鄉(xiāng)村振興背景下高校志愿者持續(xù)參與農(nóng)村環(huán)境治理的影響因素分析

王海燕

（1.廣州華商學(xué)院 經(jīng)濟(jì)貿(mào)易學(xué)院，廣東 廣州 511300；2.華商經(jīng)濟(jì)社會(huì)研究院，廣東 廣州 511300）

農(nóng)村環(huán)境是農(nóng)民在日常生產(chǎn)生活中所面臨的集自然、經(jīng)濟(jì)、社會(huì)和人文環(huán)境于一體的綜合經(jīng)濟(jì)社會(huì)系統(tǒng)，包括農(nóng)村環(huán)境衛(wèi)生、住房條件、基礎(chǔ)設(shè)施、社會(huì)服務(wù)等多個(gè)方面。農(nóng)村環(huán)境是反映農(nóng)民生活質(zhì)量的重要方面，是鄉(xiāng)村振興的重要內(nèi)容［1］。由于我國(guó)農(nóng)村地區(qū)幅員遼闊，城鄉(xiāng)經(jīng)濟(jì)發(fā)展不平衡，長(zhǎng)期以來農(nóng)村地區(qū)環(huán)境問題突出。農(nóng)村地區(qū)生產(chǎn)、生活條件相對(duì)落后，農(nóng)村環(huán)境已經(jīng)成為我國(guó)經(jīng)濟(jì)社會(huì)發(fā)展的短板［2］。造成農(nóng)村環(huán)境問題的原因有環(huán)保意識(shí)薄弱、環(huán)境治理主體單一、環(huán)境治理技術(shù)落后［3-4］。高校志愿群體是參與鄉(xiāng)村振興的重要力量，但從整體上看，我國(guó)高校志愿服務(wù)在鄉(xiāng)村振興的實(shí)踐中存在參與動(dòng)力不足、服務(wù)效果不佳、可持續(xù)性不強(qiáng)等問題，導(dǎo)致高校志愿資源和鄉(xiāng)村振興無法實(shí)現(xiàn)有效連接，影響了高校志愿服務(wù)在鄉(xiāng)村振興中發(fā)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(nóng)村環(huán)境治理的因素具有積極的意義。

1 文獻(xiàn)回顧

1.1 高校志愿服務(wù)參與農(nóng)村環(huán)境治理

環(huán)境保護(hù)領(lǐng)域是志愿者參與較多的領(lǐng)域。環(huán)保志愿活動(dòng)主要有環(huán)境科普、垃圾分類宣傳和引導(dǎo)、組織環(huán)保活動(dòng)、護(hù)林活動(dòng)、開展環(huán)境監(jiān)測(cè)、水體污染監(jiān)測(cè)等。從工作內(nèi)容來看，大學(xué)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(xué)校志愿組織或社會(huì)環(huán)保組織，在組織中開展服務(wù)。近幾年，隨著國(guó)家鄉(xiāng)村振興戰(zhàn)略和“綠水青山就是金山銀山”理論的提出，高校志愿服務(wù)開始關(guān)注農(nóng)村，參與鄉(xiāng)村環(huán)保志愿服務(wù)。我國(guó)鄉(xiāng)村環(huán)境治理相對(duì)落后，環(huán)境治理理念經(jīng)歷了從無到有、從邊緣到中心、從零散到系統(tǒng)的發(fā)展過程；環(huán)境治理主體也從單一的政府主體到社會(huì)多主體；農(nóng)村環(huán)境治理技術(shù)逐漸從粗放管理向精準(zhǔn)管理轉(zhuǎn)變［5］。在這樣的背景下，環(huán)保組織、高校志愿組織參與農(nóng)村環(huán)境治理，將先進(jìn)的環(huán)境保護(hù)意識(shí)和理念、治理方式和技術(shù)等資源對(duì)接到農(nóng)村地區(qū)，可以彌補(bǔ)農(nóng)村環(huán)境治理資源的不足，從而促進(jìn)農(nóng)村環(huán)境質(zhì)量的提升。

