乡村振兴背景下高校志愿者持续参与农村环境治理的影响因素分析

王海燕

（1.广州华商学院 经济贸易学院，广东 广州 511300；2.华商经济社会研究院，广东 广州 511300）

农村环境是农民在日常生产生活中所面临的集自然、经济、社会和人文环境于一体的综合经济社会系统，包括农村环境卫生、住房条件、基础设施、社会服务等多个方面。农村环境是反映农民生活质量的重要方面，是乡村振兴的重要内容［1］。由于我国农村地区幅员辽阔，城乡经济发展不平衡，长期以来农村地区环境问题突出。农村地区生产、生活条件相对落后，农村环境已经成为我国经济社会发展的短板［2］。造成农村环境问题的原因有环保意识薄弱、环境治理主体单一、环境治理技术落后［3-4］。高校志愿群体是参与乡村振兴的重要力量，但从整体上看，我国高校志愿服务在乡村振兴的实践中存在参与动力不足、服务效果不佳、可持续性不强等问题，导致高校志愿资源和乡村振兴无法实现有效连接，影响了高校志愿服务在乡村振兴中发挥作用，也挫伤了志愿者的热情。因此，探索影响高校志愿者参与农村环境治理的因素具有积极的意义。

1 文献回顾

1.1 高校志愿服务参与农村环境治理

环境保护领域是志愿者参与较多的领域。环保志愿活动主要有环境科普、垃圾分类宣传和引导、组织环保活动、护林活动、开展环境监测、水体污染监测等。从工作内容来看，大学生志愿者参与较多的是科普宣传、垃圾分类等；从参与方式看，高校志愿者通过参与学校志愿组织或社会环保组织，在组织中开展服务。近几年，随着国家乡村振兴战略和“绿水青山就是金山银山”理论的提出，高校志愿服务开始关注农村，参与乡村环保志愿服务。我国乡村环境治理相对落后，环境治理理念经历了从无到有、从边缘到中心、从零散到系统的发展过程；环境治理主体也从单一的政府主体到社会多主体；农村环境治理技术逐渐从粗放管理向精准管理转变［5］。在这样的背景下，环保组织、高校志愿组织参与农村环境治理，将先进的环境保护意识和理念、治理方式和技术等资源对接到农村地区，可以弥补农村环境治理资源的不足，从而促进农村环境质量的提升。

1.2 高校志愿行为持续参与的影响因素

志愿行为具有利他性、无偿性、自愿性等特征，其影响因素复杂多样。根据现有研究，将影响因素划分为个体因素和环境因素。志愿者个体的性别、年龄、教育程度、信仰、社会经济地位、个体心理性格特质等会影响志愿者的动机和行为［6］。志愿组织环境、制度、流程、领导风格等因素，以及政策、制度、文化因素也会对志愿行为的持续性产生影响［7］。有学者将个体和环境2个方面的因素进行结合，对志愿行为进行了考察［8］。在此基础上，学者们进一步发现，志愿主体和环境之间存在互动关系，志愿者不是被动接受环境，动机也非一成不变［9］。有学者根据年龄、行业对志愿群体进行细分。高校志愿者是志愿群体中最活跃、最有创造力的群体，参与国家西部计划、乡村支教、社区治理、环境保护、乡村振兴、体育赛事、灾害救助等，是社会治理中不可或缺的主体力量。同时，高校志愿者存在与其他志愿群体不同的特征，体现在大学生自我发展、成长的利己性需求与服务社会的利他性需求之间的矛盾。

2 研究方法和理论假设

研究首先对16名HS学院深度参与农村环境治理的大学生进行了访谈，对高校志愿者志愿动机、志愿过程影响因素、后续参与意愿等进行了了解。从个人和环境2个方面，选取亲社会性、工作投入、工作满意度为自变量，持续参与意愿为因变量，构建结构方程模型。

