从意愿到行动:互联网使用有助于增进中年群体的志愿服务参与吗?

郝 龙

(南京航空航天大学 人文与社会科学学院, 江苏 南京 211521)

一、 问题的提出

近十年来,中国的志愿服务无论是在制度化还是专业化和规模化方面都取得了长足进步。然而,在志愿者规模持续增大的同时,其中的参与失衡问题也日渐凸显。这种失衡不仅呈现在志愿服务参与的地域差异和城乡差异方面,也表现为一种不同社会群体尤其是不同年龄群体之间的参与不均衡状态。当前,中国的志愿者基本以青年群体为主,中年和老年群体的参与比例明显偏低。《2020年中国志愿服务发展指数报告》显示:18～24岁的青年志愿者构成了志愿服务的主力军,占比接近40%;而年龄介于25～54岁的志愿者合计占比也不过才五成左右[1]。在西方发达国家,中老年群体才是志愿活动的主力军。以美国为例,美国劳工统计局的数据显示,2015年美国志愿者中35～64岁年龄群体占比接近54%,而16～34岁年龄群体的占比则不足29%[2]。与青年群体相比,中年群体尽管在身体健康和闲暇时间方面存在劣势,但庞大的人口规模加之更丰富的人际沟通经验、专业知识技能和财富积累,都意味着这一群体应当在志愿服务中扮演更重要的角色。随着基于个人意愿的主动参与模式日趋居于主导,如何丰富志愿服务的参与主体特别是增进中年群体的主动参与,已成为推动中国志愿服务进一步发展所需思考的重要问题。

在志愿服务参与的诸多影响因素中,以互联网和移动互联网为代表的数字化技术的作用近年来尤为引人注目。在许多研究者看来,互联网在信息传播和人际交往方面的连通性与交互性等优势,有机会为志愿精神传播、志愿者招募与动员以及志愿服务参与形式创新等提供重要助力。实际上,早在20世纪90年代,就已有学者注意到互联网在公益宣传、公益教育、志愿者招募和在线募捐等方面对志愿服务发展的潜在价值。进入21世纪后,更是有越来越多的志愿服务机构创办了自己的网络站点、在线社区和社交媒体账号,将互联网开辟为志愿服务事业发展的新空间。不过,这种网络化和数字化努力是否真的有助于增进公众的志愿服务参与以及弥合群体间的参与失衡问题,目前仍未有明确答案。实际上,疑问不只出现在志愿服务领域。从20世纪90年代针锋相对的“乌托邦”与“反乌托邦”之争,到21世纪初期经验研究间的矛盾与分歧,再到此后有关数字化在线参与性质与价值的争论,学界关于互联网与公众参与之间的关系问题至今仍是众说纷纭。着眼于此,本文期望能基于对中国社会状况综合调查(CSS 2017)数据的分析,回答如下三个问题:一是作为一种整体行为的互联网使用是否会对中年群体的志愿服务参与产生积极影响?二是不同的互联网使用方式是否会产生差异化甚至完全相反的作用效果?三是互联网的使用效应是只局限于参与意识或参与行为的单一维度,还是能够同时出现在两个维度之上?

二、 文献综述

1.志愿服务参与的解释模型与影响因素

按照活动领域的不同,公众参与可以分为政治参与和社会参与两种类型,前者指向与公权力行使直接相关的公共决策活动,后者则指向那些不以影响公共权力机构运行和公共政策为主要目标的公共事务活动。在以往研究中,学者们讨论的重心更多集中在政治参与方面,较少关注到非政治性的社会参与。然而,以志愿服务为代表的社会参与活动,同样能够起到维护和增进集体福利的作用。所谓志愿服务,是指公众出于利他主义和志愿主义精神,不以获取物质报酬为目的而无偿向他人、社区和社会提供服务的公共参与活动[3]。尽管志愿服务同慈善捐赠活动在实践中常常交织在一起,但二者之间始终存在着性质上的明显差异:前者构成了现代公共服务体系的重要支持和补充,而后者则属于社会资源再分配的组成机制之一。