1.2 高校志愿行為持續(xù)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(fù)雜多樣。根據(jù)現(xiàn)有研究，將影響因素劃分為個(gè)體因素和環(huán)境因素。志愿者個(gè)體的性別、年齡、教育程度、信仰、社會(huì)經(jīng)濟(jì)地位、個(gè)體心理性格特質(zhì)等會(huì)影響志愿者的動(dòng)機(jī)和行為［6］。志愿組織環(huán)境、制度、流程、領(lǐng)導(dǎo)風(fēng)格等因素，以及政策、制度、文化因素也會(huì)對(duì)志愿行為的持續(xù)性產(chǎn)生影響［7］。有學(xué)者將個(gè)體和環(huán)境2個(gè)方面的因素進(jìn)行結(jié)合，對(duì)志愿行為進(jìn)行了考察［8］。在此基礎(chǔ)上，學(xué)者們進(jìn)一步發(fā)現(xiàn)，志愿主體和環(huán)境之間存在互動(dòng)關(guān)系，志愿者不是被動(dòng)接受環(huán)境，動(dòng)機(jī)也非一成不變［9］。有學(xué)者根據(jù)年齡、行業(yè)對(duì)志愿群體進(jìn)行細(xì)分。高校志愿者是志愿群體中最活躍、最有創(chuàng)造力的群體，參與國(guó)家西部計(jì)劃、鄉(xiāng)村支教、社區(qū)治理、環(huán)境保護(hù)、鄉(xiāng)村振興、體育賽事、災(zāi)害救助等，是社會(huì)治理中不可或缺的主體力量。同時(shí)，高校志愿者存在與其他志愿群體不同的特征，體現(xiàn)在大學(xué)生自我發(fā)展、成長(zhǎng)的利己性需求與服務(wù)社會(huì)的利他性需求之間的矛盾。

2 研究方法和理論假設(shè)

研究首先對(duì)16名HS學(xué)院深度參與農(nóng)村環(huán)境治理的大學(xué)生進(jìn)行了訪談，對(duì)高校志愿者志愿動(dòng)機(jī)、志愿過程影響因素、后續(xù)參與意愿等進(jìn)行了了解。從個(gè)人和環(huán)境2個(gè)方面，選取親社會(huì)性、工作投入、工作滿意度為自變量，持續(xù)參與意愿為因變量，構(gòu)建結(jié)構(gòu)方程模型。

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

工作投入為員工個(gè)體與工作角色相融合的狀態(tài)。當(dāng)個(gè)體融入工作角色的程度越高時(shí)，工作投入水平也越高。從教育的角度來看，學(xué)生的素質(zhì)提升在很大程度上受到學(xué)生個(gè)體在學(xué)術(shù)、人際互動(dòng)以及校園課外活動(dòng)中的投入與努力的影響［11］。因此，大學(xué)生在參與志愿活動(dòng)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(huì)性的志愿者們?cè)敢飧冻龈鄷r(shí)間和精力，成長(zhǎng)更快，更愿意繼續(xù)參與志愿活動(dòng)。據(jù)此設(shè)立假設(shè)H2：親社會(huì)性正向影響工作投入；假設(shè)H3：工作投入正向影響志愿持續(xù)參與的意愿。

志愿者工作滿意度指員工對(duì)自己的工作所抱有的一般性的滿足與否的態(tài)度。個(gè)人因素在對(duì)工作滿意度的解釋上占10%～30%的變異量，情境因素占40%～60%，個(gè)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(jià)值觀和需要滿足程度影響工作滿意度［13］。在訪談中發(fā)現(xiàn)：親社會(huì)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(jù)此設(shè)立假設(shè)H4：親社會(huì)性正向影響志愿滿意度；假設(shè)H5：工作滿意度正向影響志愿持續(xù)參與意愿。

