摘要：志愿服务正逐渐成为中国青年参与国家建设和社会发展的重要方式。青年群体处于职业发展起步阶段，工作状况是影响其志愿服务参与的重要因素，在其具体的作用机制上存在“时间约束理论”和“社会整合理论”之争。通过对2019年“中国社会状况综合调查”相关数据的分析发现，工作时间与中国青年志愿服务参与率和参与深度均呈倒“U”型曲线关系；工作时间较为灵活的青年更乐于参与志愿服务活动，也倾向于贡献更多的服务时间。研究结论为社会整合理论提供了中国情境下的经验证据，也为解决青年群体志愿服务参与的短暂性与不稳定性等现实问题提供政策启示。

        一、引言

        近年来，志愿服务在世界范围内发生了巨大的变化。自2019年以来，习近平总书记数次就志愿服务发表讲话，对志愿服务高度认可，并从国家顶层设计层面明确了新时代志愿服务发展的定位、方向、使命和愿景。志愿服务被提升到“社会文明进步重要标志”的高度，要同国家社会治理现代化以及“两个一百年”奋斗目标同行。2017年，中共中央、国务院印发《中长期青年发展规划（2016—2025年）》，将青年社会融入与社会参与的发展目标确立为：“青年参与社会主义现代化建设的积极性主动性进一步增强，青年志愿服务水平进一步提高”,并进一步提出“到2025年实现实名注册的青年志愿者总数突破1亿人”的要求。大力发展青年志愿服务已成为中国重要的国家战略。
        截至2017年年底，在“志愿中国”信息系统登记注册的志愿者有6385余万人。其中，14—35岁的注册志愿者占70.41%，而在活跃的志愿者中，比例最高的仍为青年群体（65.1%），平均每月提供10.4次志愿服务（邹宇春、张宾，2018）。另据《2019年中国志愿服务发展指数报告》，2020年初对全国范围62家志愿服务组织的18002名活跃志愿者的调查显示，18—34岁青年占活跃志愿者的49.68%（翟雁等，2020）。青年是注册志愿者的主要群体，在志愿服务中发挥了中坚力量。
        社会学、经济学和心理学研究者对志愿服务研究通常围绕两个核心问题：什么人参与志愿服务和人们为什么参与志愿服务？前一问题聚焦社会分层的结构性问题，旨在发现系统性排斥志愿活动参与的关键社会经济因素（Morrow-Howell et al., 2003; Musick et al., 2000; Wilson & Musick, 1997）;后一问题侧重研究人们对志愿服务的本质和意义的文化认知，探讨“志愿服务的价值”以及家庭、同辈群体和教育机构的社会化机制的影响（Bekkers, 2007; Janoski et al., 1998）。国内关于青年群体志愿服务参与的研究已积累了丰硕的成果，并将影响志愿服务参与的关键因素指向个体时间资源的可获得性（张网成，2015）。与大学生相比，已经就业的青年由于工作的原因必然面临更大的时间压力。在分析工作通过何种机制影响人们的志愿服务参与问题上主要有两种不同的理论解释。“时间约束理论”认为，人们只能在完成本职工作后才能将尽可能多的闲暇时间用于志愿服务，工作时间与志愿服务参与呈负向关系（Freeman, 1997; Robinson et al., 2016）。“社会整合理论”承认时间约束的合理性，但更强调工作对社会资本的积累，并进一步认为这会提高受邀参与志愿服务的机会，预期工作时间与志愿服务参与呈倒“U”型关系。工作虽然减少了人们的闲暇时间，但也在社会整合中发挥关键作用。与未受雇者不同，从事兼职工作的人不仅可以享受劳动力市场参与带来的社会整合的利益，而且也不必像全职工作者那样受时间约束（Musick & Wilson, 2008; Rotolo & Wilson, 2007）。
        那么，工作状况对中国青年志愿服务参与的影响是遵循时间约束理论还是社会整合理论？鉴于目前国内鲜有研究考察工作状况如何塑造青年志愿服务参与，本研究利用2019年“中国社会状况综合调查”（Chinese Social Survey，CSS）的相关数据，分析工作时间与中国青年志愿服务参与率和参与深度的关系。

        二、相关文献综述

        （一）不同学科视角下的志愿服务        

