鄉村振興背景下高校志愿者持續參與農村環境治理的影響因素分析

王海燕

（1.廣州華商學院 經濟貿易學院，廣東 廣州 511300；2.華商經濟社會研究院，廣東 廣州 511300）

農村環境是農民在日常生產生活中所面臨的集自然、經濟、社會和人文環境于一體的綜合經濟社會系統，包括農村環境衛生、住房條件、基礎設施、社會服務等多個方面。農村環境是反映農民生活質量的重要方面，是鄉村振興的重要內容［1］。由于我國農村地區幅員遼闊，城鄉經濟發展不平衡，長期以來農村地區環境問題突出。農村地區生產、生活條件相對落后，農村環境已經成為我國經濟社會發展的短板［2］。造成農村環境問題的原因有環保意識薄弱、環境治理主體單一、環境治理技術落后［3-4］。高校志愿群體是參與鄉村振興的重要力量，但從整體上看，我國高校志愿服務在鄉村振興的實踐中存在參與動力不足、服務效果不佳、可持續性不強等問題，導致高校志愿資源和鄉村振興無法實現有效連接，影響了高校志愿服務在鄉村振興中發揮作用，也挫傷了志愿者的熱情。因此，探索影響高校志愿者參與農村環境治理的因素具有積極的意義。

1 文獻回顧

1.1 高校志愿服務參與農村環境治理

環境保護領域是志愿者參與較多的領域。環保志愿活動主要有環境科普、垃圾分類宣傳和引導、組織環?；顒?、護林活動、開展環境監測、水體污染監測等。從工作內容來看，大學生志愿者參與較多的是科普宣傳、垃圾分類等；從參與方式看，高校志愿者通過參與學校志愿組織或社會環保組織，在組織中開展服務。近幾年，隨著國家鄉村振興戰略和“綠水青山就是金山銀山”理論的提出，高校志愿服務開始關注農村，參與鄉村環保志愿服務。我國鄉村環境治理相對落后，環境治理理念經歷了從無到有、從邊緣到中心、從零散到系統的發展過程；環境治理主體也從單一的政府主體到社會多主體；農村環境治理技術逐漸從粗放管理向精準管理轉變［5］。在這樣的背景下，環保組織、高校志愿組織參與農村環境治理，將先進的環境保護意識和理念、治理方式和技術等資源對接到農村地區，可以彌補農村環境治理資源的不足，從而促進農村環境質量的提升。

1.2 高校志愿行為持續參與的影響因素

志愿行為具有利他性、無償性、自愿性等特征，其影響因素復雜多樣。根據現有研究，將影響因素劃分為個體因素和環境因素。志愿者個體的性別、年齡、教育程度、信仰、社會經濟地位、個體心理性格特質等會影響志愿者的動機和行為［6］。志愿組織環境、制度、流程、領導風格等因素，以及政策、制度、文化因素也會對志愿行為的持續性產生影響［7］。有學者將個體和環境2個方面的因素進行結合，對志愿行為進行了考察［8］。在此基礎上，學者們進一步發現，志愿主體和環境之間存在互動關系，志愿者不是被動接受環境，動機也非一成不變［9］。有學者根據年齡、行業對志愿群體進行細分。高校志愿者是志愿群體中最活躍、最有創造力的群體，參與國家西部計劃、鄉村支教、社區治理、環境保護、鄉村振興、體育賽事、災害救助等，是社會治理中不可或缺的主體力量。同時，高校志愿者存在與其他志愿群體不同的特征，體現在大學生自我發展、成長的利己性需求與服務社會的利他性需求之間的矛盾。

2 研究方法和理論假設

研究首先對16名HS學院深度參與農村環境治理的大學生進行了訪談，對高校志愿者志愿動機、志愿過程影響因素、后續參與意愿等進行了了解。從個人和環境2個方面，選取親社會性、工作投入、工作滿意度為自變量，持續參與意愿為因變量，構建結構方程模型。

親社會性是指使他人和社會獲得益處的人格屬性，代表所有與侵犯等否定性行為相對立的行為，志愿行為顯然是一種親社會行為。在志愿研究中，親社會性經常被用來預測參與意愿［10］。在訪談中，參與農村環境治理的志愿者被詢問為什么參與志愿活動時，提到頻率最高的是想做些對社會和農村有益的事情。同時，這部分人無論工作中遇到什么困難，大部分有持續參與農村環境治理的意愿。據此設立假設H1：高校志愿者的親社會性正向影響志愿持續參與意愿。