在現(xiàn)有文獻(xiàn)中，學(xué)者們關(guān)注到志愿者個(gè)體與環(huán)境的交互作用，但是將工作投入和工作滿意度作為中介進(jìn)行考察的比較少。在參與志愿活動(dòng)前，具有親社會(huì)特質(zhì)的人更傾向于參與志愿活動(dòng)。在志愿活動(dòng)中，工作投入程度和工作滿意程度影響志愿持續(xù)意愿。本文設(shè)立工作投入和工作滿意度為親社會(huì)性與志愿持續(xù)參與意愿之間的中介變量，考察個(gè)體特征與環(huán)境的交互作用機(jī)制。據(jù)此設(shè)立假設(shè)H6：工作投入度在親社會(huì)性與志愿持續(xù)參與意愿之間起中介作用；設(shè)立假設(shè)H7：工作滿意度在親社會(huì)性與志愿持續(xù)參與意愿之間起中介作用。

3 實(shí)證研究

研究將每個(gè)影響因素設(shè)置為潛變量，測(cè)量均采用利克特七分量表的形式（1=強(qiáng)烈不同意，7=強(qiáng)烈同意）。問卷由以下幾個(gè)部分組成：第一部分是親社會(huì)性（Pro-s），包括5個(gè)題項(xiàng)，參考Wilson D S等［14］的親社會(huì)性問卷；第二部分是工作嵌入（JE），包括6個(gè)題項(xiàng)，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(gè)題項(xiàng)，參考Jhony C Y N等［16］對(duì)大學(xué)生志愿者行為可持續(xù)的訪談資料；第四部分是持續(xù)參與意愿（SI），共3個(gè)題項(xiàng)，參考Grube J A等［17］制定的量表；最后一部分是個(gè)人基礎(chǔ)信息。

為確保量表的信度和效度，首先在廣州收集了137份預(yù)調(diào)研問卷。檢查問題的表達(dá)是否清晰，答案是否符合課題設(shè)計(jì)。結(jié)果顯示，量表信度和效度達(dá)到了標(biāo)準(zhǔn)要求。根據(jù)預(yù)調(diào)研反饋結(jié)果對(duì)題項(xiàng)進(jìn)行了修訂，2021年7～9月通過電子問卷和紙質(zhì)問卷開展調(diào)查，抽樣對(duì)象為東部（廣東省、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（陜西省、四川省）高校志愿者256人；男性志愿者384人，女性志愿者561人，這些志愿者均參與過農(nóng)村環(huán)境治理。共收回問卷972份，剔除了一些填答時(shí)間短和不規(guī)范的問卷，有效問卷共945份。從數(shù)據(jù)統(tǒng)計(jì)結(jié)果來看，樣本分布相對(duì)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(nóng)村環(huán)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(tǒng)計(jì)軟件對(duì)數(shù)據(jù)進(jìn)行質(zhì)量檢查，檢查樣本數(shù)據(jù)的峰度、偏度和平均值的描述性統(tǒng)計(jì)等。此外，對(duì)各維度的修正項(xiàng)目總相關(guān)（CITC）進(jìn)行測(cè)試，消除不合適的項(xiàng)目，并進(jìn)行信度和效度檢驗(yàn)，結(jié)果見表1。

表1 探索性因子分析結(jié)果（n=945）

信度的檢驗(yàn)采用學(xué)者們使用最多的克朗巴赫信度系數(shù)（Cronbachs’ α）和組合信度（Composite Reliability， CR）。樣本總體的Cronbach’s α系數(shù)為0.938，且各潛變量的Cronbach’α系數(shù)均大于0.8，可持續(xù)意愿（SI）接近0.8。CR值均大于0.7，說明各個(gè)觀測(cè)指標(biāo)具有良好的內(nèi)部一致性，問卷基本符合信度要求。對(duì)于效度檢驗(yàn)，做了KMO和Bartlett 球形度檢驗(yàn)，KMO值為0.941，Bartlett球形度檢驗(yàn)的P值小于0.05，說明適合做因子分析。每個(gè)題項(xiàng)的標(biāo)準(zhǔn)化因子載荷均大于0.5，說明每個(gè)題項(xiàng)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(jù)表2，X2/df小于3；RMSEA是近似誤差的平方根，為0.045，表明相對(duì)于自由度模型擬合了數(shù)據(jù)。GFI為適配度指數(shù)，AGFI為調(diào)整的適配度指數(shù)，NFI為規(guī)準(zhǔn)適配指數(shù)，TLI為非范擬合指數(shù)，CFI為比較適配指數(shù)，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(jié)構(gòu)模型均在較理想的范圍。

