何以肩负使命：志愿行为的持续性研究

　　——以大学生支教项目为例

罗婧/王天夫

文章来源：《社会学研究》2012年第5期

【摘　　要】本文针对中国志愿者中最为庞大的青年大学生群体，使用了访谈资料与问卷调查数据，详细分析了支教活动参与者志愿意愿的持续性以及支教项目持续性的影响因素。本文发现，中国青年大学生的志愿活动更多的是一种非精英的、大众型活动，来自不同家庭背景的参与者都积极参与其中；志愿活动参与者有着“利他”与“利己”的动机，并且其参与志愿活动的持续性受到所处社会网络的影响；另外，志愿者角色的自我认同与团体语境中的激励制度也可能促进其肩负使命，不断地提供志愿服务。而就志愿项目的持续性而言，资金支持、联络难易、投入需求等是重要影响因素。

【关 键 词】志愿行为/持续性/大学生支教

　　一、背景与问题

　　近年来，“志愿精神”已经成为一种重要的社会思潮和行动引导(UNDP, 2011)。它不仅仅是社会进步的重要标志，也是社会转型时期构建社会组织结构的重要方式与途径。从汶川赈灾到北京奥运再到上海世博，当前许多重要社会事件与活动中都可以看到志愿者的身影(邓国胜，2002)。我国的志愿者队伍中，青年学生特别是在校大学生是主要参与者(沈杰，2008)。

　　志愿行动往往面临着人员流失、项目中断等持续性不长的问题(Volunteering Australia, 2009；李迎生，2005)。中国青年的志愿行动也不例外。因此，保持人员与项目的相对稳定性是志愿行动中最为核心的问题之一。它直接关系到特定志愿行动的成败，也关系到志愿精神的坚持以及社会组织的建设。本文就针对志愿行为持续性的两个方面，即志愿意愿和志愿项目的持续性，运用北京、成都10所高校的访谈资料与问卷数据进行讨论。

　　二、文献回顾：中西方志愿行为理论

　　西方志愿行为研究可追溯到20世纪60年代(徐步云、贺荟中，2009)，主要从行动过程、资源以及个人在志愿行为中的心理过程三个角度来阐释志愿行为发生和持续的动力机制。

　　行为主义者认为志愿行为是基于一系列理性的成本收益分析的决策，施瓦茨—霍华德模型(Schwartz, 1973)将决策分成三步：1.引发注意——潜在志愿者发现需要帮助的对象并且认为自己有能力实施帮助；2.潜在志愿者衡量成本与收益；3.衡量结果若收益大于成本，则潜在的志愿者实施志愿行动，反之则不采取志愿行动。我们可以通过社会交换理论来理解该模型的持续机制，即志愿行为的发生及持续是建立在行动者受益于之前交换的基础上的，例如潜在志愿者因先前受到他人帮助，带着“偿还”心理实施志愿服务(Banks, 1997)。这个解释的局限性在于认为志愿者做出决策是完全独立的，忽视了其组织结构和背景(Rochon, 1999)。

　　资源论者则将志愿行为产生的资源分为外生变量(性别、年龄、种族)、人力资本(教育水平与收入的合并变量、健康情况)、社会资本(非正式的社会关系、家里孩子的个数)、文化资本(宗教信仰)四个方面(Wilson & Musick, 1997)。人力资本的视角将志愿行为视作具有生产性的活动(Herzog et al., 1989)。结合决策模型，我们知道志愿者自身能力对于其是否提供志愿服务以及服务意愿有较大的影响，因而教育、收入等人力资本变量将影响志愿行为。社会网络的视角则认为志愿行为在不同程度上镶嵌在集体行动中，而社会关系是集体行动的资源来源(McAdam, 1989)。志愿者通过社会网络得到志愿信息的同时也可以传播志愿信息，这与对志愿行为认同的形成是密切相关的。除此之外，志愿者嵌入的团体语境也是一种影响志愿行为的资源类型(Smith, 1994)。文化资本视角主要关注文化氛围如何影响志愿者看待志愿行为的价值与意义，从而影响其是否参与活动与持续意愿(Wilson & Janoski, 1995)。

　　心理过程视角则包括角色认同论和动机论两种视角。角色认同视角认为对志愿者身份以及特定的志愿组织的认同会影响志愿者是否选择继续参与志愿活动，或是否继续留在同一个志愿组织中(Grube & Piliavin, 2000)。动机理论视角认为不同的志愿者具有不同的动机与目标，志愿动机虽是多元的，但有主次之分。该理论提出匹配假说，即在持续志愿阶段，若志愿者的重要动机在先前志愿经历中被满足，则更容易继续志愿参与下去(Clary et al., 1996)。

　　一些国内学者也讨论了志愿行为的持续性以及志愿行为对志愿者的影响。有研究认为年龄、职业、公益机构是否提供人身保险等与持续性有着较大的关系(靳利飞，2009)。陈茗等人选取了社区老年人为研究对象，将影响因素分为经济资源、人口特征、时间资源和社会贡献意识，发现该志愿活动的长期参与者主要是“老年精英”群体(陈茗、林志婉，2004)。国内学者在相关研究中也注重了个人因素与组织因素的区分(毕素华，2011)。

