TPB视角下大学生志愿服务意愿影响因素实证分析

芮 飞，丁 凌

（宿州学院商学院，宿州 234000）

党的十九大报告提出要“推进诚信建设和志愿服务制度化，强化社会责任意识、规则意识和奉献意识”。大学生作为参与志愿服务的主力军，其志愿服务具有实践性与育人性相结合、无偿性与公益性相一致、自愿性与组织性相统一等特点。志愿服务活动是大学生参与社会实践、践行社会主义核心价值观和实现自我价值的重要渠道，也是学校进行思想政治教育的重要载体[1]。近年来，在相关政策的大力支持和政府的重视下，我国大学生志愿服务事业稳步发展。目前大学生志愿服务参与度较高，但是还存在着活动形式单一、参与时长较短、缺乏持续性等问题。提高大学生参加志愿服务的意愿和积极性，对于高校加强学生思想政治教育、落实立德树人根本任务具有重要意义。

2018年9月25日，云南电科院与重庆大学电气工程学院签订合作协议，依托云南省工程实验室“云南省超导电力设备技术工程实验室”，与重庆大学下属的国家重点实验室“输配电装备及系统安全与新技术国家重点实验室”，联合成立“应用超导电力技术联合研发中心”。这是电科院首次与国家重点实验室成立联合研发中心，也是云南电网公司首个与国家重点实验室成立的联合研发中心。

关于志愿服务重要性的研究，Shant2等[2]指出志愿服务对于解决社区和国家甚至全球问题方面发挥着至关重要的作用，不仅使许多组织顺利运作，还有助于维持社会凝聚力。Kragt等[3]发现志愿者的期望和承诺是持续参与志愿服务意愿的关键驱动力，压力、与他人的消极互动等会降低志愿者持续参与的意愿。关于志愿服务影响因素的研究，章曼娜等[4]在分析青少年志愿服务行为的影响因素后，提出志愿服务意愿直接影响志愿服务行为，而社会支持对志愿服务意愿有正向影响。周媛等[5]通过构建旅游志愿服务意愿模型分析发现，个人规范、责任性人格以及开放性人格等对旅游志愿服务有正向的显著作用。

大学生是志愿服务的主体，大学生志愿服务相关问题的研究是学者关注的热点，国内学者对其研究主要集中在志愿服务的理论性研究，很少从大学生志愿者微观角度实证分析志愿服务意愿的影响因素。因此，本文从计划行为理论视角下构建志愿服务意愿结构分析模型，实证分析大学生志愿服务意愿的影响因素并提出相应的建议。

1 理论分析与研究假设

1.1 计划行为理论

在分析个体行为意愿的研究时，计划行为理论（Theory of Planned Behavior，TBP）是最具有解释力和说服力的，它被广泛应用于解释各类行为的产生，是研究个体行为的经典理论。计划行为理论认为，一个人的具体行为直接受个人行为意图的影响，行为意图越强，具体行为发生的概率就越大，反之亦然。行为意向又受行为态度、主观规范和感知行为控制三个因素的影响[6]。计划行为理论在旅游志愿服务、青年志愿服务等方向得到应用，该理论的预测和解释力也都得到了证实。但是通过整理文献资料发现，该理论鲜有被应用到大学生志愿服务意向的研究中。计划行为理论作为知名的行为研究理论，为深入分析大学生志愿服务意愿的影响因素提供了良好的理论基础。本文基于计划行为理论，利用结构方程模型分析影响大学生志愿服务意愿的因素。

1.2 研究假设

1.2.1 志愿服务态度与志愿服务意愿 态度是个体对某种行为的好恶程度的评价，对行为意愿有重要影响[7]。章曼娜认为志愿服务意愿主要来自个体自我发展和完善的内在驱动力，志愿服务给志愿者带来的正向效用越强，志愿者参加志愿服务的意愿就越强烈。Marta等[8]通过实证分析也验证了态度与志愿服务意愿存在显著的正相关关系。因此，本文提出以下假设：

验证性因子分析。验证性因子分析是整合性SEM分析的前置步骤，被使用于检验测量模型中的观察变量与潜在变量的假设关系。测量模型由志愿服务态度8个观察变量、主观规范4个观察变量、知觉行为控制4个观察变量和志愿服务意愿4个观察变量构成，利用AMOS 26.0软件对整体测量模型进行结构效度检验。对于因子载荷较小，根据修正指数（MI）标准，删除A12、A15和B24三个观察变量。各项拟合指标为：X2/df=2.254＜3，表明拟合良好；RMSEA=0.065＜0.08，结果予以接受；GF1=0.908＞0.9，结果适配良好；AGF1=0.876＞0.08，结果予以接受；CF1=0.938＞0.9，结果适配良好；TLI=0.925＞0.9，结果适配良好。综合来看，先期提出的因素结构与数据拟合理想。量表信度和效度及因子分析情况如表1所示。