         有研究将志愿工作定义为“为当事人提供的无偿劳动，而劳动者对当事人不负有合同、家庭或友谊义务”（Tilly & Tilly, 1994）。不同于劳动力市场和非正规部门的工作，志愿服务工作是非商品化的；而相比于家庭劳动，个人几乎能够完全自由决定是否参与志愿服务工作。因此，不能仅因为志愿服务无偿就视其为“非生产性”活动，它与其他生产活动的区别仅在于它具有“大于任何报酬的市场价值”（Smith, 1981）。
        与经济学者将志愿服务理解为具有可计算经济价值的“无偿工作”不同，社会学者对志愿服务的研究兴趣主要指向社会秩序、社会团结或社会整合等经典问题。他们将志愿服务理解为一种社会现象，涉及个人、群体和协会/组织的社会关系和互动的模式（Hustinx et al., 2010）。志愿服务通常被视为一种将社会成员联系在一起的基础却又特殊的社会团结形式，是社会成员对利他主义、同情心、慷慨、社会责任和社会凝聚力等社会核心价值观的表达（Putnam, 2000）。威尔逊和缪齐克（Wilson & Musick, 1997）整合了不同学科的观点，认为志愿服务不仅是一项需要人力资本的生产性工作，还是需要社会资本的集体行为和基于文化资本由道德引领的工作。
        （二）时间约束理论与社会整合理论         

        尽管不同研究对志愿服务的理解有差异，但都把时间当成是志愿者参与志愿服务投入的最重要资源。时间约束理论和社会整合理论是其中两个主要理论。
        1.时间约束理论
        经济学家假设人是自利的（Smith,1981）。然而人们从事志愿服务活动所付出的成本通常超过其直接收益。对这种明显不合理的行为，瓦扬古（Vaillancourt,1994）认为，志愿者无偿贡献自己的时间并不是一种牺牲，在看似无私的行为中志愿者可能会获得利益，如获得个人利益或是公共利益。由此形成了“私人利益模型”和“公共产品模型”。“私人利益模型”假设个体从志愿服务中获得私人利益，进一步区分为“投资模型”和“消费模型”。“投资模型”聚焦利益交换，即志愿者在志愿服务活动中接受培训并获得职业技能，从而增加人力资本；“消费模型”则强调志愿服务参与带给个人的快乐或温情效应（Andreoni,1990）。“公共产品模型”认为个人捐赠时间是为了增加其重视的公共产品和服务的供给。然而，一些研究却发现，志愿服务并没有随政府社会福利支出的增加而出现“挤出”效应（Day & Devlin, 1999）。这表明人们是“不纯粹的利他主义者”，志愿者既关心社会公共产品的实际水平，也关心从志愿服务活动中获得的其他个人利益。
        当志愿服务被视为生产性活动，就有必要讨论志愿者需要投入的时间成本，而这主要是由自身时间可用性和价格共同决定（Bekkers, 2004; van Ingen & Dekker, 2011; Wilson, 2000）。一方面，从时间的可用性看，时间是一种有限资源，个人用在一个生活领域的时间越多，就势必压缩其他生活领域的时间。随着闲暇时间的减少，参与志愿服务的成本增加（Bekkers, 2004）。另一方面，从时间的价格看，志愿者通常会根据将时间用在其他活动的价值来衡量志愿服务的时间成本（Salamon et al., 2011）。时间的经济价值越高，人们愿意放弃的时间就越少。因此，考虑到市场劳动是人们生活最主要的经济来源，也是最为耗时的活动，时间的可用性和价格主要取决于个体的工作状况。那么能够合理推测，个人花在工作上的时间越多，他们用在参与包括志愿服务等其他活动的时间就越少。具体来说，从事全职工作的人受到时间约束的程度最大；与没有从事市场劳动或兼职工作者相比，他们也更不愿意捐献自己的时间。
        20世纪70年代至90年代中期，西方社会经历了教育扩张、世俗化和就业市场的急剧变化。普特南（Putnam, 2000）对美国民众志愿服务参与的世代分析表明，年轻世代中更多的女性从事全职工作，因此减少了志愿服务劳动的供给。蒂恩（Tiehen, 2000）通过对1965—1993年四期“当代人口调查”（Current Population Survey, CPS）的时间日志数据研究发现，在将近30年间，已婚女性就业率的提高对女性志愿服务参与的减少具有重要影响。安德森等（Anderson et al., 2006）考察了加拿大、荷兰、英国和美国自20世纪60年代中期到20世纪90年代末志愿服务的变迁情况，发现这一时期美国民众志愿服务参与呈下降趋势，1975年后下降得更为明显；而其他3个国家民众的志愿服务参与率较为稳定。他们认为上述趋势主要是由于美国女性将大量的时间投入市场劳动所致。