围绕着公众参与问题,学术界已建立起一系列解释模型,其中以公民身份、理性选择、社会资本和自愿主义四种理论模型最为著名。公民身份理论将身份资格、公民权利同公众参与紧密联系起来,认为公众参与志愿服务活动既是承担公民义务的表现,也是一个通过彰显和培育公民品质、知识与能力来确认和强化公民身份的过程[4]。社会资本模型则强调社会资本与志愿服务参与之间的互构关系:社会资本一方面作为个体参与的结果而存在,另一方面又构成了集体参与的重要前提[5]126-127。在一个社会资本较多的社会中,人们普遍拥有相对更高的志愿服务参与意识和热情,并能够在实际参与过程中获得机会、心理、技术与资源上的更大支持。理性选择理论立足于理性人假设,从成本与收益角度来理解志愿服务参与行为。在是否参与志愿服务问题上,行动者会通过权衡参与行为的实际成本与预期收益来作出理性决策,尤其是一些与志愿活动结果相关联的选择性福利和心理收益会为公众参与提供重要的驱动力[6]。

当前,自愿主义是学界讨论志愿服务参与问题时最常用的理论模型。该模型将公众参与理解为一种主观自觉意义上的自发活动,认为其主要会受到责任感、效能感、参与资源和社会动员等四类因素的影响[7]。首先,志愿服务带有强烈的利他主义色彩,因此责任感构成了公众参与的基础动力[8]。责任感既与个人的人格特质和道德品质相关联,同时也与对组织或制度的认同密切相关,它作为一种价值性动机要比功能性动机更具持续性和稳定性。其次,志愿服务的无偿性要求参与者不以获得报酬为目的,而持续性又要求参与者持续无偿支付成本,由此就为参与活动设定了一定的资源条件门槛[9]。一般认为,时间资源、财富资源、知识-技能资源和社会资本等是影响志愿服务参与最主要的四类资源。具体来说,闲暇时间越充裕、经济收入和受教育水平越高、接触到志愿活动机会越多的民众,其参与志愿服务的可能性就越大。再次,公众的志愿服务参与决策还会受其内外效能的影响[10]。效能感是指人们对自身参与兴趣、参与能力和参与所能产生影响的主观评估和预期。内在效能感越高,意味着公众对自身的参与能力越自信。外在效能感越高,意味着公众越发相信自己的参与活动能够对他人福利或集体福祉产生实质性影响。最后,个人的主观参与意愿会受到他人、群体或志愿服务机构的动员和激励的影响[11]。按照社会传染理论的观点,态度和行为会沿着人际关系网络向外“传染”,并对网络中的邻近者产生影响,关系强度越大,所产生的潜移默化的影响越多[12]。传染不同于从众,前者是行动者主动作出的态度和行为调整,而后者则是受到群体压力后的被动反应,因此受到“传染”的行动者在志愿服务参与上通常更为主动也更为持久。此外,参与者所感受到的组织支持程度和组织满意程度以及激励的有效性也是影响其是否持续参与的关键因素[13]。