　　上述理论从多角度对志愿行为的不同侧面提出了解释，丰富了我们对于志愿行为的理解。具体而言，动机理论适用于志愿活动的准备阶段，角色认同理论则适用于实施和后续影响阶段，而人口特征、人力及文化资本变量、团体语境变量作用于行为发生之前，社会资本与投入变量作用于志愿行为过程中，且都可以直接或间接地影响志愿者的持续意愿。

　　本文选取大学生支教志愿活动为例，对志愿行为的持续性进行分析，不仅关注个人层面的志愿意愿，也对志愿项目的持续性进行思考和探讨。

　　三、理论模型与假设：志愿活动的持续性模型

　　(一)模型构建

　　通过上述文献梳理和分析，以往理论、研究中可析出一系列可测量的变量，从而构建有关志愿行为的持续性模型，如图1和图2所示。

　　{C42X101.JPG}

　　图1  志愿者的持续志愿意愿模型

　　{C42X102.JPG}

　　图2  项目持续性模型

　　依据这两个模型，针对影响志愿意愿以及项目的持续性的原因，相应有以下假设。

　　(二)志愿意愿的持续性假设

　　1.性别

　　性别研究指出女性不同于男性，其更愿意与已建立关系的朋友一起参与志愿活动(Sundeen & Raskoff, 1995)，所以我们认为女性为维持在志愿活动中建立的朋友关系，持续参与意愿更强。鉴此，我们得到假设1：

　　假设1：女性志愿者较之于男性志愿者持续的志愿参与意愿更强。

　　2.个人工作时间与家庭社会经济地位

　　已有研究对工作小时数的影响有不同的推断。角色超载理论认为二者呈负相关。然而有研究基于工作是个人融入社会的途径，发现雇佣工作小时数与志愿小时数具有向上的曲线关系(Brady et al., 1995)；就���业类别来说，也有调查显示管理层以及专业人士更容易参与志愿行为(Herzog et al., 1989)。本文认为大学生志愿者的非志愿社会工作时间越多，其获得的提供志愿服务的能力越高，其持续参与志愿活动的意愿也会较高。并且根据先前的分析，家庭社会经济地位越高的志愿者对志愿活动的持续参与意愿更强烈。由此得到假设2：

　　假设2.1：志愿者的非志愿社会工作时间与其志愿意愿的持续性呈正相关联。

　　假设2.2：志愿者的家庭社会经济地位与其志愿意愿的持续呈正相关联。

　　3.家庭支持、个人连带密度、感情建设与信息传播

　　有学者发现家庭支持对于家庭成员成为志愿者，以及持续进行志愿有正面的影响(Smith, 1994)。如果项目成员有很多之前就相识，那么志愿者越容易受到鼓励、支持，更愿意投入到今后同类的志愿活动中去。志愿者参与感情建设，会使其更容易通过在志愿活动中建立的网络得到支持，从而提升持续志愿的意愿。当志愿者向其朋友传播志愿信息后，会将其社会网络进一步纳入到志愿行为中去，进而提高自身的持续参与意愿。由此推出假设3：

　　假设3.1：志愿者家庭越支持志愿者参与该项志愿活动，志愿者持续参与的意愿越强。

　　假设3.2：志愿者在志愿项目组织中的个人连带密度越高，其持续参与的意愿越强。

　　假设3.3：参与志愿项目中感情建设的志愿者较之于其他志愿者，其持续参与意愿越强。

　　假设3.4：志愿者向其个人社会网络越多地传播志愿信息，其持续参与的意愿越强。

　　4.时间与金钱的投入

　　时间与金钱等投入，对于后续的志愿行为也会有进一步的影响。投入越多，志愿成本越高，从而持续的志愿意愿便会降低。藉此提出假设4：

　　假设4.1：志愿者在先前的活动中金钱投入越多，持续的志愿意愿越不强烈。

　　假设4.2：志愿者在先前的活动中时间投入越多，持续的志愿意愿越不强烈。

　　5.志愿者的认同与特定领域的认同

　　有研究指出对先前参与的特定志愿项目组织的认同会使得志愿者进一步参与该组织的志愿活动，并且通过此经历建立的对广泛意义上的“志愿者”角色的认同也会促进其持续参与该项志愿活动(Grube & Piliavin, 2000)。据此可推出假设5：

　　假设5.1：对于广泛意义的“志愿者”的认同感越强，志愿者的持续参与意愿越强。

　　假设5.2：对于先前志愿项目组织的认同感越强，志愿者对于该项目的持续参与意愿越强。

　　6.动机类别与动机满足

　　根据匹配假说，若先前志愿行为满足了志愿者的预期，则志愿者的持续志愿意愿更强，克拉里和米勒运用大学生社区服务志愿者的历时数据也证明了这一点(Clary & Miller, 1986)。我们将志愿动机划分为利他、利己和没有明确动机三类，利己动机的志愿者对于自身在志愿行为中的收获会有明确的考量，其持续的志愿意愿可能会因得到先前的满足或不匹配期望而减小。若志愿者以利他为动机，其对志愿的期望以志愿对象是否仍然有需求而决定，所以更倾向于进行持续的志愿。因之可有假设6：

