1. 问题的提出
作为社会最大的公约数与第三次分配的重要组成部分，志愿服务逐渐成为推进共同富裕的重要抓手。一直以来，我国高度重视志愿服务工作，将其作为推动社会主义精神文明建设、促进社会和谐的重要举措。《中华人民共和国国民经济和社会发展第十四个五年规划和2035年远景目标纲要》指出：“支持和发展社会工作服务机构和志愿组织，壮大志愿者队伍，搭建更多志愿者服务平台，健全志愿服务体系 [1] 。”可见，发展志愿服务已成为全面建设社会主义现代化国家新发展阶段的重要事项。
志愿服务源于心，献爱心在于行。众多志愿者中，青年志愿者是中坚力量。党的十八大以来，以习近平同志为核心的党中央高度重视青年志愿者事业发展。据《新时代的中国青年》显示，2021年年底，我国14~35岁的注册志愿者已超过9000万人，达到历史以来的新高 [2] 。同时，在共青团中央和中国青年志愿者协会的统一规划、协调和指导下，高校青年志愿服务工作正如火如荼地展开。可见，我国高校青年志愿服务事业发展正展现蓬勃生机。
然而，虽然我国青年志愿者在存量上已达到相当规模，但与西方发达国家相比，我国青年志愿者占人口总数的比例仍然偏低，青年参与志愿服务的类别单一、积极性不强、动力不高现象依然凸显。从国家层面来看，虽然针对青年群体专门设有西部支教、暑期下乡及以国家重大社会经济活动为主招募的大型项目，但囿于成本、时间等因素，能够参加该类志愿活动的青年仅为少数大学生群体，多数青年的志愿服务仍旧以探访老幼、社区服务、公益宣传等活动为主 [3] [4] 。此外，在高校层面，青年志愿服务事业长期维持“党政支持、共青团承办、社会化运作”的运转模式 [5] ，虽能够与上级部门与外部资源形成良好的对接，但无法基于微观层面满足青年群体的多元化需求，削弱了青年志愿服务的积极性。其次，虽然青年志愿者人数众多，但许多人的参与动力并不强烈，部分青年参与志愿服务更多的是为了完成学校或团组织的要求，而非真正关心和服务他人，参与力度仍显不足 [6] 。显然，接受高等教育的青年并不意味着其必然对参与志愿服务表现出积极态度。因此，我们有必要系统探究高等教育与青年志愿服务参与之间的关系，尤其是教育层级是否会对青年志愿服务产生差异化影响。换言之，本文将研究的问题是：高等教育是否能够有效促进青年志愿服务的参与程度？青年志愿服务参与又如何被高等教育塑造？高等教育对青年志愿服务的影响是否存在差异性？
2. 高等教育一定会促进青年志愿服务参与吗？
一般认为，教育对人具有基础性、持久性与引领性的作用，是实现人力资本积累、提高劳动生产率的重要途径 [7] 。同时，教育程度也能够直接提升人口素质 [1] ，对全面提升志愿服务水平有重要影响。基于以上共识，关于教育效应对青年志愿服务参与的影响，学界讨论主要分为两类视角：一类视角持积极态度，认为随着受教育程度的加深，青年参与志愿服务的频率也会提高。例如，个体能够通过受教育程度的加深而不断提升社会能力，从而更有可能参与到社会活动和社会组织中 [8] [9] 。此外，教育程度的提升也有助于个体树立正确的价值观，使他们更加关注社会公益事业，进而提高参与志愿服务的意愿 [10] 。尤其在高等教育领域，接受过高等教育的人更有可能成为志愿组织的成员，并显著提升参与志愿服务的概率 [11] 。因此，对接受过高等教育的青年来说，志愿经历是其不可或缺的成长资源，也是其实现人生价值的精神家园，青年参与志愿服务能够有效激发其积极性与创造性 [12] 。