工作投入為員工個體與工作角色相融合的狀態。當個體融入工作角色的程度越高時，工作投入水平也越高。從教育的角度來看，學生的素質提升在很大程度上受到學生個體在學術、人際互動以及校園課外活動中的投入與努力的影響［11］。因此，大學生在參與志愿活動的過程中，參與意愿是與努力程度、自身能力的提升呈正比的。在訪談中，那些具有親社會性的志愿者們愿意付出更多時間和精力，成長更快，更愿意繼續參與志愿活動。據此設立假設H2：親社會性正向影響工作投入；假設H3：工作投入正向影響志愿持續參與的意愿。

志愿者工作滿意度指員工對自己的工作所抱有的一般性的滿足與否的態度。個人因素在對工作滿意度的解釋上占10%～30%的變異量，情境因素占40%～60%，個人因素與情境因素的相互作用占10%～20%的解釋量［12］。影響工作滿意度的變量很多，價值觀和需要滿足程度影響工作滿意度［13］。在訪談中發現：親社會性的志愿者在工作中更包容，滿意度更高；志愿者工作和期望越匹配，滿意度越高。據此設立假設H4：親社會性正向影響志愿滿意度；假設H5：工作滿意度正向影響志愿持續參與意愿。

在現有文獻中，學者們關注到志愿者個體與環境的交互作用，但是將工作投入和工作滿意度作為中介進行考察的比較少。在參與志愿活動前，具有親社會特質的人更傾向于參與志愿活動。在志愿活動中，工作投入程度和工作滿意程度影響志愿持續意愿。本文設立工作投入和工作滿意度為親社會性與志愿持續參與意愿之間的中介變量，考察個體特征與環境的交互作用機制。據此設立假設H6：工作投入度在親社會性與志愿持續參與意愿之間起中介作用；設立假設H7：工作滿意度在親社會性與志愿持續參與意愿之間起中介作用。

3 實證研究

研究將每個影響因素設置為潛變量，測量均采用利克特七分量表的形式（1=強烈不同意，7=強烈同意）。問卷由以下幾個部分組成：第一部分是親社會性（Pro-s），包括5個題項，參考Wilson D S等［14］的親社會性問卷；第二部分是工作嵌入（JE），包括6個題項，參考Crossley C D等［15］的量表；第三部分是志愿工作滿意度（JS），包括4個題項，參考Jhony C Y N等［16］對大學生志愿者行為可持續的訪談資料；第四部分是持續參與意愿（SI），共3個題項，參考Grube J A等［17］制定的量表；最后一部分是個人基礎信息。

為確保量表的信度和效度，首先在廣州收集了137份預調研問卷。檢查問題的表達是否清晰，答案是否符合課題設計。結果顯示，量表信度和效度達到了標準要求。根據預調研反饋結果對題項進行了修訂，2021年7～9月通過電子問卷和紙質問卷開展調查，抽樣對象為東部（廣東省、北京市、河北?。└咝Ｖ驹刚?48人、中部（山西省、湖北?。└咝Ｖ驹刚?30人、西部（陜西省、四川?。└咝Ｖ驹刚?56人；男性志愿者384人，女性志愿者561人，這些志愿者均參與過農村環境治理。共收回問卷972份，剔除了一些填答時間短和不規范的問卷，有效問卷共945份。從數據統計結果來看，樣本分布相對合理，具有一定的廣泛性和全面性，能反映高校志愿者參與農村環境治理的整體情況。

本研究使用的分析工具為SPSS 21.0和Amos 21.0。首先采用SPSS 21.0統計軟件對數據進行質量檢查，檢查樣本數據的峰度、偏度和平均值的描述性統計等。此外，對各維度的修正項目總相關（CITC）進行測試，消除不合適的項目，并進行信度和效度檢驗，結果見表1。