　　假设6.1：利他动机的志愿者较之利己动机以及没有明确动机的志愿者的持续参与意愿更强烈，参与其他志愿项目的意愿也更强烈。

　　假设6.2：若志愿者的重要动机在先前的志愿经历中被满足，其持续参与的意愿较之于未被满足的志愿者更强烈。

　　7.高校激励政策

　　有研究认为学校对于志愿行为具有鼓励作用，所以学生较之其他群体更愿意参与志愿活动(Sundeen & Raskoff, 1994)。后续的研究中我们也将分析不同的激励政策与志愿者的持续意愿的关系。在此可有假设7：

　　假设7：学校对志愿行为的激励政策与志愿者志愿意愿的持续性呈正相关。

　　(三)志愿项目的持续性假设

　　1.组织投入

　　项目是否可以继续运作与资金来源、寻找志愿需求方的难易等运作成本密不可分。如果项目得到的资金支持越多、来源越广，并且越容易寻找到需求其提供志愿服务的对象，则越容易持续进行。此外，志愿者在项目中越能胜任该项工作，组织培训的投入越小，项目长期进行的概率便更高。由此可得出假设8：

　　假设8.1：有稳定资金支持的志愿项目更容易持续运作。

　　假设8.2：若志愿项目获得志愿需求方的信息越容易，则越容易持续运作。

　　假设8.3：志愿者越能胜任其工作的志愿项目越容易持续运作。

　　2.志愿者传播与经验者互动

　　对于志愿组织来说，通过提供相应平台促进新老交流、建立志愿者在组织内的认同感对于其持续发展非常重要。此外，志愿项目若能通过现有志愿者进行宣传、吸引更多的志愿者，则会获得较大的生命力。因此而有假设9：

　　假设9.1：志愿项目中的志愿者将该项目信息传播给更多的人，则该项目更容易持续进行。

　　假设9.2：志愿项目若能使以往的参与者与现在的参与者有更多的联系，则该项目更容易持续进行。

　　四、数据、变量测量及分析模型

　　(一)数据搜集

　　本研究的资料包括两方面：一是访谈资料。自2009年至2011年，通过深度访谈，我们获得了北京34个短期支教项目与成都12个支教项目的信息，内容涉及到志愿者感受、遇到的问题以及组织者的困惑、发展瓶颈、期待等。二是问卷调查数据。2011年11月，我们从北京、成都的10所高校抽取了1000名支教志愿者进行了问卷调查。①

　　(二)样本选择

　　访谈与问卷调查的样本选取方式均是通过经验抽样获取的。

　　在综合考虑高等学校数量、支教辐射范围、东西区域分布等方面，本研究选取了北京与成都两个城市；并且在这两个城市中依据高校规模、排��、隶属关系、专业设置特色以及其所在地理位置选取了10所高校进行深度访谈。访谈对象包括高校团委等学生工作部门、高校支教项目的大学生组织者、参与志愿者等三个层次。

　　大学生支教项目根据组织方式、支教时长不同等可基本分为4类：研究生支教团、暑期实践、高校实践、社团活动等。本研究覆盖了所有4类活动项目。由于研究生支教团名额有限，平均每所高校小于5人，所以选取该类别整体，即10所学校2010－2011学年参与研究生支教团的所有成员；暑期实践支教方面，在获得高校团队名单之后，我们根据2011年暑假支教团队数量、规模进行整群抽样，每所高校选取约4－6个支队，即25－35名支教者进行问卷填答；社团方面，同样采取支队整群抽样获取20－25名样本。高校团委或分团委组织项目方面，采取整群抽样选取20－25名样本。每所高校下发100份问卷，问卷对象的整体为这10所高校中2010－2011学年参与过支教的大学生志愿者，并且也统计了样本往年参与这4个类型的支教的次数，但问卷涉及的具体信息全部根据志愿者最近一次参与该类别支教的经验作答。最终回收952份有效样本，其中研究生支教团志愿者48人、暑期实践支教志愿者446人、社团支教项目志愿者247人、高校团委或分团委项目志愿者211人。

　　(三)变量的测量

　　人口特征与人力资本方面的自变量为性别、每周非志愿社会工作小时数、父亲职业(包括专业技术者、单位负责人、办事管理者、商业服务人员、生产劳动者等)。社会资本测量主要为三个方面，即已经相识的人数与团队总人数的比例、是否参加过团队感情建设、志愿者传播信息人数(将该支教项目推荐给多少人参加)。投入方面，主要选取志愿者支教总投入星期数、自己的花费(未报销费用)来测量。角色认同方面，分别对广泛意义的“志愿者”的认同与“支教者”认同进行测量(特别认同、认同、基本认同、一般、不太认同、不认同、特别不认同)。动机类型划分为利他动机、利己动机和无明确动机三类；另外，我们通过预期是否满足与有无明确动机交叉生成的变量测量动机匹配(无明确动机、有明确动机且达到预期、有明确动机未达到预期)。团体语境方面，本研究用“就支教者所知道的，其所在高校是否具有推研资格和鼓励荣誉”来测量高校激励政策变量。

　　项目方面，本文选取支教项目是否有企业或非政府组织等资金支持来测量项目稳定的资金支持，支教项目获得信息则由5个方面确定，即受援地联系、高校联系、资金支持方确定、志愿者自身联系、互联网寻找。从项目设计的角度来看，支教去往的学校类型(小学、初中、高中、成人职业高中、残障学校、其他)会影响支教者的胜任程度。最后，本文通过支教团队中有支教经验队员占所有队员的比例和支教项目是否组织了与有支教经验的大学生进行交流的志愿者培训内容这两个维度，测量有经验支教者与无经验支教者的互动。