        部分关于受雇状况如何影响志愿服务的研究提供了更为直接的证据。谷口吉生（Taniguchi, 2012）利用2009年“美国时间利用调查”（American Time Use Survey, ATUS）数据研究发现，人们的工作时间每增加1小时，其参与志愿服务的概率降低0.4个百分点。还有学者基于1975年至2005年的“荷兰时间利用调查”（DTUS）数据获得类似的研究结果。他们发现未受雇者比受雇者更有可能参与志愿服务，而且服务时间也更长（van Ingen & Dekker, 2011）。较近的一项研究利用2003年至2013年的“当代人口调查”数据，系统地考察了未受雇、兼职工作和全职工作的个体参与志愿服务的情况，发现未受雇者比受雇者更有可能成为志愿者，而在受雇群体中，兼职工作者比全职工作者参与志愿服务的可能性也更高；就志愿服务时间而言，未受雇者、兼职工作者和全职工作者贡献的时间同样依次降低（Piatak, 2016）。
        与上述使用截面数据的研究不同，一项基于1993年至2005年“英国家庭追踪调查”（British Household Panel Survey, BHPS）的研究表明，与全职工作相比，兼职工作增加了个人参与志愿服务组织的可能性（Kamerāde, 2009）。另一项使用两期“丹麦志愿服务调查”（Danish Volunteer Survey，DVS）的追踪数据分析发现，个人周工作时间的增加会显著降低其月度或年度的志愿服务时间，周工作时间与月度或年度志愿服务参与率均呈现负向关系，但统计显著性略有差异（Qvist, 2021）。
        综上所述，根据“时间约束理论”，对正处在职业发展初期的青年来说，如果投入工作的时间越多，那么志愿服务参与的可能性和参与程度受到的挤压越严重。据此提出如下假设。
        假设1.1:青年的工作时间越长，志愿服务参与率越低；
        假设1.2:青年的工作时间越长，志愿服务参与次数越少；
        假设1.3:青年的工作时间越长，志愿服务参与的总时间越少。
        2.社会整合理论
        随着工作需求的日益增加，社会联系的场所可能已经从社区、邻里等传统场所转移到职场（Hochschild, 1997; Perrow, 1991）。普特南（Putnam，2000）认为，工作对社区参与具有相反的两种影响。首先，工作减少了时间的可用性，降低了人们参与志愿服务的机会；其次，与时间的可用性同样重要的是在工作场所建立的社会网络，人们正是通过这些社会网络被招募为志愿者。因此，在普特南看来，兼职工作才是最有利于志愿服务参与的，因为与全职工作相比，兼职工作为人们提供了充足的闲暇时间；与未受雇相比，工作中的社会关系又提供了更多参与志愿服务的机会。工作除了增加被招募为志愿者的机会外，社会激励措施也发挥一定作用。当潜在的志愿者与被请求人关系密切时，个人出于对朋友的信任和不想让朋友失望的原因更可能投入自己的时间（Brady et al., 1999; Wood, 1997）。如果说“粘合型社会资本”增加了关系密切者直接招募成功的可能性，那么“桥接型社会资本”则提高了那些未被招募的个体参与志愿服务的机会（Paik & Navarre-Jackson，2011）。因此，未受雇者会因缺乏粘合型社会资本和桥接型社会资本而面临社会排斥（Gundert & Hohendanner 2014; Rotolo & Wilson 2003），其参与志愿服务的机会低于兼职工作者。
