背景：中国乡村振兴战略的有效实施依赖于一支稳定的青年志愿者队伍，其职业留任意愿直接影响志愿者团队的稳定性和服务效能。公共服务动机（PSM）作为志愿者情绪韧性（Emotional Resilience）的核心维度，以及工作幸福感（Job Wellbeing），是影响职业留任的关键因素；而培训支持（Training Support）则是一项关键的外部因素。然而，这些因素如何综合作用于农村振兴志愿者的职业留任意愿，其整合性的影响机制仍有待探索。方法：本研究整合社会交换理论（Social Exchange Theory, SET）、计划行为理论（Theory of Planned Behavior, TPB）与公共服务动机理论（PSM Theory），构建了“外部培训支持—内部公共服务动机—工作幸福感—持续职业留任意愿”的分析框架。基于对湖北省“大学生志愿服务乡村振兴计划”（一项于2022年启动的国家规范化项目）中369名志愿者的调查数据，研究人员采用有序Logistic回归（Ordered Logistic Regression）和Bootstrap中介效应检验方法，考察了核心变量的影响机制。结果：培训支持和公共服务动机对职业留任意愿均产生了显著的正向影响，其中培训支持的总效应更强。工作幸福感在培训支持与职业留任意愿的关系中发挥了部分中介作用（中介贡献度：57.8%），但在公共服务动机与职业留任意愿的关系中，其中介作用不显著，公共服务动机直接驱动职业留任。结论：本研究揭示了农村振兴志愿者职业留任的“双路径”机制，明确了培训支持和公共服务动机（情绪韧性）的差异化作用。研究发现为优化志愿者培训与激励体系、塑造青年志愿者的情绪韧性、巩固乡村振兴人才支撑提供了理论基础和实践路径，并通过情绪韧性和工作幸福感等关键中介变量，将培训支持与职业留任（就业能力）联系起来。
乡村振兴是新时期应对“三农”问题、促进城乡融合发展的核心战略。作为输送智力资本和提供基层服务的重要主体，青年志愿者持续参与的意愿直接决定了乡村振兴志愿服务的长期可行性，也是其在基层公共服务领域就业能力（Employability）与职业发展的关键指标。自2022年湖北省启动“大学生志愿服务乡村振兴计划”以来，一个涵盖乡村教育、乡村发展、乡村医疗、乡村社会治理和基层青年工作等多个领域的综合服务体系已逐步建立。该项目通过“公开招募、自愿报名、组织选拔、集中派遣”的方式，为乡村振兴注入了青春力量，也为大学毕业生提供了一个积累情绪韧性、锤炼专业能力的职业过渡平台。志愿者服务的本质是一种互促共进的动态过程，志愿者为乡村发展贡献专业技能与热忱，而乡村则为志愿者的能力建设和价值实现提供平台，从而形成良性互动循环。
在这一互动过程中，哪些因素影响着志愿者持续服务的职业留任意愿？这些因素又通过何种差异化路径发挥作用？解答这些问题对于优化此类专项计划的管理、实现“奉献—赋能—再奉献”的良性循环至关重要，也是乡村振兴人才管理与志愿服务研究的重要议程。因此，本文聚焦以下核心研究问题：首先，在外部支持层面，作为该专项计划关键支柱的培训支持，其影响志愿者持续服务职业留任意愿的内在机制是什么？它是产生直接效应，还是通过中介心理感知产生影响？其次，在内部动机层面，作为志愿者参与乡村振兴核心心理驱动力的公共服务动机，是否对其职业留任意愿有直接影响？这一影响是否依赖于工作幸福感等中介变量？第三，培训支持和公共服务动机影响职业留任意愿是否存在差异化机制？如何设计针对性政策，同时放大两类因素的积极作用，从而增强志愿者持续服务的稳定性？
现有关于志愿者职业留任意愿的研究已积累了丰富见解，但存在若干值得进一步探索的研究空白。在理论视角上，大多数研究主要依赖单一理论框架，缺乏对“外部制度支持与内部心理动机”的系统整合，这阻碍了对各类前因变量差异化影响机制的全面理解。在中介机制研究方面，对工作幸福感等关键心理变量的中介效应考察相对肤浅，未能充分应答其在不同影响路径中的异质性角色。此外，现有研究大多聚焦于一般性志愿服务情境，对有针对性的乡村振兴专项计划的适应性不足。在实证情境上，针对湖北省乡村振兴项目这类区域性专项志愿服务的研究匮乏，难以捕捉地方政策背景下志愿者职业留任的特殊性和复杂性。
为弥补这些空白，本研究以湖北省大学生乡村振兴志愿者为对象，整合三个经典理论，构建了综合分析框架。选择培训支持和公共服务动机作为核心解释变量，工作幸福感作为中介变量，并纳入政策感知、经济支持和家庭特征作为控制变量。运用有序Logistic回归和Bootstrap中介分析，实证考察核心变量对职业留任意愿的影响路径，特别强调揭示工作幸福感的差异化中介作用。本研究的边际贡献有三：首先，通过纳入湖北省乡村振兴项目实施方案的政策设计，构建了“外部培训支持—内部公共服务动机”的双核分析框架，弥补了现有研究单因素分析的局限。其次，实证识别了工作幸福感在两个核心变量路径中的异质性中介效应，深化了对针对性乡村振兴志愿服务职业留任机制的理解。第三，立足于湖北省实际实施情境，提出了以核心变量为中心的针对性激励策略，为地方政府优化志愿者服务管理政策、提升大学毕业生志愿者的工作幸福感和基层就业能力提供了实践参考。
超越中国范畴，农村志愿者留任在许多发展中和发达经济体中已成为一个关键挑战。例如，在撒哈拉以南非洲，社区卫生志愿者（CHVs）在向服务不足的农村人口提供初级医疗保健方面发挥着不可或缺的作用，但高流失率仍然是一个持续性挑战，留任策略通常侧重于创收活动以减少流失（Riang'a and Nyanja, 2024; Lusambili and Nyanja, 2021）。同样，在肯尼亚农村，志愿者农民培训师（VFTs）在项目不仅提供经济激励，还提供创业机会和拥有感的情况下，被证明能保持高达80%的留任率（World Agroforestry Centre, 2014）。在经合组织（OECD）国家，志愿服务被认为是地方发展的关键驱动力，有助于社会凝聚力、邻里复兴和社区对自然灾害等社会压力的韧性（OECD, 2024）。这些国际经验凸显了一个共同主题：外部支持（培训、激励、能力建设）与内部动机（价值认同、目标感）的相互作用对于志愿者留任至关重要。然而，现有的国际研究大多侧重于经济激励或组织管理，对链接培训支持、公共服务动机和工作幸福感的整合机制关注较少，特别是在政府主导的、国家规范化的志愿者计划背景下。本研究通过考察外部培训支持和内部公共服务动机影响中国“西部计划”（乡村振兴项目）青年志愿者职业留任意愿的独特路径，填补了这一空白。