　　因变量方面，志愿者的持续参与意愿由其是否愿意继续报名参与支教活动来测量(不愿意＝1、基本愿意＝2、愿意＝3、非常愿意＝4)。我们选取项目是否长期开展(否＝0，是＝1)为问题来测量项目的持续性，于此有586个有效的支教项目样本可供分析。

　　(四)分析模型

　　在本文的分析中，根据因变量的类型使用了定序变量的序列对数回归模型与二分变量的对数回归模型，使用的统计分析软件为Stata 11。

　　显然，志愿者的持续参与意愿是一个有着程度等级差异的序列变量，而不同持续意愿取值之间的距离并不相等。因而，分析模型不能使用线性回归模型。为了更为有效地在分析中反映出自变量在意愿强度等级序列上的差异，同时也更为精准地厘清解释变量与自变量之间的因果决定关系，使用定序变量的序列对数回归模型是一个当然的选择(McCullagh & Nelder, 1989; Agresti, 2002)。

　　在序列对数回归模型中，因变量Y有M个取值。对于第i个样本自变量向量Xi，因变量yi的取值小于j的累积概率为：

　　Pr(y[,i]≤j｜X[,i])＝p[,i,1]＋p[,1,2]＋…＋p[,i,j]

　　其中，i＝1，2，…n；j＝1，2，…m(本文中m＝4)。

　　而序列等级间的比率比的对数回归模型则可以表示为：

　　{C42X103.JPG}

　　其中，i＝1，2，…，n；j＝1，2，…，m－1(本文中m＝4)；k＝1，2，…，k，为自变量的个数；μ[,i]为满足对数分布(logistic distribution)的残差项。这个模型将估计出K个回归系数β[,1]，β[,2]，…，β[,k]，以及m－1个递增的分割点(cuts；亦即斜率)α[,1]，α[,2]，…，α[,m-2]。

　　在Stata 11中，模型的回归系数估算根据以下方程得出(Stata Corp, 2009: 1268)：

　　Pr(y[,i,j])＝Pr(α[,m-1]＜β[,1]x[,1,i]＋β[,2]x[,2,i]＋…＋β[,k]x[,k,i]＋μ[,k]＜α[,m])

　　根据这一模型的设定，当β[,k]时，表示在控制其他自变量的基础上，随着第k个自变量取值的增大，y[,i]落入较高意愿等级(参照上述编码方案，持续意愿更为强烈)的概率增大；当β[,k]＜0时，表示在控制其他自变量的基础上，随着第k个自变量取值的增大，y[,i]落入较低意愿等级(参照上述编码方案，持续意愿更为不强烈)的概率增大。

　　在项目持续性的分析中，由于因变量为二分变量，使用的模型是二分变量的对数回归模型。

　　五、分析与结果：谁来肩负使命

　　(一)支教行为的持续性现状

　　志愿者持续参与支教活动或其他志愿活动的意愿普遍强烈。通过表1可发现，样本中绝大多数的支教者都认为其会继续报名参加支教项目，且样本间差异较小。但样本平均参与过支教活动的次数只有2.5次，并且样本间差距很大，从仅参加过一次到多达150次。

