职业青年的新型政党制度认同：来源及潜在后果
——基于对1248名职业青年问卷调查的实证分析

吴鲁平 孙紫琪 李 芬

一、问题的提出及研究背景

习近平总书记指出：“中国共产党领导的多党合作和政治协商制度作为我国一项基本政治制度，是中国共产党、中国人民和各民主党派、无党派人士的伟大政治创造，是从中国土壤中生长出来的新型政党制度”[1]。中国新型政党制度创造了一种新的政党政治模式，在中国的政治和社会生活中显示出独特优势和强大生命力，在推进国家治理体系和治理能力现代化中发挥了不可替代的作用，也为人类政治文明发展作出了重大贡献[2]。

对中国新型政党制度的已有研究主要集中在四个方面：一是阐释中国新型政党制度的概念、内涵和特点[3]；二是分析中国新型政党制度的发展脉络和演进逻辑[4-5]；三是探究中国新型政党制度的优势和治理效能[6-7]；四是从比较政党制度视角分析中国新型政党制度的优势[8-9]。

2021年6月25日，国务院新闻办公室发布了《中国新型政党制度》白皮书，对中国新型政党制度的独特性、鲜明特色和显著优势作了高度概括。中国新型政党制度是伟大的政治创造，具有制度定位的独特性；中国新型政党制度具有利益代表的广泛性、奋斗目标的一致性、决策施策的科学性、国家治理的有效性等鲜明特色和显著优势[10]。

中国新型政党制度具有制度定位的独特性。“中国新型政党制度是伟大的政治创造”[11]。“中国新型政党制度是马克思主义政党理论与中国实际相结合的产物，是中国共产党、中国人民和各民主党派、无党派人士的伟大政治创造，是从中国土壤中生长出来的，是在中国历史传承、文化传统、经济社会发展的基础上长期发展的结果”[12]。

中国新型政党制度具有利益代表的广泛性。《中国新型政党制度》白皮书指出，“这一政党制度真实、广泛、持久地代表和实现最广大人民的根本利益、全国各族各界根本利益，有效避免了旧式政党制度只能代表少数人、少数利益集团的弊端”[13]，体现了“以人民为中心”的发展思想。能够“全面、真实、充分地反映各社会阶层人士的意见建议”[14]，进而充分发扬民主，有利于发展民主政治。

中国新型政党制度具有决策施策的科学性。一是“这一政党制度通过政党协商、参政议政、民主监督等制度化、规范化、程序化的安排，集中各方面意见和建议，推动决策科学化民主化”[15]；二是“这一政党制度在民主集中的基础上求同存异，可以形成发现和改正错误、减少失误的机制，有效克服决策中情况不明、自以为是的弊端”[16]；三是“这一政党制度将政治协商纳入决策程序，坚持协商于决策之前和决策实施之中，通过反复协商征求意见、理性审慎决策施策，增强决策的科学性和施策的有效性”[17]。

中国新型政党制度具有国家治理的有效性。一是“这一政党制度以合作、协商代替对立、争斗，克服政党之间互相倾轧造成政权更迭频繁的弊端，能够有效化解矛盾冲突、维护和谐稳定”[18]；二是“这一政党制度坚持在协商中求同，能够有效避免否决政治、议而不决、决而不行，保持政策的连续性和稳定性”[19]；三是“这一政党制度着眼充分调动各方面的积极性，重视加强对各民主党派、无党派人士履职尽责的支持保障，能够优化政治资源配置，形成社会各界广泛参与国家治理的体制机制，推进国家治理体系和治理能力现代化”[20]。

目前学术界对新型政党制度认同的系统性实证研究仅限于学生群体[21-23]，缺乏对职业青年新型政党制度认同的系统性实证研究。新时代职业青年是实现第二个百年奋斗目标的中坚力量，是堪当实现中华民族伟大复兴重任的时代新人，他们对新型政党制度是否认同，决定党长期执政的青年群体基础是否稳固，是事关党和国家未来发展前途和命运的重大问题。新时代职业青年的新型政党制度认同现状如何？尤其是他们对《中国新型政党制度》白皮书中所概括的新型政党制度的独特性、鲜明特色和显著优势的认同现状如何？影响他们对新型政党制度认同的因素及其各种因素的作用机制如何？他们的新型政党制度认同对“四个自信”具有什么样的潜在后果？对于这些问题的回答，既具有重大的现实意义，也具有重要的理论意义。