表2 模型擬合度檢驗(yàn)結(jié)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(guān)性系數(shù)，說明量表各變量間具有很好的收斂效度和區(qū)別效度。

由表4的路徑分析結(jié)果可知：Pro-s對(duì)SI的標(biāo)準(zhǔn)化路徑系數(shù)為0.216（t=7.192，P=0.000＜0.05），說明Pro-s對(duì)SI有顯著的正向影響作用，故假設(shè)H1成立；Pro-s對(duì)JE的標(biāo)準(zhǔn)化路徑系數(shù)為0.289（t=10.769，P=0.000＜0.05），說明Pro-s對(duì)JE有顯著的正向影響作用，故假設(shè)H2成立；JE對(duì)SI的標(biāo)準(zhǔn)化路徑系數(shù)為0.208（t=5.231，P=0.000＜0.05），說明JE對(duì)SI有顯著的正向影響作用，故假設(shè)H3成立；Pro-s對(duì)JS的標(biāo)準(zhǔn)化路徑系數(shù)為0.252（t=7.147，P=0.000＜0.05），說明Pro-s對(duì)JS有顯著的正向影響作用，故假設(shè)H4成立；JS對(duì)SI的標(biāo)準(zhǔn)化路徑系數(shù)為0.509（t=16.887，P=0.000＜0.05），說明JS對(duì)SI有顯著的正向影響作用，故假設(shè)H5成立。工作滿意度對(duì)志愿者可持續(xù)參與意愿的路徑系數(shù)達(dá)到0.509，預(yù)測(cè)水平最高。

表4 各假設(shè)的路徑系數(shù)分析結(jié)果

通過表5效應(yīng)值可以看出：Pro-s對(duì)SI的直接效應(yīng)值為0.230，95%置信區(qū)間為［0.160，0.296］，未經(jīng)過0，說明直接效應(yīng)有顯著性意義；總效應(yīng)值為0.429，95%置信區(qū)間為［0.360，0.497］，未經(jīng)過0，說明總效應(yīng)也有顯著性意義；JE在Pro-s與SI之間的間接效應(yīng)值為0.064，95%置信區(qū)間為［0.038， 0.096］，未經(jīng)過0，說明間接效應(yīng)有顯著性意義，95%置信區(qū)間也未包含0，故可以認(rèn)定為部分中介，認(rèn)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(yīng)值為0.136，95%置信區(qū)間為［0.095，0.182］，未經(jīng)過0，說明間接效應(yīng)有顯著性意義，95%置信區(qū)間也未包含0，故可以認(rèn)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(yīng)分析結(jié)果

4 結(jié)論與討論

本研究發(fā)現(xiàn)，志愿者的親社會(huì)特征對(duì)志愿者動(dòng)機(jī)影響較大，同時(shí)也會(huì)影響志愿者工作投入和工作滿意度。志愿服務(wù)過程會(huì)遇到各種各樣的問題，具有親社會(huì)屬性的志愿者較包容、抗壓，流動(dòng)性小。在志愿服務(wù)過程中，志愿者投入越多時(shí)間、精力，越容易提升能力，進(jìn)而形成持續(xù)參與意愿。動(dòng)機(jī)不純、不愿意真正付出努力以及能力得不到提升者會(huì)逐漸退出志愿隊(duì)伍。工作滿意度反映了志愿者對(duì)志愿工作的整體體驗(yàn)，工作滿意度高說明志愿者在志愿服務(wù)過程中整體體驗(yàn)較好。志愿者在長(zhǎng)期的平凡的志愿服務(wù)工作中，收獲了村集體的認(rèn)可、村民們的感謝，村子環(huán)境得到了改善，自己收獲了成長(zhǎng)和感動(dòng)，才有了從事志愿工作的持久動(dòng)力。由以上分析可見，長(zhǎng)期來看志愿服務(wù)活動(dòng)是志愿者個(gè)體和環(huán)境通過交互進(jìn)行雙向選擇，志愿者的工作環(huán)境和志愿者之間彼此互動(dòng)、適應(yīng)、分化，逐步達(dá)到統(tǒng)一的過程。