　　表1  单变量的统计描述

变量类型  变量名  均值  方差  最小值  最大值

因变量  继续参与支教活动  3.235  .880  1  4

积极参与其他志愿活动  2.926  .966  1  4

项目是否持续进行  .684  .465  0  1

人口统计  女性(vs.男性)  .542  .498  0  1

人力资本  社会工作(小时/周)  10.23  11.07  0  100

专业技术者  .158  .365  0  1

单位负责人  .224  .417  0  1

办事管理者  .116  .320  0  1

商业服务人员  .192  .394  0  1

生产劳动者  .279  .449  0  1

文化资本  宗教信仰  .062  .241  0  1

党员  .242  .428  0  1

社会资本  家庭压力  .063  .243  0  1

相识人数比例  .469  .349  0  1

感情建设活动  .606  .489  0  1

信息传播人数  2.393  1.507  0  4

志愿者投入  时间投入(周)  3.127  8.618  .009  58.185

金钱投入(千元)  .526  1.699  0  20

角色认同  认同：自豪感  5.647  1.222  1  7

认同：相关性  5.275  1.314  1  7

志愿者认同  10.921  2.193  4  14

支教者认同  5.436  1.291  1  7

动机  利他动机  .305  .461  0  1

利己动机  .405  .491  0  1

无明确动机  .289  .453  0  1

明确动机达成  .539  .499  0  1

明确动机未达成  .098  .298  0  1

无明确动机  .363  .481  0  1

激励政策  推研资格  .120  .325  0  1

鼓励荣誉  .315  .465  0  1

项目资金支持  NGO或基金会资金支持  .090  .286  0  1

企业资金支持  .145  .352  0  *  1

项目信息来源  受援地主动联系  .096  .295  0  1

通过学校联系  .333  .472  0  1

公益基金会制定  .039  .193  0  1

组织内成员私人关系  .400  .490  0  1

互联网直接寻找  .132  .339  0  1

投入需求  受援地域：城市  .061  .239  0  1

受援地域：城乡结合部  .375  .485  0  1

受援地域：普通农村  .289  .454  0  1

受援地域：偏远农村  .275  .447  0  1

受援学校：小学  .631  .483  0  1

受援学校：初中  .136  .343  0  1

受援学校：高中  .134  .341  0  1

受援学校：职业高中  .032  .177  0  1

受援学校：残障学校  .045  .207  0  1

受援学校：其他  .021  .145  0  1

经验者互动  经验人数比例  .356  .250  0  1

经验者传授培训  .663  .473  0  1

其他  参与同类支教次数  2.459  5.812  1  150

　　支教项目的持续进行状况尚可，但也有31.57％的项目仅仅开展了一两次就流失了，大多数项目依托于高校团委的带动和学生社团的管理。支教者对于“志愿者”以及“支教者”的身份普遍较为认同。动机类型方面，有40.5％的支教者是利己动机。高校政策方面，仅有12.0％的支教者认为其所在高校具有推研政策，31.5％的支教者认为其所在高校具有针对支教的鼓励荣誉；但由访谈得知，这10所高校基本上都具有相应的激励体系，这说明高校激励政策的宣传尚且不足。

　　(二)大学生支教者意愿持续性模型

　　在支教者持续意愿的分析中，使用了序列变量的对数回归分析，自变量的放入采用了分步方式进行。

　　首先将人口特征以及城市、宗教、政治面貌等控制变量放入模型中，然后依次放入社会资本、投入、角色认同、动机、高校激励等变量，通过表2显示的6个层次的模型对样本中大学生支教者的持续参与意愿进行解析，发现各个层次的自变量都对志愿意愿的持续性有着显著的影响。

　　表2  大学生支教者意愿的持续性模型

模型1(a)  模型1(b)  模型1(c)  模型1(d)  模型1(e)  模型1(f)

人口统计  女性  .116  .118  .103  .072  .151  .157

(vs.男性)  (.88)  (.81)  (.66)  (.40)  (.92)  (.95)

人力资本  专业技术者  －.551**  －.463*  －.484*  －.600*  －.604*  －.662**

(vs.生产劳动者)  (2.74)  (2.09)  (2.07)  (2.50)  (2.48)  (2.68)

单位负责人  －.100  －.048  .016  －.157  －.053  －.135

(vs.生产劳动者)  (.54)  (.24)  (.08)  (.70)  (.23)  (.57)

办事管理者  －.142  －.212  －.198  －.311  －.194  －.205

(vs.生产劳动者)  (.62)  (.86)  (.76)  (1.17)  (.69)  (.73)

商业服务人员  －.250  －.133  －.092  －.270  －.234  －.260

(vs.生产劳动者)  (1.29)  (.61)  (.40)  (1.12)  (.94)  (1.04)

社工时间(小时)  .031***  .030***  .024**  .026***  .029***  .030***

(4.47)  (4.10)  (2.92)  (3.19)  (3.33)  (3.46)

社会资本  家庭压力  －.352  －.556[{C42X104.JPG}]  －.733*  －.438  －.450

(1.22)  (1.84)  (2.37)  (1.33)  (1.35)

相识人数比例  －.542*  －.564*  －.421[{C42X104.JPG}]  －.568*  －.622*

(2.56)  (2.47)  (1.79)  (2.30)  (2.50)

感情建设活动  .380*  .441**  .438**  .466**  .502**

(2.55)  (2.74)  (2.63)  (2.71)  (2.87)

信息传播人数  .300***  .315***  .266***  .242***  .247***

(6.08)  (5.95)  (4.86)  (4.32)  (4.38)

志愿者投入  金钱投入(千元)  －.248**  －.252**  －.257**  －.271**

(2.64)  (2.72)  (2.71)  (2.84)

时间投入(周)  .040*  .032[{C42X104.JPG}]  .030  .013

(2.09)  (1.72)  (1.54)  (.64)

角色认同  志愿者认同  .168***  .144***  .143***

(4.34)  (3.57)  (3.51)

角色认同  支教者认同  .432***  .411***  .432***

(6.74)  (6.13)  (6.40)

动机  利己动机  －.578**  －.611**

(vs.利他动机)  (2.80)  (2.92)

无明确动机  －.991**  －1.113**

(vs.利他动机)  (2.84)  (3.14)

明确动机达成  .462  .620*

(vs.明确动机未达成)  (1.50)  (2.00)

无明确动机  .254  .447

(vs.明确动机未达成)  (.63)  (1.09)

激励政策  推研资格  .935**

(2.85)

鼓励荣誉  －.301

(1.37)

城市  成都  －.362**  －.293*  －.302  －.357*  －.415*  －.300

(vs.北京)  (2.67)  (1.97)  (1.93)  (2.22)  (2.50)  (1.52)

文化资本  宗教信仰  .212  .013  －.066  －.167  －.144  －.137

(.76)  (.04)  (.19)  (.47)  (.39)  (.37)

党员  －.086  －.109  －.040  －.075  －.098  －.099

(.55)  (.63)  (.20)  (.37)  (.47)  (.46)

_cut1  －2.758**  －2.135**  －2.166**  1.515**  .858  1.016

(13.03)  (7.74)  (7.30)  (2.97)  (1.45)  (1.70)

