张洋阳

（苏州大学 政治与公共管理学院，江苏 苏州 215123）

一、问题源起

20 世纪80 年代以来，传统单位化的社会整合机制逐渐解构，社区接替单位，开始具有维持基层社会稳定与长治久安的政治性功能。以社区为载体，巩固与提升基层党组织的执政水平与执政能力已成为基层社会治理的普遍共识。但长期发展以来，社区的生活功能不断凸显，社区党组织的政治功能发挥却并未得到广泛重视。人们谈及社区，往往首先联想到的还是生活休憩的场所，而忽略了其同样具有的公共政治属性。对于社区功能认知的不全面、不彻底，使得众多居民并未意识到自身有参与社区公共事务的政治义务。社区公共生活中“搭便车”现象严重，这一点在流动党员居民身上得到了充分体现。由于流动党员群体其居住工作场所的流动性，党组织关系所在地与工作、居住地并不重合，其党组织关系往往不在居住的社区之中，社区党组织难以对其社区政治生活参与课以强制性责任与义务，流动党员的社区参与行为往往表现出极大的随意性。一般而言，党员居民身上所附着的政治责任会多于普通社区居民，且较之普通居民，更多地掌握着政治生活参与经验，更具社会行动力，理应成为社区自治的主体。但近年来伴随着社会流动性的加强，该类群体的社区参与行为表现日益趋于形式化、随大流化。

流动党员的社区党建及党组织活动参与已成为一个较为突出的问题。以往经验表明，区域社会的整合发展，势必离不开社区党建的基础性、组织性功能发挥。对于社区党组织而言，“其中重要的一点就是要善于吸纳各阶层的精英参与党组织生活，特别是善于吸纳底层社会中的草根性精英、现代化产生的新社会阶层、社会群体精英”［1］。由此，流动党员精英群体也理应成为基层党组织治理过程中所需吸纳的重要成员，该类群体参与性的不足无疑会影响到基层党组织的治理能力及治理水平的提升。为有效解决该问题，本文试图从流动党员社区参与行为入手，分析导致该类群体在社区党组织生活中出现的“消极参与”“选择性参与”以及“积极参与”等多种行为表征的因素，以此探究影响流动党员社区政治生活常态化参与的根本矛盾所在。以B 社区为例，通过问卷数据的搜集处理，建立衡量流动党员社区参与行为的量化工具模型。在模型推演下寻找调动这类群体社区参与积极性的良方，以期能够利用好社区教育功能，深化流动党员的党性党纪教育，监督实现该群体社区参与行为的规范化，唤醒社区流动党员中的能人资源存量，为社区党组织活动开展吸纳更多的合法性政治资源，带动党组织在基层社会治理中的凝聚性与创造力提升，推动社区参与主体多元化以及区域决策科学化。

二、提出假设

基于流动党员在其居住社区政治生活中参与行为表现出参差不齐的现状，我们首先提出假设：流动党员的社区参与行为缺乏一定自觉性及稳定性。鉴于参与行为本身是一个较为主观的意愿表达，为使得该行为表达更加直观，本文将通过量化的方式分析流动党员的社区参与。在梳理相关的国内外社区参与文献后，发现专门针对流动党员这一特殊群体社区参与行为所设定的参与量表并不多见。故我们在参考了针对一般意义上群体社区参与行为调查的量表问题设计后，选取了14 个出现频次较高的问题因素设计了流动党员参与行为的调查问卷，由Q1-Q14个问题组成（如下图1 所示）。参照Likert Scale［2］的形式，将14 个问题的答案分别设定为“完全不同意；比较不同意；不确定；比较同意；完全同意”五个等级，对其选项分别进行了1-5 分的选项赋值。考虑到该问卷针对的调研对象具有“流动性”特征，我们选取了拆迁安置的B 社区为问卷调研对象。这类拆迁小区居住环境一般不及商住小区，对外出租价格较低，外来流动人口比较倾向于选择这类小区作为暂时性居所的过渡。在走访过程中，我们发现B 社区包括一期、二期工程，区域内人口总量达八百多人，且本地人口自住率不高，外来务工、上学人口租住较多，入住率高且流动性较大。根据B 社区物业及管理部门提供的数据，该社区内目前登记在册的流动党员总数达一百九十多人，可为本问卷调查的展开提供充足的样本数据支撑。

