格指數等指標〔15〕，較好地反映了區域經濟發展程度對公共服務供給的影響。

2.模型設定與構建

實證研究分為兩個部分：第一部分是以雙向固定效應模型（Two-way fixed effect）作為基準回歸模型；第二部分是以Arellano等（1995）以及Arellano等（1991）提出的兩階段系統廣義矩估計（兩階段系統GMM，Two-step system GMM）〔16-17〕作為主要方法的動態面板模型。

Yit=α0+β1X1it+β2GDPgrowthit+β3X1it*GDPgrowthit+λX2it+δ1YearFEt+δ2ProvFEi+εit（1）

回歸方程（1）是基準回歸模型（Benchmark model），其中被解釋變量Yit在各次回歸中分別代表城市衛生技術人員人數、城市生活垃圾清運量、社區衛生服務中心床位數和居委會社會工作師人數。X1it是基層組織政治化程度的考察變量，在各次回歸中分別指代數據中的三個重點關注的核心解釋變量：居委會成員中黨員占比、居委會主任中的黨員占比以及居委會主任中一肩挑占比。GDPgrowthit是地區年度生產總值指數，代表地區年度經濟增長率，同時也是經濟調節變量。X2it是一個包含其他控制變量的向量組，引入模型中以消除不同省份之間宏觀系統性差異，分別是前文提及的城市居民消費品價格指數、城鎮居民可支配收入、城市人口密度以及城市政府財政收入數額和支出數額等控制變量。YearFEt和ProvFEi分別指代引入模型中的年份和省份固定效應，用以捕獲未包含在模型中、分別不隨時間和地域變化的系統性差異。

此外，模型中還控制了經濟調節效應，即基層組織政治化程度變量與地區經濟增長率的交互項（X1it*GDPgrowthit），用來衡量經濟發展速度與社區基層組織政治化程度對公共服務供給變化的混合影響。具體來說，對回歸方程（1）求偏導數可得X1it對Yit的邊際效應為：

MEX1it=YitX1it=β1+β3GDPgrowthit（2）

這表明，在邊際上，居委會內部組織政治化程度對區域內公共服務供給的影響隨著經濟增長率以恒定速度β3線性變化。換言之，居委會內部的組織政治化程度每一單位的變動對于社會公共服務供給的影響并不是恒定的，它隨著經濟增長率的波動而波動。地區經濟增長率會直接調節并改變基層組織政治化程度對社會公共服務供給在邊際上的影響能力，即為模型設定中所引入的經濟調節效應。

Yit=β0+Yit-1+β1X1it+β2GDPgrowthit+β3X1it*GDPgrowthit+λX2it+δ1YearFEt+δ2ProvFEi+εit（3）

模型（3）為系統GMM模型的設定。模型（3）設定與基準模型基本一致，唯一不同在于模型（3）設定中引入了被解釋變量的一階滯后（Yit-1）。系統GMM模型中引入被解釋變量滯后項的原因是，考慮到相關部門在決策當年社會公共服務供給時，會參考以往投資和現有存量，這種滯后期變量對當期變量的影響以Yit-1的形式在系統GMM模型中被捕捉到。在基準模型中引入被解釋變量滯后項Yit-1會在GMM估計的差分方程中引起潛在的內生性和序列相關性問題，從而導致普通最小二乘估計量有偏差和不一致。系統GMM模型以被解釋變量水平值滯后項作為差分方程（Differential equation）的工具變量，同時參考Roodman（2009）的做法，使用差分變量的滯后項作為原方程（Level equation）的工具變量〔18〕。因此系統GMM模型相比基準回歸模型能夠更好地克服以上提及的內生性問題。另外，根據Hwang等（2018）研究〔19〕，兩階段系統GMM（Two-step system GMM）估計量擁有更好的漸進有效性，更符合本文大樣本情景，故而采用Windmeijer（2005）提出的方法〔20〕，在兩階段系統GMM的實證估計中應用有限樣本糾正方差，以進一步加強結果的可靠性。