2.互联网对志愿服务参与的影响

自万维网技术诞生以来,互联网对公共生活和公众参与的可能影响就一直是社会科学界关注的重要议题。出于对“权力”议题长久以来的兴趣,加之志愿服务机构在运用互联网方面相对滞后,以往关于这一问题的讨论大多都聚焦在政治参与领域,对社会参与活动关注较少。围绕着互联网与公众参与之间的关系,起初在理论维度上出现了互联网整体作用效果的“积极论”和“消极论”争议——这被形象地称为“乌托邦”与“反乌托邦”之争。前者坚信互联网的匿名性、连通性、交互性等特征,有助于增进公众的参与意识和参与行为;而后者则宣称数字鸿沟和网络个人主义现象的存在,会使互联网成为公众参与进一步衰落的“推手”[14]。此后,随着互联网普及率和使用率的提升,有关二者间关系的实证研究日渐增多。在经验结论的基础上,“统计无关说”“使用说”“间接说”“激活说”等一系列新观点也相继出现[15]。“无关说”着眼于实证研究结果间的相互矛盾及其统计显著性的不稳定性,对二者间的统计相关性提出了质疑。“使用说”强调不能只是将互联网使用作为一种整体行为而加以考察,在许多情况下,不同的使用动机和方式很可能会产生不同的结果。“间接说”和“激活说”则认为也不能排除如下可能:互联网的影响可以通过间接方式产生或者需要受到特定重大政治事件的刺激才得以激发。虽然目前在互联网是否以及如何影响公众参与的问题上尚未有定论,但二者之间存在直接关联的观点仍占据学界主流,而且同负面作用相比,支持互联网发挥正面作用的研究也相对更多。按照自愿主义模型的观点,互联网被认为能够对公众的志愿服务参与产生多个维度的赋权增能作用,例如通过网络传播的信息赋权来增加和培育公众的知识-技能资源和内在效能感,通过社交网络的关系赋权来培育和增加公众的责任感和社会资本,并为广泛的社会动员和激励奠定基础。基于此,本文提出假设H1:使用互联网有助于增进中年群体的志愿服务参与。假设H1a:使用互联网有助于激发中年群体的志愿服务参与意愿。假设H1b:使用互联网有助于增进中年群体的志愿服务参与行为。

无论是“积极论”和“消极论”,还是“统计无关说”、“间接说”和“激活说”,所讨论的都是互联网的整体效应。然而,按照“使用说”的观点,互联网使用本身是一个高度异质性的行为,不同的互联网使用方式很可能会带来差异化的作用效果。首先,以网络信息检索和浏览为代表的互联网信息型使用行为,被认为有助于扩大和提升志愿精神的传播范围和传播效果,进而增进公众的参与积极性[16]。网络传播的大范围、开放性、自主性和低成本,使志愿机构的宣传活动有机会摆脱经费匮乏与传统媒介审查过滤机制的限制。借助自媒体和社交媒体平台,志愿机构能够主动实现公益信息和活动的大范围快速传播,塑造和强化自身在公众舆论中的存在感并优化公共形象认知[17]。通过向公众披露组织运行信息,介绍组织的目标和具体活动,志愿机构也能够获得更多的社会关注和社会支持[18]。网络传播表现手法的多样性,允许志愿机构以图片、视频等形式进行宣传,相较于简单的文字信息能更好地提升内容的可信性,强化机构的社会公信力[19]。对潜在的参与者而言,互联网既构成其志愿精神培育的重要平台,特定情况下还能够为其参与决策和组织选择提供必要的信息依据[20]。基于此,本文提出假设H2:互联网信息型使用行为有助于增进中年群体的志愿服务参与。假设H2a:互联网信息型使用行为有助于激发中年群体的志愿服务参与意愿。假设H2b:互联网信息型使用行为有助于增进中年群体的志愿服务参与行为。

其次,互联网社交型使用也被认为能够为志愿机构同其组织成员之间以及潜在或实际志愿者之间的双向沟通创造机会,进而为志愿者的动员和激励提供助力。一方面,互联网赋予了志愿机构和普通社会公众的直接双向沟通能力[21],这既有助于志愿机构及时回应公众疑问和获取公众要求或反馈,也有效缩小了普通公众同志愿机构和志愿活动的社会距离,进而提升其对公益事业的关注度和信任度[22]。另一方面,志愿机构或志愿者还可以通过创办虚拟社区或网络社群等方式,为志愿服务活动的参与者或旁观者提供知识共享和意见交流的机会[23]。许多研究者认为,参与者之间的相互交流既有助于获得知识、信息等功能性价值,也可以拓展和强化社会关系网络,还能够带来认同感、满意感和参与感等情绪性价值的提升[24]。而非参与者之间的相互讨论和相互影响,更能够进一步强化志愿精神的培育效果,进而增进其实际的参与行为。基于此,本文提出假设H3:互联网社交型使用行为有助于增进中年群体的志愿服务参与。假设H3a:互联网社交型使用行为有助于激发中年群体的志愿服务参与意愿。假设H3b:互联网社交型使用行为有助于增进中年群体的志愿服务参与行为。

