社團文化認同與大學生參與質量的邏輯回歸分析

□費江波/文

本文從文化認知、文化認同、文化踐行三個維度構建了社團文化認同指標體系，并應用二元Logistic回歸探尋社團文化認同指標體系中對大學生社團參與質量的主要影響因素。研究檢驗了回歸模型的擬合及優化效果，驗證了探討社團文化認同對大學生參與質量的影響這一問題具有研究價值。研究發現：文化投入與文化歸屬兩大維度對大學生社團參與質量影響較大；6個社團文化認同指標對參與過程質量和參與結果質量有顯著影響，其中社團價值觀認知是影響參與質量的關鍵指標，而活動前意見征求是負向影響參與質量的關鍵指標。

社團文化是高校校園文化的重要組成部分。現有成果大多聚焦于功能視角，認為社團文化具有不可替代的育人功能。最具代表性的是，諸多學者基于組織文化（又稱企業文化）理論，開展了社團文化內涵、結構、測量、建設等方面的研究。比如陸凱[1]關于社團文化定義及特征的研究。史丹[2]的四特質社團文化測量模型等。但總體來看，從組織文化視角研究社團文化問題，忽略了學生社團文化與企業文化之間的差異性，忽視了社團文化獨有的特性。另外，描述性研究多，定量研究少，運用數據挖掘進行分析的少之又少。因此，本文將著眼于社團文化視角，運用邏輯回歸分析探索社團文化認同指標中影響學生參與質量的主要因素。

1 相關理論研究與概念界定

本文將社團文化認同界定為：促進內部成員及一切與其相關的群體和組織對自身產生心理依賴與行為關聯的校園文化現象。它具有三方面主要功能，包括整合內部要素、強化成員自尊、激活外部資源。在Dehyle、陳枝烈等人的研究基礎上，將社團文化認同分為文化投入、文化歸屬、文化統合三個維度[3]，結合學生社團自身特點豐富了維度的內涵，并構建了指標體系，具體指標及指標編碼如表1所示。

表1 社團文化認同指標體系

2 模型建立與實證分析

2.1 Logistic回歸

Logistic回歸是一種廣義線性回歸[4]。建立 Logistic回歸模型一般有兩個目的：其一，挖掘隱含在數據內部的信息，解釋自變量與因變量之間的依存關系；其二，預測發生或者不發生某種事件的概率。Logistic回歸模型可表示為：

其中，β0為常數項，β1，β2，…，βm為偏回歸系數。

logistic回歸模型可以表示成如下的線性形式：

2.2 邏輯回歸建模

由于本文的因變量為二分類的分類變量，因此采用二元Logistic回歸模型，探討社團文化認同與大學生參與質量之間的依存關系。本研究以社團文化認同的15個指標（如表1）作為自變量。因變量“參與質量”包括過程質量和結果質量兩部分，即將“活動質量是否滿意”設置為過程質量因變量y1，y1=0表示對活動質量不滿意，y1=1表示對活動質量滿意。將“成員能力素質提升程度是否滿意”設置為結果質量因變量y2，y2=0表示成員對能力素質提升程度不滿意，y2=1表示成員對能力素質提升程度滿意。將自變量、因變量分別導入SPSS25.0統計軟件進行二元Logistic回歸分析，以便了解顯著影響參與質量的相關因素。

2.3 數據來源與信效度檢驗

依據指標體系（表1），本文編制了“社團文化認同與參與質量關系”調查問卷。面向在校大學生群體發放，共回收有效問卷2053份。由于所有自變量指標均是多分類變量，分別對應“不符合”“基本不符合”“一般”“基本符合”“符合”五種情況，SPSS在進行Logistic回歸時，默認將0（這里指“不符合”情況）作為參照組進行分組比較，因此需要將不同情況對應參照組進行分析。在對問卷數據進行信度效度檢驗時，KMO為0.985，克朗巴哈系數為0.988。這表明問卷數據通過了信度效度檢驗，適合做后續數據分析。

2.4 結果分析

2.4.1模型檢驗

發生三度(完全性)房室阻滯時，所有室上性激動均不能下傳心室，心室由阻滯部位以下的逸搏心律所控制。相應的心電圖表現如下:① P波與QRS波群完全無關，P-P間期與R-R間期呈現出各自的規律性；② 心室節律緩慢勻齊，心室率

基于最大似然估計的向前逐步回歸法剔除不顯著的相關變量，過程質量即活動質量滿意度（y1）模型和結果質量即成員能力素質提升滿意度（y2）模型分別經過5次、6次迭代及擬合優化，最后得到兩種模型的顯著性檢驗結果。兩個回歸模型自由度df均為5，顯著性Sig分別為0.658、0.227，均大于0.05，這表明兩種模型擬合值和實際值無顯著性差異，故而擬合效果好，存在一定的統計意義。另外，兩個回歸模型考克斯-斯奈爾R2（Cox & Snell R Square）分別為0.472、0.438，內戈爾科R2（Nagelkerke R Square）分別為0.670、0.626，數值尚可，因本研究側重影響因素分析，故影響不大。與此同時，兩種回歸模型前的預測正確率分別為70.3%和71.3%，使用回歸模型進行預測的正確率達到了87.5%和85.9%，判斷率優化效果良好。