三、研究問題識別及主要實證結論

1.研究問題與假設

本文所關注的核心問題是，基層治理主體內部黨組織的增強對于提高社會公共服務供給水平的重要作用。本文選取居民委員會作為國家在基層的代理人，以社區居委會內部組織政治化程度來代理國家能力，以社會公共服務的供給水平來評估治理結果和效能。通過建模識別社區基層組織政治化程度是否可以顯著改變區域內部公共服務供給。同時嘗試提出以下三個假設，并進行實證檢驗：

H1：居委會成員中的黨員占比反映了基層治理主體內部的組織政治化程度。組織政治化程度越高的社區，提供公共服務也越多。在黨員占比較高的社區，國家意志形塑社區生活的力量就較強，社區黨建效果也相對更好，社區內也能提供更高質量的公共服務，實現有效社會治理。

H2：居委會主任是基層社區管理工作的領導者和統籌者，居委會主任的組織政治化程度更高的地區，其公共服務供給也會更多。社區居委會在法理上是群眾性自治組織，居委會主任的組織政治化程度是影響國家意志與政策能否在基層得到延展和落實的重要因素，其治理成效最終會通過社區內所提供的公共服務數量體現出來。

H3：經濟活躍度高的地區，人口加速流動，原有城市社區發展較慢，削弱了社區黨組織有效治理能力，從而影響了社會公共服務供給水平。經濟增長對于社會公共服務的影響通過兩種效應發揮作用。

一是負調節效應。隨著經濟社會發展，城鄉間人口遷移頻率加快，居民社區原子化傾向加強，增大基層社區治理難度，可能弱化當地黨組織、居委會在社區基層的社會控制能力，一定程度上消解其在治理單元內部提供更多公共服務的意愿和能力。

二是正調節效應。較快經濟發展和快速城市化導致城市內部治安、醫療、住房以及教育等公共資源分配失衡，引發一系列社會矛盾。比如很多地方政府開始探索將城市內部各類社會及公益組織作為補充力量，通過購買服務等方式納入社區治理過程中〔21〕，填補缺位，增強公共服務下沉性。

如圖1所示，這兩種調節效應對治域內公共服務供給影響作用在相反方向上，至于哪種效應能夠在社會發展中占據主導地位，有賴于本文后續模型部分進行檢驗。

2.基準模型結果

本文的基準模型為雙向固定效應模型。雙向固定效應模型在設定上比較好地排除掉面板數據內部樣本由于時間和地域分布不同而帶來的異質性影響。表2匯報了以城市層面公共服務供給指標為被解釋變量的結果。表3匯報了以社區層面公共服務供給指標為被解釋變量回歸結果。

在表2中，居委會成員中黨員占比在模型1.1和模型1.4中都至少在1%的水平上顯著為正，這說明提升居委會成員中黨員占比可以有效促進城市內部公共服務供給。通過對比模型1.2和1.5、模型1.3和1.6可以分別看到，居委會主任中黨員占比和居委會主任書記一肩挑改革對于城市層面公共服務供給水平影響并不顯著，這可能是由于居委會主任的工作轄區和日常職責范圍局限于社區內部，無法對城市層面公共服務供給施加影響。另外，還需注意到經濟調節效應變量在模型1.1和模型1.4中穩健地保持為負顯著性，這說明在經濟增長率比較高、經濟發展比較繁榮活躍的地區，居委會內部成員的組織政治化程度對公共服務供給的促進作用會被顯著弱化。這直接驗證了在假設H3傳導機制中，經濟增長負調節效應發揮了主導作用。

在表3中，對比模型2.1和2.4結果可知，居委會成員中黨員占比對于社區層面公共服務供給的影響在1%水平上顯著為正。對比模型2.2和2.5結果同樣可以發現，與表2中結果不同，居委會主任中黨員占比對于社區層面公共服務供給也具有顯著為正的影響。分別對比模型2.2和2.5、模型1.2和1.5的結果可以推斷，居委會主任由于職責范圍限定，其組織政治化程度對公共服務供給促進效應主要體現在社區而不是城市層面。另外，模型1.3和1.6、模型2.3和2.6的結果進一步表明，居委會主任書記一肩挑改革對于城市和社區層面公共服務供給都沒有產生明顯影響。