2 文献综述
2.1 影响志愿者职业留任的因素
现有研究已发展出“外部环境—内部心理”的二元分析框架来考察影响志愿者职业留任意愿的因素。关于外部环境因素，组织管理和政策支持是影响志愿者职业留任的关键变量。Conn等人（2004）发现，与专业技能和兴趣相关的支持，以及文化和制度支持，是维持学生志愿者行为的关键因素。Cruce和Moore（2007）同样通过调查证明，作为外部环境重要组成部分的志愿者组织类型，显著影响学生的持续志愿参与。（Locke等人, 2003; Studer and von Schnurbein, 2013）认为，清晰、发展型、支持性和赞赏性的组织管理方法可能鼓励志愿者留下并继续提供服务。相反，糟糕的志愿者管理——包括监督不足、沟通有限、培训不够、任务匹配不当，以及未能回应志愿者感知到的低价值或负面情绪——可能导致志愿者离开志愿者组织。De Waele和Hustinx（2018）指出，在现代社会，政府通过立法、竞争性举措、支持性行动以及基于各种理由的激励，积极推动志愿服务发展。张和吴（2015）发现，包括志愿服务组织基础能力、对志愿者和服务对象的服务态度以及服务效果在内的因素，显著影响志愿服务中断，其中组织因素是关键决定因素。张和朱（2018）发现，大学和政府支持、组织管理满意度和工作安置满意度等外部因素显著影响深度参与水平。何和齐（2020）发现，规范化和专业化的志愿服务管理显著正向影响志愿者的职业留任意愿。刘和李（2023）认为，志愿服务供给的可持续性与三个因素密切相关：个体志愿者能力、组织对个体的激励以及个体从组织获得的资源。黄和林（2024）揭示了“项目动员”模式有效整合行政和社会力量，促进青年参与基层工作。
关于内部心理因素，公共服务动机和价值认同是志愿者职业留任的核心驱动力，国内外研究从不同视角对此进行了考察。国际上对志愿者动机分类的研究相对成熟。Ziemek（2006）将志愿者动机分为利他主义、利己主义和投资动机，为理解动机对职业留任的影响提供了基础框架。（Omoto和Snyder, 1995）从心理学角度强调，志愿者的个人动机、需求和个人志愿经历是志愿服务行为连续性的关键。Matsuba等人（2007）构建了将影响因素分为持久型和调节型的多因素模型，证实志愿者行为连续性是多种因素相互作用的结果，持久型因素通过调节型因素发挥作用。（Wondimu和Admas, 2024）指出，对学习经历（提升简历）和应用技能（专业能力发展）的渴望是学生志愿者参与的主要动机。在国内研究中，罗和王（2012）发现志愿活动参与者同时具备“利他”和“利己”动机，其职业留任受其社会网络影响。此外，志愿者在群体情境中的角色自我认同和激励体系可能促进其使命感和持续服务。Ng等人（2019）发现，具有利他动机的志愿者在志愿服务中表现出更强的主动性和自主性。王和魏（2020）根据参与意愿和行为可持续性，将志愿者分为热情型、成长型、休眠型和被动型。崔（2022）实证研究证实，社会责任感、国家层面价值观和个体层面价值观显著正向影响志愿参与，且实际志愿服务效能评估与参与可持续性高度相关。
2.2 乡村振兴志愿服务的独特性
大学生参与乡村振兴志愿服务是一种亲社会行为，学生志愿者利用所学知识和技能，提供服务以推动乡村发展（胡, 2023）。这种参与为促进乡村经济社会进步提供了巨大潜力（吴, 2024）。乡村振兴志愿服务因服务情境复杂、任务导向明确、政策相关性强等特点，与一般性志愿服务存在显著差异，导致其独特的管理机制和职业留任逻辑。“利他互惠”的逻辑在乡村振兴志愿服务中尤为突出：志愿者在奉献乡村的同时，也强调个人能力提升和价值实现（胡, 2025）。周和邹（2021）发现，性别、年级、院校类型、了解程度和志愿组织显著影响大学生参与乡村志愿服务。张和袁（2022）指出，大学生乡村振兴志愿服务项目运营主要通过四个机制实现：招募动员、培训培养、保障激励和评估转化。林和周（2025）聚焦大学生参与乡村振兴服务，提出建立政府、高校、乡村和企业等多利益相关者协同保障体系，通过精准供需匹配、长期合作和双向赋能解决志愿服务可持续性不足的实践挑战。杨和林（2026）发现，基层服务志愿者面临生活适应、文化融合等多重挑战，对志愿服务组织管理和支持体系提出了更高要求。
2.3 研究空白与研究机会
综上所述，现有研究为理解志愿者职业留任行为奠定了坚实基础。然而，考虑到针对性乡村振兴志愿服务的情境特征和本研究的核心研究问题，有三个领域值得进一步探索。首先，理论整合不足。大多数研究关注单一影响因素或单一理论视角，缺乏对完整的“外部支持—内部动机—心理中介”链条的系统整合，这阻碍了对乡村振兴志愿者职业留任复杂机制的全面理解。其次，情境适应不足。现有研究未充分应对针对性乡村振兴计划的政策情境和服务特点，对湖北省这类区域性专项计划的实证研究尤其匮乏，难以捕捉在地方政策设计下的志愿者职业留任特殊性。第三，中介机制研究深度不足。对工作幸福感等关键心理变量在不同前因路径中的异质性角色关注不足，未能厘清它们在外部支持和内部动机影响职业留任意愿过程中的差异化功能。