图1 流动党员社区参与行为分类测评指标

三、流动党员社区参与行为因素分析

在问卷发放过程中，我们共邀请到了B 社区中141 位党组织关系不在该社区的流动党员参与了此项问卷作答。经过初步筛选整理出有效样本103 份，问卷回收有效率为73%，认为该样本容量较为充足，可利用此样本进行更深入的数据分析。在对有效样本数据进行系统化分析前，需评估有效样本数据的真实性与合理性程度，以预判其是否能够客观反映“流动党员社区参与行为”这一被测对象特征，故需首先对参与的有效样本进行信度与相关性检验。一般认为，Cronbach’s Alpha 值高于 0.5，即代表问卷具有可接受的信度［3］，KMO 值高于0.8，即可判定问卷所涉及变量具有较高相关性。参照此标准，我们将有效样本数据输入SPSS 22.0 软件，结果显示 Cronbach’s Alpha 值为0.867，KMO 值为0.828。两组数据的评估结果说明该参与行为问卷调查的数据信度标准达标，原有变量具有较强相关性。且相关性检测同时反映出Bartlett 球度数据，结果显示Sig.值为零，即认为该样本存在统计学意义上的显著性差异，可判定有效样本所收集到的流动党员社区参与数据适合采用因子分析法进行处理。三项验证的结果同时表明，有效样本数据具有统计学特征，该组数据能够进行下一步的流动党员社区参与影响要素处理与分析。

（一）主成分分析

为更加有针对性地找出影响流动党员社区参与行为表现的有效因素，有必要对该有效样本数据进行进一步精细化处理与挖掘。我们采用的主成分分析（PCA），是利用SVD 分解对数据进行降维处理，能有效解决其问卷问题信息零散化、碎片化的问题。该方法不仅能帮助我们寻找到影响流动党员社区参与要素的合理化分类，也能帮助我们寻找出问卷中携带大量信息的问题，以便确定有效样本中的主成分，为发现导致流动党员社区不稳定性参与的主要原因服务。基于此，我们首先对该样本成分矩阵进行了因子旋转，其结果如下表1：

表1 旋转成分矩阵

结合旋转成分矩阵数据可知，Q2、Q3、Q5、Q7、Q8、Q11分别在因子 1 中得分最高，提取这几道题目中主要信息的共同点，可发现其有效衡量了流动党员的参与主动性；Q9、Q10、Q12、Q13分别在因子2 中得分最高，提取这几道题目中主要信息的共同点，可发现其有效衡量了流动党员参与行为的效能感；Q4、Q6、Q14分别在因子 3中得分最高，提取这几道题目中主要信息的共同点，可发现其有效衡量了流动党员对于社区的认同感；Q1在因子4 中得分最高，其主要信息有效衡量了流动党员参与行为的强制力。综上，将流动党员的社区参与行为进一步细分为了“参与主动性”“社区效能感”“社区认同感”“参与强制力”四个子量化指标，将其按照问卷问题先后排序整理，归类分析情况如前图1所示：

在此基础上，我们对该社区中流动党员参与行为的有效样本数据进行因子分析，通过计算其特征值，确定各问卷问题变量中的主成分与公因子，结果如下表2 所示：

表2 解释的总方差

由上表可知，Q1、Q2、Q3、Q4这四个问题变量（其中Q1：社区参与制度约束；Q2：社区党组织号召响应度；Q3：社区主人翁意识；Q4：社区归属感）经过分解后的特征值分别为λ1=5.607；λ2=1.426；λ3=1.220；λ4=1.031，均大于 1，可以此作为影响该参与行为变异表征的主成分，其四个主成分的累积方差贡献率高达66.319%，可判定该四个问题囊括了问卷中大部分信息，且其得出的公因子对流动党员社区参与有较强的概括性。在此基础上，为进一步量化确定103位流动党员在B 社区中实际的参与情况，我们将原始数据进行了因子得分系数运算，并将以上 4 个主成分（即 Q1、Q2、Q3、Q4）公因子定义为F1、F2、F3、F4，以此推导量化衡量流动党员社区参与行为的公因子表达式。