1.2.2 主观规范与志愿服务意愿 主观规范是指个人对是否采取某项特定行为所感受到的社会压力和个人规范[6]。张宝生等[9]认为对于大学生志愿者来说，社会压力是来自身边的父母、朋友、同学、教师以及自己生活圈的其他人对志愿服务活动的认可程度；Cialdini等[10]认为个人规范体现了社会责任、道德规范及规章制度等对参加志愿服务的影响。Cao等[11]认为主观规范是大学生志愿服务意愿的关键因素，对志愿服务意愿有显著的影响。因此，本文提出以下假设：

在妊娠的初期直到临产，随时都应该意识到可能发生母胎病理性变化的意外，定期到有条件的妇产科进行母胎监护和必要的防治措施。高龄产妇要特别重视和做好产前检查，应缩短检查的时间间隔，从确诊怀孕开始，应每半个月检查一次；从第8个月开始，每周检查一次。要特别注意血压，以便早期发现妊娠合并症。若发现异常，及时采取有效措施，必要时尽快住院治疗。

本文通过调查问卷的方式获得研究数据，依据TPB理论和参考已有文献如Ajzen[6]、杨月坤[13]等设计本调查问卷测量题项。调查问卷分为两部分，第一部分共7题，主要是调查对象个体基本信息；第二部分共31题，采用李克特五级量表对调查对象志愿服务意愿、行为态度、主观规范以及知觉行为控制进行测量，从高到低对应调查对象对题项表述的符合或者赞同程度。2022年3～4月，采用在线问卷的方式对宿州学院在校学生进行调查，共收集问卷376份，其中有效问卷数365份，样本有效回收率97%，符合结构方程（SEM）大样本的要求。

1.2.3 知觉行为控制与志愿服务意愿 知觉行为控制是指个体根据自己所掌握的经验、资源及机会等对自己是否能够顺利完成预期目标的主观判断与信念[6]。通常掌握的经验、资源和机会越多，个体对行为意愿的知觉行为控制越强。熊智伟等[12]认为知觉行为控制对意愿有较大的贡献度，在特定的情境下，高知觉行为控制能力可以直接引发意愿的产生。因此，本文提出以下假设：

2.2.3 假设检验及模型结果分析 在信度效度分析的基础上，进一步对研究假设进行验证，各变量间的标准化路径系数、P值以及假设检验结果见表2。

2.2.2 效度分析 探索性因子分析。在进行因子分析之前，首先需要对KMO样本测度和Bartlett球形检验对数据相关性进行检验，只有KMO值大于临界值0.7，Bartlett球形检验值显著性概率小于0.05时，才适合做探索因子检验。根据表1结果显示，KMO的值为0.897，Bartlett球形检验的显著性为0.000，说明模型原有变量间有较高的显著性，适合做探索因子分析。在进行探索性因子分析时，采用方差最大正交旋转和主成分分析，按照特征值大于1的标准提取出四个主成分，旋转后的因子载荷都大于0.5，说明问卷具有良好的结构效度。

2 实证分析

2.1 问卷设计与数据来源

H2：主观规范对志愿服务意愿有正向影响

2.2 信度与效度检验

按照相关规则,按照税法规定外国企业以及外国企业收入,相关企业包含三例:在资金、运营、购销等方面，存在直接或间接地操控或具有联系;直接或间接地同为第三者所操控或具有;以及有其他利益上的相相联系。

Paraffin-embedded tumor sections were stained with PCNA antibody (1 : 400). Detection was carried out by using GTVisinTM immunohistochemical analysis KIT (Gene Tech Co., Ltd., Shanghai, China). The images were observed under a microscope (IX73; Olympus, Japan).

H3：知觉行为控制对志愿服务意愿有正向影响

表1 量表信度和效度及因子分析情况

H1：大学生志愿服务态度对志愿服务意愿有正向影响

本研究结果提示腹腔镜辅助保肛术具有手术时间短、术后恢复快、出血少及安全性高等优势。与对照组相比，观察组患者术后胃肠道功能恢复较快，主要是由于腹腔镜手术创伤较小，术中对内脏器的机械牵拉较少，同时可清楚地保护和识别盆腔自主神经。此外，由于腹腔镜手术创伤小，术后疼痛较轻，术后患者下床活动较早，有利于胃肠道功能恢复［11］。两种术式在治疗低位直肠癌都可取得全直肠系膜切除的治疗效果，其疗效及患者生活质量差异均无统计学意义［12］。另外，腹腔镜组患者手术分离出较多的淋巴结数目，表明腹腔镜治疗低位直肠癌的全直肠系膜切除效果更佳。