表1 探索性因子分析結果（n=945）

信度的檢驗采用學者們使用最多的克朗巴赫信度系數（Cronbachs’ α）和組合信度（Composite Reliability， CR）。樣本總體的Cronbach’s α系數為0.938，且各潛變量的Cronbach’α系數均大于0.8，可持續意愿（SI）接近0.8。CR值均大于0.7，說明各個觀測指標具有良好的內部一致性，問卷基本符合信度要求。對于效度檢驗，做了KMO和Bartlett 球形度檢驗，KMO值為0.941，Bartlett球形度檢驗的P值小于0.05，說明適合做因子分析。每個題項的標準化因子載荷均大于0.5，說明每個題項都可以很好地解釋其所在的維度。各維度的平均方差萃取量（AVE值）均在0.5以上，說明量表具有較好的聚斂效度。

根據表2，X2/df小于3；RMSEA是近似誤差的平方根，為0.045，表明相對于自由度模型擬合了數據。GFI為適配度指數，AGFI為調整的適配度指數，NFI為規準適配指數，TLI為非范擬合指數，CFI為比較適配指數，其值均大于0.9，表示模型適配能力較好。由表2可知探索性因子模型和結構模型均在較理想的范圍。

表2 模型擬合度檢驗結果

由表3可知，各維度的AVE大于0.5，且AVE的平方根大于各變量間的相關性系數，說明量表各變量間具有很好的收斂效度和區別效度。

由表4的路徑分析結果可知：Pro-s對SI的標準化路徑系數為0.216（t=7.192，P=0.000＜0.05），說明Pro-s對SI有顯著的正向影響作用，故假設H1成立；Pro-s對JE的標準化路徑系數為0.289（t=10.769，P=0.000＜0.05），說明Pro-s對JE有顯著的正向影響作用，故假設H2成立；JE對SI的標準化路徑系數為0.208（t=5.231，P=0.000＜0.05），說明JE對SI有顯著的正向影響作用，故假設H3成立；Pro-s對JS的標準化路徑系數為0.252（t=7.147，P=0.000＜0.05），說明Pro-s對JS有顯著的正向影響作用，故假設H4成立；JS對SI的標準化路徑系數為0.509（t=16.887，P=0.000＜0.05），說明JS對SI有顯著的正向影響作用，故假設H5成立。工作滿意度對志愿者可持續參與意愿的路徑系數達到0.509，預測水平最高。

表4 各假設的路徑系數分析結果

通過表5效應值可以看出：Pro-s對SI的直接效應值為0.230，95%置信區間為［0.160，0.296］，未經過0，說明直接效應有顯著性意義；總效應值為0.429，95%置信區間為［0.360，0.497］，未經過0，說明總效應也有顯著性意義；JE在Pro-s與SI之間的間接效應值為0.064，95%置信區間為［0.038， 0.096］，未經過0，說明間接效應有顯著性意義，95%置信區間也未包含0，故可以認定為部分中介，認為Pro-s既可以直接作用于SI也可以通過JE間接影響SI；同理，JS在Pro-s與SI之間的間接效應值為0.136，95%置信區間為［0.095，0.182］，未經過0，說明間接效應有顯著性意義，95%置信區間也未包含0，故可以認定為部分中介，Pro-s既可以直接作用于SI也可以通過JS間接影響SI。

表5 中介效應分析結果

4 結論與討論

本研究發現，志愿者的親社會特征對志愿者動機影響較大，同時也會影響志愿者工作投入和工作滿意度。志愿服務過程會遇到各種各樣的問題，具有親社會屬性的志愿者較包容、抗壓，流動性小。在志愿服務過程中，志愿者投入越多時間、精力，越容易提升能力，進而形成持續參與意愿。動機不純、不愿意真正付出努力以及能力得不到提升者會逐漸退出志愿隊伍。工作滿意度反映了志愿者對志愿工作的整體體驗，工作滿意度高說明志愿者在志愿服務過程中整體體驗較好。志愿者在長期的平凡的志愿服務工作中，收獲了村集體的認可、村民們的感謝，村子環境得到了改善，自己收獲了成長和感動，才有了從事志愿工作的持久動力。由以上分析可見，長期來看志愿服務活動是志愿者個體和環境通過交互進行雙向選擇，志愿者的工作環境和志愿者之間彼此互動、適應、分化，逐步達到統一的過程。