表3 得分系数矩阵

表3 的因子得分系数矩阵列出了四个特征根所分别对应的特征向量，即流动党员社区参与行为的公因子表达式系数。由此可列出其公因子表达式为：

同理可得 F2、F3、F4。综合以上，进一步求得103 个党员社区参与行为的有效样本数据综合得分G，即：

为使该数据计算结果便于观测，更加直观反映流动党员社区参与行为的差别化特征。我们将参与行为综合得分G 的变化趋势与分布状况，绘制了如下图2 所示的得分直方图：

图2 流动党员社区参与行为综合得分直方图

由上图2 可知，该组数据大致服从统计学上的正态分布规律：综合得分数据G 以原点为中心分布相对对称，且综合得分分布在［-2，2）区间的人数最多，占总体人数的84.47%。我们将综合得分分布在该区间的群体定义为社区“选择性参与型”流动党员，这类群体对于社区的“参与”或“不参与”大多模棱两可，随意性较强。而剔除以上“选择性参与型”的人数区间，我们将综合得分分布在［-5，-2）和［2，5）之间的群体分别定义为“消极参与型”及“积极参与型”群体，“消极参与型”行为大多表现为对于社区问题关注冷漠，回避社区公共生活。“积极参与型”行为则表现为热心社区公共议题解决，主动关注社区公共生活。得到该两极分化群体的样本数据为：“消极参与型”流动党员人数是“积极参与型”流动党员人数的2.2 倍。通过对比该组数据反映出的参与行为情况，进一步验证了问卷设计之初提出的猜想：流动党员社区政治参与冷漠的现象在当前社区发展过程中还是较为严重的，其参与行为缺乏一定的自觉性及稳定性。在我们所调查的B 社区中仍有大量有待开发出来的流动党员参与资源存量。

（二）主成分数据回归分析模型的建立

通过分析以上问卷中所分类出的4 个子量化指标，已证明流动党员参与不足的现象在B社区确实是较为突出的一个问题。但鉴于我们所选取的指标群体仅来自于B 社区之中，难以全面覆盖分析流动党员整体性群体的社区参与行为。为使得本问卷的问题提出及分析更加具有普遍参考性价值，我们又进一步利用了上文分析出的主成分，对该组样本进行了回归分析的建模，以期使得该模型的建构能够适用于任一社区中流动党员参与行为情况的分析测量。由以上问卷的问题设计可知，社区参与的强制力、主动性、认同感及效能感四个方面的得分越高，越能说明流动党员的社区参与越活跃，这4 个子量化指标与流动党员的社区参与行为呈直接正相关关系。在公式模型的分析中，我们采用了这4 个方面的总分来综合衡量流动党员的社区参与活跃程度。从上一轮14 个问题变量处理过程中，已得知对于流动党员社区参与行为表现影响程度最大，有且只有前4 个问题变量xi（即Q1-Q4），其特征值累积贡献率为66.319%。现将此4 个影响程度较大的变量得分结合该份问卷中流动党员社区参与行为的总分建立多元回归分析模型（Multi factor line regression method），其模型表达式通式为公式：

其中b0为常数，b1-b4分别是回归系数。利用SPSS 对于变量数据进行建模，借此将流动党员社区参与行为情况进行更加直观的公式化描述。以主成分Q1-Q4的得分为自变量，探求流动党员社区参与行为活跃程度与四个自变量的关系。将原始数据进行回归分析，得到流动党员社区参与行为活跃程度的分析与量化模型，经过SPSS 分析得到表4 中的系数（B）显示，带入表达通式后可得回归曲线模型如下：

表 4 系数 a（Coefficient）

（三）主成分数据回归分析模型的检验

表 4 中常数项 b0与 4 个变量 Q1-Q4的系数在表中的Sig.值均小于0.05，可初步说明模型设定中的自变量与因变量具有关联性影响。为确定回归曲线模型中4 个自变量对流动党员的社区参与行为具有显著性影响，本文利用方差分析（Analysis of Variance）进行检验（结果见表 5），其 中 F=44.269，Sig.值 为 0.000，小 于0.001，排除了系数为 0 的假设，由此，4 个自变量对于流动党员社区参与行为活跃程度的影响显著。当新的变量代入到模型中，模型依然具有显著性，确认通过检验。同时对该模型进行拟合优度（Goodness of Fit）检验后（结果见表6），R2为 0.644，调整 R2为 0.629，认为该模型拟合程度良好。原定对于其社区参与行为的测量是建立在14 个问题基础之上，考虑到我们仅采用了Q1-Q4的4 个主成分变量推导出的模型结果，其最终虽不能完美描述出流动党员社区参与行为的信息，但模型的建立已在很大程度上为我们思考该议题提供了一个量化结果，是故可判定该回归模型具有统计学意义且能用于流动党员社区参与行为的量化分析。