为弥补这些空白，本研究以湖北省“大学生志愿服务乡村振兴计划”为具体研究情境，以该计划实施过程中志愿者留任的实践挑战为实证起点。整合社会交换理论（SET）、计划行为理论（TPB）和公共服务动机理论（PSM），构建了一个聚焦于培训支持和公共服务动机差异化影响机制的整合性分析框架，旨在解决现有研究局限，为地方政府优化志愿者服务政策提供理论与实证支持。
3 理论基础与研究假设
3.1 理论基础
本研究聚焦湖北省“大学生志愿服务乡村振兴计划”的实践情境，整合社会交换理论（SET）、计划行为理论（TPB）和公共服务动机理论（PSM），构建了“外部培训支持—内部心理动机—中介传导—职业留任意愿”的整合分析框架。该框架旨在揭示各类前因变量对志愿者职业留任意愿的差异化影响逻辑。
3.1.1 社会交换理论（SET）
社会交换理论认为，个体行为从根本上讲是一个资源交换的过程，个体在互动中评估其“投入”与“回报”。当感知回报等于或超过投入时，个体倾向于维持交换关系；反之则可能终止关系。在乡村振兴志愿服务情境中，志愿者的“投入”表现为时间、精力和专业技能的贡献，而“回报”既包括外部资源获取（如培训支持和政策保障），也包括内部心理收益（如工作幸福感和自我价值实现）。这种“利他互惠”的逻辑在乡村振兴志愿服务中尤为显著（胡, 2025）。根据《2024-2025年湖北省大学生志愿服务乡村振兴计划实施方案》，培训支持是该项目的核心保障措施之一，包括岗前集中培训和在岗专项培训，旨在提升志愿者的专业能力和适应能力。当培训支持有效对接乡村服务需求时，它降低了服务难度，提升了工作效能，使志愿者感知到“服务投入”与“能力回报”之间的正向交换，从而强化其职业留任动机。反之，针对性不足的培训可能使志愿者无力胜任服务任务，引发“高投入—低回报”的失衡感知，进而抑制职业留任意愿。
3.1.2 计划行为理论（TPB）
计划行为理论认为，个体行为意向由三个核心因素驱动：（a）对行为的态度（对行为的主观评价，如工作幸福感）；（b）主观规范（内化的社会价值和期望，如公共服务动机）；（c）感知行为控制（对行为可行性和可控性的判断，如制度支持）。该理论为整合“外部支持—内部动机—行为意向”的逻辑链条提供了框架。在湖北省乡村振兴项目中，培训支持通过提供专业技能和实践指导，增强了志愿者对乡村服务任务的“感知行为控制”，从而提升其完成服务目标的信心。公共服务动机作为“主观规范”的内化，表现为志愿者个人意愿与“响应国家号召、服务乡村振兴”社会期望的契合。工作幸福感作为核心的“行为态度”，将外部支持和内部动机转化为稳定的行为意向。这三个因素共同影响职业留任决策。此外，TPB对“情境适应性”的强调与乡村振兴志愿服务的情境特征相契合，有效解释了情境因素（如政策环境和服务任务）如何影响意向形成。
3.1.3 公共服务动机理论（PSM）
公共服务动机理论强调，个体参与公共事务的核心动机源于内在价值认同和公共利益导向，而不仅仅来自外部奖励。公共服务动机反映了大学毕业生志愿者适应农村基层工作压力环境的情绪韧性（Emotional Resilience），这是一种可通过正式培训和在职实践培养的心理能力，对于维持主观工作幸福感和职业发展意愿至关重要。在湖北省乡村振兴项目中，“响应国家号召、热爱家乡、投身志愿工作”等动机本质上是公共服务动机的具体体现，反映了志愿者关于“服务公益、实现个人价值”的内在信念。这些信念不具有“超验”特质，相对不受工作条件或物质回报等外部因素短期波动的影响。罗和王（2012）证实，以利他为导向的公共服务动机能产生稳定的职业留任动机。此外，公共服务动机的形成和强化与政策引导密切相关。在湖北省乡村振兴项目背景下，明确的选拔标准——强调“理想信念坚定”和“扎根基层意愿”——构成关键的政策导向。这种方法进一步激活了志愿者的公共服务动机，从而形成“价值认同到行为意向”的直接因果逻辑。
3.1.4 整合分析框架
基于上述三个理论，并结合湖北省大学生乡村振兴志愿服务计划的政策设计和实践特点，本研究构建以下分析框架：（a）外部路径：培训支持作为该项目的核心制度支持，通过增强志愿者的感知行为控制直接影响职业留任意愿。同时，培训支持通过提升服务体验和增强工作能力来提高工作幸福感（行为态度），从而间接驱动职业留任意愿。（b）内部路径：公共服务动机作为内化的主观规范，直接驱动职业留任意愿；其通过工作幸福感的传导路径因价值认同的直接性而不显著。（c）控制路径：纳入政策感知、经济支持和家庭特征等变量，以排除混杂因素对核心结论的干扰。政策感知基于志愿者对核心政策的认知程度进行测量，经济支持和家庭支持则遵循现有研究建立的核心控制变量体系。
3.2 研究假设
3.2.1 主效应假设：培训支持与职业留任意愿
从社会交换理论视角看，培训支持是志愿者获得的“能力提升资源”。湖北省乡村振兴项目明确规定了“通识能力+专业技能”的培训体系，有效降低了乡村服务的专业门槛和工作难度。这使志愿者能感知到“服务投入”与“能力回报”之间的正向交换，从而塑造其情绪韧性，强化职业留任动机。从计划行为理论视角看，培训支持增强了志愿者的“感知行为控制”，提升了其完成乡村振兴服务任务的信心，从而直接强化职业留任的行为意向。基于此逻辑，提出假设一。
H1：培训支持对农村振兴志愿者的职业留任意愿有显著正向影响。
3.2.2 主效应假设：公共服务动机与职业留任意愿
从公共服务动机理论视角看，“响应国家号召、热爱家乡、投身志愿精神”代表了志愿者对乡村振兴战略的内在价值认同。这种基于价值的信念独立于外部奖励，直接激励职业留任行为。从计划行为理论视角看，公共服务动机是“主观规范”的深度内化，既与国家乡村振兴战略导向一致，也与“奉献、友爱、互助、进步”的志愿精神相契合。这种双重认同直接转化为职业留任的行为意向。考察湖北省的项目实施，强调“理想信念坚定、扎根基层工作”的选拔标准进一步强化了公共服务动机与职业留任意愿之间的正向关联，使得高动机的志愿者更可能形成稳定的留任意愿。基于此逻辑，提出假设二。
