志愿者參與更多志愿活動(dòng)的影響因素
——基于北京“志愿家庭”調(diào)查數(shù)據(jù)

■ 陳 鋒 張網(wǎng)成

(成都信息工程大學(xué) 文化藝術(shù)學(xué)院，四川 成都 610103；北京師范大學(xué) 社會(huì)學(xué)院，北京 100875)

黨的十九大報(bào)告提出，要“推進(jìn)誠(chéng)信建設(shè)和志愿服務(wù)制度化，強(qiáng)化社會(huì)責(zé)任意識(shí)、規(guī)則意識(shí)、奉獻(xiàn)意識(shí)”，這是對(duì)志愿服務(wù)發(fā)展的新要求、新期望。然而，我國(guó)目前的志愿服務(wù)發(fā)展水平還遠(yuǎn)遠(yuǎn)不能助力實(shí)現(xiàn)“人民對(duì)美好生活的向往”。從志愿服務(wù)供給量的角度衡量，我國(guó)志愿服務(wù)發(fā)展不足不僅體現(xiàn)在居民參與率很低上，也體現(xiàn)在志愿者平均服務(wù)時(shí)間很短上。以2010年前后的情況為例，我國(guó)居民的志愿服務(wù)參與率約為英國(guó)的四分之一、加拿大的三分之一、美國(guó)的二分之一；我國(guó)志愿者的平均服務(wù)時(shí)長(zhǎng)約為英國(guó)的六分之一、加拿大的八分之一、美國(guó)的六分之一；綜合起來看，平均每個(gè)人能得到的志愿服務(wù)以時(shí)間計(jì)算英國(guó)約為我國(guó)大陸居民的26倍，加拿大約為我國(guó)居民的24倍，美國(guó)約為我國(guó)居民的12倍(1)根據(jù)張網(wǎng)成：《中國(guó)公民志愿行為研究》，北京：知識(shí)產(chǎn)權(quán)出版社2011年版，第75-76頁表3.19計(jì)算得出。。

要擴(kuò)大我國(guó)的志愿服務(wù)供給總量，一方面要努力提高志愿服務(wù)參與率，另一方面則要不斷增加志愿者的人均志愿服務(wù)時(shí)長(zhǎng)。從研究的角度看，既要追問為什么部分社會(huì)成員過去沒有或?qū)聿粫?huì)參加志愿服務(wù)，也要弄清楚部分志愿者為什么過去沒有或?qū)聿辉敢馓峁└嗟闹驹阜?wù)。關(guān)于前一個(gè)問題，目前已有一些研究成果(2)參見王新松 趙小平：《中國(guó)城市居民的志愿行為研究：人力資本的視角》，載《北京師范大學(xué)學(xué)報(bào)(社會(huì)科學(xué)版)》，2013年第3期；鄭永森：《大學(xué)生志愿服務(wù)參與度的影響因素分析——基于深圳市三所高校的問卷調(diào)查》，載《人民論壇》，2013年第17期。，關(guān)于后一個(gè)問題則基本上尚無人涉及。兩個(gè)問題都有過去和未來兩種提問取向。本文借助于2017年的北京“志愿家庭”調(diào)查數(shù)據(jù)，嘗試分析“志愿家庭”未來取向(是否更積極地參加“志愿家庭”公益活動(dòng))的影響因素。

一、文獻(xiàn)回顧

因?yàn)槲鞣絿?guó)家的志愿服務(wù)發(fā)展更早達(dá)到了“增長(zhǎng)極限”，因此關(guān)于志愿者為什么不更多地提供志愿服務(wù)的問題，也最早由西方的調(diào)查者提出。不過，目前的研究還主要局限于調(diào)查對(duì)象的主觀陳述，如加拿大統(tǒng)計(jì)局2004年的調(diào)查發(fā)現(xiàn)，人們給出的在過去一年沒有更多提供志愿服務(wù)的理由有10項(xiàng)，依據(jù)調(diào)查對(duì)象的選擇頻次高低分別是：沒有時(shí)間、無法做出長(zhǎng)期服務(wù)承諾、已經(jīng)提供了足夠的服務(wù)時(shí)間、寧愿以捐贈(zèng)替代服務(wù)、沒有被要求、沒有興趣、健康原因或生理失能、不知道如何參與、志愿服務(wù)產(chǎn)生了過高費(fèi)用及有過不良體驗(yàn)。如果將沒有時(shí)間、無法做出長(zhǎng)期服務(wù)承諾、已經(jīng)提供了足夠的服務(wù)時(shí)間、寧愿以捐贈(zèng)替代服務(wù)、沒有興趣和健康原因或生理失能歸結(jié)為個(gè)人原因，而將其他選項(xiàng)歸結(jié)為組織原因，則二者的選擇頻次比為79.2∶20.8，說明個(gè)人原因才是調(diào)查對(duì)象在過去一年內(nèi)沒有參加更多志愿服務(wù)的主要原因。從選項(xiàng)用詞皆為過去式看，調(diào)查者所要了解的并非是志愿者的未來傾向，而是朝向過去的決定[1]。