表5 方差分析（Analysis of Variance，Anovab）

表6 模型汇总b

（四）结论

通过检验已知该模型可以用于描述流动党员社区参与行为，且该回归曲线方程中的系数均为正值，说明4 个自变量所涉及的问卷问题对于流动党员的社区参与行为均有正向影响。由此，自变量x（xi∈［1，5］，xi∈N+）受其系数影响，会使得流动党员的社区参与行为活跃程度Y 产生差异：即其所携带系数越大，对社区参与行为影响程度越高。其中x2、x3、x4前所携带的系数均趋近于3，对于该模型因变量Y 的贡献度相对较高。由其相关系数，判定流动党员社区参与行为差异性表达的因子影响力大小比较情况如下：

（1）“社区参与制度约束（x1）”系数远小于3，对于该参与行为模型因变量Y 的贡献度明显较低。可见，由社区参与制度约束这种外生强制力所带来的强制性参与缺乏，并非流动党员消极参与或选择性参与的主要影响因素，由党组织关系归属地不在入住社区所引发的社区对于流动党员管理的相对无力，并不会直接必然带来其逃避社区参与行为的出现。

（2）流动党员“社区主人翁意识（x3）”系数大于3，该问题乃是促使其消极参与或选择性参与最为核心的影响因素。“社区党组织号召响应度（x2）”“社区归属感（x4）”系数亦大于3，但小于x3的系数，故其影响力稍次之。这三种由党员内生意愿衍生出的参与行为，才是影响流动党员社区参与最为关键的主导性因素所在。

四、流动党员社区参与行为重塑路径

根据以上调查结果显示，外在强制性参与制度的完善不应该成为我们调动流动党员社区参与的主要立足点所在。内在参与意愿的加强才是影响流动党员社区常态化参与最主要的因素。围绕如何加强流动党员的内在参与意愿，我们认为外在制度化的过程融入仍旧是必要的，但也只是在给流动党员嵌入社区政治生活提供了一个渠道，流动党员是否最终能有效利用好该参与渠道，积极投身其中，仍旧取决于他们内心是否存在着对于社区共同体政治生活的认同感与共生感［4］。结合以上模型分析出的四个主成分要素比较结果，在流动党员社区参与行为重塑的路径选择上，应充分将该群体的流动性特征与社会发展的现代性特征链接起来，藉由新时代社区治理工具现代化转型升级的契机，助力流动党员群体克服社区参与过程中内在的孤独感、低效能感及低归属感，重塑其社区参与行为价值取向的内生积极性与自觉性。

（一）智慧转型，树立流动党员主人翁意识

在单位制向社区制转型的基层社会结构嬗变过程中，流动党员矛盾问题凸显，使得我们不得不思考当前的社区党组织活动模式是否完全符合社会结构转型升级的需求。诚然，社区制时代的党建较之单位制时代对于党员的管理更加灵活，亦更加人性化。但是在灵活变通的同时，却也失去了单位制管理的稳定性与可控性。社区制打开了单位的闸口，大量市场及社会资本瞬间涌入基层空间，细胞化的社区功能发挥失调，且伴随社会生活流动性的增强，通过不动产和户籍的固定已不再能够限制流动党员居民的社会活动范围。单靠社区一己之力，难以实现对于这类群体的有效组织。相比常住人口管理，在流动党员群体的日常管理中，社区时常难以及时精准地对接这类群体的入住需求，导致外来流动党员难以感受到与本地居民一视同仁的管理及服务，在一定程度上影响了其社区主人翁代入感的建立，由此带来这类群体社区参与冷漠的问题发生。为适应流动党员治理层出不穷的流动性需求，亟待推动原有以户籍、不动产为重点的静态社区管理框架向动态化、智慧化方向转型升级。

