社會體育指導(dǎo)員志愿服務(wù)動機、工作投入和志愿服務(wù)行為之間的關(guān)系

周 強，潘伊荷，戴 艷

（1.南昌大學(xué)教育學(xué)院體育系，江西 南昌 330031；2.江西師范大學(xué)體育學(xué)院，江西 南昌 330027；3.江西省體育運動學(xué)校成教部，江西 南昌 330006）

1 文獻(xiàn)述評與研究假設(shè)的提出

1.1 志愿服務(wù)動機、工作投入、志愿服務(wù)行為

1.1.1 志愿服務(wù)動機 動機是人類行為的原動力，在心理學(xué)上被定義為一種引起、維持和促進(jìn)個體行為的內(nèi)在力量。Fitch指出，志愿服務(wù)動機由“利他的因素”“利己的因素”和“社會責(zé)任感”3維度構(gòu)成。Clary等通過對志愿者跟蹤研究，開發(fā)了志愿功能量表（簡稱VFI量表）來評價志愿服務(wù)動機，該量表由“價值”“理解”“增強”“職業(yè)”“社交”和“保護(hù)”6維度構(gòu)成。龍濤和張延平基于對上海世博會園區(qū)內(nèi)志愿者的調(diào)查，構(gòu)建了“學(xué)習(xí)動機”“職業(yè)取向”“價值觀取向”“社會交往動機”和“公民責(zé)任”5維度的動機量表。在現(xiàn)有的相關(guān)量表中，相對來說比較具有影響力的是VFI量表。Kim等指出了只要對VFI量表進(jìn)行修訂或刪減部分測定項目就能應(yīng)用于體育賽事的志愿服務(wù)動機研究。

1.1.2 工作投入 基于不同的研究視角和研究取向，學(xué)者們對工作投入的定義不同。Kahn將工作投入定義為：“組織成員控制自我以使自我與工作角色相結(jié)合。”Schaufeli等則將工作投入定義為：“積極參與工作的具有活力、奉獻(xiàn)和專注特征的心理狀態(tài)。”不同學(xué)者對工作投入的概念界定不同，其測量量表的維度結(jié)構(gòu)也不同。Kahn主張工作投入包括“生理”“認(rèn)知”和“情緒”等3個維度。Schaufeli等開發(fā)了UWES工作投入量表，該量表包括“活力”“奉獻(xiàn)”和“專注”3個分量表，“活力”由6個測定項目構(gòu)成，主要指個體充沛的精力和良好的心理韌性；“奉獻(xiàn)”包括個體強烈的自豪感和飽滿的工作熱情的5個測定項目；“專注”主要由表現(xiàn)為個體全神貫注于自己的工作的6個測定項目構(gòu)成。在現(xiàn)有的工作投入測定量表中，UWES量表得到了大多數(shù)學(xué)者的認(rèn)可，是目前應(yīng)用最為廣泛、具有較好的結(jié)構(gòu)效度的工作投入的研究工具。

1.1.3 志愿服務(wù)行為 志愿服務(wù)行為“是一種是基于道德、良知、社會責(zé)任等因素，自愿貢獻(xiàn)個人時間和精力，為社會提供服務(wù)的無償行為”，通過測量志愿者志愿服務(wù)的頻率和每次服務(wù)的時間能在較大程度上把握志愿服務(wù)行為。

1.2 服務(wù)動機、工作投入和志服務(wù)行為間的關(guān)系與研究假設(shè)的提出

朱光楠等指出，工作動機對工作投入產(chǎn)生顯著的正向影響。基于此，提出以下假設(shè)：H1社會體育指導(dǎo)員志愿服務(wù)動機對其工作投入施加顯著的正向影響。何美珍的研究揭示了非營利性組織的女性志愿者的部分動機維度對其每周參與志愿服務(wù)活動的時數(shù)施加顯著的正向影響。根據(jù)這學(xué)者的觀點，提出以下假設(shè)：H2社會體育指導(dǎo)員志愿服務(wù)動機對其志愿服務(wù)行為產(chǎn)生顯著的積極影響。何美珍的研究結(jié)果也揭示了非營利組織的女性志愿者每周參與志愿服務(wù)活動的時數(shù)和參與年限越多，其工作投入程度越高。參考這類研究，提出以下假設(shè)：H3社會體育指導(dǎo)員的工作投入對其志愿服務(wù)行為施加顯著的正向影響。有學(xué)者揭示了工作投入對組織資源與服務(wù)氣氛的關(guān)系具有完全的中介作用。基于這一研究，提出以下假設(shè)：H4社會體育指導(dǎo)員的工作投入在志愿服務(wù)動機與志愿服務(wù)行為之間具有完全中介作用。