另一类视角讨论主要持质疑态度，认为是否受过高等教育并非完全是影响青年参与志愿服务的关键要素。例如，随着教育的扩张，高等教育、基础教育及没有受过教育的人在是否参与志愿服务方面的差异已经消失 [13] ，且当前在高等教育实践中所存在的重智育、轻德育，重理论、轻实践，重自我、轻他者的价值取向，往往让青年呈现出“精致的利己主义者”品格 [14] ，参与志愿活动大多是因为受到组织的强制要求 [6] ，因此高等教育并不能完全提升青年参与志愿服务的概率。同时，高等教育对青年志愿活动参与的影响存在异质性差异。例如，在与志愿精神相关的社会意识与社会正义活动方面，高等教育的效应对女性更强 [15] 。此外，虽然当前青年是注册志愿者的主要群体，但其志愿活动参与程度主要受到工作时长的制约 [16] 。一般而言，没参加工作的青年比参加工作的青年参与志愿服务的概率更高，而在参加工作的青年中，工作灵活度较高的青年参与程度较高，但在志愿活动中仍面临较大的工作压力 [16] 。
上述研究所引发的争议进一步证明了研究高等教育能否促进青年志愿服务参与的重要性。需要说明的是，虽然学界对该问题存在不同观点，但本研究更倾向于积极方面，即认为高等教育能够显著促进青年的志愿服务参与。此外，现有研究除证实教育对志愿参与影响存在群体异质差异外，社会阶层 [17] [18] 、社会信任 [19] [20] 、互联网使用情况 [21] 等也是教育效应作用于青年志愿服务参与的重要因素。由此，研究提出以下假设：
假设1：高等教育能够显著促进青年志愿服务参与几率。
假设2：在受过高等教育的青年中，志愿服务参与的概率存在性别、年龄与工作时长的差异。
假设3：在受过高等教育的青年中，社会阶层越高的人，参与志愿服务活动的几率越高。
假设4：在受过高等教育的青年中，社会信任度越强的人，参与志愿服务活动的几率越高。
假设5：在受过高等教育的青年中，使用互联网的人参与志愿服务活动的几率比不使用互联网的人高。
3. 研究设计
3.1. 数据来源与研究方法
3.1.1. 数据来源
本文所采用的研究数据来源于2019年中国社会科学院社会学研究所发起的中国社会状况综合调查(Chinese Social Survey，简称CSS)。CSS数据为双年度纵贯调查，主要采用概率抽样的入户访问方式，目的是通过对全国公众的劳动就业、家庭、社会生活、社会态度等方面的长期纵贯调查，来获取转型时期中国社会变迁的数据资料，从而为社会科学研究和政府决策提供翔实而科学的基础信息。CSS2019的研究主题是“社会质量与社会阶层变迁”，调查内容涵盖家庭、就业、经济状况、生活状况、社会保障、社会价值观和社会评价、社会参与和政治参与、志愿服务等模块，在全国范围内共完成有效样本10283份 [22] 。
值得注意的是，鉴于本文着重针对青年群体展开研究，故在确定研究对象时，遵循国家统计局对青年年龄层划分为14~35周岁的标准 [23] ，并结合样本有效性考量，在数据筛选过程中主要保留18~40岁的青年样本。排除无效样本后，本文最终确定2420份有效样本。
3.1.2. 研究方法
本文采用Stata 17.0进行多层分类评定回归分析。具体而言，本文主要通过构建五层分类评定回归模型进行实证部分研究：1) 通过STATA软件，将青年志愿服务参与变量、高等教育变量及相关控制变量加入模型1中，探究高等教育是否能够促进青年志愿服务参与，从而验证假设1。2) 结合交互分析方法，分别将青年志愿服务参与变量、高等教育变量、性别变量、年龄、每月工作时长变量及其相关交互项加入模型2之中，探究高等教育对青年志愿服务参与的异质性影响，从而验证假设2。3) 将青年志愿服务参与变量、高等教育变量、社会阶层、社会信任、互联网使用变量及相关控制变量加入模型3~5中，探究高等教育对青年志愿服务参与影响的中介效应，从而验证假设3~5。
3.2. 因变量