在借鑒西方研究的基礎(chǔ)上，張網(wǎng)成在2010年主持的一項(xiàng)全國(guó)性問卷調(diào)查中，將人們沒有或不準(zhǔn)備參加更多志愿服務(wù)的理由分為14項(xiàng)，依據(jù)選擇頻次高低分別是：沒有時(shí)間、不能作出長(zhǎng)期承諾、不知道如何參與、捐款可以替代志愿服務(wù)、健康/身體原因、志愿者權(quán)益得不到保障、沒有被要求、服務(wù)還要花錢、社會(huì)對(duì)志愿者有偏見、對(duì)以往經(jīng)歷不滿、已奉獻(xiàn)足夠時(shí)間、家人不支持、沒有興趣及“其他”[2]。將這些理由分為個(gè)人(及家庭)原因和組織(及社會(huì))原因，則二者的選擇頻次比為61.8∶31.2，說明個(gè)人原因也是調(diào)查對(duì)象沒有或不準(zhǔn)備參加更多志愿服務(wù)的主要原因。

兩份調(diào)查的結(jié)論都顯示，志愿者是否提供更多志愿服務(wù)既與個(gè)人因素有關(guān)，也受到組織因素的影響。但兩份研究?jī)H僅涉及了調(diào)查對(duì)象的主觀歸因，而沒有進(jìn)行建模分析，因此，無法說明個(gè)人因素和組織因素究竟是如何產(chǎn)生影響的。運(yùn)用回歸模型分析相關(guān)問題的研究還不多見。此外，加拿大的調(diào)查結(jié)論反映了調(diào)查對(duì)象的過去取向，張網(wǎng)成的調(diào)查結(jié)論則模糊了過去取向與未來取向，兩者都未能直接反映志愿者的未來取向。

靳利飛利用2006年北京團(tuán)市委調(diào)查數(shù)據(jù)(有效問卷1 752份)，以是集中一段時(shí)間參加還是時(shí)間分散但比較有連續(xù)性的參加為因變量，以調(diào)查對(duì)象的年齡、身份、家庭經(jīng)濟(jì)情況、機(jī)構(gòu)同志愿者簽訂相關(guān)協(xié)議、提供培訓(xùn)、補(bǔ)貼和購買人身保險(xiǎn)的經(jīng)常性為自變量，進(jìn)行了二元回歸分析，結(jié)果發(fā)現(xiàn)，志愿者的年齡、身份和人身保險(xiǎn)三個(gè)自變量對(duì)于因變量有顯著影響[3]。不過，持續(xù)性地參加志愿服務(wù)并不等同于更多參加，階段性地參加也不表示以后不會(huì)更多參加。張網(wǎng)成利用在北師大調(diào)查的數(shù)據(jù)(有效問卷696份)分析了志愿者服務(wù)中斷的影響因素，結(jié)果發(fā)現(xiàn)，志愿服務(wù)組織存在的各種問題是導(dǎo)致志愿者中斷服務(wù)的最重要原因，這與志愿服務(wù)組織在其與志愿者及志愿服務(wù)對(duì)象之間的關(guān)系中處于強(qiáng)勢(shì)地位有關(guān)[4]。如果將未來更多地參與理解為志愿者受到正向激勵(lì)的結(jié)果，那么中斷服務(wù)則可以反過來理解為志愿者受到負(fù)面刺激的結(jié)果。兩份研究的主題顯然都不是志愿者的未來服務(wù)傾向，但其對(duì)于志愿服務(wù)組織因素的重視還是有啟示價(jià)值的。