二、研究设计

（一）数据来源

本研究的数据资料来源于2020年12月至2021年1月在江苏、福建、重庆、四川、内蒙古等省（自治区、直辖市）开展的“职业青年社会政治心态状况调查”，调查方式为线上问卷调查，中科易研（北京）科技有限公司提供了调查平台和技术支持，共回收1248份问卷。本研究在界定职业青年的年龄上限时取广义范畴，将青年的年龄上限从一般意义上的35周岁延伸到45周岁。共青团中央维护青少年权益部、中国社会科学院社会学研究所共同组织实施的全国新职业青年调查，在新职业青年的年龄上限界定方面，采取了同样做法[24]。

本次调查样本的基本构成情况为：男性占45.35%，女性占54.65%；“75后”占10.58%，“85后”占64.42%，“95后”占25.00%；中共党员占24.68%，共青团员占40.22%，群众占34.94%，民主党派占0.16%；国家与社会管理者占12.58%，经理人员占0.80%，私营企业主占0.64%，专业技术人员占28.13%，办事人员占21.55%，个体工商户占0.64%，商业服务人员占6.17%，产业工人占6.17%，农业劳动者占1.44%，自由职业者占0.96%，其他占20.92%。

（二）理论视角与研究假设

政党制度认同属于政治认同或政治社会化的范畴。对于影响个体政治认同或政治社会化的因素，西方学者自20世纪50年代以来做过大量探讨。根据他们对“谁为政治社会化主体”这一问题的答案，可将其分为系统论与建构论两种研究范式，前者将政治系统视为政治社会化的主导者，而后者则认为政治社会化完全是个人的建构[25]。系统论将个体外在的政治系统的教化作为影响其政治社会化的主要因素。国外研究者将相关研究概括为三个阶段[26]，第一阶段始于20世纪50年代至70年代，在此期间确定了政治社会化的初步定义、主体特征以及研究这一现象的基本方法和途径；第二阶段是20世纪90年代后期对政治社会化过程的研究，考虑新的影响因素并进一步重新评估主要概念，发展了政治社会化的理论模型[27]；第三阶段强调终身学习模式和过程、代际差异、更广泛的公民行为和活动以及媒体的使用[28]。也有学者将政治社会化理解为社会适应研究的理论基础，认为家庭、学校、同伴群体和媒体是这一过程的“四大”基本的社会化机构[29]。建构论认为个体的思维特点、性格特征、认知图示等个体内在因素是影响政治社会化的主要因素[30]，强调主体在政治认同中的主动性。有学者指出“正义是社会制度的首要价值，正像真理是思想体系的首要价值一样”[31]。可见，公平正义是个体对社会制度的重要考量。也有学者考虑到主体内部社会心态或社会心理（如公平感）对个体政治认同的影响，指出“不公平事实产生于社会，不公平认知也来自于社会。不公平认知体现了个人对社会或集体的看法”[32]。

青年政治认同的途径或影响因素也是我国研究者讨论较多的问题。研究者对家庭、学校（单位）、社会、同辈群体、大众传媒等途径达成了共识，具体分析也主要围绕这几个方面。具体来看，影响青年政治认同的因素包括家庭[33]、同辈群体[34-35]、社会环境、单位环境、文化环境[36-37]、大众传媒及网络[38-40]等。从建构论来看，政治认知图示包括个人对政治系统以及政治文化的态度、政治效能感、政治兴趣、政治价值观、政治感受、政治信任、政治期望等诸多要素[41]。有学者指出社会公平感是指人们对自己在社会中所获得的收入、地位和声望与其他人比较或者与自己过去比较而获得的一种主观评价，并进一步指出社会公平公正问题成为不同政治认同困境产生的共同冲突源[42]。从政治文化来看，已有研究侧重于政治制度独特性与比较优势，认为“党的十九届四中全会所总结的十三个显著优势，是中国制度的集大成，即构成了中国特色社会主义制度体系，形成了系统优势、综合优势、整体优势、长期优势。制度优势是中国独特的最大优势，也是中国持续发展、不断强大的根本原因”[43]。“正因其独特性，中国特色社会主义政治制度具备了一系列十分重要的比较优势”[44]。由此拟探讨个体对我国制度实践认同度（如制度比较优势认同、制度显著优势认同等）对新型政党制度认同的影响。总体来看，对政治认同影响因素的分析相对零散，尤其是将上述各影响因素纳入同一政治认同模型之中进行综合、系统地实证研究，还极为少见。

