■ 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) 社會學(xué)院，北京 100875)

黨的十九大報告提出，要“推進(jìn)誠信建設(shè)和志愿服務(wù)制度化，強化社會責(zé)任意識、規(guī)則意識、奉獻(xiàn)意識”，這是對志愿服務(wù)發(fā)展的新要求、新期望。然而，我國目前的志愿服務(wù)發(fā)展水平還遠(yuǎn)遠(yuǎn)不能助力實現(xiàn)“人民對美好生活的向往”。從志愿服務(wù)供給量的角度衡量，我國志愿服務(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)時間很短上。以2010年前后的情況為例，我國居民的志愿服務(wù)參與率約為英國的四分之一、加拿大的三分之一、美國的二分之一；我國志愿者的平均服務(wù)時長約為英國的六分之一、加拿大的八分之一、美國的六分之一；綜合起來看，平均每個人能得到的志愿服務(wù)以時間計算英國約為我國大陸居民的26倍，加拿大約為我國居民的24倍，美國約為我國居民的12倍(1)根據(jù)張網(wǎng)成：《中國公民志愿行為研究》，北京：知識產(chǎn)權(quán)出版社2011年版，第75-76頁表3.19計算得出。。

要擴(kuò)大我國的志愿服務(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)時長。從研究的角度看，既要追問為什么部分社會成員過去沒有或?qū)聿粫⒓又驹阜?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)于前一個問題，目前已有一些研究成果(2)參見王新松 趙小平：《中國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(社會科學(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)于后一個問題則基本上尚無人涉及。兩個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)的影響因素。

一、文獻(xiàn)回顧

因為西方國家的志愿服務(wù)發(fā)展更早達(dá)到了“增長極限”，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)查對象的主觀陳述，如加拿大統(tǒng)計局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，依據(jù)調(diào)查對象的選擇頻次高低分別是：沒有時間、無法做出長期服務(wù)承諾、已經(jīng)提供了足夠的服務(wù)時間、寧愿以捐贈替代服務(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)生了過高費用及有過不良體驗。如果將沒有時間、無法做出長期服務(wù)承諾、已經(jīng)提供了足夠的服務(wù)時間、寧愿以捐贈替代服務(wù)、沒有興趣和健康原因或生理失能歸結(jié)為個人原因，而將其他選項歸結(jié)為組織原因，則二者的選擇頻次比為79.2∶20.8，說明個人原因才是調(diào)查對象在過去一年內(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年主持的一項全國性問卷調(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，依據(jù)選擇頻次高低分別是：沒有時間、不能作出長期承諾、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、社會對志愿者有偏見、對以往經(jīng)歷不滿、已奉獻(xiàn)足夠時間、家人不支持、沒有興趣及“其他”[2]。將這些理由分為個人(及家庭)原因和組織(及社會)原因，則二者的選擇頻次比為61.8∶31.2，說明個人原因也是調(diào)查對象沒有或不準(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)既與個人因素有關(guān)，也受到組織因素的影響。但兩份研究僅僅涉及了調(diào)查對象的主觀歸因，而沒有進(jìn)行建模分析，因此，無法說明個人因素和組織因素究竟是如何產(chǎn)生影響的。運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)，以是集中一段時間參加還是時間分散但比較有連續(xù)性的參加為因變量，以調(diào)查對象的年齡、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)、補貼和購買人身保險的經(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、身份和人身保險三個自變量對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)對象之間的關(guān)系中處于強勢地位有關(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，但其對于志愿服務(wù)組織因素的重視還是有啟示價值的。

二、分析框架

本文的研究對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)歷對其未來傾向的影響。按照布勞的社會交換理論，當(dāng)志愿者預(yù)計在參與某項志愿服務(wù)活動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，即當(dāng)志愿者對參與該項活動有正向的“比較期望”時，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。

事實上，志愿者在參與具體的志愿服務(wù)活動前的“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。除了個人因素外，志愿者估算“比較預(yù)期”還會受到志愿服務(wù)活動信息和組織方信息、服務(wù)對象信息及社會環(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”的要素分為四個方面，即志愿者參與動機(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，志愿者參與動機(jī)與志愿服務(wù)功能項對應(yīng)，前者是志愿者參與的推動力，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)過程中體會到的志愿服務(wù)功能與自己的服務(wù)動機(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，反之亦然。志愿者參與成本是其參與動機(jī)的反向變量，參與過的志愿服務(wù)活動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，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，本文的分析對象不是個體志愿者，而是“志愿家庭”。“志愿家庭”的特點是，同一家庭有多名成員注冊成為志愿者，并有可能“以家庭為單位”參加志愿服務(wù)。與個體志愿者不同的是，“志愿家庭”的領(lǐng)頭參與者(主要是家長)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家庭的預(yù)期收益和預(yù)期成本。不過，這并不會影響分析框架的有效性?；谝陨峡紤]，本文提出以下幾個研究假設(shè)：

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

假設(shè)2：“志愿家庭”的參與成本會顯著影響其未來的參與傾向；

假設(shè)3：“志愿家庭”公益活動的功能將會顯著影響“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