綜合表2和表3中模型1.1、1.4、2.1和2.4的結果可以看出，經濟調節效應對于社會公共服務供給影響都是顯著為負，這意味著隨著經濟增長和社會進步，居委會成員的組織政治化程度對公共服務供給的促進效應在逐漸減小。圖2是對回歸方程（2）的擬合曲線圖。如圖2中曲線負斜率所示，無論是考察城市層面還是社區層面公共服務供給，居委會成員組織政治化程度對公共服務供給量的邊際效應都隨著經濟增長率提高而逐漸下降，這說明在經濟快速發展的地區，假設H3中提出的負調節效應占據主導地位。

3.系統GMM模型結果

表4和表5匯報了系統GMM模型回歸結果。表4匯報了以城市層面公共服務供給指標作為被解釋變量的結果。通過對比居委會中黨員占比在模型3.1和模型3.4的顯著性可以看出，居委會黨員占比對城市衛生技術人員人數以及城市垃圾清運量的影響都是顯著為正，這意味著提升居委會內部成員組織政治化程度可以有效促進城市層面的公共服務供給，因此假設H1可以得到支持。同時，通過對比模型3.2和3.5、模型3.3和3.6可以看到，居委會主任中的黨員占比和居委會主任書記一肩挑占比兩個變量結果都不顯著，這與在基準模型（表2）中得出的結論保持一致。另外，對比經濟調節效應變量在模型3.1和3.4中的顯著性可以發現，地區經濟增長對城市層面公共服務供給具有促進效應，這依然與基準模型中獲得的結論保持一致，回歸方程（1）和（3）都在數據中得到了一致的識別。

表5匯報了以社區層面公共服務供給指標作為被解釋變量的實證結果。通過分別對比模型4.1與模型4.4、模型4.2和4.5、模型4.3和4.6可以看出，居委會中黨員占比對于社區層面公共服務供給也具有顯著促進效應。綜合考察經濟調節效應變量在模型3.1和3.4、模型4.1和4.4中的顯著性，可以比較穩健地認為，假設H3中提出的經濟負調節效應在社會發展中發揮了主導作用。與表4中結果一樣，在表5中，居委會主任中黨員占比和居委會主任書記一肩挑占比兩個變量也依然保持不顯著，假設H2應當得到否定。

還需說明的是，由于系統GMM模型調用被解釋變量的滯后期作為工具變量，所以可能存在工具變量過多導致過度識別問題，因此表4和表5中還匯報了在兩階段系統GMM下更加適用的Hansen統計量。所有模型均以很高P值（49%以上）通過了該檢驗，無法拒絕過度識別約束的原假設。此外，表4、表5中還額外匯報了ar（1）和ar（2）的p值，結果顯示模型只存在一階自相關而不存在二階自相關，應用系統GMM進行估計的假設條件得以滿足，估計結果是穩健且可靠的。

4.主要實證結論

綜合基準模型和系統GMM模型結果可以比較穩健地得出結論：

首先，假設H1得到了實證結果支持：無論是在城市層面還是社區層面，居委會成員中黨員占比的增加對于社會公共服務供給具有顯著促進效應。

其次，假設H2應當予以否定：模型回歸結果表明，居委會主任中黨員占比以及居委會主任書記一肩挑占比對于社會公共服務供給量的變化無明顯影響。

最后，假設H3中負經濟調節效應占據了主導地位：不論如何變換公共服務的衡量指標和模型的估計識別方法，都無法改變經濟調節效應變量負顯著結果在統計上的穩健性，這說明經濟發展對公共服務供給具有重要促進效應。從全國平均來看，就公共服務供給而言，地方政府整合社會力量，依托基層黨建實現有效治理種種舉措所帶來的正向調節效應，實際上并沒有彌合經濟發展過程中階層分化、貧富差距拉大和居民社區原子化對公共服務供給造成的影響。