“社会互构论”[45]是关于个人与社会这两大社会行为主体间的互构共变关系的社会学理论。这一理论可以更好地用来解释影响职业青年新型政党制度认同的因素。本研究以此为研究视角，基本理论假设如下：

假设1：积极健康的家庭教育因素、同辈群体因素、单位环境因素以及媒介等外部因素对职业青年的新型政党制度认同有显著正向影响。

假设2：职业青年的制度比较优势认同对其新型政党制度认同有显著正向影响。

假设3：职业青年的公平感对其新型政党制度认同有显著正向影响。

假设4：职业青年对我国制度的显著优势认同对其新型政党制度认同有显著正向影响。

（三）研究变量

1.因变量

本研究的因变量为职业青年的新型政党制度认同。对因变量的维度分解和指标选取，主要参考了吴鲁平等著《大学生政治社会化的结果研究——以“社会互构论”为理论视角》[46]一书的政党制度认同量表，以及2021年6月国务院新闻办公室发布的《中国新型政党制度》白皮书对中国新型政党制度独特性、鲜明特色和显著优势等方面的论述。共分两大类、五个维度，具体情况如下：

理性认同。具体包括四个维度：对中国新型政党制度定位的独特性认同（即现实性认同），选取了“a1：该政党制度符合建国初期的中国国情”等3个测量指标（a1-a3）；对中国新型政党制度利益代表的广泛性认同（即合法性认同），选取了“b1：该政党制度有利于发展民主政治”等3个指标（b1-b3）；对中国新型政党制度决策施策的科学性认同（即合理性认同），选取了“c1：该政党制度可以有效遏制腐败泛滥”等2个指标（c1-c2）；对中国新型政党制度国家治理的有效性认同（即实效性认同），选取了“d1：该政党制度能让中国高效率应对挑战、机遇及突发灾难事件”等3个指标（d1-d3）。

情感认同。具体包括三个子维度：即去个性化情感性认同，选取了“e1.1：有人批评我国的政党制度时，我感到像在批评我一样”等3个测量指标（e1.1-e1.3）；批判性情感认同，选取了“e2.1：如果我批评我国的政党制度，也是出于爱”等3个测量指标（e2.1-e2.3） ；吸引性情感认同，选取了“e3.1：我国的政党制度让我感到愉快”等3个测量指标（e3.1-e3.3），共9个具体的测量指标。

对新型政党制度认同量表的设计，采用李克特五度量表的计分方式，用1-5分分别表示“非常反对”“有点反对”“说不清”“比较同意”“非常同意”，反题进行反向赋分。根据职业青年回答每个问题的情况计算得分。最终通过公式（实际值—最小值）/（最大值—最小值）×100，将量表得分从1—5分转化为0—100分的取值范围，分值越高表示认同度越高。

2.自变量

家庭教育因素通过“父亲对政治的态度充满正能量，非常主流”等2项指标测得，采用李克特五度量表测量，用1—5分表示从“完全不符合”至“完全符合”，两项指标得分相加获得该变量的分值。同辈群体因素通过“我身边的大多数同事充满正能量”等2项指标测得，两项指标得分相加获得该变量的分值。单位环境因素通过“我所在工作单位的行政人员在做思想政治工作时充满感染力”等4项指标测得，该变量的分值通过抽取一个公因子获得，因子分析的KMO值为0.825，alpha值为0.951。国内媒介因素通过“我经常看官方媒体（中央电视台和人民日报等）通过电视、电脑、手机等媒介发布的新闻”指标测得，回答“完全符合”和“基本符合”的赋值为“1”，回答“说不清”“不太符合”和“完全不符合”的赋值为“0”。