最后,按照“使用说”的观点,互联网并非只会对志愿服务参与输出积极影响,其特定的使用方式也可能会产生不同程度的抑制作用[25]。例如,普特南就将互联网娱乐视作公众日渐远离公共生活的重要原因之一[5]257。一部分研究者指出,互联网娱乐型使用行为很可能会通过动机剥夺和时间挤压等方式抑制非积极公众的志愿服务参与动机和行为。一方面,互联网空间中日益凸显的娱乐化和消费化趋势以及在线交往的个体中心性,容易进一步模糊公共生活和私人生活之间的边界[26],淡化公众的公利意识和利他精神,进而削弱许多潜在志愿者的参与动机[27]。另一方面,无偿性的志愿服务对人们的闲暇时间有着高度的依赖性,现如今在线影音、游戏和购物已成为人们消磨空闲时间的常见方式,这类对互联网的娱乐性和工具性使用很可能会强化“闲暇时间的私人化”现象[5]274,不同程度地压缩志愿服务(尤其是那些组织化活动)的可用时间资源[28]。基于此,本文提出假设H4:互联网娱乐型使用行为会抑制中年群体的志愿服务参与。假设H4a:互联网娱乐型使用行为会抑制中年群体的志愿服务参与意愿。假设H4b:互联网娱乐型使用行为会抑制中年群体的志愿服务参与行为。

三、 研究设计

本研究所使用的统计数据,来自于中国社会状况综合调查(CSS 2017)。该调查由中国社会科学院设计和牵头实施,覆盖全国30个省、自治区、直辖市,576个村、居委会的一万多户家庭。调查通过分层概率抽样方式抽取样本,共回收有效问卷10 143份,样本年龄介于17～70岁。由于目前关于年龄段划分的标准并不统一,考虑到国内许多志愿机构在招募“青年志愿者”时都将年龄上限定在39或40周岁,本文将中年群体限定为40～59岁的年龄群体。

1.因变量

因变量为“志愿服务参与”。按照参与动机和组织方式的不同,志愿服务参与通常可以分为两种类型:一种是基于主观意愿而进行的主动参与(自发参与),另一种是在公共机构的动员下而进行的被动参与(动员参与)。尽管有学者认为二者之间并非截然对立的类型,甚至从动态角度看存在着相互转化的可能,但鉴于大部分被动员的参与者都难以明确判断其个人意图,本文所讨论志愿服务参与将只涉及到中年群体的主动参与类型,即那些出于价值性或工具性动机而主动为他人提供无偿服务的社会参与活动。在变量的操作化方面,本研究将志愿服务参与划分为意愿与行为两个维度,前者涉及中年群体是否表示有意愿参与志愿服务活动,后者则指向中年群体是否有过志愿服务参与经历。其中,志愿服务参与行为变量通过CSS 2017问卷中“D2a7最近两年内您是否参加过自发组织的社会公益活动,比如义务献血、义务清理环境,为老年人、残疾人、病人提供义务帮助”一题进行测量,由此区分出志愿服务的参与者和非参与者两类群体。志愿服务参与意愿变量则通过问卷中的D2b7一题测量,该题询问那些尚未有过志愿服务经历的受访者未来是否有意愿参加这一活动,进而区分出有参与意愿者(有参与经历的也被视为有意愿)和无参与意愿者两类群体。