四、穩健性檢驗

1.變量穩健性檢驗

在穩健性檢驗中，來自城市層面和社區層面的被解釋變量的量綱由總量替換成了人均量。換用人均量指標的主要原因是，伴隨著經濟發展和城市化而來的人口快速集聚，在削弱了基層治理主體有效治理能力的同時，也削弱了其公共服務供給能力，同時人口驟增還有可能在短期內減少人均公共服務占有量。如果使用總量指標可能會忽略地區經濟發展帶來人口變動對公共服務供給在人均上的抵消作用。因此需要更換變量，對前文得出結果施加穩健性檢驗。

表6是對實證結果的穩健性檢驗。如模型5.1和5.4的顯著性所示，居委會組織政治化程度提高對于城市和社區層面公共服務供給具有明顯促進效應，而居委會主任的影響則在統計上不顯著。同時經濟調節效應也與前一部分模型結論保持一致，依然是負向調節效應占據主導地位。總的來看，穩健性檢驗（表6）主要結論與基準模型和系統GMM模型保持一致。這主要是因為本文使用的是長達20年的面板數據，在如此長時期內，公共服務供給總量相對人口變動比較平穩，短時期內人口激增導致人均公共服務占有量的下降，在長時間段內會因為基層治理實體中黨員占比提升帶來治理效能增強而得到恢復。

2.財政收入調節效應的穩健性檢驗

焦長權等（2018）、張開云等（2010）的研究普遍認為，政府財政收支對區域內公共服務供給具有重要影響〔22-23〕。因此，本文將財政收入調節效應作為影響因素也納入模型設定中，進一步檢驗現有結果在財政收入調節效應影響下的穩健性。具體來說，將回歸方程（3）的設定進行如下拓展：

Yit=α0+Yit-1+γX1it+φ1X1it*GDPgrowthit+φ2X1it*GOVrevenueit+β1GDPgrowthit+β2GOVrevenueit+λX2it+α1YearFEt+α2ProvFEi+εit（4）

其中，GOVrevenueit是財政收入調節變量，代表政府年度財政收入數額。除此以外模型中其他變量的解釋均與回歸方程（3）保持一致。對回歸方程（4）求偏導數可得X1it對Yit的邊際效應為：

MEX1it=YitX1it=γ+φ1GDPgrowthit+φ2GOVrevenueit（5）

這說明在拓展模型中，居委會內部組織政治化程度對社會公共服務供給的邊際影響分別取決于地區經濟增長率和地方財政收入的混合影響。本文將來自財政收入的邊際影響定義為財政收入調節效應，與假設H3中的經濟調節效應類似，財政收入調節效應可以解釋為：

財政收入正調節效應：在地方政府財力比較充沛的地區，公共服務相關支出獲得預算也可能更多，有更強能力營造大型公共服務工程，同時也能向街道和社區基層提供更多財政撥款和營造基金，充分撬動社會力量，從而增加城市層面和社區層面公共服務供給。

財政收入負調節效應：分稅制改革使許多地方財政面臨緊預算約束的現實困境，在增加財政收入的激勵下，考慮到公共服務相關項目投資往往成本大、周期長且直接收益少，這類項目和支出往往不是地方財政的預算重點，經常需要為能夠直接帶動GDP增長的項目讓路。這種來自財政轉移支付結構的“擠出效應”顯然會對區域內部公共服務供給產生負面影響。