制度比较优势认同主要通过“我国国家制度和国家治理体系与美国相比具有显著优势”等2项指标测得，用1—5分表示从“完全不符合”至“完全符合”，两项指标得分相加获得该变量的分值。公平感共设计了7项指标，让青年对因性别、年龄、学历、职业、贫富、家庭出身、户籍等7个方面的因素而造成的不公平进行评定，用5—1分表示从“非常不明显”至“非常明显”，该变量的分值通过抽取一个公因子获得，因子分析的KMO值为0.893，alpha值为0.926。制度显著优势认同主要通过职业青年对我国国家制度和国家治理体系所具有的13个显著优势[47]的发挥程度测得，用5-1分表示从“非常充分”到“很不充分”，该变量的分值通过抽取一个公因子获得，因子分析的KMO为0.972，alpha值为0.983。

三、职业青年新型政党制度认同的现状

（一）职业青年对新型政党制度的总体认同水平高，不同群体差异显著

职业青年对新型政党制度认同的总体平均得分为86.15分，表明职业青年对新型政党制度从总体上看处于高水平认同状态。统计检验结果显示，不同政治身份在这一变量得分上存在显著差异（P＜0.000），党团员（89.11分）对新型政党制度认同的总体水平显著高于群众（84.14分）。在不同职业群体上，职业青年中办事人员（90.94分）对新型政党制度认同的总体水平显著高于产业工人（82.88分）（P＜0.05）。

（二）职业青年对新型政党制度的理性认同高

职业青年对新型政党制度的理性认同高，平均得分为87.37分。其中，对新型政党制度具有制度定位独特性的认同（即现实性认同）得分为86.94分，反映了职业青年对新型政党制度定位的优势有正确的认识，肯定了新型政党制度植根于中国土壤的重要性，认可了新型政党制度的“中国特色”所具有的生命力；对新型政党制度具有利益代表广泛性的认同（即合法性认同）得分为87.81分，说明民主作为新型政党制度理念的优势为职业青年所高度认可；对新型政党制度具有决策施策科学性的认同（即合理性认同）得分为85.72分，说明职业青年已能够较为深入地认可新型政党制度在多党合作和政治协商这一结构设计的合理性，肯定其能够以公正、透明的程序来保证制度有效实施；对新型政党制度具有国家治理有效性的认同（即实效性认同）得分为88.46分，体现了职业青年认可中国新型政党制度能够保障国家治理的有效性，对新型政党制度所产生的制度效能及其优势给予积极评价。职业青年对体现理性认同水平的各项具体指标的认同度见图1。

图1 职业青年对新型政党制度理性认同评价状况

（三）职业青年对新型政党制度的情感认同较高

职业青年对新型政党制度的情感认同较高，平均得分为84.65分，但低于前面理性认同四个维度的平均得分。其中，吸引性情感认同得分最高，平均得分为87.89分；去个性化情感认同得分居中，平均得分为84.13分；批判性情感认同得分最低，平均得分为81.94分。职业青年对体现情感认同水平的各项具体指标的认同度见图2。

图2 职业青年对新型政党制度情感认同评价状况

（四）职业青年的新型政党制度认同水平显著高于中学生，在部分维度上的认同水平高于大学生

职业青年在新型政党制度认同量表上的得分（86.15分）高于中学生（81.84分）[48]和大学生群体（85.58分）[49]的得分水平。统计检验结果显示，在对新型政党制度认同的各个维度上，职业青年的认同水平都显著高于中学生（P＜0.001）；在对新型政党制度具有决策施策科学性的认同（即合理性认同）和对新型政党制度情感认同等两个维度上，职业青年的认同水平显著高于大学生。前者的显著水平为P＜0.05，后者的显著水平为P＜0.01。但值得注意的是，对新型政党制度具有制度定位的独特性认同（即现实性认同），大学生高于职业青年。在新型政党制度认同的其他三个维度上，职业青年和大学生的认同不存在显著性差异。