二、分析框架

本文的研究對(duì)象是參與過志愿服務(wù)的“志愿家庭”，研究的問題是哪些因素影響了“志愿家庭”二是未來的參與傾向，核心問題是“志愿家庭”的參與經(jīng)歷對(duì)其未來傾向的影響。按照布勞的社會(huì)交換理論，當(dāng)志愿者預(yù)計(jì)在參與某項(xiàng)志愿服務(wù)活動(dòng)的過程中將獲得的預(yù)期收益大于將要付出的預(yù)期成本時(shí)，即當(dāng)志愿者對(duì)參與該項(xiàng)活動(dòng)有正向的“比較期望”時(shí)，他就有參與的可能?！氨容^預(yù)期”值越大，志愿者未來更多參與的可能性也越大，反之亦然。

事實(shí)上，志愿者在參與具體的志愿服務(wù)活動(dòng)前的“比較預(yù)期”估算是一件非常復(fù)雜的事，受到多種因素的交叉影響。除了個(gè)人因素外，志愿者估算“比較預(yù)期”還會(huì)受到志愿服務(wù)活動(dòng)信息和組織方信息、服務(wù)對(duì)象信息及社會(huì)環(huán)境(尤其是家庭環(huán)境)信息的影響。為了使分析不至于過分復(fù)雜，這里將影響志愿者估算“比較預(yù)期”的要素分為四個(gè)方面，即志愿者參與動(dòng)機(jī)、志愿者參與成本、志愿服務(wù)功能和組織者能力表現(xiàn)。其中，志愿者參與動(dòng)機(jī)與志愿服務(wù)功能項(xiàng)對(duì)應(yīng)，前者是志愿者參與的推動(dòng)力，后者則起著修正志愿者收益預(yù)期的作用；志愿者在此前的服務(wù)過程中體會(huì)到的志愿服務(wù)功能與自己的服務(wù)動(dòng)機(jī)之間的一致性越高，則未來越有可能參加更多的同類活動(dòng)，反之亦然。志愿者參與成本是其參與動(dòng)機(jī)的反向變量，參與過的志愿服務(wù)活動(dòng)給志愿者造成的成本越高，則志愿者未來參與的預(yù)期成本就越高，其未來更多參與的可能性就越小，反之亦然。組織者能力表現(xiàn)是志愿服務(wù)功能的正向變量，志愿者服務(wù)過的組織能力越佳、表現(xiàn)越好，志愿服務(wù)功能響應(yīng)就越強(qiáng)，則志愿者未來參與的預(yù)期收益就越多，其未來更多參與的可能性就越大，反之亦然。上述四個(gè)變量合在一起塑造志愿者的“比較預(yù)期”，而“比較預(yù)期”又與志愿者個(gè)人的特征變量一起影響志愿者未來參與的積極性。需要說明的是，本文的分析對(duì)象不是個(gè)體志愿者，而是“志愿家庭”?！爸驹讣彝ァ钡奶攸c(diǎn)是，同一家庭有多名成員注冊(cè)成為志愿者，并有可能“以家庭為單位”參加志愿服務(wù)。與個(gè)體志愿者不同的是，“志愿家庭”的領(lǐng)頭參與者(主要是家長(zhǎng))不僅要考慮自己的預(yù)期收益和預(yù)期成本，而且還要考慮家庭其他參與成員及整個(gè)家庭的預(yù)期收益和預(yù)期成本。不過，這并不會(huì)影響分析框架的有效性?；谝陨峡紤]，本文提出以下幾個(gè)研究假設(shè)：

假設(shè)1：“志愿家庭”的參與動(dòng)機(jī)會(huì)顯著影響其未來的參與傾向；

假設(shè)2：“志愿家庭”的參與成本會(huì)顯著影響其未來的參與傾向；

假設(shè)3：“志愿家庭”公益活動(dòng)的功能將會(huì)顯著影響“志愿家庭”的未來參與傾向；

假設(shè)4：“志愿家庭”組織方的能力表現(xiàn)會(huì)顯著影響“志愿家庭”的未來參與傾向；

假設(shè)5：“志愿家庭”的參與收益會(huì)顯著影響其未來的參與傾向。

三、回歸分析

(一)數(shù)據(jù)來源與回歸模型設(shè)計(jì)