_cut2  1.558**  －1.031**  －1.048**  2.710**  2.025**  2.201**

(8.68)  (4.08)  (3.86)  (5.37)  (3.46)  (3.72)

_cut3  .217**  .898**  .871**  4.839**  4.224**  4.430**

(1.28)  (3.57)  (3.23)  (9.12)  (6.97)  (7.20)

N  858  745  663  663  647  645

R[2]  .0182  .0571  .0646  .1231  .1454  .1542

　　注：(1)括弧内的数值为t－统计量。(2){C42X104.JPG}p≤0.10，*p＜0.05，**p＜0.01，***p＜0.001。

　　1.人口特征

　　性别与支教者的持续意愿没有显著的相关，女性持续意愿稍强，但统计意义不显著，不能证明假设1。

　　总体而言，父亲职业对支教者的持续意愿没有太大影响，统计上惟一显著的差别在于父亲职业为“生产劳动者(产业工人与农民)”的支教者比父亲职业为“专业技术人员”的支教者的持续意愿更强。②与假设2.2推断相反。

　　每周社会工作参与时间较多的支教者的持续志愿意愿也更强，假设2.1得证。

　　2.社会资本

　　支教者相识人数比例与其持续志愿意愿成负相关，这与我们的预期并不相符，否定了假设3.2。感情建设的参与以及支教者将支教项目信息传播的人数这二者都与其持续志愿意愿呈正相关，假设3.3与3.4得证。相比之下，家庭压力对持续支教的意愿在加入动机变量之后无显著影响，假设3.1无法得证。

　　3.投入变量

　　志愿者的金钱投入与其持续支教的意愿呈负相关，而其对时间的投入与持续意愿呈正相关。大多数大学生支教者的经济来源并非自身而是家庭，所以其受到的经济条件限制较多，假设4.1得证。

　　另外模型1(d)中加入认同变量之后，原先支教者时间投入的正面影响被消失。说明志愿者时间投入越多，其在实践中产生对志愿者身份的认同的概率也越高，否定假设4.2。

　　4.角色认同

　　“志愿者”的认同和对支教项目的认同与支教者的持续意愿都呈显著的正相关，假设5.1和假设5.2得证。

　　5.动机变量

　　以利他动机为主要动机的支教者较之以利己动机为主要动机、无明确动机的参与者有更强烈的持久参与意愿。正如我们所预料的，利他动机的支教者在支教结束后会赋予支教行为更多的意义，认同感也更为强烈，使其在实践中更容易寻找到自身的价值和被持续需求的动力，假设6.1得证。

　　在模型1(f)中加入激励政策变量后，有明确动机且被满足较之没被满足的支教者有显著的更为强烈的持续支教意愿，假设6.2得证。

　　6.激励政策

　　知晓学校有“推研资格”激励政策的支教者，其持续志愿意愿更高。“推研资格”是指根据相关政策，入选支教团的应届本科毕业生经过一年的志愿服务后，可免试获得研究生入学资格，同时各个学校授予完成服务期限的支教团成员研究生期间第一年的奖学金。可见，由于该项激励将支教者的未来学业与支教活动联系起来，起到了明显的鼓励作用。而“鼓励荣誉”则显示了不显著的相反作用，但也说明现有的鼓励荣誉机制并不能很好地激励大学生支教者的持续志愿意愿。假设7得到了部分证明，说明不同的高校激励政策对于志愿者的影响是不尽相同的。

　　(三)大学生支教项目的持续性模型

　　大学生的支教活动主要依托于项目平台进行，接下来我们运用二分变量的对数回归模型对项目的持续性进行分析(参见见表3)。

　　表3  大学生支教项目的持续性模型

模型2(a)  模型2(b)  模型2(c)  模型2(d)

项目资金支持  NGO/基金会资金支持  .727*  .876*  1.509**  1.543**

(2.02)  (2.10)  (2.67)  (2.67)

企业资金支持  1.570***  2.241***  2.613***  2.652***

(3.90)  (5.29)  (4.99)  (4.40)

项目信息来源  通过学校联系  －3.322***  －3.486**  －3.853**

(vs.受援地主动联系)  (3.19)  (2.95)  (3.02)

公益基金会制定  －4.159***  －4.438***  －5.165***

(vs.受援地主动联系)  (3.65)  (3.41)  (3.67)

组织内成员私人关系  －4.405***  －5.134***  －6.280***

(vs.受援地主动联系)  (4.24)  (4.32)  (4.66)

互联网直接寻找  －3.*770***  －4.038***  －5.169***

(vs.受援地主动联系)  (3.51)  (3.35)  (3.82)

培训投入  教授初中  －1.232**  －1.274**

(vs.教授小学)  (3.05)  (2.83)

教授高中  －7.176***  －7.319***

(vs.教授小学)  (5.76)  (5.44)

教授成人职业高中  －.038  －.420

(vs.教授小学)  (.04)  (.40)

教授残障学校  －2.710***  －2.530***

(vs.教授小学)  (3.44)  (3.22)

其他  2.006[{C42X104.JPG}]  —

(vs.教授小学)  (1.81)

社会资本  信息传播人数  .280**

(2.85)

经验人数比例  －2.404***

(3.71)