2.4.2基于邏輯回歸的社團活動質量滿意度結果分析

基于SPSS提供的最大似然估計的向前逐步回歸法，一步步引入自變量，通過最大似然估計的統計量的概率檢驗，剔除相關不顯著影響的變量，最后發現Χ2、Χ4、Χ7、Χ12這四個指標進入了回歸方程，如表2。

表2 活動質量滿意度模型參數表

結合表中B值、顯著性Sig來看，Χ2的四組B值均為負值，Sig=0.001＜0.05，這表明“組織活動前負責人廣泛征求成員意見”對活動質量滿意度具有顯著的抑制作用。值得注意的是，相對于參照組Χ2（“不符合”）為0，Χ2(2)（代表“一般”）、Χ2(3)（代表“基本符合”）、Χ2(4)（代表“符合”）三種情況的B值分別為-1.889、-1.456、-0.845，數值相差不大，而Χ2(1)（代表“基本不符合”）B值為-34.114，呈現斷崖式下跌。這意味著該指標無論完成程度如何，都對活動質量滿意度產生抑制作用，不過達到“一般”及以上水平，抑制作用較小，“一般”以下水平抑制作用力顯著增強。

參數表中自變量Χ7的Sig=0.000＜0.05，可見，“成員了解社團的價值觀”此指標對活動質量滿意度作用顯著。從幾組數據來看，相對于參照組Χ7（“不符合”）為0,Χ7(1)（代表“基本不符合”）B值為-1.698，Χ7(2)（代表“一般”）、Χ7(3)（代表“基本符合”）、Χ7(4)（代表“符合”）三種情況的B值分別為0.160、1.429、1.873，均為正值，且Exp(B)分別為1.174、4.175、6.510，均大于1。由此可知，當成員對社團價值觀有一定程度了解時，對活動質量滿意度會起到促進作用，反之，如不甚了解就將起到抑制作用。與此同時，自變量數值一定幅度的增長，會引起因變量的成倍增長。如Χ7(4)相對于Χ7(3)平均增長1.873個單位，活動質量滿意度中所體現的優勢是Χ7(3)的6.510倍。說明了解社團價值觀的成員越多、程度越高，活動質量的滿意度就會越高。

根據參數表，社團活動質量滿意度回歸模型可以表示為：

Logit(p)= -34.114X2(1)-1.889X2(2)-1.456X2(3)-0.845X2(4)+3.123X4(1)+2.974X4(2)+2.933X4(3)+3.664X4(4)-1.698X7(1)+0.160X7(2)+1.429X7(3)+1.873X7(4)-18.511X12(1)-17.286X12(2)-16.511X12(3)-16.272X12(4)-3.627

基于SPSS提供的最大似然估計的向前逐步回歸法，一步步引入自變量，通過最大似然估計的統計量的概率檢驗，剔除相關不顯著影響的變量，最后發現Χ2、Χ5、Χ7、Χ9這四個指標進入了回歸方程，如表3。

表3 成員能力素質提升滿意度模型參數表

結合參數表中B值、顯著性Sig和Exp(B)值來看，Χ7的Sig=0.010＜0.05，相對于參照組Χ7（“不符合”）的B值為0,Χ7(1)（代表“基本不符合”）、Χ7(2)（代表“一般”）、Χ7(3)（代表“基本符合”）、Χ7(4)（代表“符合”）分別為-0.540、-0.309、-0.010、0.864，即僅在“符合”情況下B值才為正值。值得關注的是，同樣也只有Χ7(4)的Exp(B)大于1，具體數值為2.374。綜上可知，當成員了解社團價值觀狀況不佳時，會對成員能力素質提升滿意度起顯著抑制作用；當成員了解社團的價值觀時，對其自身能力素質提升滿意度就會起顯著的正向促進作用。而且Χ7(4)相對于Χ7(3)平均增長0.864個單位，成員能力素質提升滿意度中就會體現出Χ7(3) 2.374倍的優勢。由此可知，使更多的成員了解認知社團價值觀，是提升成員能力素質提升滿意度的有效途徑。

如參數表所示，自變量Χ9的Sig=0.010＜0.05，這表明“成員能夠以社團文化指導自己的行為”指標對成員能力素質提升滿意度影響顯著。相對于參照組Χ9（“不符合”）為0，Χ9(2)（代表“一般”）、Χ9(3)（代表“基本符合”）、Χ9(4)（代表“符合”）三種情況的B值分別為0.496、1.087、1.170，均為正值，且Exp(B)分別為1.643、2.964、3.222，均大于1。而Χ9(1)（代表“基本不符合”）B值為負值即-1.098。因此可得出結論，當成員能夠以社團文化指導自己的行為時，對其能力素質提升滿意度會起到促進作用，反之，如果成員的社團文化踐行環節不甚理想，連“一般”水平都未達到時，將對能力素質提升滿意度起到抑制作用。另外，由此組數據在Exp(B)方面的表現可知，自變量每優化一小步都會帶來因變量的較大幅度提升，如Χ9(3)相對于Χ9(2)平均增長1.087個單位，滿意度中所體現的優勢是Χ9(2)的2.964倍；Χ9(4)相對于Χ9(3)平均增長1.170個單位，滿意度中所體現的優勢是Χ9(3)的3.222倍?？梢?，成員踐行社團文化越自覺、越積極，其自身的能力素質提升滿意度就會越高。