H2：公共服务动机对农村振兴志愿者的职业留任意愿有显著正向影响。
3.2.3 中介假设：工作幸福感的中介作用
从社会交换理论视角看，培训支持（外部资源）必须通过转化为“心理回报”——即工作幸福感——才能影响行为意向。高质量的培训提升了工作能力并减少了挫败感，从而强化对服务体验的正向评价，形成“资源—心理—行为”的传导链。具体而言，湖北省的针对性培训帮助志愿者快速适应乡村服务情境，增强专业技能应用能力，减少工作挫折感，从而培养对志愿服务的正向评价（工作幸福感）。
从计划行为理论视角看，工作幸福感是“行为态度”的核心体现。培训支持通过提升工作幸福感（积极态度），使志愿者从“被动参与”转向“主动延续”，最终形成“培训支持→工作幸福感→职业留任意愿”的传导链。同时，培训支持的直接效应仍然存在，因此构成部分中介。基于此逻辑，提出假设三。
H3：工作幸福感在培训支持与农村振兴志愿者职业留任意愿的关系中起部分中介作用。
从公共服务动机理论视角看，公共服务动机源于内在价值认同，其对职业留任意愿的驱动作用是直接的，不依赖于通过工作幸福感等心理体验进行传导。
从计划行为理论视角看，具有强烈公共服务动机的志愿者更关注乡村振兴的实际成果和个人价值实现。这些高层次需求的满足不依赖于通过工作幸福感传导；因此，工作幸福感的中介作用不显著，公共服务动机主要通过直接效应影响职业留任意愿。基于此分析，提出假设四。
H4：工作幸福感在公共服务动机与农村振兴志愿者职业留任意愿的关系中无显著中介作用；公共服务动机主要通过直接效应影响职业留任意愿。
4 数据与研究设计
4.1 数据来源与样本特征
本研究数据来源于2024年对湖北省“大学生志愿服务乡村振兴计划”参与者进行的调查。采用分层抽样策略，涵盖湖北省四个地级市/州——咸宁、恩施、十堰和襄阳——参与乡村发展、乡村社会治理和基层青年工作等多个专业领域的志愿者。共发放问卷400份，回收有效问卷369份，有效回收率为92.25%。
关于样本基本情况：政治面貌方面，中共党员（含预备党员）占27.30%，共青团员占68.65%，群众占4.05%。服务时长方面，已完成1年服务的志愿者占58.26%，服务不满1年的占41.74%。服务专业方面，从事乡村发展的占44.86%，乡村社会治理的占40.00%，基层青年工作的占15.68%，乡村教育的占10.81%，乡村医疗的占2.16%。样本结构与湖北省乡村振兴志愿者整体特征高度近似，具有较强的代表性。
4.2 变量定义与测量
4.2.1 因变量：职业留任意愿（retention）
该变量使用有序分类量表测量：1 = 不愿继续，希望缩短或提前终止服务期；2 = 还在考虑，需要更多时间决定；3 = 比较满意，但原定服务期足够；4 = 非常愿意，希望延长服务期。
4.2.2 核心解释变量
培训支持（sup_train）：通过志愿者对岗前和在岗培训的满意度测量。回答编码为：1 = 一般；2 = 基本满意；3 = 非常满意。
公共服务动机（mot_public）：操作化为一个0到3的累积指数，基于三个动机项目的总和：“响应国家号召”、“热爱家乡”和“投身志愿工作”。该连续测量捕捉了志愿者基于价值的公共服务承诺强度。
4.2.3 中介变量：工作幸福感（Job Wellbeing）
通过志愿者对其志愿服务经历的整体评价来评估。该单项测量捕捉了志愿者对其服务角色幸福感的整体评价性判断，与组织研究中主观幸福感（Subjective Wellbeing）的概念化一致（Diener, 1984）。幸福感的单项整体测量已证明与多项目量表高度相关，并能预测如留任等行为结果（Wanous et al., 1997）。回答编码为：1 = 一般；2 = 基本满意；3 = 非常满意。
4.2.4 控制变量
政策感知（sup_policy）：由于问卷未包含专门测量政策满意度的项目，本研究基于志愿者对核心乡村振兴项目政策的了解和理解程度来衡量政策支持水平。选择四个关键政策作为测量项目：“服务期和工龄认定政策”、“研究生入学优惠政策”、“学费补偿和助学贷款代偿政策”和“职称评定优惠政策”。采用计数赋值法：了解一个政策赋值1，两个政策赋值2，三个政策赋值3，四个政策赋值4。数值越高，表示对这些政策的知晓和理解程度越高，从而更充分地反映了感知到的政策支持。在志愿服务和公共政策研究中，政策认知被视为感知政策支持的基本前提。
经济支持（sup_econ）、安全保障（sup_security）、政治面貌（politics）、家庭经济状况（family_econ）、家庭支持（family_sup）和服务专业（service）的定义见表1。
表1
变量类型 变量名称 变量符号 定义与赋值 变量属性
因变量 职业留任意愿 retention 1 = 希望缩短服务期；2 = 未定；3 = 原服务期足够；4 = 希望延长服务期 有序分类变量
核心自变量 培训支持 sup_train 志愿者对岗前和在岗培训的满意度：1 = 一般；2 = 基本满意；3 = 非常满意 有序分类变量
公共服务动机 mot_public 公共服务动机（mot_public）：累积指数，范围0-3，基于三个动机项目（“响应国家号召”、“热爱家乡”、“投身志愿工作”）的总和。分数越高，公共服务动机越强。 有序分类变量
中介变量 工作幸福感 Job Wellbeing 志愿者对其志愿服务工作的整体评价：1 = 不太满意；2 = 一般；3 = 基本满意；4 = 非常满意 有序分类变量
控制变量 政策知晓度 sup_policy 基于志愿者对4项核心政策的知晓情况赋值：知晓1项政策得1分，知晓全部4项政策得4分 有序分类变量
经济支持 sup_econ 补贴是否满足基本生活需求：1 = 是；0 = 否 虚拟变量（0/1）
安全保障 sup_security 当地项目办是否为你缴纳社会保险：1 = 是；0 = 否 虚拟变量（0/1）