        工作给予人们的潜在利益除了职场建立的社会网络外，还包括归属感（Jahoda, 1982）和自信心（Brady et al., 1995）。威尔逊（Wilson, 2012）基于依恋理论认为，如果人们自信，那他们就更有可能参与志愿服务解决他人的需求和苦难；缺乏安全感的人可能会觉得自己无法帮助他人。相关研究也表明，依恋安全为同情和关怀提供了基础（Mikulincer & Shaver, 2005），依恋回避则与更低水平的志愿者活动参与率、投入时间和受到利他价值观的激励有关（Gillath et al., 2005），而那些有依恋不安全感的人不太可能成为志愿者（Erez et al., 2008）。此外，工作还锻炼了人们的主动性、思想性和独立性，对公共生活有“外溢性”的好处，因为公共活动也需要人们具有这些相同的特点（Musick & Wilson, 2008; Wilson & Musick, 1997）。因此，人们从工作经验中获得参与公共活动所需的重要技能，未受雇者可能缺乏锻炼相应技能的机会，从而导致他们难以参与志愿服务活动。
        因工作带来的社会资本、归属感以及技能训练，受雇者参与志愿服务的可能性高于未受雇者；而在受雇群体内部，与全职工作者相比，兼职工作者有更多的闲暇时间，更可能参与志愿服务。因此，受雇状态或工作时间与志愿服务参与可能呈现倒“U”型关系。既往来自不同国家关于失业与志愿服务参与的经验发现提供了部分证据。一项英国的调查显示，未受雇者更可能报告之所以未参与志愿服务的原因在于没有受到招募（Goddard, 1994）。埃林哈根（Erlinghagen, 2000）运用1992年和1996年“德国居民的追踪”数据分析发现，未受雇者的志愿服务参与率低于受雇者。其他一些对志愿服务而非公益组织参与的全国性调查发现，兼职工作者的参与程度高于全职工作者和未受雇者（Hodgkinson & Weitzman, 1994; Vaillancourt & Payette, 1986）。
        2000年后的几项研究更细致地分析了未受雇者、兼职工作者和全职工作者的志愿服务参与情况。谷口吉生（Taniguchi, 2006）利用美国调查数据考察了两性的就业状况、家庭特征与志愿服务参与的关系，结果表明，女性兼职工作者比全职工作者参与志愿服务的倾向高出16%，每月志愿服务时间也会多2.9小时；对男性来说，兼职、全职或超时工作者在志愿服务参与上未呈现显著差异，与这些受雇者相比，未受雇者参与志愿工作的可能性降低了16%，并且每月志愿服务时间也减少了2.4小时。另一项基于相同数据的研究发现，兼职工作者的志愿服务参与显著高于全职工作者和失业者（Einolf, 2011）。除上述基于截面数据的研究外，一项使用1978年至1991年追踪数据的研究发现，家庭主妇在志愿服务参与率和参与时间上都超过了受雇者，仅在就业女性中，兼职工作者最有可能参与志愿服务（Rotolo & Wilson, 2007）。
        综上所述，根据“社会整合理论”，与未进入劳动力市场者相比，随着青年投入工作的时间增加，其在工作场所建立和发展的社会关系也会逐渐积累，从而使他们拥有更多受邀参与志愿服务的机会。然而，随着个体工作时间的进一步增加，势必也会挤压其参与志愿服务的机会与参与程度。因此，我们提出如下具体假设。
        假设2.1:青年的工作时间对志愿服务参与率的作用呈现倒“U”型曲线特征；
        假设2.2:青年的工作时间对志愿服务参与次数的作用呈现倒“U”型曲线特征；
        假设2.2:青年的工作时间对志愿服务参与总时间的作用呈现倒“U”型曲线特征。

        三、研究设计

        （一）数据与样本
         本研究使用的数据来自中国社会科学院社会学研究所2019年进行的“中国社会状况综合调查”。该调查采用概率抽样的入户访问方式，2019年调查区域覆盖了全国31个省/自治区/直辖市，最终获得18—69周岁的有效样本数为10283个。CSS调查问卷的基础模块包含了个人基础信息、劳动与就业、家庭结构、家庭经济状况等内容，涉及个人具体的市场劳动时间。