根據參數表，成員能力素質提升滿意度回歸模型可以表示為：

Logit(p)= -1.718X2(1)-1.673X2(2)-1.166X2(3)-0.843X2(4)+1.316X5(1)+0.590X5(2)

+0.763X5(3)+1.220X5(4)-0.540X7(1)-0.309X7(2)-0.010X7(3)+0.864X7(4)-1.098X9(1)

+0.496X9(2)+1.087X9(3)+1.170X9(4)+0.908

3 討論與總結

3.1 探討社團文化認同對大學生參與質量的影響具有研究價值

研究運用二元Logistic回歸分析的方法，發現多個社團文化認同指標對過程質量（y1）和結果質量（y2）有顯著影響，各項檢驗結果表明回歸模型擬合效果佳、優化效果好，兩個預測模型正確率均超過85%。顯著影響參與質量的指標包括組織活動前負責人會廣泛地征求成員的意見（Χ2）、成員積極參與社團的活動組織工作（Χ4）、成員對社團有著強烈的歸屬感（Χ5）、成員了解社團的價值觀（Χ7）、成員能夠以社團文化指導自己的行為（Χ9）、與社會組織開展共建活動（Χ12）。上述6個指標變量分布于文化投入、文化歸屬、文化統合，即社團文化認同的所有維度。說明探討社團文化認同對大學生參與質量的影響具有理論與現實價值，從中發現的規律對社團參與質量提升具有指導意義。

3.2 文化投入與文化歸屬對參與質量影響較大

研究通過逐步回歸法，剔除了影響不顯著的社團文化認同自變量，顯著影響過程質量的指標包括組織活動前負責人會廣泛地征求成員的意見（Χ2）、成員積極參與社團的活動組織工作（Χ4）、成員了解社團的價值觀（Χ7）、與社會組織開展共建活動（Χ12）；顯著影響結果質量的指標包括組織活動前負責人會廣泛地征求成員的意見（Χ2）、成員對社團有著強烈的歸屬感（Χ5）、成員了解社團的價值觀（Χ7）、成員能夠以社團文化指導自己的行為（Χ9）。由此可知，最終進入回歸方程的指標在三個維度中的分布情況是：文化投入3個、文化歸屬2個、文化統合1個?？梢?，文化投入與文化歸屬對參與質量影響較大，學生社團在組織文化建設中應高度重視這兩個維度，資源投入時要有意識地在這兩方面有所側重。值得注意的是，文化歸屬雖只有2項指標Χ7、Χ9進入回歸方程，但數據表現等級分明，影響作用顯著，是社團切不可忽視的組織文化認同維度。

3.3 社團價值觀認知是影響參與質量的關鍵指標

社團價值觀是成員經過長期社團活動積累凝練形成的共同價值觀念，是社團文化的精神內核，是解決社團發展過程中各類矛盾的實踐準則，在組織哲學中起主導性作用。在探究過程質量（y1）和結果質量（y2）影響因素時，本文發現社團價值觀認知在兩方面參與質量上均發揮著舉足輕重的作用。研究表明，當成員了解社團價值觀時，無論是活動過程質量還是自身成長質量，參與質量滿意度的被影響作用力均為正向。而認知情況不佳時，參與質量會隨了解程度的下降呈階梯式下滑。這一數據分析結果為學生社團提供了明確的工作思路，平日社團要將注意力更多集中在傳播組織文化方面，使社團價值觀真正走近成員、入腦入心。通過多樣化傳播形式、多元化傳播主體、多層級傳播路徑等渠道，幫助成員準確掌握社團價值觀的基本內容、豐富內涵、實踐要求，從而厚植社團文化根基與土壤。

3.4 活動前意見征求是負向影響參與質量的關鍵指標

為了培育成員對社團文化的認同感和歸屬感，社團往往會努力創設和諧平等的參與情景,激發成員的主人翁意識和主體能動性。然而數據分析結果卻耐人尋味：組織活動前負責人征求成員意見環節無論完成程度如何，均對參與質量具有顯著抑制作用。如完成程度未達到“一般”水平，對活動過程質量的反向作用力還會出現爆發式增長。對比之下，從指標“成員參與活動組織工作”的幾個主要參數的表現來看，其促進作用非常顯著且優勢比數值較高。這一對比結果應引起我們的注意,并給予社團負責人實踐方面的啟示。發揮成員的主體作用，應該少一些“品頭論足”“夸夸其談”，多一些“躬身實踐”“親身體驗”，應該使成員更多、更深入地參與到日常工作中，使他們更為真實地切身感受到社團活動開展的“千頭萬緒”“眾口難調”與“無可奈何”，以此更為有效地克服對社團活動“不切實際”的過高期待?！?/p>