本文數(shù)據(jù)源于2017年的北京“志愿家庭”調(diào)查。調(diào)查是在“志愿北京”平臺(tái)上進(jìn)行的，該平臺(tái)自2014年以來登記注冊(cè)了2萬多個(gè)“志愿家庭”。最終回收了2 766份有效問卷。在2 766個(gè)“志愿家庭”中，自注冊(cè)起未參加過“志愿家庭”公益活動(dòng)的“志愿家庭”有1 017個(gè)，其余1 749個(gè)參加過服務(wù)的“志愿家庭”構(gòu)成了本文的分析樣本。在參加過服務(wù)的“志愿家庭”中，多數(shù)參加的公益活動(dòng)次數(shù)都很少：54.5%的“志愿家庭”參加過1-2次服務(wù)，77%的“志愿家庭”少于4次，但也有11.3%的“志愿家庭”參加了9次以上(見下頁表1)。在沒有參與更多志愿服務(wù)的10個(gè)主觀歸因項(xiàng)中，沒有時(shí)間、不知道哪里有活動(dòng)、現(xiàn)有活動(dòng)吸引力不足、健康及身體原因位列前四，個(gè)人(及家庭)原因和組織原因的選擇頻次比為49.9∶50.1。

表1 “志愿家庭”的基本情況

本文的因變量是：未來是否會(huì)更多參與“志愿家庭”公益活動(dòng)。自變量由控制變量和解釋變量構(gòu)成。其中，控制變量又由“志愿家庭”的家長(zhǎng)個(gè)人特征變量和家庭特征變量組成；解釋變量則由“志愿家庭”的參與動(dòng)機(jī)、參與成本、服務(wù)收益、“志愿家庭”公益活動(dòng)的功能及組織者能力表現(xiàn)等五個(gè)方面的變量構(gòu)成。家長(zhǎng)的個(gè)人特征變量由家長(zhǎng)的性別、年齡、文化程度和工作/學(xué)習(xí)時(shí)長(zhǎng)等4個(gè)變量組成；家庭特征變量則由家庭基本特征(是否有未成年人)、家庭關(guān)系(親子關(guān)系、夫妻關(guān)系)、家庭教育方式(是否以父母雙方教育為主、是否以溝通為主、教育觀念是否現(xiàn)代)、家庭公益?zhèn)鞒?祖輩是否參與志愿服務(wù)、家庭是否捐贈(zèng)、是否參與其他志愿服務(wù))和“志愿家庭”參與情況(注冊(cè)人數(shù)、參與角色)等五個(gè)方面的變量組成。“志愿家庭”的參與動(dòng)機(jī)變量，本文又將其分為利社會(huì)動(dòng)機(jī)、利孩子動(dòng)機(jī)、利家長(zhǎng)動(dòng)機(jī)和利家庭動(dòng)機(jī)4個(gè)子變量；與此相對(duì)應(yīng)，“志愿家庭”公益活動(dòng)的功能變量也分為社會(huì)服務(wù)功能(包括服務(wù)社會(huì)和協(xié)助志愿服務(wù)組織兩個(gè)方面)、孩子教育功能、家長(zhǎng)自我建設(shè)功能和家庭關(guān)系功能4個(gè)自變量?！爸驹讣彝ァ眳⑴c成本變量由沒有時(shí)間、家人反對(duì)、寧愿捐贈(zèng)、健康原因和花費(fèi)太高等5個(gè)子變量構(gòu)成，反映來自“志愿家庭”的參與阻力。“志愿家庭”公益活動(dòng)的組織方能力表現(xiàn)由基本能力(如運(yùn)作是否規(guī)范、能否設(shè)計(jì)方案等)、服務(wù)態(tài)度(如是否尊重志愿者、服務(wù)對(duì)象及委托方等)、服務(wù)經(jīng)驗(yàn)(如是否做過類似活動(dòng)、執(zhí)行程序是否有條不紊等)、活動(dòng)效果(如服務(wù)對(duì)象是否真正受益、志愿者是否受益等)和資源籌集能力(如能否開展連續(xù)或系列活動(dòng)等)等五個(gè)方面的變量組成。與志愿服務(wù)組織的能力表現(xiàn)及“志愿家庭”公益活動(dòng)的服務(wù)功能密切相關(guān)的是“志愿家庭”的收益變量，包括家長(zhǎng)收益、孩子收益、其他家人收益及家庭整體收益4個(gè)子變量。