2019年调查问卷中的热点模块涵盖了志愿服务参与，包括参与志愿服务的项目、参与频次、参与时间等具体事项。因此，2019年CSS是目前国内为数不多的同时涵盖市场劳动时间和志愿服务参与时间的数据。本研究中的青年界定为18—35岁，总样本中出生在1984—2001年的受访者共2602人。由于本研究考察的是市场劳动时间的影响，因而未包括正在上学和务农者，在剔除含有缺失值和异常值的样本后，最终进入分析模型的样本量为1761个。
        （二）变量
         志愿服务参与是本研究的因变量，包括个体是否参加过志愿服务、参与志愿服务的频次、时间。上述变量通过2019年CSS问卷中“志愿服务”模块的问题进行操作化。调查询问受访者“您本人在近一年以来参加过以下哪些志愿服务”。选项包括“儿童关爱、青少年辅导、老年关怀、妇女维权/保护、扶助残障、支教助教、扶贫济困、医疗护理、法律援助、环境保护、抢险救灾、国际援助、其他”13种项目和“以上都无”。参加过上述任何一项志愿服务编码为1，选择“以上都无”编码为0。志愿服务参与频次和时间的测量指标为“近三个月以来，您参加过几次志愿服务活动，共约几小时”。考虑到参与频次和参与时间都是限值变量，将参与频次超过20次的离群值重新编码为20次，参与的时间范围为0—200小时；进而求得个人参与志愿服务的月均频次和时间。
        本研究的自变量为个人市场劳动时间。调查问卷中分别询问了受访者如下问题：“请问今年以来您这份非农工作平均每天工作多少个小时”和“请问今年以来您这份非农工作平均每月工作多少天”。本研究使用受访者每天工作时间与每月工作天数相乘得到个人月均市场劳动时间，并同时按照每周工作40小时为超时工作的界限，将其划分为未受雇、兼职工作（不足120小时）、全职工作（120—160小时）和超时工作（超过160小时）。
        本研究将一系列与志愿服务参与高度相关的人口学变量和社会地位变量作为控制变量放入模型，包括受访者的性别、出生世代、民族、宗教信仰、受教育年限、政治面貌、户口状况、单位性质、婚姻状况、家庭年收入、家庭中未成年子女数量和居住地区。其中受教育年限和家庭年收入为连续变量，其他控制变量为虚拟变量。在分析受访者参与志愿服务的频次和时间时，本研究还控制了受访者参与志愿服务的类型，鉴于参与过国际援助的受访者极少，将其重新编码为“其他”。
        （三）模型与分析策略
        首先分析不同受雇状况对志愿服务参与的影响，在此基础上进一步分析市场劳动时间对因变量的作用机制。对本研究涉及的变量进行描述性统计时，对自变量与控制变量，分别呈现连续变量的均值与标准差以及类别变量的百分比。对因变量的第一部分，是否有过志愿服务参与为二分变量，采用逻辑斯蒂（Logistic）回归模型进行分析；对第二部分，志愿服务参与频次与时间，都是计数变量，只能取非负整数值，且分布特点表现为较多的零值，在比较泊松回归模型、负二项回归模型以及两者的零膨胀回归模型后，最终选用负二项回归模型。

        四、主要研究发现
        （一）青年工作时间和志愿服务参与的基本状况
        1.青年群体的工作时间
        研究发现，18—35岁的青年群体每月的工作时间平均为143.83小时。青年群体中未受雇、兼职工作、全职工作和超时工作者的比例分别为31.06%、8.75%、22.71%和37.48%。其中，后三个群体每月的平均工作劳动时间分别为71.83小时、169.46小时和264.31小时。进一步与36—64岁的中年劳动力人群的数据结果进行比较可以发现，其月均工作时间为87.53小时，与之相较，青年群体月均工作时间高出56.3小时。在中年劳动力群体中超时工作者的比例为22.22%，比青年群体中的比例大约低15.26个百分点。由此可见，与劳动力人口中其他年龄段的群体相比，青年群体承担了更多的市场劳动责任，自然也面对更高的工作时间压力。
        2.青年群体的志愿服务参与
        青年群体中，报告在过去一年内参加过至少一种类型的志愿活动的比例为32.99%。其中，青年参与较多的三类志愿服务分别为环境保护（15.11%）、老年关怀（11.02%）和儿童关爱（10.68%），参与比例均超过10%；除其他类型的志愿服务外，参与较少的三类志愿服务为妇女维权/保护（1.36%）、法律援助（1.31%）和国际援助（0.06%）。在参与过志愿服务的青年中，多数仅参与过一项或两项志愿服务，比例分别为42.86%和26.16%；30.92%的青年参与过三类及更多志愿服务。与之形成明显对比的是，在36—64岁的中年劳动力人口中，近一年参加过志愿服务的比例仅为22.19%，比青年的志愿服务参与率低10.8%。