亲社会性是指使他人和社会获得益处的人格属性，代表所有与侵犯等否定性行为相对立的行为，志愿行为显然是一种亲社会行为。在志愿研究中，亲社会性经常被用来预测参与意愿［10］。在访谈中，参与农村环境治理的志愿者被询问为什么参与志愿活动时，提到频率最高的是想做些对社会和农村有益的事情。同时，这部分人无论工作中遇到什么困难，大部分有持续参与农村环境治理的意愿。据此设立假设H1：高校志愿者的亲社会性正向影响志愿持续参与意愿。

工作投入为员工个体与工作角色相融合的状态。当个体融入工作角色的程度越高时，工作投入水平也越高。从教育的角度来看，学生的素质提升在很大程度上受到学生个体在学术、人际互动以及校园课外活动中的投入与努力的影响［11］。因此，大学生在参与志愿活动的过程中，参与意愿是与努力程度、自身能力的提升呈正比的。在访谈中，那些具有亲社会性的志愿者们愿意付出更多时间和精力，成长更快，更愿意继续参与志愿活动。据此设立假设H2：亲社会性正向影响工作投入；假设H3：工作投入正向影响志愿持续参与的意愿。

志愿者工作满意度指员工对自己的工作所抱有的一般性的满足与否的态度。个人因素在对工作满意度的解释上占10%～30%的变异量，情境因素占40%～60%，个人因素与情境因素的相互作用占10%～20%的解释量［12］。影响工作满意度的变量很多，价值观和需要满足程度影响工作满意度［13］。在访谈中发现：亲社会性的志愿者在工作中更包容，满意度更高；志愿者工作和期望越匹配，满意度越高。据此设立假设H4：亲社会性正向影响志愿满意度；假设H5：工作满意度正向影响志愿持续参与意愿。

在现有文献中，学者们关注到志愿者个体与环境的交互作用，但是将工作投入和工作满意度作为中介进行考察的比较少。在参与志愿活动前，具有亲社会特质的人更倾向于参与志愿活动。在志愿活动中，工作投入程度和工作满意程度影响志愿持续意愿。本文设立工作投入和工作满意度为亲社会性与志愿持续参与意愿之间的中介变量，考察个体特征与环境的交互作用机制。据此设立假设H6：工作投入度在亲社会性与志愿持续参与意愿之间起中介作用；设立假设H7：工作满意度在亲社会性与志愿持续参与意愿之间起中介作用。

3 实证研究

研究将每个影响因素设置为潜变量，测量均采用利克特七分量表的形式（1=强烈不同意，7=强烈同意）。问卷由以下几个部分组成：第一部分是亲社会性（Pro-s），包括5个题项，参考Wilson D S等［14］的亲社会性问卷；第二部分是工作嵌入（JE），包括6个题项，参考Crossley C D等［15］的量表；第三部分是志愿工作满意度（JS），包括4个题项，参考Jhony C Y N等［16］对大学生志愿者行为可持续的访谈资料；第四部分是持续参与意愿（SI），共3个题项，参考Grube J A等［17］制定的量表；最后一部分是个人基础信息。

为确保量表的信度和效度，首先在广州收集了137份预调研问卷。检查问题的表达是否清晰，答案是否符合课题设计。结果显示，量表信度和效度达到了标准要求。根据预调研反馈结果对题项进行了修订，2021年7～9月通过电子问卷和纸质问卷开展调查，抽样对象为东部（广东省、北京市、河北省）高校志愿者348人、中部（山西省、湖北省）高校志愿者330人、西部（陕西省、四川省）高校志愿者256人；男性志愿者384人，女性志愿者561人，这些志愿者均参与过农村环境治理。共收回问卷972份，剔除了一些填答时间短和不规范的问卷，有效问卷共945份。从数据统计结果来看，样本分布相对合理，具有一定的广泛性和全面性，能反映高校志愿者参与农村环境治理的整体情况。

本研究使用的分析工具为SPSS 21.0和Amos 21.0。首先采用SPSS 21.0统计软件对数据进行质量检查，检查样本数据的峰度、偏度和平均值的描述性统计等。此外，对各维度的修正项目总相关（CITC）进行测试，消除不合适的项目，并进行信度和效度检验，结果见表1。