2.自变量

自变量为“互联网使用”,即中年群体对互联网服务与功能的实际使用情况。与西方发达国家相比,互联网在中国的普及时间相对滞后。据中国互联网信息中心统计数据,整个20世纪90年代全国接入互联网的计算机设备不足400万台,互联网用户总数最多也只有890万人[29],直至进入21世纪后用户规模才迎来持续快速增长。截至本次问卷调查时间(2017年6月),中国的互联网用户规模超过7.5亿人,普及率达到55.4%。然而,与志愿服务的情况相类似,互联网用户群体中也存在着明显的年龄失衡问题:20～39岁年龄段用户占比接近53%,而40～59岁用户占比则不足20%[30]。这意味着中国的中年群体仍旧面临着较为严重的接入性数字鸿沟问题。因此,本研究在分析中首先将互联网使用作为一种整体行为来看待,以探究其对志愿服务参与的总体作用方向和作用效果。该变量通过问卷中的“您平时上网吗?”一题测量,答案设置为“上网”和“不上网”两项,由此区分出互联网使用者和非互联网使用者两类群体。此外,为了考察不同互联网使用方式可能带来的差异化影响,本文还将互联网使用细分为三种具体使用类型:①信息型使用,即利用互联网获取信息的使用行为,通过在互联网上“搜索信息”的频率来测量。②社交型使用,即利用互联网来进行在线社会交往互动的使用行为。在线社交主要包含着两种类型,一种是主要发生在熟人之间(强关系)的私密性社交,一种是不限定对象(强关系加弱关系)的公开性社交。考虑到志愿服务活动的公共事务性质和参与动员的公开性,本文主要关注后一种类型的在线社交,并通过在互联网上“参与或转发话题讨论” 的频率来测量。③娱乐型使用,即利用互联网来进行休闲娱乐的使用行为,通过在互联网上“玩网络游戏”的频率来测量。问卷中根据行动频率将三种互联网使用行为分为“从不”“一年几次”“一月至少一次”“一周至少一次”“一周多次”“几乎每天”六个等级。为避免分组过多导致样本分布严重不均,本文将六个等级合并为三个类别:“从不”归入非使用者类别,“一年几次”“一月至少一次”“一周至少一次”归入低频使用者类别,“一周多次”和“几乎每天”归入高频使用者类别。

表1呈现的是按自变量分类的因变量描述性统计结果。由表1可知,与非互联网使用者相比,互联网使用者拥有志愿服务参与意愿和参与行为的比例都要更高。在具体使用方式方面,信息型和社交型使用者拥有参与意愿和参与行为的比例都要高于非使用者,而且使用频率越高,这种差距就会越大。而不同的娱乐型使用者类别之间,无论是在参与意愿还是参与行为上都不存在明显的比例差异。

表1 因自变量的交叉分类表

3.控制变量

对控制变量的选取主要建立在公众参与的自愿主义模型基础之上, 着重控制人口特征、参与资源和责任感等因素对志愿服务参与的影响。

首先,人口特征因素主要包括性别和是否有共同生活的配偶(同居、初婚有配偶和离婚有配偶三种情况都被视为有共同生活的配偶)两个变量。 其次,参与资源因素主要包含四种资源: 一是财富资源,通过是否有工作和个人年收入(以10为底的对数)来测量。 二是知识-技能资源, 通过受教育年限和政治面貌(是否为中共党员或民主党派)来测量。 一般认为正式的学校教育是获取志愿服务知识与技能的最主要途径之一, 此外在我国由基层党组织和民主党派所举办的组织活动也会对中年群体的参与能力产生重要影响。 三是机会资源, 通过居住地城乡类型来测量。 考虑到中国志愿服务发展中存在着显著的城乡差异, 城市居民普遍要比农村居民有更多的机会接触到志愿服务活动。 四是社会资本,其中个体社会资本的规模主要通过是否为社会团体的成员来测量。 这里所谓的社会团体, 既包括志愿者组织、业主委员会和环保组织等民间团体, 也包括文体娱乐团体等联谊组织。 集体社会资本则通过对社会信任水平的整体评价和对公益机构的信任程度来测量。 最后,责任感变量, 涉及到个体公共利益意识的强弱。 该变量主要通过问卷中有关水坝拆迁中的利益考量一题(G4a1)来测量, 当受访者表示优先考虑公共基础设施建设时, 可以认为有着较强的公共利益意识; 反之, 当表示会优先考虑个人的利益补偿时, 则视为公共利益意识相对较弱。