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”平臺上進(jìn)行的，該平臺自2014年以來登記注冊了2萬多個“志愿家庭”。最終回收了2 766份有效問卷。在2 766個“志愿家庭”中，自注冊起未參加過“志愿家庭”公益活動的“志愿家庭”有1 017個，其余1 749個參加過服務(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個主觀歸因項中，沒有時間、不知道哪里有活動、現(xiàn)有活動吸引力不足、健康及身體原因位列前四，個人(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：未來是否會更多參與“志愿家庭”公益活動。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”的家長個人特征變量和家庭特征變量組成；解釋變量則由“志愿家庭”的參與動機(jī)、參與成本、服務(wù)收益、“志愿家庭”公益活動的功能及組織者能力表現(xiàn)等五個方面的變量構(gòu)成。家長的個人特征變量由家長的性別、年齡、文化程度和工作/學(xué)習(xí)時長等4個變量組成；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、是否參與其他志愿服務(wù))和“志愿家庭”參與情況(注冊人數(shù)、參與角色)等五個方面的變量組成?！爸驹讣彝ァ钡膮⑴c動機(jī)變量，本文又將其分為利社會動機(jī)、利孩子動機(jī)、利家長動機(jī)和利家庭動機(jī)4個子變量；與此相對應(yīng)，“志愿家庭”公益活動的功能變量也分為社會服務(wù)功能(包括服務(wù)社會和協(xié)助志愿服務(wù)組織兩個方面)、孩子教育功能、家長自我建設(shè)功能和家庭關(guān)系功能4個自變量?！爸驹讣彝ァ眳⑴c成本變量由沒有時間、家人反對、寧愿捐贈、健康原因和花費太高等5個子變量構(gòu)成，反映來自“志愿家庭”的參與阻力?！爸驹讣彝ァ惫婊顒拥慕M織方能力表現(xiàn)由基本能力(如運作是否規(guī)范、能否設(shè)計方案等)、服務(wù)態(tài)度(如是否尊重志愿者、服務(wù)對象及委托方等)、服務(wù)經(jīng)驗(如是否做過類似活動、執(zhí)行程序是否有條不紊等)、活動效果(如服務(wù)對象是否真正受益、志愿者是否受益等)和資源籌集能力(如能否開展連續(xù)或系列活動等)等五個方面的變量組成。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，包括家長收益、孩子收益、其他家人收益及家庭整體收益4個子變量。

(二)統(tǒng)計分析

由于涉及自變量眾多，我們在建立回歸模型時進(jìn)行了分步處理。第一步，以“志愿家庭”的家長個人特征變量和家庭特征變量為自變量，以未來是否會更多參與“志愿家庭”公益活動為因變量，進(jìn)行了二元回歸分析。統(tǒng)計結(jié)果顯示，控制變量對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，與個人歸因不同，“志愿家庭”的工作時長變量沒有產(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“志愿家庭”動機(jī)變量為自變量，進(jìn)行二元回歸分析，統(tǒng)計結(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“志愿家庭”公益活動功能變量為自變量，重新建模進(jìn)行分析，統(tǒng)計結(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個志愿服務(wù)組織能力表現(xiàn)變量(適合家庭參加的活動少、組織者經(jīng)驗不足、缺少應(yīng)有培訓(xùn)、活動走過場、缺少有效激勵措施、服務(wù)效果不佳)為自變量建立新模型，統(tǒng)計結(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“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》，目的是推動中學(xué)生和小學(xué)生參加志愿服務(wù)。該意見提出了兩個重要的政策舉措，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)評價體系。為了了解該政策對于“志愿家庭”未來參與傾向的影響，我們在第六步的基礎(chǔ)上引入2個政策誘導(dǎo)變量(開設(shè)志愿服務(wù)課程、志愿服務(wù)納入評價體系)為自變量建立了最終的回歸分析模型。統(tǒng)計結(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”的參與動機(jī)對其未來是否更多參與“志愿家庭”公益活動有一定影響，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機(jī)產(chǎn)生了顯著性影響，因為“志愿家庭”行動所要推動的家庭志愿服務(wù)就其定義而言是需要考慮其他家庭成員的參與動機(jī)的，這使得家庭志愿服務(wù)與一般的個體志愿服務(wù)相比更具有理性特征。從“志愿家庭”家長關(guān)于參與動機(jī)的選擇頻次看，四類動機(jī)按重要性依次是：利他動機(jī)(1.43次/人)、利孩子動機(jī)(1.07次/人)、利家長動機(jī)(0.1次/人)和利家庭動機(jī)(0.01次/人)?？梢娂议L帶著孩子參加“志愿家庭”公益活動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，體驗到志愿服務(wù)具有教育孩子功能的“志愿家庭”會選擇在未來參與更多的公益活動。雖然家長非常重視，但利孩子動機(jī)的強弱不會影響“志愿家庭”的未來參與傾向，這意味著在此前的“志愿家庭”公益活動中利孩子動機(jī)并未實現(xiàn)。由此反映的問題是，“志愿家庭”活動的組織方在策劃和組織志愿服務(wù)活動的過程中，要么是缺乏意識，要么是沒有能力同時實現(xiàn)“志愿家庭”的利他動機(jī)和利孩子動機(jī)。