至于在現實中哪一種效應會發揮主導作用，則是一個實證問題，取決于穩健性模型檢驗結果。

表7匯報了財政收入調節效應的穩健性檢驗結果。可以看到，表7中所有回歸模型中的財政收入調節效應變量都不顯著，這表明：地方政府財政實力雄厚與否并不會直接影響基層治理主體內部組織政治化程度對公共服務供給的促進效應。一方面，可能是由于黨員占比提高比較明顯地提升了基層治理主體開展有效治理能力，使得社區黨建對各方社會力量進行整合、撬動方式更加靈活且高效，從而在一定程度上減少了對地方財政的依賴；另一方面，地方政府在公共服務投入上一般更傾向于營造公共服務工程、增加社會保障資金等方式，而對于本文所選取的偏“軟性”的公共服務指標關注不夠，兩者在微觀方面的聯系和傳導機制并不十分明確，因此造成了模型結果的不顯著。

五、結論與討論

1.主要結論

本文使用2000年至2019年的我國省際面板數據，探究了基層治理主體內部的組織政治化程度與屬地內公共服務供給之間關系。

首先，本文通過量化建模發現，提高居委會內部成員中黨員占比可以顯著地提升社會公共服務供給水平。一方面，黨員占比提高可以顯著增強居委會對轄地內居民組織動員能力，在面臨諸如抗疫、防洪、救災等公共衛生和公共安全事件時，可以在短時間內整合基層各方資源、信息和力量，實現對相關事件的迅速有效處置；另一方面，黨員占比提升使得居委會在處理社區工作時“下沉性”更強，使得居委會可以憑借網格化管理等手段，使基層管理日趨精確化，公共服務提供愈加精準化。

其次，強化基層治理主體的重點是內部全體成員的組織政治化程度，而不是部分成員或者組織負責人的組織政治化。作為事實上的社區行政主官的居委會主任的組織政治化程度對社區內部公共服務供給沒有顯著影響。這一方面是因為社區工作的“下沉性”特點很強，基層黨建需要足夠多的普通黨員才能充分鋪展開來，從而有力地撬動社會力量，促進公共服務供給增加。在此過程中，治理主體整體的組織政治化程度比行政主官的政治身份更加重要。另一方面是在社區“兩委”實際運行中，書記和主任日常工作分工并沒有十分明確，出現很大程度的職責重疊現象，這使得居委會主任的工作效果不明顯。

最后，基層治理主體內部組織政治化程度對公共服務具有促進效應，并與地方經濟發展速度緊密相關。高速的經濟發展，會加快推進城市化進程，并帶來人口快速遷移和集聚。這會從以下兩方面對基層組織政治化程度提升公共服務供給效果造成影響：一方面，人口快速遷移和集聚加深了本地社區治理難度，大量外來人口不僅在語言和文化上與社區內部原住民有一定隔閡，而且在收入和與社會網絡的連接程度上與本地居民也存在明顯差距。經濟增長帶來人口遷入，將社區狀態由原本“同質統一”變為了“破碎分隔”，加大了基層治理主體整合難度并削弱了其社會控制能力。另一方面，經濟增長也改變了城市居民生產生活方式。國企改制和民營經濟快速崛起，移動互聯網方興未艾催生了大量自由從業者出現，居民原子化傾向得到空前加強，使公共服務愈加難以精確下沉到家庭和個人。

2.進一步討論

社區黨建是基層治理主體撬動社會，如果沒有一個高度組織化的黨組織作為支撐而空談黨建，無疑是無源之水、無本之木。對這一點缺乏足夠重視和強調正是現有社區研究普遍存在的不足。楊愛平等（2012）以及艾云（2011）認為，在繁雜事務性壓力下，居委會在日常運行中發展出一套“選擇性應付”策略邏輯來應對上級街道指令、攤派、考核和評比〔24-25〕。居委會“選擇性應付”應對策略使上級街道的監督和管理能力打了折扣，形成了一個基層治理中顯然的委托代理問題。提高治理主體內部黨員占比，依托黨組織結構進行信息匯總，消除信息不對稱，可以有效緩解因委托代理問題導致基層隱瞞應付等系列問題。

參考文獻：

〔1〕景躍進.將政黨帶進來——國家與社會關系范疇的反思與重構［J］.探索與爭鳴，2019，（08）.