本文的被解释变量主要是为志愿服务参与行为。具体而言，本文选取CSS2019问卷I部分中的第一题：“您本人在近一年以来参加过以下哪些志愿服务？”作为主要的被解释变量。该问题选项包括儿童关爱、青少年辅导、老年关怀、妇女维权/保护等14项内容，参考邹宇春 [24] 及李睿 [19] 等学者的处理方法，本文对这一变量采用反向取值办法，将其设置为二分类变量，即选择“以上都没有”选项的样本赋值为0，表示在过去一年内未参与过任何志愿服务，未选择“以上都没有”选项的样本赋值为1，表示在过去一年内参与过志愿服务。
3.3. 自变量
本文的解释变量主要为受教育程度。需要注意的是，由于本文主要考察高等教育对青年志愿服务参与的影响，因此选取CSS2019问卷A部分中的第五题“教育程度”作为解释变量，并将其设置为仅包含受过高等教育与没受过高等教育的二分类变量。具体而言，该题原选项为定序变量，包括“未上学”“小学”“初中”“高中”“中专”“职高技校”“大学专科”“大学本科”“研究生”“其他”，本文将选择“未上学”“小学”“初中”“高中”“中专”“职高技校”的样本赋值为0，表示并未受过高等教育的青年群体，将选择“大学专科”“大学本科”“研究生”及“其他”的样本赋值为1，表示受过高等教育的青年群体。
3.4. 中介变量
本文以社会阶层、互联网使用情况以及社会信任度为中介变量。具体而言，研究选取CSS2019问卷D部分中的第五题、第八题及F部分中的第二题“您认为目前您本人的社会经济地位在本地大体属于哪个层次？”“现在互联网比较普及，大家可以用手机和电脑上网，您平时上网(比如：用电脑或者手机看新闻、用微信等活动)吗？”“请用1~10分，来表达您对现在人与人之间的信任水平的评价，1分表示非常不信任，10分表示非常信任”作为测量社会阶层、互联网使用及社会信任的中介变量。其中，社会阶层变量主要设置为定序变量，将选择“上”的设置为1，“中上”设置为2，“中”设置为3，“中下”设置为4，“下”设置为5；互联网使用情况设置为二分类变量，将选择“上”的设置为1，表示有过上网行为，将选择“不上”的设置为0，表示没有上网行为；社会信任设置为定序变量，将打分1~2的样本设置为1，表示非常不信任，将打分3~4的样本设置为2，表示不信任，将打分5~6的样本设置为3，表示一般，将打分7~8的样本设置为4，表示信任，将打分9~10的样本设置为5，表示非常信任。
3.5. 控制变量
本文以性别、年龄、收入、户口、政治面貌、婚姻状况、每月工作时长为控制变量放入模型中检验。其中，性别、户口、政治面貌与婚姻状况均为二分类变量，年龄、收入、每月工作时长则为定距定比变量(见表1)。
Table 1. Descriptive statistical analysis of variables
表1. 变量的描述性统计分析
4. 实证分析与讨论
4.1. 高等教育对青年志愿服务参与的影响
见表2，多层评定回归模型1显示，高等教育对青年志愿服务参与行为具有显著正向影响。1) 列为未加入控制变量的基础回归，核心解释变量系数为0.087 (P < 0.001)，表明高等教育对青年志愿服务参与具有显著的正向影响。进一步地，通过回归系数几率比转化可得，受过高等教育的青年参与志愿服务的几率是没受过高等教育的青年的0.3倍。2) 列为加入控制变量的回归结果1，结果显示，高等教育对青年资源服务参与依然具有显著的正向影响。具体而言，加入控制变量后，模型解释力提高了2.1%，核心解释变量系数为0.102 (P < 0.001)，表明在控制了其他变量后，高等教育对青年志愿服务参与确有显著的正向影响。进一步地，通过回归系数几率比转化可得，受过高等教育的青年参与志愿服务的几率是没受过高等教育的青年的0.42倍。假设1成立。
Table 2. The benchmark regression results
表2. 高等教育对青年志愿服务参与影响的基准回归结果
Standard errors in parentheses. ***p < 0.001, **p < 0.01, *p < 0.05.