2 研究方法

2.1 概念操作與測定項目

2.1.1 志愿服務(wù)動機 本研究采用VFI量表探討志愿服務(wù)動機。首先請英語專業(yè)博士翻譯了VFI量表的測定項目，根據(jù)6位專家和10位每周參與志愿服務(wù)3次以上的社會體育指導(dǎo)員的建議，刪去了一些不適合我國社會體育指導(dǎo)員志愿服務(wù)情境的項目，得到了一個6維度26個測定項目的問卷。通過因子分析最后篩選出6維度22項目來評價服務(wù)質(zhì)量（表1）。測定尺度為Likert7點量表。

表1 志愿服務(wù)動機和工作投入的探索性因子分析結(jié)果

2.1.2 工作投入 本研究采用Schaufeli等的定義和由他們開發(fā)的UWES量表測試工作投入。該量表由3個維度15個測試項目構(gòu)成。結(jié)合社會體育指導(dǎo)員志愿服務(wù)情景對量表的表述進(jìn)行了適宜的修訂。測定尺度為Likert7點量表。

2.1.3 志愿服務(wù)行為 根據(jù)江汛清的建議，本研究采用社會體育指導(dǎo)員參與志愿服務(wù)活動的平均頻率、每次活動的平均時間等2個項目來測定志愿服務(wù)行為。測定尺度為Likert7點量表。

2.2 數(shù)據(jù)收集

在2011年10月- 2012年7月，分別以南昌市二級社會體育指導(dǎo)員培訓(xùn)班、江西理工大學(xué)體育學(xué)院社會體育指導(dǎo)員培訓(xùn)班、江西省一級社會體育指導(dǎo)員培訓(xùn)教學(xué)研討班、江西師大和宜春學(xué)院一級社會體育指導(dǎo)員培訓(xùn)班的學(xué)員為調(diào)查對象進(jìn)行了問卷調(diào)查。共發(fā)放問卷320份，回收306份，回收率為95.62%，其中不良問卷15份，52份問卷顯示被試者近3個月沒有從事志愿服務(wù)活動，本研究將此67份問卷進(jìn)行剔除。這樣得到有效問卷239份。從性別看，男性為65.5%，女性為34.5%；從年齡看，20～29歲的為36.4%，其次分別是40～49歲的為22.2%，30～39歲的為19.2%，其他為22.2%；從學(xué)歷看，69.9%的具有本科及以上學(xué)歷；從工作情況看，體育教師、在校學(xué)生和體育部門員工分別占33.2%、30.3%和10.1%。

2.3 數(shù)據(jù)處理

采用Spss 17.0和Amos 17.0統(tǒng)計軟件對數(shù)據(jù)進(jìn)行處理。

3 結(jié)果與分析

3.1 各構(gòu)成概念的因子分析的結(jié)果

采用最大似然法和Promax旋轉(zhuǎn)對動機的22個測定項目進(jìn)行探索性因子分析，結(jié)果抽出固有值≥1，累積寄與率為76.22%，因子載荷均為0.69以上的6個維度（表1）。這結(jié)果表明了VFI量表的維度結(jié)構(gòu)在本研究中得到了支持。進(jìn)一步對這22個測定項目進(jìn)行驗證性因子分析，結(jié)果顯示了該模型擬合指標(biāo)的值（CMIN/DF=1.53，P≥0.05，GFI=0.92，AGFI=0.90，RFI=0.92，TLI=0.96，CFI=0.97，RMSEA=0.05）均達(dá)到了各自建議值或以上的水平，因子載荷的標(biāo)準(zhǔn)化估計值均在0.71以上（p＜0.01）?？梢耘袛嘣撃Ｐ途哂凶銐虻臄M合度。

采用同樣的方法對工作投入的15個測定項目進(jìn)行探索性因子分析，結(jié)果抽出固有值≥1，累積寄與率為72.33%，因子載荷均在0.65以上的3個維度（表1）。這結(jié)果支持了UWES模型的維度結(jié)構(gòu)。驗證性因子分析的結(jié)果顯示了該模型擬合指標(biāo)的值（CMIN/DF=1.35，P≥0.05，GFI=0.94，AGFI=0.92，RFI=0.94，TLI=0.98，CFI=0.99，RMSEA=0.04） 均達(dá)到了各自建議值或以上的水平，因子載荷的標(biāo)準(zhǔn)化估計值均在0.72以上（p＜0.01）?；诖丝梢哉J(rèn)為該模型的擬合度達(dá)到了被認(rèn)可的水平。

表2 研究假設(shè)驗證結(jié)果

3.2 各構(gòu)成概念的信度和效度分析

信度分析：本研究Cronbachα系數(shù)來檢討構(gòu)成概念的信度。志愿服務(wù)動機和工作投入各維度的Cronbachα系數(shù)均在0.82以上（表1），高于建議值0.70?；诖?，可以判斷構(gòu)成概念志愿服務(wù)動機和工作投入具有足夠的信度水平。