政治面貌 Politics 1 = 群众（非党员）；2 = 共青团员；3 = 党员（含预备党员） 有序分类变量
家庭经济状况 family_econ 1 = 紧张；2 = 一般；3 = 良好；4 = 优秀 有序分类变量
家庭支持 family_sup 家庭对志愿服务的支持程度：1 = 不太支持；2 = 中立；3 = 比较支持；4 = 非常支持 有序分类变量
服务类型 Service 1 = 核心乡村服务项目；0 = 一般乡村公共服务项目 虚拟变量（0/1）
主要变量名称与定义
4.3 实证方法
本研究的因变量“职业留任意愿”是一个有序分类变量（取值1-4）。核心解释变量和中介变量为有序分类或虚拟变量。根据研究假设的要求，采用有序Logistic回归和Bootstrap中介效应检验方法。具体公式和逻辑如下：
4.3.1 主效应检验
使用有序Logistic回归模型（ologit）检验核心变量对职业留任意愿的主效应。
首先，指定模型基本形式。对于有序因变量Y
i （职业留任意愿，取值j = 1, 2, 3, 4），定义累积概率P(Y
i ≤ j)为第i个样本的职业留任意愿不超过水平j的概率。模型核心公式如下：
logit[P(Y
i ≤ j)] = ln ( P(Y
i ≤ j) / (1 - P(Y
i ≤ j)) ) = α
j - βX
i 其中，j = 1, 2, 3, 4（由于四级因变量对应三个累积概率方程，满足α
1 < α
2 < α
3 ，α
j 代表第j个方程的截距项）。X
i 表示自变量向量，包括核心解释变量（培训支持和公共服务动机）和控制变量（政策感知、经济支持、家庭支持等）。向量β代表自变量的回归系数，捕捉自变量对累积比值比对数的影响。具体而言，如果β > 0，表明自变量值越大，因变量落入更高类别的概率越高。
其次，采用逐步回归方法构建一系列模型，旨在清晰分离变量间潜在的干扰效应。
模型1仅包含控制变量，检验其对职业留任意愿的基线影响。
logit[P(Y
i ≤ j)] = α
j1 - β
1 Control
i 模型2纳入控制变量和培训支持，检验培训支持的主效应。
logit[P(Y
i ≤ j)] = α
j2 - β
2 Control
i - γ
1 sup_train
模型3纳入控制变量和公共服务动机，检验公共服务动机的主效应。
logit[P(Y
i ≤ j)] = α
j3 - β
3 Control
i - γ
2 mot_public
模型4纳入控制变量、培训支持和公共服务动机，检验核心解释变量的联合主效应。
logit[P(Y
i ≤ j)] = α
j4 - β
4 Control
i - γ
1 sup_train - γ
2 mot_public
模型5纳入所有变量（控制变量、核心解释变量和中介变量），作为中介效应检验的基础。
logit[P(Y
i ≤ j)] = α
j5 - β
5 Control
i - γ'
1 sup_train - γ'
2 mot_public - δsatisfact
Control
i 表示控制变量，γ'
1 和γ'
2 表示纳入中介变量后核心解释变量的回归系数，δ表示中介变量的回归系数。
4.3.2 中介效应检验
采用Bootstrap方法（重抽样1000次）检验工作幸福感在不同路径中的中介作用，从而克服传统逐步回归方法的局限性。
5 实证分析与结果讨论
5.1 主效应检验结果
本研究采用逐步回归方法，依次将控制变量、核心解释变量和中介变量纳入模型，以逐步分离潜在的混淆效应，并清晰界定核心变量的主效应。回归结果见表2。模型（1）至（5）的伪R
2 值呈递增趋势，表明模型拟合度持续提升，且核心变量效应方向与理论预测高度一致。
表2
变量 (1) (2) (3) (4) (5)
Retention Retention Retention Retention Retention
sup_policy 0.060 0.010 0.070 0.023 -0.005
(0.090) (0.092) (0.093) (0.096) (0.098)
sup_econ 0.491 0.410 0.439 0.373 0.271
(0.300) (0.296) (0.297) (0.292) (0.283)
sup_security -0.294 -0.139 -0.355 -0.211 -0.459
(0.696) (0.689) (0.664) (0.668) (0.682)
Politics 0.059 0.085 0.086 0.115 0.106
(0.205) (0.212) (0.204) (0.211) (0.212)
family_econ -0.393** -0.382** -0.325* -0.321* -0.327*
(0.189) (0.191) (0.193) (0.194) (0.196)
family_sup 0.879*** 0.732*** 0.819*** 0.690*** 0.504***
(0.135) (0.144) (0.138) (0.147) (0.151)
Service -0.083 -0.096 -0.113 -0.122 -0.194
(0.228) (0.231) (0.228) (0.231) (0.229)
sup_train 0.550*** 0.503*** 0.361**
(0.182) (0.183) (0.183)
mot_public 0.337*** 0.311*** 0.310***
(0.103) (0.104) (0.104)
Job wellbeing 0.590***
(0.174)
cut1 -1.154 -0.357 -0.795 -0.084 0.222
(1.029) (1.085) (1.034) (1.096) (1.119)