“志愿家庭”的參與成本對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，約一成的注冊時間有三年之久，約四成的注冊時間在兩年以上，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的真正原因。需要補充說明的是，由于“志愿家庭”公益活動中有未成年志愿者參加，因此無論是家長還是組織方都非常小心謹(jǐn)慎，會竭力避免形成難以接受的代價；也因此，基于過去的參與成本經(jīng)驗，“志愿家庭”的家長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”公益活動的功能變量對于“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)活動對于服務(wù)對象、對社會、對公益機(jī)構(gòu)、對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”(實現(xiàn)動機(jī))和志愿服務(wù)組織方的“追求”如社會效益、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)對象的需求，而只是一味地要求參與活動的“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“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)對象的需求，或者根本不重視服務(wù)的實際效果，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員和志愿服務(wù)組織工作。

“志愿家庭”的收益變量對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”公益活動的組織方在策劃和組織活動時根本沒有考慮和回應(yīng)到“志愿家庭”作為一個微型志愿者團(tuán)隊的整體需求。收益變量的影響小于動機(jī)變量，說明“志愿家庭”的未來參與傾向更多是動機(jī)導(dǎo)向的，而非收益引導(dǎo)的。上面提到，“志愿家庭”家長的利己動機(jī)相對來說是很弱的，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)超過了其他各項解釋變量，包括參與動機(jī)變量，這說明很多家長是為了孩子才參加“志愿家庭”公益活動的，也愿意為了孩子更多地參加公益活動。這與最后模型中孩子教育功能對于“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)合會如果真的開始大規(guī)模地推動落實2015年制訂的《意見》，“志愿家庭”的參與需求會迅速擴(kuò)大，但顯然也會加大“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；對數(shù)似然值：1790.460；“肯定會”預(yù)測值：92.1%；“不肯定會”預(yù)測值：36.9%；總預(yù)測值：74.5%。

四、結(jié)論

根據(jù)社會交換理論，志愿者的未來參與傾向是由志愿者對未來參與的“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”活動組織方的服務(wù)功能對于“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機(jī)尤其是利他動機(jī)的影響，“志愿家庭”在此前獲得的收益也將對其未來參與傾向產(chǎn)生影響，但在目前的參與過程中“志愿家庭”僅獲得了家長收益而沒有獲得家長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“志愿家庭”的組織方有所了解。

北京的“志愿家庭”公益活動源于一個“四無”計劃：無必要的理論研究或經(jīng)驗研究先導(dǎo)、無完整的政策文本或指導(dǎo)文件、無具體的行動計劃或?qū)嵤┓桨浮o充足的資源配置或組織準(zhǔn)備。不僅“志愿家庭”公益活動的推動機(jī)構(gòu)和組織者，而且響應(yīng)注冊的“志愿家庭”，包括國內(nèi)學(xué)術(shù)界在內(nèi)，至今對家庭志愿服務(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”公益活動實現(xiàn)哪些特別的、不同于一般志愿服務(wù)所能實現(xiàn)的功能，更遑論有意識地考慮“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。在這樣的互動格局下，“志愿家庭”的動機(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”參與動機(jī)所推動的未來參與傾向最終將會被志愿服務(wù)組織方供給能力方面的抑制性表現(xiàn)所抵消，這樣，不僅事實上更多參與的“志愿家庭”會越來越少，而且注冊成為“志愿家庭”的數(shù)量將會出現(xiàn)減縮趨勢，甚至?xí)辉僭鲩L。事實上，逆轉(zhuǎn)的趨勢已經(jīng)可以觀察到了：最初三年注冊的“志愿家庭”約為兩萬兩千個，自2017年中至今近兩年時間里新增的“志愿家庭”僅約五千個。

雖然本文得出的結(jié)論是，“志愿家庭”的自身要素對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”自注冊起就沒有參加過“志愿家庭”公益活動，在參加過活動的“志愿家庭”中又有約四分之三(77%)前后參加的活動不到四次。如果將在志愿北京平臺上正式注冊視為“志愿家庭”原則上同意參加服務(wù)，那么上述兩個百分比就清楚地表明，北京的家庭志愿服務(wù)市場是供方控制下的“短缺經(jīng)濟(jì)”。在這樣的“短缺經(jīng)濟(jì)”中，“志愿家庭”是被動和弱勢的，而處于強勢地位的志愿服務(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)活動或項目)，因此即便“志愿家庭”愿意在未來更多地參與，也不會獲得相應(yīng)的機(jī)會。缺乏供給能力，既反映了組織方的知識和技能的儲備不足，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員社會力量服務(wù)于行政需要所決定的?？梢?，在北京家庭志愿服務(wù)市場呈現(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機(jī)實現(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)組織同時服務(wù)于志愿者和服務(wù)對象的意識和能力的提升；在制度層面上，則取決于支持和激勵志愿服務(wù)組織自主運行和彼此競爭的政策環(huán)境的形成。