对此，刘少奇曾指出：“党的组织形式和工作方法需依据党所处的内外环境和党的政治任务来决定，必须具有一定限度的灵活性。”［5］新时代的社区党组织管理方式必然也要适应这一动态化社会及人口发展的新需求，破除对于传统静态化社会管理模式的路径依赖。通过新的信息技术手段，培育智慧基层的多元参与主体，支持多主体之间的合作［6］。一方面，就社区党组织而言，利用技术转型治理的契机，可以使得流动党员的户籍地党组织信息与社区居住地信息同步化，最大化降低社区党组织对于流动党员信息变更管理的成本。借助网络云信息的存储与共享，“不仅可以从技术层面上为基层社区治理提供精准对接流动党员需求的可能性，其所蕴含的‘智慧’特质也可以为通过全样本了解社区流动党员意见进而为科学决策提供高效工具”［7］；另一方面，就流动党员群体自身而言，可通过“互联网+社区”的网络信息平台，随时随地参与到社区党组织活动中，推动实现多维度、多空间信息的交流与共享，在社区和流动党员之间建立一种平等协商的合作伙伴关系，在其日常化的参与过程中，强化社区主人翁的身份意识，增进流动党员社区主体身份的价值认同。

（二）多元参与，提升社区党组织号召力

流动党员这一身份群体集中表现出来的特征是：对于社区共同体发展缺乏必要的政治责任心与义务感。党员在社区中的政治参与优势已被流动党员自身人为地淡化，其在社区中的行为表现日趋单一化为衣食住行这类生活化的活动。社区对其而言更多只是一个暂时的栖居地，导致流动党员居民的社区政治参与效能未能完全发挥，社区治理在当前仍是基层公权力的主场。但不可否认的是，基层公权力在参与社区事务处理的过程中，捕捉社区一手信息的能力必然不如居住于其中的流动党员居民。由于住在社区，流动党员对于社区生活的方方面面都能轻易进行渗透式的参与观察，一方面了解熟悉社区生活中的人情往来，便于工作开展；另一方面也兼具较高的政治素养，有能力对于社区治理提出具有针对性的建议。

通过这类群体的社区参与，一则可以塑造基层党员的意见领袖形象，扩大党员在群众心中的影响力，使得群众乐于主动向周边的党员倾吐心声，促使流动党员为自己发声的同时，也是为社区居民发声。通过其社区政治责任的有效履行，让流动党员切身体会到自己在社区中“被需要”并且“很重要”，增加其社区政治生活参与的体验感与效能感。二则也可以借此充分发挥党员在社区中的先锋模范作用。毕竟在中国的传统概念文化中，人与人之间彼此都是互为对应、互为模仿而存在的［8］。当前社区自治工作推进艰难，与社区中缺少一个可以被参照模仿的社区参与积极分子形象不无关联。如果能以流动党员居民政治参与形象的树立，带动更多的居民参与到社区共建共治过程中，也更容易倒逼流动党员产生先锋带头的政治使命感，充当好基层政府与居民沟通的桥梁，让更多的居民意见得以有效表达，提高基层党组织领导的合法性及与有效性。如果社区中形成多元协商参与的政治文化氛围，在此氛围下流动党员随机性、被动性的社区参与行为转变为规律性、志愿性的社区参与习惯，以此既可以化解流动性对于党员社区参与所产生的负外部性影响，使得流动党员实际上成为普通居民与基层公权力之间的政治中间人；又可以促进基层党组织对于多元社会主体参与的号召力与凝聚力形成，使得社区可以在更加洞悉民意的基础上，提供居民群体切实需要的公共物品及服务，避免无效公用资源的投入与浪费，“把党群服务中心打造成为基层党建引领社会治理的主阵地”［9］。

（三）梯度管理，营造流动党员社区归属感

居民参与社区活动的根本动力常常是源于自身利益表达的需要，只有当自身利益与社区共同利益重合时才最能激起居民的共同参与。因此，在社区发展过程中，充分挖掘社区居民相似或相同的个人利益连接，形成利益合意显得尤为必要。流动党员社区参与积极性的调动同样需要利益合意的驱动。利益合意的提出离不开充分的沟通和交流，但目前社区内的交流沟通往往并不充分。鉴于我国社区形成多是基于行政意义上的强制划分，不似西方国家可以由居民自主性选择，这导致尽管在地域意义上，众多居民同属于一个社区共同体，但是在心理认同和归属感上却是处于一个完全的陌生人社区之中。尤其对于这类流动党员来说，本就从外社区迁居而来，未来在该社区中的入住时间长短具有相当的不确定性，且由于语言文化、生活习俗、学识素养可能存在差异，其与社区其他本地居民相处沟通较少，在同一问题的看法上，难免会与其他居民意见相左。因缺乏充分的沟通协调，导致个别流动党员居民的声音极有可能被多数居民的声音所掩盖。久而久之，流动党员群体也便有可能不愿再在社区中“发声”，淹没了许多有益于基层治理转型升级的“声音”，流动党员的社区参与不知不觉陷入了沉默的螺旋状态中。