(二)統(tǒng)計(jì)分析

由于涉及自變量眾多，我們?cè)诮⒒貧w模型時(shí)進(jìn)行了分步處理。第一步，以“志愿家庭”的家長(zhǎng)個(gè)人特征變量和家庭特征變量為自變量，以未來是否會(huì)更多參與“志愿家庭”公益活動(dòng)為因變量，進(jìn)行了二元回歸分析。統(tǒng)計(jì)結(jié)果顯示，控制變量對(duì)于因變量有一定的解釋能力，Cox & Snell R2值為0.078，Nagelkerke R2值為0.110。需要指出的是，與個(gè)人歸因不同，“志愿家庭”的工作時(shí)長(zhǎng)變量沒有產(chǎn)生顯著性影響。第二步，在第一步控制變量的基礎(chǔ)上添加4個(gè)“志愿家庭”動(dòng)機(jī)變量為自變量，進(jìn)行二元回歸分析，統(tǒng)計(jì)結(jié)果顯示，模型解釋力有了小幅提升，Cox & Snell R2值升為0.100，Nagelkerke R2值升為0.142。第三步，在第二步的基礎(chǔ)上加入4個(gè)“志愿家庭”公益活動(dòng)功能變量為自變量，重新建模進(jìn)行分析，統(tǒng)計(jì)結(jié)果顯示，新模型的解釋力只有微弱提升，Cox & Snell R2值上升為0.108，Nagelkerke R2值上升為0.153。第四步，在第三步的基礎(chǔ)上增加家庭收益變量(家長(zhǎng)收益)為自變量建立新的回歸分析模型，結(jié)果顯示，盡管只有一個(gè)新增自變量，模型的解釋力度還是小幅提高，Cox & Snell R2值上升為0.122，Nagelkerke R2值上升為0.172。第五步，在第四步的基礎(chǔ)上引入6個(gè)志愿服務(wù)組織能力表現(xiàn)變量(適合家庭參加的活動(dòng)少、組織者經(jīng)驗(yàn)不足、缺少應(yīng)有培訓(xùn)、活動(dòng)走過場(chǎng)、缺少有效激勵(lì)措施、服務(wù)效果不佳)為自變量建立新模型，統(tǒng)計(jì)結(jié)果顯示，新模型的解釋力也有了小幅提升，Cox & Snell R2值升為0.143，Nagelkerke R2值升為0.203。第六步，在第五步的基礎(chǔ)上添加5個(gè)“志愿家庭”參與成本變量后建立新的回歸模型，結(jié)果顯示，新模型的解釋力只有微弱提升，Cox & Snell R2值上升為0.148，Nagelkerke R2值上升為0.210。2015年8月北京市教委、北京市民政局、北京團(tuán)市委、北京市志愿服務(wù)聯(lián)合會(huì)曾聯(lián)合下發(fā)了《關(guān)于北京市中小學(xué)開展志愿服務(wù)工作的意見》，目的是推動(dòng)中學(xué)生和小學(xué)生參加志愿服務(wù)。該意見提出了兩個(gè)重要的政策舉措，一是在中小學(xué)校開設(shè)志愿服務(wù)課程，納入地方課程或校本課程；二是將中小學(xué)生志愿服務(wù)記錄納入中小學(xué)學(xué)生綜合素質(zhì)評(píng)價(jià)體系。為了了解該政策對(duì)于“志愿家庭”未來參與傾向的影響，我們?cè)诘诹降幕A(chǔ)上引入2個(gè)政策誘導(dǎo)變量(開設(shè)志愿服務(wù)課程、志愿服務(wù)納入評(píng)價(jià)體系)為自變量建立了最終的回歸分析模型。統(tǒng)計(jì)結(jié)果結(jié)果顯示，最終回歸模型的解釋力提升較為明顯，Cox & Snell R2值上升為0.188，Nagelkerke R2值上升為0.267，參見表2。