经验者传授培训  .594*

(2.02)

去往地域  城乡结合部  －1.175*  －1.233*  －1.082  －1.488[{C42X104.JPG}]

(vs.城市)  (2.01)  (2.03)  (1.43)  (1.77)

普通农村  －1.112[{C42X104.JPG}]  －1.096[{C42X104.JPG}]  －.472  －1.116

(vs.城市)  (1.89)  (1.78)  (.60)  (1.27)

偏远农村  －1.247**  －1.240[{C42X104.JPG}]  －1.4961  －2.245*

(vs.城市)  (2.09)  (1.95)  (1.87)  (2.53)

规模  志愿者规模  .047***  .053***  .039t  .025

(3.68)  (3.58)  (1.92)  (1.42)

受援者规模  .002**  .003***  .014***  .014***

(3.17)  (3.85)  (6.03)  (5.93)

城市  成都  0.662**  0.704**  1.073***  1.024**

(vs.北京)  (3.08)  (2.95)  (3.32)  (2.90)

常数  .399**  3.854***  3.940**  5.439***

(.67)  (3.25)  (2.88)  (3.32)

N  543  542  539  514

R[2]  .1467  .2438  .4164  .4634

　　注：(1)括弧内的数值为t－统计量。(2){C42X104.JPG}p＜0.10，*p＜0.05，**p＜0.01，***p＜0.001。

　　1.资金支持

　　我们将参与项目的支教者与受援学生的规模、去往地域进行控制，发现支教项目的持续性与是否有来自非政府组织、基金会以及企业稳定的资金支持呈正相关。假设8.1得证。

　　我们在对于支教者持续意愿的分析时也发现，金钱投入与志愿者的持续意愿呈负相关，所以支教项目若希望获得稳定的志愿者来源，解决支教者的费用问题就尤为重要。

　　2.需求联系

　　较之“通过学校联系”、“公益基金会制定受援地”、“组织内成员私人关系联系”、“互联网直接寻找”等寻找受援地的方式，“受援地主动联系”的支教项目更容易持久运行。这是因为若受援对象主动联系支教组织，则沟通更为积极，并且志愿服务匹配了需求，支教项目才具有稳定的支援对象，由此假设8.2得证。但受援学校主动联系的情况大多发生在日常短期的、去往农民工子弟小学或城市周边的职业学校的项目，而暑期支教项目或者偏远地方支教项目却很少是受援学校主动联系的。

　　3.培训投入

　　受援学校类型方面，去往小学支教的项目较之去往初中、高中、残障学校的项目运作更为持久。初中、高中课程的难度较大，且不同地域教材不同，职业高中的教授内容更偏向技能，残障学校的教学方法专业、特殊，相比之下，小学支教的讲授内容是最为简单的，所以去小学支教对于志愿者的能力要求最低，志愿者更容易胜任角色，由此支教项目在培训志愿者时耗费资源较小，假设8.3得证。

　　4.社会资本

　　传播人数与项目的持续性呈正相关，也就是支教项目团队中的支教者将项目信息传播给越多的人，支教项目的运作越持久。这说明，若支教项目团队中的志愿者越能主动地将支教信息在自己的社会网络中进行传播，支教项目的志愿者也会越充足。假设9.1得证。

　　支教项目中有经验的支教人数比例与支教项目的持续性呈负相关，这是因为若支教团队中有经验的支教者所占比例过高，则该支教团队的志愿者后备资源不足，因为大学生支教者面临升级、毕业问题，支教项目将会随着支教团队现有的主要支教者的毕业而流失。

　　有经验的支教者是否培训新支教者则正向影响支教的持续性。培训环节的设置使得项目团队中有经验的支教者与新进支教者有较好的沟通平台，不仅促使新支教者对团队产生认同，并且也能有效的提升新支教者的志愿能力。假设9.2部分得证。

　　六、讨论

　　以下结合访谈资料，进一步讨论志愿意愿与志愿项目持续性的影响因素。

　　(一)“非精英”还是“精英”？

　　当前我国的大学生支教活动是大众的、非精英的行动，这是因为家庭社会经济地位偏低的大学生支教者由于与受援学生具有相似的成长经历，具有更为强烈的持续支教意愿，也就更可能去肩负支教者的使命——缩小城乡间教育资源的差异。我们在访谈中也发现确实很多持续支教的志愿者都来自农村，他们甚至在支教活动的影响下将个人职业规划的方向转为农村教育。当然，由于大学生支教项目的特殊性，这个结论并不能一概而论地推至其他志愿项目，但其与西方人力资本视角的“志愿精英说”形成鲜明反差，这为我们进一步理解中国特色的志愿行为提供了新视角。

　　(二)“利他”还是“利己”？

　　通过分析发现，怀揣改善他人教育条件、贡献社会等利他动机的支教者更愿意长久地投身于“支教事业”中去。但更多的志愿者其实是从丰富阅历、锻炼能力等利己动机出发的。志愿行为不仅在结果上“利他且利己”，动机中也同样既有“利他”也有“利己”。