4.研究方法

根据描述性统计结果,在本研究的大部分分析模型中,自变量的两个类别之间都存在着控制变量特征分布上的较大差异。考虑到较大的样本选择性偏误会造成回归分析的有偏估计,因此在逻辑回归方法之外,本研究还将运用附带回归调整的逆概率加权(IPWRA)方法对这些特征分布不平衡加以调整。逆概率加权是一种建立在反事实框架下的处理效应分析方法,主要通过计算自变量的分配概率(即倾向值)并赋予不同权重的方式来调整控制变量特征分布上的不平衡性。同倾向值匹配方法相比,这一方法通常不会造成样本数量的损失,同时其Stata命令也允许为二分因变量的拟合选择逻辑回归模型。此外,这一方法还允许同时对因变量和自变量建模,使其分析结果具有双重稳健性。

四、 数据分析结果

1.基准回归模型

表2呈现的是互联网使用与否及其不同使用方式影响中年群体志愿服务参与的八个逻辑回归模型分析结果。

表2 互联网使用影响志愿服务参与的logit模型分析结果(优势比OR)

模型1～4以志愿服务参与意愿为因变量, 结果显示在控制了人口学特征、参与资源和责任感等因素后, 使用互联网的中年群体拥有志愿服务参与意愿的可能性要显著高于非使用者(OR=1.437,p<0.001), 支持了假设H1a的成立。 在中年网络用户群体内, 高频信息型使用者拥有志愿服务参与意愿的可能性要显著高于非信息型使用者(OR=2.013,p<0.001); 而低频信息型使用者与非信息型使用者之间则不存在显著差异, 这部分支持了假设H2a的成立。 在社交型使用和娱乐型使用行为方面, 两种功能的高频使用者、低频使用者与非使用者之间均不存在统计学意义上的显著差异, 假设H3a和H4a未能得到支持。

模型5～8以志愿服务参与行为作为因变量, 结果显示在控制了人口学特征、参与资源和责任感等因素后, 使用互联网的中年群体做出志愿服务参与行为的可能性显著高于非使用者(OR=1.868,p<0.001),支持了假设H1b的成立。 在中年网络用户群体内部,高频信息型使用者参与过志愿服务活动的可能性要显著高于非信息型使用者(OR=2.292,p<0.001), 低频信息型使用者与非信息型使用者之间不存在显著差异,部分支持了假设H2b的成立; 高频社交型使用者参与过志愿服务活动的可能性也要显著高于非社交型使用者(OR=2.428,p<0.001), 低频社交型使用者与非社交使用者之间同样不存在显著差异, 部分支持了假设H3b的成立; 而互联网娱乐型的高频和低频使用者同非使用者之间则不存在统计学意义上的显著差异, 假设H4b未能得到支持。

2.附带回归调整的逆概率加权模型

逆概率加权分析有两个基本的前提假定,即重合性假定和平衡性假定。前者要求干预组和控制组应当在倾向值分布上拥有一定的共同支持域,后者则要求加权后的组间特征分布尽量趋于均衡。本研究的八个模型在加权后均有着较大的共同支持域,而对人口特征、参与资源和责任感因素的平衡性进行加权调整后,各变量的标准化差异均小于0.15。鉴于此,可以认为八个模型均满足重合性和平衡性检验的要求。