表2 “志愿家庭”未來參與傾向的回歸模型

從上面的回歸分析可以看到，“志愿家庭”的參與動(dòng)機(jī)對(duì)其未來是否更多參與“志愿家庭”公益活動(dòng)有一定影響，說明假設(shè)1成立。然而，不太正常的是，自變量中只有利他動(dòng)機(jī)產(chǎn)生了顯著性影響，因?yàn)椤爸驹讣彝ァ毙袆?dòng)所要推動(dòng)的家庭志愿服務(wù)就其定義而言是需要考慮其他家庭成員的參與動(dòng)機(jī)的，這使得家庭志愿服務(wù)與一般的個(gè)體志愿服務(wù)相比更具有理性特征。從“志愿家庭”家長(zhǎng)關(guān)于參與動(dòng)機(jī)的選擇頻次看，四類動(dòng)機(jī)按重要性依次是：利他動(dòng)機(jī)(1.43次/人)、利孩子動(dòng)機(jī)(1.07次/人)、利家長(zhǎng)動(dòng)機(jī)(0.1次/人)和利家庭動(dòng)機(jī)(0.01次/人)?？梢娂议L(zhǎng)帶著孩子參加“志愿家庭”公益活動(dòng)在很大程度上是為了鍛煉和培養(yǎng)孩子。與此相呼應(yīng)的是，在最終的回歸模型中，體驗(yàn)到志愿服務(wù)具有教育孩子功能的“志愿家庭”會(huì)選擇在未來參與更多的公益活動(dòng)。雖然家長(zhǎng)非常重視，但利孩子動(dòng)機(jī)的強(qiáng)弱不會(huì)影響“志愿家庭”的未來參與傾向，這意味著在此前的“志愿家庭”公益活動(dòng)中利孩子動(dòng)機(jī)并未實(shí)現(xiàn)。由此反映的問題是，“志愿家庭”活動(dòng)的組織方在策劃和組織志愿服務(wù)活動(dòng)的過程中，要么是缺乏意識(shí)，要么是沒有能力同時(shí)實(shí)現(xiàn)“志愿家庭”的利他動(dòng)機(jī)和利孩子動(dòng)機(jī)。

“志愿家庭”的參與成本對(duì)其未來參與傾向的影響很微弱，說明假設(shè)2不成立。本文的“志愿家庭”中，約一成的注冊(cè)時(shí)間有三年之久，約四成的注冊(cè)時(shí)間在兩年以上，而近九成的服務(wù)次數(shù)在8次以下。在這種參與頻率下，無論時(shí)間還是健康原因都很難成為過去或未來不能更多參與活動(dòng)的真正原因。需要補(bǔ)充說明的是，由于“志愿家庭”公益活動(dòng)中有未成年志愿者參加，因此無論是家長(zhǎng)還是組織方都非常小心謹(jǐn)慎，會(huì)竭力避免形成難以接受的代價(jià)；也因此，基于過去的參與成本經(jīng)驗(yàn)，“志愿家庭”的家長(zhǎng)沒有將其作為未來更多參與的障礙也就可以理解了。

“志愿家庭”公益活動(dòng)的功能變量對(duì)于“志愿家庭”的未來參與傾向影響也很微弱，說明假設(shè)3也不成立。志愿服務(wù)活動(dòng)對(duì)于服務(wù)對(duì)象、對(duì)社會(huì)、對(duì)公益機(jī)構(gòu)、對(duì)志愿者本人及其家庭成員所產(chǎn)生的功能居然不影響“志愿家庭”的未來選擇，這說明“志愿家庭”的“追求”(實(shí)現(xiàn)動(dòng)機(jī))和志愿服務(wù)組織方的“追求”如社會(huì)效益、宣傳效果等是不一致的。這也意味著，志愿服務(wù)組織方很可能沒有認(rèn)真地考慮過“志愿家庭”的需要、服務(wù)對(duì)象的需求，而只是一味地要求參與活動(dòng)的“志愿家庭”呈現(xiàn)出奉獻(xiàn)和利他精神。這種情況與假設(shè)1所反映的相呼應(yīng)。

志愿服務(wù)組織方的能力表現(xiàn)變量對(duì)“志愿家庭”的未來參與傾向有比較明顯的影響，說明假設(shè)4成立。然而，組織方的影響卻是負(fù)面的、抑制性的。接近七成的“志愿家庭”認(rèn)為，組織方或者不考慮志愿者的需要，或者不考慮服務(wù)對(duì)象的需求，或者根本不重視服務(wù)的實(shí)際效果，這種情況與假設(shè)3和假設(shè)1所反映的是一致的。這樣的局面顯然不利于志愿服務(wù)組織未來開展志愿者動(dòng)員和志愿服務(wù)組織工作。