        调查还询问了受访者近三个月参加过志愿服务活动的次数与时长情况，青年受访者平均参加志愿服务的次数为0.39次，平均时长为1.53小时。仅就近三个月参加过志愿服务者而言，平均参加志愿服务的次数为2.51次，平均时长为9.85小时。其中，48.92%的青年受访者表示自己参加过一次志愿服务活动，参加过两次志愿服务活动的比例为25.90%，25.18%的青年参加过三次及以上次数的志愿服务活动。反观36—64岁的中年群体，他们平均参加志愿服务的次数为0.38次，平均时长达1.56小时。如果仅就近三个月参加过志愿服务的中年人看，其平均参加志愿服务的次数和时长分别为3.4次和13.8小时，比青年群体分别高出约1次和4小时。
        综上所述，青年群体参与志愿服务活动的比例远远高于中年群体，这表明青年群体比中年群体更加积极地参与志愿服务活动。值得关注的是，虽然两个群体平均参加志愿服务活动的次数和时长相近，但如果仅就近三个月参加过志愿服务的中年人看，青年群体无论是参与次数和时长都远远不及中年群体。
        （二）青年志愿服务参与的影响因素
        1.个体特征与志愿服务参与
        表1展示了青年受雇状况与志愿服务活动参与的回归模型结果。模型1.1的结果显示，有宗教信仰、党员、体制内单位工作、受教育年限的系数为正且都具有统计显著意义，表明具有上述特征的青年更加倾向于参与志愿服务活动。个体社会经济地位与志愿服务参与的关系和之前研究结果基本一致（张文宏等，2022），本研究也尝试利用个人年收入替代家庭年收入纳入模型，结果仍一致。与个人或家庭经济状况相比，个体的受教育程度是影响其志愿服务参与的决定性因素。
对青年志愿服务参与率具有显著影响的多个因素在模型1.2和模型1.3中不再显著；反而男性、少数民族、婚姻状况和家庭中未成年子女数量均具有统计显著意义。值得我们关注的是婚姻状况和家庭中未成年子女数量。与未婚者相比，在婚者参与志愿服务活动的可能性更高；而与没有未成年子女的青年相比，有一个或更多未成年子女都会降低青年参与志愿服务的倾向。该结果可能反映的是，与未婚单身者相比，已婚青年夫妻在日常生活中可能更乐于通过参与志愿服务与他人建立联系，或是希望在自己家庭需要时也能获得他人帮助。而未成年子女数量的负效应恰恰反映的是，照料未成年子女进一步挤压了青年参与志愿服务活动的时间。
        2.受雇状况与志愿服务参与
        模型1.1的结果显示，在控制其他变量的情况下，“受雇状况”中的“未受雇”和“超时工作”两个虚拟变量均具有统计显著性。与兼职工作者相比，未受雇者参与志愿服务活动的概率会降低51.90%（1-e-0.732），超时工作者参与志愿服务活动的概率会降低30.72%（1-e-0.367）。全职工作的系数为负但不具有统计显著意义。模型1.2中工作状况与志愿服务参与频次的结果与模型1.1结果相近：与兼职工作者相比，未受雇者和全职工作者、超时工作者参与志愿服务的次数都会降低，其中，未受雇者的系数仅在0.1水平上具有统计显著意义，而全职工作和超时工作均不具有统计显著性，不过通过系数仍可判断出随着工作时间的增加，参与志愿服务的次数呈先增后减的趋势。在模型1.3中，“工作状况”的三个虚拟变量系数均为负且具有高度的统计显著性：与兼职工作者相比，未受雇者、全职工作者和超时工作者参与志愿服务的时间都会显著降低。
         这些发现表明，与未受雇者、全职工作者和超时工作者相比，兼职工作者在志愿服务参与率、参与次数和时间上都是最高的，即按照未受雇、兼职工作、全职工作和超时工作的顺序看，工作状况与志愿服务参与率、参与次数和时间三者均呈现先升后降的倒“U”型关系。由此“社会整合理论”假设得到初步支持。

        五、结论与讨论