表3呈现的是八个IPWRA模型的分析结果(总体平均处理效应ATE)。研究显示,与非互联网使用者相比,使用互联网的中年群体拥有志愿服务参与意愿的概率要显著高出5.1%(p<0.01),做出志愿服务参与行为的概率则要显著高出8%(p<0.001),支持了假设H1a和H1b的成立。在互联网信息型使用行为方面,高频使用者拥有志愿服务参与意愿的概率要分别比低频使用者和非使用者显著高出5.4%(p<0.05)和9.2%(p<0.01),作出志愿服务参与行为的概率要分别比低频使用者和非使用者显著高出7.3%(p<0.05)和10.1%(p<0.01),部分支持了假设H2a和H2b的成立。在互联网社交型使用行为方面,高频使用者参与过志愿服务活动的概率要分别比低频使用者和非使用者显著高出14.1%(p<0.001)和16.1%(p<0.001),但三类群体在拥有志愿服务参与意愿的可能性上不存在显著差异,因此假设H3a得到了部分支持,假设H3b依然未得到支持。在互联网娱乐型使用行为方面,尽管分析结果显示高频和低频使用者无论是拥有志愿服务参与意愿还是作出志愿服务参与行为的概率均要低于非使用者,但这一差异并未达到统计显著性要求。因此,假设H4未获得支持。

表3 互联网使用行为影响中年群体志愿服务参与的逆概率加权分析结果(ATE)

总的来看,上述分析结果支持了假设H1的成立。在控制了人口特征、参与资源和责任感等因素可能带来的显性偏差后,作为一种整体行为的互联网使用能够对中年群体的志愿服务参与产生积极影响。这种影响同时出现在意愿与行为两个层面上,说明使用互联网不但能够有效扩大志愿服务的潜在参与者规模,还有助于提升中年群体的志愿服务实际参与率。

假设H2和假设H3得到了部分支持,而假设H4未能获得数据支持。具体来说,互联网信息型使用行为有助于激发和促进中年群体的志愿服务参与意愿和参与行为。不过信息型使用的这种作用主要表现为一种“累积效应”,即增进效果只有在中年群体较为频繁地从互联网上获取信息时才会出现。这说明互联网对志愿服务参与的信息赋能作用会受到次级数字鸿沟的制约,其所强化的主要是那些资源与能力相对充足的中年人口的意愿和行为。社交型使用行为的增进作用只出现在中年群体的志愿服务参与行为层面,且同样表现为一种高频使用下的“累积效应”。换言之,互联网社交型使用所起到的关系赋权作用,虽然能够有效提升中年群体的实际参与率,但在扩大潜在参与者规模方面作用不大。而关于互联网娱乐型使用预期中的负面作用并未被证实。

五、 结论与讨论

受非营利属性和缺乏相关专业技术人员的限制, 志愿服务机构对互联网的利用在较长一段时间内都要明显滞后于商业机构和行政机构。 近十年来,随着社交媒体等网络交互技术的发展, 从信息传播到在线沟通再到在线动员和活动创新, 互联网与志愿服务之间的关联正变得愈发紧密。 然而,以往关于互联网和志愿服务之间关系的研究, 大多都将讨论的焦点放在了志愿服务机构一侧, 给予公众(志愿者)一侧的关注相对较少。 2017年中国社会状况综合调查开展时, 中年群体(40～59岁)中注册志愿者的占比只有三成多, 而网络用户数量不足两成。 考虑到中国志愿服务发展正面临着中年群体参与不足的制约, 本研究将讨论的重点放在了互联网使用和中年群体的志愿服务参与之间关系的问题上, 着重考察互联网是否有助于增进中年群体的志愿行为和参与意愿。 如果能借助互联网的传播优势扩大中年群体中的潜在志愿者规模, 利用在线交互平台和虚拟关系网络来提升对中年群体的动员能力和动员效果, 势必可以给中国志愿服务事业的发展提供较大助力。

中年群体较低的互联网普及率,为考察互联网及其特定功能的使用与否对志愿服务参与的影响提供了可比性条件。本研究发现,互联网确实能够对中年群体的志愿服务参与产生直接的促进作用。这种促进作用首先表现在作为一种整体性活动的互联网使用行为上,即使用互联网的确能够激发中年群体的志愿服务参与意愿,并提升其志愿服务参与率。具体到特定的互联网使用方式上,信息型使用行为同样发挥行为与意识层面的双重增进作用,志愿精神和服务活动信息的在线传播既能扩大拥有参与意愿的潜在志愿者规模,也可以助力中年群体实际的参与行为。互联网社交型使用行为的影响主要集中在行为层面,即它虽然有助于提升中年群体的实际参与率,但对中年群体的参与意愿并没有显著影响。至于互联网娱乐型使用行为,无论在参与行为还是参与意愿方面都未发现其对中年群体的志愿服务参与具有显著影响。