四、影响职业青年新型政党制度认同的因素

（一）影响职业青年新型政党制度认同的多元回归分析（OLS）

为深入分析职业青年新型政党制度的来源，我们构建了3个影响职业青年新型政党制度认同的多元回归分析模型（OLS），统计分析结果见表1。

表1 影响职业青年新型政党制度认同的多元回归分析（OLS）

模型1主要反映的是在系统论范式下只考虑个体外在政治系统教化因素的多元回归分析结果。统计结果显示，家庭教育因素（标准化回归系数为0.191）、同辈群体因素（标准化回归系数为0.283）、单位环境因素（标准化回归系数为0.156）和国内媒介因素（标准化回归系数为0.093）4个外源自变量对职业青年的新型政党制度认同均具有显著的正向预测作用。模型1中的自变量能够解释模型中因变量变异的35.20%。

模型2主要反映的是在建构论范式下只考虑主体内部因素的多元回归分析结果。统计结果显示，公平感（标准化回归系数为0.073）、制度比较优势认同（标准化回归系数为0.179）、制度显著优势认同（标准化回归系数为0.678）均显著影响职业青年的新型政党制度认同，其中制度显著优势认同的影响最大。模型2中的自变量能够解释模型中因变量变异的65.10%，远高于模型1。

模型3主要反映的是在“社会互构论”的理论视角下将模型1中的主体外部因素和模型2中的主体内部因素整合在一起进行多元回归分析的结果。统计结果显示，制度显著优势认同（标准化回归系数为0.649）对职业青年新型政党制度认同的影响最大，其次是制度比较优势认同（标准化回归系数为0.132）、单位环境因素（标准化回归系数为0.119）、公平感（标准化回归系数为0.056）。模型3中的自变量能够解释模型中因变量变异的66.00%。

（二）影响职业青年新型政党制度认同各因素的路径分析及中介效应检验

为了进一步分析回归模型中各个自变量对因变量的作用方式与作用机制，本研究将回归分析模型中的公平感、制度比较优势认同和制度显著优势认同这三个具有更深层次性的社会心理变量作为中介变量，用Mplus 8.6统计分析软件[50]作了路径分析，模型拟合指数见表2，路径分析结果见图3。

表2 模型拟合指数

统计结果显示，该模型能解释职业青年新型政党制度认同这一因变量变异中的65.9%，模型中的各个参数表明，该模型具有可接受的拟合优度。从图3和表3呈现出的统计参数中，我们可以得出以下几点结论：

图3 影响职业青年新型政党制度认同各因素的路径分析

一是模型中的所有自变量，无论是外源自变量，还是内生自变量，对因变量的总效应都非常显著。中介效应经Bootstrap检验[51]均显著。各因素标准化系数、显著性以及Bootstrap置信区间如表3所示。

表3 影响职业青年新型政党制度认同各因素的路径分析结果（标准化系数）

二是自变量对因变量的作用方式有三种情况。第一种情况是，只有间接效应，直接效应不显著。家庭教育因素、同辈群体因素和国内媒介因素对因变量的作用属于这种情况。上述3个自变量对因变量的作用，全部是通过中介变量而产生的间接效应，间接效应（或中介效应）占总效应的100%；第二种情况是，直接效应和间接效应都十分显著。外源自变量中的单位环境因素、内生自变量中的公平感和制度比较优势认同对因变量的作用属于这种情况。上述3个自变量对因变量的作用，既有直接作用，又有间接作用，两者的作用都非常显著；第三种情况是，只有直接效应，没有间接效应。内生自变量中的制度显著优势认同对因变量的作用属于这种情况。

三是三个中介变量对因变量的总效应都非常显著。其中，制度显著优势认同对因变量的总效应最大，排名第一，标准化系数为0.651。

五、职业青年新型政党制度认同潜在后果的Logistic回归分析

职业青年的新型政党制度认同具有什么样的潜在后果？为了回答这一问题，我们构建了4个Logistic回归模型。模型中的因变量为“四个自信”，即道路自信、理论自信、制度自信和文化自信，自变量为路径模型中的新型政党制度认同，路径模型中的其他变量均作为控制变量进入回归方程。