（1）志愿服务态度对志愿服务意愿具有显著的正向影响。表2结果显示，志愿服务态度与志愿服务意愿标准化路径系数为0.359，在1‰水平下显著，说明如果志愿服务态度每提高1个单位，志愿服务意愿也随之提高0.359个单位，假设H1由此得到验证。在志愿服务态度的各个观察变量中，A16、A17的标准化路径系数最高，分别为0.811和0.813。这说明，大学生在参加志愿服务活动希望在帮助他人和为学校和社会发展做出奉献的同时，也能够借助志愿服务活动来培养自己的能力和积累一定的社会经验。

（2）主观规范对志愿服务意愿无显著的影响。主观规范对志愿服务意愿在5%水平下不显著，假设H2未能得到验证。B21、B22和B23对志愿服务意愿没有显著效应。原因可能有两个方面：一是志愿服务本质是一种不求回报、自愿、不受他人意愿支配的行为，大学生参加志愿服务多属于自发行为，个人的意愿占主导；二是一部分学生参加志愿服务是为获得社会责任学分，当满足一定的社会责任学分后，参加志愿服务活动频次明显下降，周边亲朋对志愿服务的认可对其影响也不再显著。

2.2.1 信度检验 信度是指测量数据的可靠性。在利用问卷调查的方式获得数据时，不可避免会存在一定的抽样误差、测量误差等。因此，为了确保模型分析结果的质量，有必要对量表的信度进行检测。Cronbach’s α系数是检验问卷可信度的常用方法，系数越高，量表的整体一致性越好，数据分析的结果越可靠。根据罗纳德的观点，Cronbach’s α系数不得小于0.7，否则信度不具有可靠性。本文采用SPSS 26软件对初始量表中的志愿服务态度、主观规范、知觉行为控制和志愿服务意愿进行信度分析。志愿服务态度、主观规范、知觉行为控制和志愿服务意愿的Cronbach’s α系数都大于0.7，校正后的总相关系数（CITC）超过了0.4，说明量表具有较高的内部一致性，问卷具有良好的稳定性和可靠性。

（3）知觉行为控制对志愿服务意愿具有显著的正向影响。知觉行为控制对志愿服务意愿标准化路径系数0.529，在1‰的水平下显著，说明如果知觉行为控制每提高1个单位，志愿服务意愿也提高0.529个单位，假设H3由此得到验证。而且知觉行为控制与志愿服务态度相比，知觉行为控制对志愿服务意愿的贡献度更大（0.529＞0.359），知觉行为控制的各个观察变量的标准化路径系数从高到低依次为C32、C33、C34、C31 。良好的身体条件和自身的能力对大学生参加志愿服务意愿影响较大，说明大学生参加志愿服务是理智性行为，是经过深思熟虑的，而不是盲目跟风参加，这也进一步解释了B21、B22和B23对志愿服务意愿没有显著效应。此外，有效获取志愿服务活动的信息也是影响大学生参加志愿服务意愿的重要因素。

3 研究结论与对策建议

本文基于TPB理论，运用结构方程模型分析了大学生志愿服务意愿的影响因素，分析得出志愿服务态度和知觉行为控制对大学生志愿服务的意愿具有正向显著影响，且知觉行为控制对大学生志愿服务意愿影响更大，主观规范对大学生志愿服务意愿没有显著影响。基于此提出以下建议来提高大学生参加志愿服务活动的积极性和有效发挥志愿服务立德树人功效。

第一，畅通信息渠道，提高志愿活动知晓率。能否有效获取志愿服务活动的信息是影响大学生志愿服务意愿的重要因素。学校志愿服务活动很多是组织内部的活动，组织外的学生很少能及时获得信息。因此，要充分利用“三微一端”加强志愿服务的宣传力度，拓展学生对志愿服务信息的获取渠道，提高学生参与志愿服务意愿。

皇权伴随帝国梦的破灭出现断层，统治美学却并未终止，它因长期存在而留下巨大惯性，如记忆和基因一般流传下来，幻化成陶瓷本身所携带的思维样式，它有别于西方陶艺的情趣化表现，更多体现的是对空间的占有或渲染。这的确是一种非常神奇的感受，就像皇权赐予的物件一般，拥有当代语境下的魔力。

第二，丰富志愿活动形式，提高参与者的兴趣。志愿服务一方面是参与者帮助他人、奉献社会的体现，同时也是参与者对精神世界的追求。在条件允许的情况下，学校应当充分考虑学生的个人兴趣，开展形式多样的志愿组织活动，充分调动大学生参加志愿服务的积极性[14]。

第三，健全组织结构，增强服务信心。现阶段很多志愿服务组织只负责招募志愿者却忽略了对志愿者的服务能力培训，研究发现大学生参加志愿服务是理性的行为，他们会考虑自身能否胜任志愿服务工作，而减轻学生志愿服务前的“畏难”情绪行之有效的方法是有针对性地对其进行培训。因此，学校应当健全志愿服务组织结构，注重对志愿服务能力的培养，增强参与者的服务信心。