表1 探索性因子分析结果（n=945）

信度的检验采用学者们使用最多的克朗巴赫信度系数（Cronbachs’ α）和组合信度（Composite Reliability， CR）。样本总体的Cronbach’s α系数为0.938，且各潜变量的Cronbach’α系数均大于0.8，可持续意愿（SI）接近0.8。CR值均大于0.7，说明各个观测指标具有良好的内部一致性，问卷基本符合信度要求。对于效度检验，做了KMO和Bartlett 球形度检验，KMO值为0.941，Bartlett球形度检验的P值小于0.05，说明适合做因子分析。每个题项的标准化因子载荷均大于0.5，说明每个题项都可以很好地解释其所在的维度。各维度的平均方差萃取量（AVE值）均在0.5以上，说明量表具有较好的聚敛效度。

根据表2，X²/df小于3；RMSEA是近似误差的平方根，为0.045，表明相对于自由度模型拟合了数据。GFI为适配度指数，AGFI为调整的适配度指数，NFI为规准适配指数，TLI为非范拟合指数，CFI为比较适配指数，其值均大于0.9，表示模型适配能力较好。由表2可知探索性因子模型和结构模型均在较理想的范围。

表2 模型拟合度检验结果

由表3可知，各维度的AVE大于0.5，且AVE的平方根大于各变量间的相关性系数，说明量表各变量间具有很好的收敛效度和区别效度。

由表4的路径分析结果可知：Pro-s对SI的标准化路径系数为0.216（t=7.192，P=0.000＜0.05），说明Pro-s对SI有显著的正向影响作用，故假设H1成立；Pro-s对JE的标准化路径系数为0.289（t=10.769，P=0.000＜0.05），说明Pro-s对JE有显著的正向影响作用，故假设H2成立；JE对SI的标准化路径系数为0.208（t=5.231，P=0.000＜0.05），说明JE对SI有显著的正向影响作用，故假设H3成立；Pro-s对JS的标准化路径系数为0.252（t=7.147，P=0.000＜0.05），说明Pro-s对JS有显著的正向影响作用，故假设H4成立；JS对SI的标准化路径系数为0.509（t=16.887，P=0.000＜0.05），说明JS对SI有显著的正向影响作用，故假设H5成立。工作满意度对志愿者可持续参与意愿的路径系数达到0.509，预测水平最高。

表4 各假设的路径系数分析结果

通过表5效应值可以看出：Pro-s对SI的直接效应值为0.230，95%置信区间为［0.160，0.296］，未经过0，说明直接效应有显著性意义；总效应值为0.429，95%置信区间为［0.360，0.497］，未经过0，说明总效应也有显著性意义；JE在Pro-s与SI之间的间接效应值为0.064，95%置信区间为［0.038， 0.096］，未经过0，说明间接效应有显著性意义，95%置信区间也未包含0，故可以认定为部分中介，认为Pro-s既可以直接作用于SI也可以通过JE间接影响SI；同理，JS在Pro-s与SI之间的间接效应值为0.136，95%置信区间为［0.095，0.182］，未经过0，说明间接效应有显著性意义，95%置信区间也未包含0，故可以认定为部分中介，Pro-s既可以直接作用于SI也可以通过JS间接影响SI。

表5 中介效应分析结果

4 结论与讨论

本研究发现，志愿者的亲社会特征对志愿者动机影响较大，同时也会影响志愿者工作投入和工作满意度。志愿服务过程会遇到各种各样的问题，具有亲社会属性的志愿者较包容、抗压，流动性小。在志愿服务过程中，志愿者投入越多时间、精力，越容易提升能力，进而形成持续参与意愿。动机不纯、不愿意真正付出努力以及能力得不到提升者会逐渐退出志愿队伍。工作满意度反映了志愿者对志愿工作的整体体验，工作满意度高说明志愿者在志愿服务过程中整体体验较好。志愿者在长期的平凡的志愿服务工作中，收获了村集体的认可、村民们的感谢，村子环境得到了改善，自己收获了成长和感动，才有了从事志愿工作的持久动力。由以上分析可见，长期来看志愿服务活动是志愿者个体和环境通过交互进行双向选择，志愿者的工作环境和志愿者之间彼此互动、适应、分化，逐步达到统一的过程。