　　(三)关系网络的力量

　　志愿者身边的父母、朋友，以及在支教过程中的团队队员、援助对象等都会影响其参与志愿活动的持续性，而志愿者也会能动地在志愿行为中开辟、建立新的社会网络，或者将其原有的社会网络纳入到志愿行为中来。潜在的志愿者在社会网络中获得志愿信息，从而加入到志愿者的行列中去，为了维持新的朋友圈，又继续在志愿团队中服务、奉献。原有的社会资本理论中强调了志愿者在关系网络中受到的影响，但忽视了其塑造新关系网络或是将已有网络融入志愿活动的能动性。

　　(四)角色的认同

　　支教者的持续参与意愿最为直接的来源就是他们对志愿者身份和支教者身份的普遍认同。J大学的吴同学在访谈时提及：

　　“我的支教经历被身边很多同学的羡慕，所以一直以来我觉得我的行为很有意义、值得骄傲，所以这种经历也一直激励着我继续进行支教活动。”

　　这种角色认同又通过志愿者的社会网络，甚至动机的达成来进一步加深，我们在此也看到动机理论与角色认同理论的联系和交汇。志愿者为自己的行动感到骄傲和自豪，将自己视为志愿群体的一份子，其责任感进一步建立，尽管不一定当下进行连续的志愿活动，但在未来有更大的可能性再次参与志愿活动。

　　(五)制度的激励

　　团体语境通过激励制度来影响志愿者的持续意愿。高校通过对支教项目的激励政策，例如保研政策、鼓励荣誉等影响大学生对于支教活动的定位和理解。这些对于支教者树立志愿行为的动机、认同支教者团队都有直接作用。但这两种激励制度却呈现出相反的作用，尤其是鼓励荣誉的反向影响值得深思。访谈资料显示支教者花费了较多的时间在评奖和“争荣誉”上，例如，T大学的胡同学认为：

　　支教活动结束之后，我们本应该投入较多的时间与受援对象保持联系或者分析支教对其自身的成长作用，反而很大的精力与时间花费在复杂的评奖答辩机制中，使得支教者较为疲惫，并且哪个团队的展示技术好哪个团队就能获奖，也没能对其继续参与支教活动起到太多的带动作用。

　　(六)志愿项目的持久运作：资金与联络

　　组织者如何管理、设计支教活动对于支教项目的持续发展具有很大的影响。具有稳定的专项经费支持与长期合作的受援学校，对于支教项目提升其在潜在志愿者群体中的影响力具有决定性的作用。我们在访谈中也发现那些开展较早、时间较长、未间断过的项目大多为与基金会或者公司合作的项目，例如L大学从2009年起开展的与JC基金会合作的支教活动，一直持续到2011年，每年在该基金会的支持下，都有1－2个支教队伍开展支教活动。

　　资金支持固然重要，但并不是惟一的影响因素。例如R大学的TXZ社团组织的支教活动并无任何来自NGO或企业的赞助，但其从2005年起运作至今从未间断，志愿者招募方面也从未遇到问题，每年都能吸引足够多的学生报名参与，该社团也由此建立了严格的志愿者选拔机制和培训机制。所以，打造“品牌”志愿项目对于项目的持续性也非常重要。

　　(七)志愿者资源：“有经验”还是“没经验”？

　　前述分析中发现团队中有经验者的比例与支教项目的持续发展呈负相关，这是由于通常低年级的大学生课余时间更容易有空闲参与支教项目，当参与者进入高年级，可支配的时间受限，该支教项目就有可能因为新生志愿力量不足而停止。所以，支教项目要在“有经验”支教者的持续参与和招募新的志愿者之间找到平衡点，并且依据高校各自的情况注意招募和培养不同年级、不同专业的志愿者，使得志愿者群体多样化，从而既能维持项目运作又能提高项目效率。

　　七、结语

　　本文针对中国志愿者中最为庞大的青年大学生群体，使用了访谈资料与问卷调查数据，详细分析了支教活动参与者志愿意愿以及支教项目持续性的影响因素。本文发现，中国青年大学生的志愿活动更多的是一种非精英的、大众型活动，来自不同家庭背景的参与者都积极参与其中；志愿活动参与者有着“利他”与“利己”的动机，并且其参与志愿活动的持续性受到所处社会网络的影响；另外，对志愿者角色的认同与团体语境中的激励制度也会促进其肩负使命，不断地提供志愿服务。而就志愿项目的持续性而言，资金支持、联络难易、投入需求等都是重要影响因素。

　　本文的局限主要在于，最初的研究设计并未区分志愿行为的产生机制与持续机制。从理论逻辑上讲，两者的区分需要通过志愿者与非志愿者的对比研究才能得到。因此，未来研究中需要纳入志愿参与者、志愿流失者、不参与者三类群体，才能进一步理解和厘清相关的理论问题。

*本文在调研期间，共青团中央学校部大学处、共青团清华大学委员会，以及阿克苏诺贝尔公司提供了相关的联系与帮助，作者尤其对李骥、过勇以及10所高校的受访师生表示诚挚感谢！

　　注释：

　　①10所高校为清华大学、北京师范大学、北京航天航空大学、中国传媒大学、北京外交学院、北京印刷学院、四川大学、西南财经大学、西南交通大学、成都理工大学。

　　②具体的回归系数解释需要结合分割点构建一个发生概率表格(参见Stata Corp, 2009: 1270)。

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【作者简介】罗婧，清华大学公共管理学院；王天夫，清华大学社会学系