在志愿服务的自愿主义解释框架下,上述数据分析结果可以让我们对互联网的作用具有更为深入的认识。尽管不能完全排除在线娱乐等特定使用方式可能带来的负面效应,但综合来看互联网更多地是在扮演一种“助推器”角色,能够对中年群体的志愿服务参与起到多个维度的赋权增能作用。

首先,互联网能够发挥动机培育和意识赋能的重要作用。按照计划行为理论的观点,行为意愿尽管不是行为发生的充分条件,但仍是实际活动的一个基本前提。行为意愿在一定意义上就可以理解为参与的动机。根据出发点的不同,志愿服务参与动机可以分为价值性动机和功能性动机两类,前者是指行动者将某种价值的实现或追求视为志愿服务参与的主要目标,后者则是行动者将参与作为实现其他目标的工具和手段[31]。互联网对中年群体参与意愿的增进作用,反映出其在通过普及志愿主义精神和传播志愿活动信息来培育价值性参与动机方面的重要价值。对以无偿性和持续性为特征的志愿服务活动而言,价值性动机的驱动作用通常要比工具性动机更为强烈和持久。

其次,互联网还有着重要的信息赋能和机会赋能价值。以往除少部分志愿机构建立起同大众媒介的稳定联系外,大部分志愿服务活动都普遍缺乏大范围的传播能力,只能依靠地域性小规模宣传或人际间传播。网络志愿服务信息传播的低成本和便捷性,为中年群体加深对志愿服务的了解,强化自身的责任感、内在效能感和公共利益意识提供了便利条件。与此同时,丰富的活动信息也能为中年群体接触和参与志愿服务活动创造出更多机会。随着在线交互功能的日臻成熟,互联网同时为志愿服务搭建起一个全新的数字化行动空间,并催生出“虚拟志愿服务”等一系列全新的在线参与形式[32]。所谓虚拟志愿服务(virtual volunteering),是指志愿者借助互联网而完全以数字化的形式参与到志愿服务活动之中,其作为服务的提供者处于身体缺位状态,但其服务仍能够产生实际的公益效果[33]。以在线技术培训、心理辅导和情感陪护为主要任务内容的虚拟志愿服务,打破了以往的物理空间限制,允许志愿者远程参与公益活动,这势必会对降低志愿服务参与活动的身体(尤其是对老年群体)与成本门槛以及志愿者的流失率大有助益。

最后,互联网还能为中年群体的志愿服务参与提供不同程度的资源赋能和关系赋能。一方面,互联网使用的部分活动结果(如桥接型社会资本的生产和再生产、信息资源的获取和交换、政治-社 会知识的增长和社群身份的获得),本身就可以被视为一系列可用的志愿服务参与资源。虽然数据分析结果显示这种赋能作用依然会受到次级数字鸿沟的制约,但考虑到本文的研究发现建立在对人口特征、参与资源和责任感因素的平衡性调整基础上,可以认为互联网的这种资源生产与累积效果仍有机会使中年群体不同程度地摆脱传统线下参与资源不足或观念意识封闭所带来的束缚,以更积极主动的姿态去拥抱乃至参与志愿服务活动[34]。另一方面,互联网的连通性优势,特别是近年来社交媒体平台的兴起,使中年群体能够拥有更为紧密的组织联系和大规模的社会支持网络,进而强化其参与的积极性和持续性。借助这些数字化关系网络,志愿服务机构也有机会以情感动员、关系动员、资源动员、话语动员等多重策略组合的方式,快速发现和招募到有意向动机且跨地域分布的潜在参与者,从而优化对中年群体动员和激励的效率与效果。