cut2 1.014 1.852* 1.378 2.129* 2.480**
(1.025) (1.079) (1.027) (1.089) (1.114)
cut3 3.108*** 3.987*** 3.519*** 4.305*** 4.715***
(1.020) (1.083) (1.029) (1.100) (1.133)
N 369 369 369 369 369
有序Logistic回归结果。括号内为标准误。*P < 0.1, **P < 0.05, ***P < 0.01。
5.1.1 控制变量检验结果
模型（1）显示，家庭支持（family_sup）在1%水平上显著为正（β = 0.879, P < 0.01），表明家庭的鼓励和认可是志愿者职业留任意愿的重要外部支持。相反，家庭经济状况（family_econ）在1%水平上显著为负（β = -0.393, P < 0.01），可能是因为家庭经济条件较好的志愿者拥有更多职业选择，参与乡村振兴志愿服务的机会成本更高，因而表现出较低的留任意愿。其余控制变量（如政策感知、经济支持）未表现出统计显著性，表明其对职业留任意愿的影响相对较弱。
5.1.2 核心解释变量主效应检验结果
首先，培训支持的主效应。在模型（2）和（4）中，培训支持（sup_train）的系数在1%水平上显著为正（β = 0.550, P < 0.01; β = 0.503, P < 0.01），表明培训支持每增加一个单位，志愿者职业留任意愿的几率会大幅提高。因此，假设H1得到支持。这一发现与社会交换理论和计划行为理论的预期一致，表明高质量的培训不仅为志愿者提供了能力建设资源，还增强了他们对服务任务的感知控制。
其次，公共服务动机的主效应。在模型（3）和（4）中，公共服务动机（mot_public）的系数在1%水平上显著为正（β = 0.337, P < 0.01; β = 0.311, P < 0.01），表明具有“响应国家号召、热爱家乡、投身志愿工作”动机的志愿者，其职业留任意愿显著高于缺乏此类动机的志愿者。因此，假设H2得到支持。这一结果证实了公共服务动机理论的核心命题，即内在价值认同是志愿者职业留任的根本驱动力。
5.1.3 中介变量检验结果
在模型（5）中，纳入工作幸福感后，其系数在1%水平上显著为正（β = 0.590, P < 0.01），表明工作幸福感越高，志愿者的职业留任意愿越强。同时，培训支持的系数从模型（4）的0.503下降到模型（5）的0.361，其显著性水平从1%下降到5%。相比之下，公共服务动机的系数相对稳定（从0.311到0.310）。这种变化模式初步表明，工作幸福感在培训支持与职业留任意愿的关系中起中介作用，而在涉及公共服务动机的路径中则无此中介效应。这些发现提供了需要进一步中介分析的初步证据。
5.2 中介效应检验结果
为精确识别工作幸福感的差异化中介作用，本研究采用Bootstrap方法（重抽样1000次，固定种子为12345）进行中介分析。结果见表3。检验侧重于间接效应（a × b）的显著性，核心标准是95%置信区间是否包含零：如果置信区间不包含零，则中介效应显著；否则不显著。
表3
效应类型 (1) 公共服务动机 (2) 培训支持
间接效应 (a*b) 0.084 0.555***
(0.080) (0.206)
直接效应 (c') 0.328*** 0.406**
(0.103) (0.191)
总效应 (a*b+c') 0.412*** 0.961***
(0.130) (0.261)
路径a (X-M) 0.127 0.938***
(0.112) (0.213)
路径b (M-Y) 0.665*** 0.592***
(0.173) (0.179)
N 369 369
不同路径中介效应比较。括号内为标准误。*P < 0.1, **P < 0.05, ***P < 0.01。
5.2.1 培训支持路径的中介效应
如表2第（2）列明确所示，路径a（sup_train → 工作幸福感）的系数为0.938（P < 0.01），路径b（工作幸福感 → retention）的系数为0.592（P < 0.01），两者均高度显著。间接效应（a × b）为0.555（P < 0.01），其95%置信区间不包含零，表明存在显著的中介效应。直接效应（c'）为0.406（P < 0.01），同样显著。这些结果表明，工作幸福感在培训支持与职业留任意愿的关系中起部分中介作用，从而支持假设H3。中介效应占总效应的57.8%，表明培训支持对职业留任意愿的影响超过一半是通过工作幸福感传导的。
5.2.2 公共服务动机路径的中介效应
如表2第（1）列所示，路径a（mot_publ → 工作幸福感）的系数为0.127（P > 0.1），统计不显著。间接效应（a × b）为0.084（P > 0.1），其95%置信区间包含零，表明不存在中介效应。直接效应（c'）为0.328（P < 0.01），高度显著。这些发现验证了假设H4，即工作幸福感在公共服务动机与职业留任意愿的关系中无显著中介作用，公共服务动机对职业留任意愿的影响主要通过直接效应实现。这深刻揭示了具有强烈公共服务动机的志愿者是由内在价值认同和信念驱动而留任，而非由对工作条件的满意度驱动——这一发现与公共服务动机理论的核心主旨高度一致。
5.3 结果讨论
通过检验主效应和中介效应，本研究清晰地揭示了农村振兴志愿者职业留任意愿背后的“双路径”差异化机制。基于理论基础和实证发现，讨论阐述如下：