效度分析：本研究采用內(nèi)容效度和結(jié)構(gòu)效度來檢驗各構(gòu)成概念的效度。（1）內(nèi)容效度：本研究所采用的問卷是基于目前運用最廣泛的相關(guān)模型制訂的，并經(jīng)過專家學(xué)者的檢視，因此本研究的量表具有相當(dāng)高的內(nèi)容效度。（2）結(jié)構(gòu)效度：本研究的各因子載荷值均≥0.65（表1），表明了各測定項目沒出現(xiàn)多重負(fù)載的現(xiàn)象，均歸集在潛變量代表的因子之內(nèi)。同時，各模型的擬合指標(biāo)均達(dá)到了可接受水平，由此可判斷模型具有較好的結(jié)構(gòu)效度。

3.3 各構(gòu)成概念間的關(guān)系的驗證結(jié)果

為了驗證假設(shè)，本研究分別構(gòu)建了（1）服務(wù)動機→工作投入；（2）服務(wù)動機→服務(wù)行為；（3）工作投入→服務(wù)行為；（4）服務(wù)動機→服務(wù)行為，同時工作投入→服務(wù)行為；（5）服務(wù)動機→服務(wù)行為，同時服務(wù)動機→工作投入→服務(wù)行為；（6）服務(wù)動機→工作投入→服務(wù)行為等6個模型。結(jié)構(gòu)方程模型分析的結(jié)果表明了在這6個模型中，模型（5）即服務(wù)動機對服務(wù)行為施加正向影響的同時也通過工作投入對服務(wù)行為施加正向影響的模型為最佳模型（CMIN/DF=2.95，P≥0.05，GFI=0.92，AGFI=0.90，RFI=0.92，TLI=0.93，CFI=0.93，RMSEA=0.06），本研究基于此模型探討各構(gòu)成概念間的關(guān)系。由此模型可以看出，本研究的假設(shè)H1、H2、和H3得到了支持，而假設(shè)H4不成立。

4 討 論

4.1 志愿服務(wù)動機和工作投入對志愿服務(wù)行為的影響

結(jié)構(gòu)方程模型分析的結(jié)果表明了志愿服務(wù)動機對工作投入和服務(wù)行為產(chǎn)生顯著的正向影響，同時工作投入對服務(wù)行為也施加顯著的正向影響（p＜0.01）。這樣的結(jié)果，支持了相關(guān)學(xué)者的觀點。具體地說，在本研究中服務(wù)動機對服務(wù)行為的直接影響效果為0.53，服務(wù)動機對服務(wù)行為的影響效果為0.43，工作投入對服務(wù)行為的影響效果為0.60（表2），服務(wù)動機對服務(wù)行為的綜合效果為0.79。這意味著提升社會體育指導(dǎo)員的志愿服務(wù)動機水平，能直接促進(jìn)社會體育指導(dǎo)員參與志愿服務(wù)活動的次數(shù)和時間數(shù)，同時也能通過工作投入的提升而間接地促進(jìn)社會體育指導(dǎo)員參與志愿服務(wù)行為。

4.2 工作投入在志愿服務(wù)動機和志愿服務(wù)行為間的中介作用

Baron和Kenny 指出，如果自變量X、因變量Y和影響變量M之間任意兩者間存在相關(guān)關(guān)系，并且在自變量X和因變量Y之間加入影響變量M會導(dǎo)致自變量X對因變量Y的影響效果降低，便可認(rèn)為影響變量M為中介變量。當(dāng)自變量X對因變量Y施加直接影響的同時，自變量X也通過影響變量M對因變量Y施加間接影響的場合，影響變量M為部分中介變量。本研究中的服務(wù)動機、工作投入和服務(wù)行為3個變量符合這種關(guān)系，可以認(rèn)為工作投入是服務(wù)動機與服務(wù)行為之間的中介變量。由于服務(wù)動機通過工作投入對服務(wù)行為施加間接影響的同時，還直接對服務(wù)行為施加直接影響，因此可以判斷工作投入在服務(wù)動機和服務(wù)行為之間起著部分的中介作用（表2）。這結(jié)論在一定程度上揭示出了服務(wù)動機、工作投入和服務(wù)行為之間的關(guān)系和工作投入在服務(wù)動機與服務(wù)行為間的作用機制，表明了相關(guān)管理部門通過提高社會體育指導(dǎo)員的服務(wù)動機或工作投入程度都能促進(jìn)志愿服務(wù)行為。這意味著，相關(guān)管理部門在努力提高社會體育指導(dǎo)員的服務(wù)動機的同時，提高工作投入程度也是重要的課題。

5 結(jié) 語

本研究采用方便取樣的方法調(diào)查了部分社會體育指導(dǎo)員培訓(xùn)班的學(xué)員，研究結(jié)果不能完全精確地反映出江西省社會體育指導(dǎo)員的整體情況，還有待于今后更多的實證研究去檢驗。本研究的結(jié)果雖然能為把握我國社會體育指導(dǎo)員參與志愿服務(wù)活動的情況提供參考，但由于我國各省、市、自治區(qū)的經(jīng)濟(jì)發(fā)展水平參差不齊，社會體育指導(dǎo)員志愿服務(wù)活動的開展也可能存在差異，有待于今后在我國其他區(qū)域進(jìn)行相關(guān)研究。

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