模型中4个因变量的编码为0-1编码，得分排名在前25%的编码为1，其他为0。模型中自变量的编码也为0-1编码，得分排名在前25%的编码为1，其他为0。Logistic回归分析结果见表4。借助GraphPad Prism 9对分析结果作可视化处理，结果如图4所示。

表4 职业青年新型政党制度认同潜在后果的Logistic回归分析

图4 职业青年新型政党制度认同的Logistic回归分析可视化图

从表4和图4可以看出，职业青年的新型政党制度认同对职业青年的“四个自信”具有显著的正向预测作用。具体表现为：

1.对新型政党制度持高度认同态度的职业青年（即得分排名在前25%的职业青年），对中国特色社会主义道路持高度自信态度的可能性是其他类职业青年（即得分排名在中低分的青年）的1.493倍；

2.对新型政党制度持高度认同态度的职业青年，对中国特色社会主义理论持高度自信态度的可能性是其他类职业青年的1.633倍；

3.对新型政党制度持高度认同态度的职业青年，对中国特色社会主义制度持高度自信态度的可能性是其他类职业青年的1.632倍；

4.对新型政党制度持高度认同态度的职业青年，对中国特色社会主义文化持高度自信态度的可能性是其他类职业青年的1.627倍。

六、结论与讨论

（一）研究结论

1.职业青年的新型政党制度认同总体处于高水平状态，但情感认同水平存在很大的提升空间

从整体上看，职业青年对于我国新型政党制度在总体上是认同的，平均分为86.15分，处于高水平认同状态。这与哈佛大学肯尼迪政府学院2020年发布的《理解中国共产党韧性：中国民意长期调查》报告结果——2003年以来中国民众对政府的满意度不断提升，对中国共产党的满意度持续超过90%[52]相印证。

从对具体维度的认同来看，国家治理的有效性认同（实效性认同）最高，其后依次为利益代表的广泛性认同（合法性认同）、制度定位的独特性认同（现实性认同）、决策施策的科学性认同（合理性认同）和情感认同。职业青年群体在新型政党制度5个维度上的认同得分均明显高于中学生，且在部分维度上的认同得分也高于大学生群体。但职业青年在新型政党制度情感认同维度的认同水平没有达到高水平的程度，仅处于较高水平，提升的空间还非常大。

2.职业青年对新型政党制度的认同是多元主体交互作用的结果，自变量对因变量的作用方式既包括直接作用，又包括间接作用

本研究既选取了家庭教育因素、同辈群体因素、单位环境因素和国内媒介因素等多种社会化设置作为影响职业青年新型政党制度认同的自变量，也选取了公平感、制度比较优势认同和制度显著优势认同这类更深层次的社会心理变量作为中介变量，将其放入同一模型作了路径分析。研究结果显示，家庭教育因素、同辈群体因素、单位环境因素和国内媒介因素的总效应显著。公平感、制度比较优势认同和制度显著优势认同的中介效应明显。从自变量对因变量的作用方式看，存在三种情况。一是只有间接效应，直接效应不显著。如家庭教育因素、同辈群体因素和国内媒介因素对因变量的作用属于这种情况。二是直接效应和间接效应都十分显著。外源自变量中的单位环境因素、内生自变量中的公平感和制度比较优势认同对因变量的作用属于这种情况。三是只有直接效应，没有间接效应。内生自变量中的制度显著优势认同对因变量的作用属于这种情况。

3.职业青年的新型政党制度认同对“四个自信”具有显著的正向预测作用

职业青年的新型政党制度认同对“四个自信”具有显著的正向预测作用。与新型政党制度认同处于中低水平的职业青年相比，新型政党制度认同处于高水平的职业青年的“四个自信”程度更高。