首先，外部培训支持的“资源—心理—行为”传导逻辑。培训支持的部分中介效应证实了社会交换理论的核心要义。作为外部制度资源，培训支持不能直接转化为稳定的职业留任意愿；它必须通过工作幸福感的心理机制传导，同时塑造志愿者的情绪韧性。高质量的培训帮助志愿者快速适应乡村服务情境，增强服务能力，减少服务过程中的挫败感，从而培养对志愿服务的正向评价（即工作幸福感）。这种积极的心理体验反过来强化了志愿者对“服务投入—心理回报”平衡的感知，进一步巩固其情绪韧性，最终促进职业留任意愿的提升。同时，培训支持的显著直接效应表明，它也能通过提高志愿者的感知行为控制和直接塑造其应对基层工作挑战的情绪韧性，来直接增强职业留任意愿。这些发现表明，外部培训支持通过双重驱动——即直接的能力赋能和通过工作幸福感的间接心理赋能——激励志愿者，为正式培训在增强青年从校园到基层工作的职业过渡过程中情绪韧性、工作幸福感和就业能力方面的有效性提供了实证证据。
其次，由内部心理动机驱动的价值认同到职业留任的直接路径。公共服务动机的直接效应凸显了公共服务动机理论的解释力。以“响应国家号召、热爱家乡、投身志愿工作”为特征的公共服务动机，是志愿者对乡村振兴战略价值认同和国家使命感的集中体现。这种内在动机具有超验特质，不受工作幸福感等外部心理体验的影响。即使在具有挑战性的工作条件或不太理想的服务体验下，具有高公共服务动机的志愿者也能保持强烈的职业留任意愿，这是由他们对乡村发展的信念和责任感所驱动的。这一发现深刻阐明了乡村振兴志愿服务中青年志愿者职业留任的核心驱动力：即与外部制度激励相比，内在价值认同是一个更稳定、更持久的动机因素。
第三，工作幸福感的差异化中介作用进一步厘清了培训支持和情绪韧性对职业留任意愿影响的异质性机制。结果显示，工作幸福感在培训支持-职业留任路径中发挥了关键的部分中介作用，中介贡献率为57.8%，这意味着培训支持对职业留任的影响超过一半是通过工作幸福感传递的。这些效应的实践意义值得注意。对于培训支持，每增加一个单位（例如，从“一般”提升到“基本满意”），进入更高留任类别的几率大约增加65%（OR = 1.65，源于表2模型4中的β = 0.503）。这充分证实，对基层志愿者的培训支持必须注重提升主观工作幸福感，才能有效将能力建设转化为可持续的职业留任意愿。相比之下，工作幸福感在公共服务动机-职业留任路径中无显著中介效应，这是因为由价值认同形成的情绪韧性并不依赖于主观工作满意度，这一发现丰富了关于情绪韧性对基层工作就业能力边界条件的研究。
5.3.1 效应大小的实际意义
除统计显著性外，这些效应的实际大小也值得关注。如表2模型4所示，培训支持的几率比为1.65（OR = e^(0.503)），意味着培训支持满意度每增加一个单位（例如，从“一般”提升到“基本满意”），报告更高水平职业留任意愿的几率增加65%。对于公共服务动机，几率比为1.36（OR = e^(0.311)），表明增加36%。此外，培训支持57.8%的中介贡献率表明，其对留任的总效应超过一半是通过工作幸福感运作的——这是一个具有明确政策含义的实质性大比例：提高培训质量不仅仅关乎技能传递，根本上在于提升志愿者日常的工作体验。
5.3.2 国际比较与更广泛含义
本研究发现的双路径机制——外部培训支持通过工作幸福感发挥作用，而内部公共服务动机直接发挥作用——与国际农村志愿者情境中的发现相呼应。例如，在肯尼亚，社区卫生志愿者的高流失率归因于培训不足、激励不佳和缺乏认可，而成功的留任策略则强调能力建设（外部）和目标感（内部）（Riang'a and Nyanja, 2024; Lusambili and Nyanja, 2021）。在国际农林组织（World Agroforestry Centre）的志愿者农民培训师项目中，通过包括经济机制和创业赋能在内的双重策略实现了80%的留任率——这呼应了我们的发现，即培训支持既直接又间接（通过幸福感）增强留任。在经合组织国家，志愿者管理框架强调培训、认可以及志愿者动机与组织目标一致性的重要性——这些原则与我们发现的“双路径”逻辑高度一致。虽然文化、政治和制度背景在不同地区差异显著——中国的西部计划是一个大规模、国家主导的倡议，而许多国际项目是由非政府组织驱动的——但外部支持和内部动机通过差异化路径发挥作用的核心发现似乎是可转移的。这表明，全球的项目设计者都应认识到，培训支持和内在动机不可互换；它们通过不同的机制影响留任，因此需要不同的管理策略。
5.4 公共服务动机测量的稳健性检验
为解决对公共服务动机（PSM）测量的潜在担忧，研究人员使用替代的二分规范进行了稳健性检验。具体而言，创建了一个更严格的二分变量（“至少两个动机”，记为psm），如果志愿者选择三个动机项目（“响应国家号召”、“热爱家乡”和“投身志愿工作”）中的至少两个，则编码为1，否则为0。这个更严格的标准捕捉了具有更强、更真实价值驱动的公共服务动机的志愿者。
然后，使用这个替代的PSM测量重新估计了主效应模型（模型1-4）。结果见表4。
表4
变量 (1) (2) (3) (4) (5)
Retention Retention Retention Retention Retention
sup_policy 0.060 0.010 0.075 0.027 -0.001
(0.090) (0.092) (0.091) (0.094) (0.097)
sup_econ 0.491 0.410 0.451 0.384 0.285
(0.300) (0.296) (0.298) (0.293) (0.285)
sup_security -0.294 -0.139 -0.373 -0.225 -0.467
(0.696) (0.689) (0.674) (0.672) (0.694)
Politics 0.059 0.085 0.093 0.119 0.110
(0.205) (0.212) (0.203) (0.210) (0.213)
family_econ -0.393** -0.382** -0.348* -0.343* -0.349*
(0.189) (0.191) (0.191) (0.192) (0.194)