4.2. 高等教育对青年志愿服务参与的异质性影响
见表3，多层评定回归模型2显示，高等教育对青年志愿服务参与的促进作用存在性别差异。具体而言，(1)列为加入性别变量及其交互项的回归结果，交互项系数为0.177，且P值小于0.05，表明高等教育对青年志愿服务参与的促进作用的确存在性别差异。进一步地，通过回归系数几率比转化，发现受过高等教育的女性参加志愿活动的几率比没受过高等教育的女性高0.27倍，而受过高等教育的男性参加志愿活动的几率则比没受过高等教育的男性高2.02倍。同时，没受过高等教育的男性参加志愿活动的几率比没受过高等教育的女性高0.54倍，而受过高等教育的男性参加志愿活动的几率则比受过高等教育的女性高1.77倍。表明高等教育对男性青年志愿服务参与的促进作用更强。
(2)，(3)列为加入年龄、每月工作时长变量及其交互项的回归结果，结果显示，交互项系数并未在任一置信水平上显著，表明高等教育对青年志愿服务参与的促进作用并不存在年龄与工作时长的差异。假设2部分得到验证。
值得注意的是，这一研究结论与既往研究相反。可能的解释是，既往研究探究教育效应对青年志愿服务参与的影响时并未单独考虑高等教育的影响，而是将基础教育及中等教育一同纳入考察范围，这也进一步说明了高等教育对青年志愿服务参与的作用与其他类型教育存在区别，利用教育效应来全方位促进青年参与志愿服务依然任重道远。
Table 3. Heterogeneity analysis of the impact of higher education on youth volunteering participation
表3.高等教育对青年志愿服务参与影响的异质性分析
Standard errors in parentheses. ***p < 0.001, **p < 0.01, *p < 0.05.
4.3. 高等教育对青年志愿服务参与影响的中介效应
4.3.1. 社会阶层的中介效应
见表4，多层评定回归模型3显示，高等教育对青年志愿参与行为的促进作用受到社会阶层的影响，即社会阶层越高的青年，参与志愿服务的几率越高。具体而言，(1)列为未加入控制变量的回归结果。结果表明，社会阶层与青年志愿参与行为间的系数为0.123 (P < 0.05)，表明二者间关系具有显著的正向作用，即社会阶层越高的青年参与志愿服务的几率越高。通过回归系数几率比转化，发现模型加入社会阶层变量后，受过高等教育的青年参与志愿服务的几率比没有受过高等教育的青年高1.13倍。
(2)列为加入控制变量后的回归结果。结果表明，在控制了其他变量后，社会阶层与青年志愿参与行为间的系数为0.143(P < 0.01)，模型解释力提高了2.3%，且系数显著水平有所提升，表明二者的关系的确具有显著的正向作用。更进一步地，通过回归系数几率比转化，发现加入控制变量后，受过高等教育的青年参与志愿服务的几率比没有受过高等教育的青年高1.15倍。表明高等教育对青年志愿参与行为的促进作用的确受到社会阶层的影响。假设3成立。
4.3.2. 社会信任的中介效应
见表5，多层评定回归模型4显示，高等教育对青年志愿参与行为的促进作用亦受到社会信任的影响，即社会信任度越高的青年，参与志愿服务的几率越高。具体而言，(1)列为未加入控制变量的回归结果。结果表明，社会信任与青年志愿参与行为间的系数为0.051 (P < 0.001)，表明二者间关系具有显著的正
Table 4. The mediating role of social class
表4. 社会阶层的中介作用
Standard errors in parentheses. ***p < 0.001, **p < 0.01, *p < 0.05.
Table 5. Mediating role of social trust
表5. 社会信任的中介作用
Standard errors in parentheses. ***p < 0.001, **p < 0.01, *p < 0.05.
向作用，即社会信任度越高的青年参与志愿服务的几率越高。通过回归系数几率比转化，发现模型加入社会信任变量后，受过高等教育的青年参与志愿服务的几率比没有受过高等教育的青年高0.82倍。
(2)列为加入控制变量后的回归结果。结果表明，在控制了其他变量后，社会阶层与青年志愿参与行为间的系数为0.053 (P < 0.001)，模型解释力提高了2.2%，且系数显著水平略有提升，表明二者的关系依然具有显著的正向作用。更进一步地，通过回归系数几率比转化，发现加入控制变量后，高等教育对青年志愿服务参与的促进作用与没有加入控制变量时相同，即受过高等教育的青年参与志愿服务的几率比没有受过高等教育的青年高0.82倍。表明高等教育对青年志愿参与行为的促进作用的确受到社会信任度的影响。假设4成立。
4.3.3. 互联网使用的中介效应
见表6，多层评定回归模型5显示，高等教育对青年志愿参与行为的促进作用亦受到互联网使用情况的影响，即使用互联网的青年参与志愿服务的几率比不使用互联网的青年高。具体而言，(1)列为未加入控制变量的回归结果。结果表明，社会信任与青年志愿参与行为间的系数为0.367 (P < 0.01)，表明二者间关系具有显著的正向作用。通过回归系数几率比转化，发现模型加入互联网使用变量后，使用互联网的青年参与志愿服务的几率比不使用互联网的青年高0.37倍。
Table 6. Mediating role of internet use
表6. 互联网使用的中介作用
Standard errors in parentheses. ***p < 0.001, **p < 0.01, *p < 0.05.