        志愿服务已逐渐发展成为中国社会发展的重要领域。本研究发现，青年群体的志愿服务参与率显著高于其他年龄群体；然而，如果从志愿服务参与程度看，无论参与志愿服务的频次还是服务时长都相对较低。该结果可能预示青年群体正处于个人生命历程中成家立业的时期，需要同时承担市场劳动和家务劳动双重责任，可利用的闲暇时间少于年长者。本研究还发现，个体层面的宗教信仰、党员身份、工作单位体制和受教育程度能显著预测志愿服务的参与率，上述变量通常能够在一定程度上表征个体文化资本、政治资本和人力资本，特别是党员身份和工作单位体制与个体受到动员的可能性高度相关。然而，这些因素虽然能够显著影响志愿服务参与，但无法塑造个体志愿服务参与深度。相反，与个体时间资源相关的因素，婚姻状况和未成年子女数量，并不会影响个体的志愿服务参与率，却会显著影响其参与深度。
        在上述经验基础上，本研究进一步探讨个体工作状况与志愿服务参与的关系，从而对时间约束理论和社会整合理论进行检验。时间约束理论认为个体工作时间与志愿服务参与呈现负向关系，社会整合理论则预测两者呈现更为复杂的倒“U”型关系。本研究发现，无论利用个体受雇状况还是对工作时间的分析都得到大致相同的结果，工作时间与中国青年志愿服务参与率和参与深度的关系均为倒“U”型。该发现揭示了弹性工作时间对志愿服务参与的影响，与正常工作时间的青年相比，工作时间较为灵活的受雇者会更乐于参与志愿服务活动，也倾向于贡献更多的服务时间。与未受雇者相比，兼职工作的青年由于具有更加丰富的社会关系而受到招募或被动员的机会更高。
        本研究结果对促进青年群体积极参与志愿服务具有重要启示。由于志愿服务的无偿性，青年参与志愿服务的目的并不在于物质回报，仅依靠行政动员或精神激励难以促进志愿者长期深度参与志愿服务。既往研究对青年志愿服务参与动机和激励机制已积累了丰富成果，然而，即使个体具有较强的参与动机，社会组织具有完备的激励机制，但本研究结果表明个体时间资源的稀缺仍是其深度参与志愿服务的最大障碍。在社会转型时期，要促进青年全面参与社会建设，迫切需要壮大志愿者队伍。因此，在探索与构建促进青年群体参与志愿服务的长效发展机制时，不仅要加强志愿精神宣传推广，充分发挥思想教育的引领功能，还需要企业赋予员工更高的工作时间的自主性，同时通过非强制要求、团队建设等方式将企业志愿行为动机外化为影响员工志愿动机的因素，从而促进员工志愿行为动机的产生。更为重要的是，从长期看，时间的价值相比现金和物质价值变化相对较小，政府主导型“时间银行”是扩大社会志愿服务供给的有效途径，青年可以在身体状况较好时付出更多的时间参与志愿服务，通过志愿服务时间的存储在未来需要时换取等值的育儿、养老等家政服务时长，从而能降低未来生活成本，这也可能成为应对少子化、老龄化等人口问题的可行路径之一。
        后续研究可在如下几个方面继续深入考察青年工作状况对志愿服务参与的影响。
        首先，未来研究可更为细致地探讨工作时间、家务劳动时间、照料活动时间和闲暇时间等对青年志愿服务的影响。由于“男主外，女主内”的性别观念主导劳动性别分工，两性承担的市场劳动和家务劳动上的时间压力存在差异，对闲暇时间的使用偏好也有所不同，这可能导致时间约束理论或社会整合理论在两性群体上表现出不同的模式。其次，需要将生命周期视角纳入分析框架，青年正处于进入婚姻和生育子女后的重要身份角色转换阶段，婚姻和子女状况对男性和女性在志愿服务参与机会和参与深度上可能带来不同影响。考虑到参加志愿服务活动不仅是公众的社会责任，还可能带来潜在收益，明确婚姻与家庭因素如何塑造青年的志愿服务参与机会，有利于更好完善促进青年积极参与志愿服务的机制。最后，本研究是基于截面调查数据得到的结论，因而强调的是变量的相关性。如果在今后的调查设计中实现追踪访问，形成长期面板数据，可在模型中消除不随时间变化的干扰项后，进一步补充工作状况变化对志愿服务参与影响的反事实因果证据。考虑到青年面对较大的就业压力，志愿服务参与可能成为帮助失业者求职的重要途径之一，在分析失业对志愿服务参与的影响时，应对积极寻找新工作和完全退出劳动力市场两类群体的高度异质性给予关注。

参考文献：略
文章来源：转载于“青年研究杂志”公众号
作者：刘飞、张文宏，南开大学周恩来政府管理学院；袁佳黎，上海大学社会学院