family_sup 0.879*** 0.732*** 0.851*** 0.716*** 0.532***
(0.135) (0.144) (0.138) (0.147) (0.154)
Service -0.083 -0.096 -0.096 -0.107 -0.176
(0.228) (0.231) (0.227) (0.229) (0.228)
sup_train 0.550*** 0.511*** 0.372**
(0.182) (0.182) (0.182)
psm 0.621*** 0.572*** 0.552***
(0.208) (0.208) (0.209)
Satisfaction 0.579***
(0.177)
cut1 -1.154 -0.357 -0.909 -0.188 0.109
(1.029) (1.085) (1.033) (1.086) (1.115)
cut2 1.014 1.852* 1.262 2.026* 2.365**
(1.025) (1.079) (1.027) (1.080) (1.110)
cut3 3.108*** 3.987*** 3.395*** 4.194*** 4.590***
(1.020) (1.083) (1.028) (1.091) (1.129)
N 369 369 369 369 369
有序Logistic回归结果（psm测量的稳健性检验）。括号内为标准误。*P < 0.1, **P < 0.05, ***P < 0.01。
如表4所示，模型4中psm的系数为正且显著（β = 0.572, P < 0.01），与我们使用累积指数（0-3）的主要分析方向和显著性一致。这证实了公共服务动机更强的志愿者具有更高的职业留任意愿，这一核心发现对PSM的具体测量并不敏感。
6 结论、启示与未来方向
6.1 研究结论
基于对湖北省369名参与农村振兴的大学生志愿者的调查数据——这是一个对典型中部省份的深入区域案例研究，本研究整合三个经典理论，构建了包含双核心变量的分析框架。实证检验了培训支持和公共服务动机影响职业留任意愿的机制。得出以下核心结论：第一，培训支持和公共服务动机对农村振兴志愿者的职业留任意愿均产生显著的正向影响，其中培训支持的总效应（0.961）显著超过公共服务动机（0.412），表明在当前的志愿者激励体系中，外部培训支持仍占主导地位。第二，工作幸福感在培训支持与职业留任意愿的关系中起部分中介作用，中介贡献度为57.8%，表明培训支持通过“能力赋能→工作幸福感→职业留任”的路径实现间接激励。第三，工作幸福感在公共服务动机与职业留任意愿的关系中无显著中介作用；相反，公共服务动机通过直接的“价值认同→职业留任”路径驱动志愿者留任。
6.2 实践启示
基于这些发现，并与乡村振兴的战略需求相结合，提出以下差异化的志愿者激励策略，以促进稳定高效志愿者队伍的形成。
首先，优化培训支持体系，强化资源赋能与心理赋能。具体而言，培训内容应精准对接乡村振兴需求，纳入“通识能力+专业技能”——如乡村治理技巧、农业技术知识和应急响应能力——以增强相关性。创新培训交付方式，通过“线上微课+线下实践+导师结对”模式提升效果。此外，应建立培训成果反馈机制，根据志愿者经验和工作要求动态优化培训内容，从而通过高质量培训提升工作幸福感。
其次，加强价值引领，激活公共服务动机的内生动力。在志愿者招募环节，应优先选拔展现出“响应国家号召、热爱家乡”价值认同的年轻人，从而夯实内在动机基础。在服务过程中，通过“乡村振兴典型事迹宣讲、家乡发展成就展示、志愿服务故事分享”等活动，强化志愿者的价值认同。同时，应建立精神激励体系，对表现出高公共服务动机和卓越服务成效的志愿者给予表彰和宣传，从而放大内在驱动的激励效果。
第三，实施兼顾外部支持与内部动机的差异化激励策略。对于公共服务动机相对较弱的志愿者，应重点优化外部制度支持——包括培训和经济保障——从而通过改善工作体验提升其持续参与意愿。对于公共服务动机较强的志愿者，应优先强化价值引领和精神激励，为其提供价值实现的平台，充分释放内在动机的驱动力。
6.3 局限性与未来研究方向
尽管本研究贡献了有价值的发现，但仍存在若干局限性需要承认。首先，数据来源具有区域性，仅覆盖湖北省。虽然湖北是面临核心乡村振兴挑战的典型中部省份，且“西部计划”是国家规范化的，但我们并不声称研究发现可以推广到中国所有志愿者项目。相反，我们将本研究定位为一个深入的区域案例研究，为所提出的双路径机制提供了内部效度证据。未来研究可以进行跨省比较研究，分析不同地区的异质性。第二，本研究使用横截面数据，无法捕捉变量的动态变化。未来研究可以使用面板数据进行纵向探索，考察制度支持、公共服务动机和持续参与意愿之间的长期演进关系。第三，本研究未广泛考察异质性群体的差异效应。未来研究可以根据性别、服务专业和服务时长等维度进行亚组分析，以进一步细化结论。第四，本研究未检验交互效应；未来研究可以通过构建交互项，实证检验制度支持和公共服务动机的协同激励效应。第五，本研究对工作幸福感使用了单项测量。虽然幸福感的单项整体测量在先前研究中已得到验证（Wanous et al., 1997），并适用于大规模政策评估情境，但缺乏多维量表的细致性。未来研究可以采用更全面的幸福感测量工具，如世界卫生组织幸福感指数量表（WHO-5 WellBeing Index）或乌特勒支工作投入量表（Utrecht Work Engagement Scale, UWES），以进一步细化对工作幸福感与职业留任意愿关系的理解。
未来研究应在解决这些局限性的同时，探索如数字乡村建设、新时代文明实践等新情境，考察新兴技术和平台对志愿者持续参与意愿的影响。这些努力将为乡村振兴志愿服务的可持续发展提供更全面的理论支持和实践路径。
打赏