（二）讨论

首先，要注重家庭教育因素、同辈群体因素和国内媒介因素等个体外在政治系统教化因素对职业青年新型政党制度认同的直接作用。本次研究结果表明，上述三个自变量的直接效应不明显，需通过公平感、制度比较优势认同和制度显著优势认同等中介变量对政党制度认同产生间接效应。这一结果的产生有两种可能性：一是家庭、同辈群体和国内媒介在与职业青年的互动中，基本没有直接涉及有关新型政党制度及新型政党制度认同方面的内容；二是虽然涉及了相关方面的内容，但作用不明显，效果不佳。要改变这种状况，一是要加大调查研究的力度，采用深度访谈等质性研究方法，深入职业青年群体内部挖掘出产生上述结果的具体原因。二是要加大在此方面的实践探索力度，尤其是要探索新媒体对职业青年新型政党制度认同的建构作用。例如，设立网络政治信息互动平台实现互促互通，并逐步形成全链条分众化教育引领体系，更精准对接青年群体，使网络公众平台成为加强职业青年政治引领的新阵地。再如，要加强网络舆情监管和主流网络媒体正面引导，加大重点网站、“两微一端”、论坛等信息发布平台的监管力度，规范网上信息发布行为，集中开展网络生态综合治理专项行动，打造风清气正的网络生态，进而发挥媒介因素对职业青年新型政党制度认同的正向强化作用。

其次，要更好地发挥好公平感、制度比较优势认同、制度显著优势认同等主体内部因素对职业青年新型政党制度认同的建构作用。本次研究发现，制度比较优势认同和公平感作为中介变量间接效应高于直接效应。制度显著优势认同是对职业青年新型政党制度认同影响最大的变量。因此，一是要进一步加强制度显著优势认同教育，提升职业青年对制度显著优势的认同程度，从而达到间接提高职业青年新型政党制度认同的程度和水平这一目的；二是要充分利用好制度比较优势认同、公平感等主体内部因素对职业青年新型政党制度认同的中介或传导机制，加大出台和实施促进各类公平公正政策的力度，让职业青年在面临子女入学、住房租房、医疗服务等方面，明显地获得一种公平感，进而达到提升职业青年新型政党制度认同的目的。

再次，要充分发挥主体内外部因素多元主体的交互作用。研究表明，“社会互构论”视角下的多元回归分析模型解释率远高于单一的系统论范式下的多元回归分析模型解释率，也高于建构论范式下的多元回归分析模型解释率。因此，职业青年新型政党制度认同的培育应当实现全方位、多维度、一体化多措并举。如“智慧党建”平台借助媒介因素的交互性，构建职业青年与所在单位、同事之间的网络空间，既实现“线上-线下”双阵地的思想引领与党建宣传作用，实现资源融合共享，又充分发挥职业青年的选择自主性和行为能动性，从而将认同培育渗透到职业青年学习与工作微观层面，深化认同实效。

最后，要在职业青年新型政党制度认同的教育和培育中注入情感元素。例如，通过为党员过“政治生日”等活动强化职业青年党员的身份认同感与情感归属感，发挥先锋模范作用，挖掘职业青年新型政党制度认同情感培育的深度与广度。在职业青年对新型政党制度认同的五个维度中，情感认同的得分明显低于理性认同四个维度认同的得分。习近平总书记强调，“要学习贯彻党的基本理论、基本路线、基本方略，不断增进对中国共产党和中国特色社会主义的政治认同、思想认同、理论认同、情感认同”[53]。因此，要更加注重对情感认同这一更深层次认同的培育，使职业青年对新型政党制度的认同实现从认“知”到同“理”再到感“悟”的升华。

本研究存在一些明显的不足之处。一是在因变量的测量方面，没有研究职业青年对《中国新型政党制度》白皮书中提到的“中国新型政党制度奋斗目标的一致性”这一重大理论判断的认同程度，在未来的研究中，要增加测量相关方面的测量指标。此外，在因变量其他测量维度指标的选取上也应当加以丰富和完善，诸如对中国新型政党制度具有决策施策的科学性认同的测量方面，需要增加测量“政治协商纳入决策程序进而增强决策的科学性和施策的有效性”指标；二是在自变量的测量方面，要对选取的测量指标作进一步扩充，如关于家庭教育因素，除了测量父母政治态度外，还可尝试测量父母对政治的关注度，在与孩子交流互动过程中对政治事实陈述的严谨性和教养方式等更为细化的方面；同时也要与时俱进地增添一些新的指标，如职业青年参与青年大学习的情况、参与青马工程的情况、参与志愿服务的情况、参与社会治理实践尤其是参与基层社会治理实践的情况等。