“志愿家庭”的收益變量對(duì)其未來的參與傾向有一定的影響，說明假設(shè)5成立。不過，需要說明的是，問卷只收集到了家長(zhǎng)收益數(shù)據(jù)，而沒有能夠收集到孩子收益、其他家人收益和家庭收益的相關(guān)數(shù)據(jù)。這種情況與假設(shè)3和假設(shè)4所反映的是相吻合的，說明“志愿家庭”公益活動(dòng)的組織方在策劃和組織活動(dòng)時(shí)根本沒有考慮和回應(yīng)到“志愿家庭”作為一個(gè)微型志愿者團(tuán)隊(duì)的整體需求。收益變量的影響小于動(dòng)機(jī)變量，說明“志愿家庭”的未來參與傾向更多是動(dòng)機(jī)導(dǎo)向的，而非收益引導(dǎo)的。上面提到，“志愿家庭”家長(zhǎng)的利己動(dòng)機(jī)相對(duì)來說是很弱的，這意味著在志愿服務(wù)組織方的能力表現(xiàn)沒有改善的前提下，“志愿家庭”的收益變量的引導(dǎo)作用將是極為有限的(參見下頁表3)。

政策誘導(dǎo)變量的解釋力遠(yuǎn)遠(yuǎn)超過了其他各項(xiàng)解釋變量，包括參與動(dòng)機(jī)變量，這說明很多家長(zhǎng)是為了孩子才參加“志愿家庭”公益活動(dòng)的，也愿意為了孩子更多地參加公益活動(dòng)。這與最后模型中孩子教育功能對(duì)于“志愿家庭”的未來參與傾向有顯著性影響是一致的。北京市教委和北京市志愿服務(wù)聯(lián)合會(huì)如果真的開始大規(guī)模地推動(dòng)落實(shí)2015年制訂的《意見》，“志愿家庭”的參與需求會(huì)迅速擴(kuò)大，但顯然也會(huì)加大“志愿家庭”組織方的供給量缺口。

表3 “志愿家庭”未來是否更多參與的影響因素二元回歸分析

注：Cox & Snell R2=0.188；Nagelkerke R2=0.267；對(duì)數(shù)似然值：1790.460；“肯定會(huì)”預(yù)測(cè)值：92.1%；“不肯定會(huì)”預(yù)測(cè)值：36.9%；總預(yù)測(cè)值：74.5%。

四、結(jié)論

根據(jù)社會(huì)交換理論，志愿者的未來參與傾向是由志愿者對(duì)未來參與的“比較預(yù)期”所決定的，而志愿者的“比較預(yù)期”則受到志愿者參與動(dòng)機(jī)、在此前參與過程中的收益、志愿組織在此前的接觸中呈現(xiàn)出來的能力表現(xiàn)和服務(wù)功能等多重因素調(diào)節(jié)。本文的分析卻發(fā)現(xiàn)，“志愿家庭”活動(dòng)組織方的服務(wù)功能對(duì)于“志愿家庭”的未來參與傾向沒有什么影響，其能力表現(xiàn)的影響則是負(fù)向的、抑制性的，而“志愿家庭”的未來參與傾向主要是受其參與動(dòng)機(jī)尤其是利他動(dòng)機(jī)的影響，“志愿家庭”在此前獲得的收益也將對(duì)其未來參與傾向產(chǎn)生影響，但在目前的參與過程中“志愿家庭”僅獲得了家長(zhǎng)收益而沒有獲得家長(zhǎng)非常期待的孩子收益。這顯然是不正常的現(xiàn)象。要理解這一現(xiàn)象，必須對(duì)“志愿家庭”的組織方有所了解。