为有效形成流动党员居民与普通社区居民的利益合意，以改善这一群体在社区集体活动参与中有效性难以凸显的现状。我们认为，结合奥尔森曾提出的“大集团往往更容易陷入集体行动困境，而小集团却更容易组织起集体行动”的观点［10］，在当前的社区集体事务处理过程中，基于流动党员身份相似性进行梯度式的社区活动开展，有可能更容易达成小范围内的利益合意。通过社区内流动党员小组建设，形成“社区党总支—流动党员支部—流动党员小组—流动党员个体”分级化梯度式管理的社区党建模式。由流动党员小组实现对于这类群体社区政治生活的兜底化服务及管理。通过该小组平台联合流动党员的声音，增强其意见的影响力，有效减少其在社区参与过程中意见不受重视的“孤立感”，尊重并支持流动党员群体的自治逻辑，尽可能地为其社区治理意见的落实搭建平台，并推选流动党员小组代表列席参加社区大会。一方面，可以避免个别流动党员因工作时间、地点不凑巧等原因，缺席社区大会的现象。通过小组代表的间接参与，实现与其他居民群体之间的合意交换，推动多主体交流意见的多向互通；另一方面，通过流动党员有效意见的表达，增加其在社区政治生活参与中的归属感，同时也有利于降低社区集体非理性化参与发生的可能性，使得社区合意的提出更具有科学化与可操作性，加速推进基层社会善治进程。

（四）共建共治，打造流动党员—社区命运共同体

相比于单位制时代，基层社会在实际运行过程中，政府确乎在放权给社区，但是社区自治工作却一直难以有实质性进展。更深层次的原因在于长久以来“单位”的存在，除了能给社区流动党员提供必要的物质利益外，更像是一个精神上的归属和保障。单位制度的消失，并不能瞬间改变人们对于单位所惯有的依赖感。与此同时，市场化进程的推进，使得社区并不能类似单位一样为个体提供足够的物质生活保障，“党员也要开始学着和非党员的人一样依靠市场自己养活自己，党组织无法再去完全控制党员。此时，对于一般党员来说，党员身份既可以是一项政治资本，也同样可能是负担”［11］。流动党员作为有限理性的“经济人”，在面对市场及社区中的多重利益选择时，自然会显现出趋利避害的属性。其潜意识里会认为参与社区治理是增加了社会生活的政治负担，需要分散及消耗其用于市场逐利的时间精力。因此，在社区生活中，他们往往更乐于通过“搭便车”安享他人提供的公共服务。

由于此类具有较多政治参与经验的流动党员人士缺位，社区中普通大众的意愿表达往往很难具有代表性，导致政府对居民的意愿需求反应迟钝，甚至曲解居民真正的利益诉求，如此反而提高了社区集体政治生活的成本，得不偿失。尽管社区参与所能够带给流动党员的利益回馈，远不如市场及单位所能够带来的现实收益多。但是长远看来，一些社区核心管理层面问题的有效解决，所带来的居住环境改善及入住体验提升这类无形收益是难以用金钱估算的。将现时收益的多少与社区参与否挂钩，并非明智之举。基于此，以上我们试图通过社区流动党员主人翁意识培养、归属感营造与社区党组织号召力建构，推进流动党员社区参与过程化融入，其最终目标不仅仅是要敦促流动党员完成一次性的参与任务，而是要帮助其在思想意识上认知到自身所肩负的社区参与责任，从根本上树立起社区共同体的概念，“以实行弹性的、人性化的管理模式，在保证流动党员社区外正常工作、生活的前提下，充分发挥其在社区内建设和各项管理事务中的模范先锋作用”［12］。在提升社区党组织整体性服务功能及效能的同时，构建一个“流动党员—社区”的利益共生共同体，鼓励流动党员群体主动参与到社区未来命运的改造中，将社区参与变为一种常态化的行为习惯，使得这类群体不管流动到何处，都能够成为社区自治的主力军，也能够成为社区自治的受益者，全面共建共治共享社区现代化。