(2)列为加入控制变量后的回归结果。结果表明，在控制了其他变量后，互联网使用与青年志愿参与行为间的系数为0.375 (P < 0.05)，模型解释力提高了2.1%，且系数显著水平略有提升，表明二者的关系依然具有显著的正向作用。更进一步地，通过回归系数几率比转化，发现加入控制变量后，高等教育对青年志愿服务参与的促进作用有所提升，使用互联网的青年参与志愿服务的几率比不使用互联网的青年高0.42倍。表明高等教育对青年志愿参与行为的促进作用亦受到社会信任度的影响。假设4成立。
整体而言，通过观察三个中介变量的测量结果，发现在受过高等教育的青年群体中，社会阶层对志愿服务参与的影响居于首位，其次为互联网使用状况，最后为社会信任效应。这一现象的可能解释是，随着社会阶层地位的提高，青年个体的社会能力相应增强。而在此过程中，高等教育发挥了推动公共意识与公共精神成长的关键作用，使他们对社会公益事业更加关注，从而提高参与志愿服务的几率。
5. 结论与展望
作为志愿服务的主体力量，广泛开展青年志愿服务活动，促使青年志愿服务工作迈向常态化、制度化、规范化，不仅是新时代共青团工作的核心任务，亦是推动新时代志愿服务事业高质量发展的内在需求。当前，全球局势百年变革加速推进，世界步入新的动荡与变革时期。为了更有效地推进青年志愿服务事业的发展，我们应深度挖掘青年志愿者这一人力资本的潜力，充分发挥高等教育在其中的催化作用，使青年志愿者在志愿服务中发挥更大的价值，为社会和谐稳定作出更大贡献。
研究基于CSS2019数据，分析了高等教育对青年志愿服务参与的影响及作用。研究发现：1) 高等教育对青年志愿服务参与具有正向促进作用，即受过高等教育的青年更有几率参与志愿服务。2) 高等教育对青年志愿服务参与的促进作用存在异质性区别，且主要体现在性别差异中，即高等教育对男性青年志愿服务参与的促进作用更强。3) 在高等教育效应促进青年志愿服务参与的过程中，社会阶层、社会信任与互联网使用情况起到部分中介作用，即高等教育对青年志愿参与行为的促进作用受到社会阶层、社会信任及互联网使用情况的影响，社会阶层、社会信任度及互联网使用程度越高的青年，参与志愿服务的几率越高。
基于以上结论，研究认为，为了加强高等教育对青年志愿服务参与的促进作用，应当加强对女性青年群体的激励机制，提高社会阶层、社会信任和互联网使用情况在青年中的普及程度。具体而言，研究发现，高等教育对男性青年志愿服务参与的促进作用更强，而对女性青年的影响相对较小。因此，有必要制定针对女性青年的激励政策，如提供更多的奖学金、荣誉称号等，以提高她们参与志愿服务的积极性。其次，通过各种途径提高青年的社会阶层地位、增强社会信任度，并充分利用互联网这一工具，提高青年对志愿服务的认知和参与度。再次，将高等教育与志愿服务相结合。高校可在课程设置、实践教学等方面融入志愿服务内容，培养学生的志愿服务意识。此外，鼓励高校开展志愿服务社团活动，为学生提供更多参与志愿服务的机会。最后，完善志愿服务培训和评价体系。对参与志愿服务的青年进行系统性培训，提高他们的专业素养和能力。同时，建立科学的志愿服务评价体系，充分体现志愿者的工作价值和成就感，进一步激发他们参与志愿服务的积极性。
NOTES
1注：由于每月工作时长变量作为控制变量加入到模型后解释力下降了2.1%，故而将其排除。