北京的“志愿家庭”公益活動(dòng)源于一個(gè)“四無”計(jì)劃：無必要的理論研究或經(jīng)驗(yàn)研究先導(dǎo)、無完整的政策文本或指導(dǎo)文件、無具體的行動(dòng)計(jì)劃或?qū)嵤┓桨?、無充足的資源配置或組織準(zhǔn)備。不僅“志愿家庭”公益活動(dòng)的推動(dòng)機(jī)構(gòu)和組織者，而且響應(yīng)注冊(cè)的“志愿家庭”，包括國(guó)內(nèi)學(xué)術(shù)界在內(nèi)，至今對(duì)家庭志愿服務(wù)的概念、內(nèi)涵、功能和模式等都一無所知[5]。在這種背景下，組織方并不知道要通過“志愿家庭”公益活動(dòng)實(shí)現(xiàn)哪些特別的、不同于一般志愿服務(wù)所能實(shí)現(xiàn)的功能，更遑論有意識(shí)地考慮“志愿家庭”的潛在收益需求，“志愿家庭”也無法在參與過程中弄清楚究竟可以從“志愿家庭”公益活動(dòng)中獲得哪些特別的、不同于一般志愿服務(wù)所能提供的的收益。在這樣的互動(dòng)格局下，“志愿家庭”的動(dòng)機(jī)和組織者的服務(wù)功能之間無法形成有效的、循環(huán)的意義傳遞、關(guān)聯(lián)、更新和提升。如果志愿者動(dòng)機(jī)和志愿服務(wù)功能之間缺少關(guān)聯(lián)這一問題得不到有效解決，“志愿家庭”參與動(dòng)機(jī)所推動(dòng)的未來參與傾向最終將會(huì)被志愿服務(wù)組織方供給能力方面的抑制性表現(xiàn)所抵消，這樣，不僅事實(shí)上更多參與的“志愿家庭”會(huì)越來越少，而且注冊(cè)成為“志愿家庭”的數(shù)量將會(huì)出現(xiàn)減縮趨勢(shì)，甚至?xí)辉僭鲩L(zhǎng)。事實(shí)上，逆轉(zhuǎn)的趨勢(shì)已經(jīng)可以觀察到了：最初三年注冊(cè)的“志愿家庭”約為兩萬兩千個(gè)，自2017年中至今近兩年時(shí)間里新增的“志愿家庭”僅約五千個(gè)。

雖然本文得出的結(jié)論是，“志愿家庭”的自身要素對(duì)其未來參與傾向起主要作用，但這不意味著，解決問題的出路在于改變“志愿家庭”。超過三分之一(36.8%)的北京“志愿家庭”自注冊(cè)起就沒有參加過“志愿家庭”公益活動(dòng)，在參加過活動(dòng)的“志愿家庭”中又有約四分之三(77%)前后參加的活動(dòng)不到四次。如果將在志愿北京平臺(tái)上正式注冊(cè)視為“志愿家庭”原則上同意參加服務(wù)，那么上述兩個(gè)百分比就清楚地表明，北京的家庭志愿服務(wù)市場(chǎng)是供方控制下的“短缺經(jīng)濟(jì)”。在這樣的“短缺經(jīng)濟(jì)”中，“志愿家庭”是被動(dòng)和弱勢(shì)的，而處于強(qiáng)勢(shì)地位的志愿服務(wù)組織則缺乏能力或意愿開發(fā)足夠多的、合適的“產(chǎn)品”(志愿服務(wù)活動(dòng)或項(xiàng)目)，因此即便“志愿家庭”愿意在未來更多地參與，也不會(huì)獲得相應(yīng)的機(jī)會(huì)。缺乏供給能力，既反映了組織方的知識(shí)和技能的儲(chǔ)備不足，也與組織方缺乏必要的資源有關(guān)，而資源匱乏則根源于不利的資源分配制度；缺乏供給意愿，則反映了組織方“重動(dòng)員、輕服務(wù)”的行為慣性，而這種行為慣性的形成又是由組織方的制度性功能定位即動(dòng)員社會(huì)力量服務(wù)于行政需要所決定的?？梢姡诒本┘彝ブ驹阜?wù)市場(chǎng)呈現(xiàn)出的“短缺經(jīng)濟(jì)”的表象背后，還隱藏著深刻的“體制”原因。一味強(qiáng)調(diào)志愿者的“無償”和“奉獻(xiàn)”而不考慮志愿者的需求滿足和動(dòng)機(jī)實(shí)現(xiàn)，正是目前志愿服務(wù)體制的“病根”所在，也是志愿服務(wù)組織缺乏供給能力和意愿的根本原因。因此，要改善“志愿家庭”的參與環(huán)境，在技術(shù)層面上，有賴于志愿服務(wù)組織同時(shí)服務(wù)于志愿者和服務(wù)對(duì)象的意識(shí)和能力的提升；在制度層面上，則取決于支持和激勵(lì)志愿服務(wù)組織自主運(yùn)行和彼此競(jìng)爭(zhēng)的政策環(huán)境的形成。