〔2〕潘澤泉，辛星.政黨整合社會：黨建引領基層社區治理的中國實踐［J］.中南大學學報（社會科學版），2021，（02）.

〔3〕何艷玲.社區建設運動中的城市基層政權及其權威重建［J］.廣東社會科學，2006，（01）.

〔4〕吳曉林.黨如何鏈接社會：城市社區黨建的主體補位與社會建構［J］.學術月刊，2020，（05）.

〔5〕曹亞雄，柳李華.社區化黨建：當代農村基層黨組織建設的現代轉換［J］.社會主義研究，2015，（02）.

〔6〕孔娜娜，張大維.嵌入式黨建：社區黨建的經驗模式與路徑選擇［J］.理論與改革，2008，（02）.

〔7〕杜力.在國家與社會之間：政黨嵌入與國家-社會關系理論的反思與重構［J］.中共福建省委黨校（福建行政學院）學報，2021，（02）.

〔8〕〔10〕吳曉林，謝伊云.國家主導下的社會創制：城市基層治理轉型的“憑借機制”——以成都市武侯區社區治理改革為例［J］.中國行政管理，2020，（05）.

〔9〕（美）喬爾·S.米格代爾.強社會與弱國家［M］.張長東，朱海雷，隋春波，等譯.南京：江蘇人民出版社，2009：280-281.

〔11〕龔鋒，盧洪友.財政分權與地方公共服務配置效率——基于義務教育和醫療衛生服務的實證研究［J］.經濟評論，2013，（01）.

〔12〕榮婷婷，任苒.關于我國特大城市生活垃圾處理的思考——以北京市為例［J］.宏觀經濟研究，2015，（09）.

〔13〕劉利群，楊興華，李靜，等.全國社區衛生服務現狀調查——我國社區衛生服務中心基本設施現狀及東、中、西部比較［J］.中國全科醫學，2005，（15）.

〔14〕龔鋒，盧洪友.公共支出結構、偏好匹配與財政分權［J］.管理世界，2009，（01）.

〔15〕夏怡然，陸銘.城市間的“孟母三遷”——公共服務影響勞動力流向的經驗研究［J］.管理世界，2015，（10）.

〔16〕ARELLANO M.，BOVER O.Another look at the instrumental variable estimation of error-components models［J］.Journal of Econometrics，1995，（01）.

〔17〕ARELLANO M.，BOND S.Some tests of specification for panel data： monte carlo evidence and an application to employment equations［J］.The Review of Economic Studies，1991，（02）.

〔18〕ROODMAN D.How to do xtabond2： an introduction to difference and system GMM in stata［J］.The Stata Journal，2009，（01）.

〔19〕JUNGBIN HWANG，YIXIAO SUN.Should we go one step further？ an accurate comparison of one-step and two-step procedures in a generalized method of moments framework［J］.Journal of Econometrics，2018，（02）.

〔20〕WINDMEIJER F.A finite sample correction for the variance of linear efficient two-step gmm estimators［J］. Journal of Econometrics，2005，（01）.

〔21〕陳書潔，張汝立.政府購買服務發展的障礙——一個“嵌入”視角的分析［J］.北京師范大學學報（社會科學版），2016，（06）.

〔22〕焦長權，焦玉平.“大政府”的興起：經濟發展與政府轉型——中國政府公共收入水平研究報告（1980—2014）［J］.開放時代，2018，（03）.

〔23〕張開云，張興杰，李倩.地方政府公共服務供給能力：影響因素與實現路徑［J］.中國行政管理，2010，（01）.

〔24〕楊愛平，余雁鴻.選擇性應付：社區居委會行動邏輯的組織分析——以G市L社區為例［J］.社會學研究，2012，（04）.

〔25〕艾云.上下級政府間“考核檢查”與“應對”過程的組織學分析——以A縣“計劃生育”年終考核為例［J］.社會，2011，（03）.

（責任編輯 張 筠）