社團文化認同與大學生參與質(zhì)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(gòu)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(zhì)量的主要影響因素。研究檢驗了回歸模型的擬合及優(yōu)化效果，驗證了探討社團文化認同對大學生參與質(zhì)量的影響這一問題具有研究價值。研究發(fā)現(xiàn)：文化投入與文化歸屬兩大維度對大學生社團參與質(zhì)量影響較大；6個社團文化認同指標對參與過程質(zhì)量和參與結(jié)果質(zhì)量有顯著影響，其中社團價值觀認知是影響參與質(zhì)量的關(guān)鍵指標，而活動前意見征求是負向影響參與質(zhì)量的關(guān)鍵指標。

社團文化是高校校園文化的重要組成部分?，F(xiàn)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(yè)文化）理論，開展了社團文化內(nèi)涵、結(jié)構(gòu)、測量、建設等方面的研究。比如陸凱[1]關(guān)于社團文化定義及特征的研究。史丹[2]的四特質(zhì)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(yè)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(shù)據(jù)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(zhì)量的主要因素。

1 相關(guān)理論研究與概念界定

本文將社團文化認同界定為：促進內(nèi)部成員及一切與其相關(guān)的群體和組織對自身產(chǎn)生心理依賴與行為關(guān)聯(lián)的校園文化現(xiàn)象。它具有三方面主要功能，包括整合內(nèi)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(chǔ)上，將社團文化認同分為文化投入、文化歸屬、文化統(tǒng)合三個維度[3]，結(jié)合學生社團自身特點豐富了維度的內(nèi)涵，并構(gòu)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(shù)據(jù)內(nèi)部的信息，解釋自變量與因變量之間的依存關(guān)系；其二，預測發(fā)生或者不發(fā)生某種事件的概率。Logistic回歸模型可表示為：

其中，β0為常數(shù)項，β1，β2，…，βm為偏回歸系數(shù)。

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(zhì)量之間的依存關(guān)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(zhì)量”包括過程質(zhì)量和結(jié)果質(zhì)量兩部分，即將“活動質(zhì)量是否滿意”設置為過程質(zhì)量因變量y1，y1=0表示對活動質(zhì)量不滿意，y1=1表示對活動質(zhì)量滿意。將“成員能力素質(zhì)提升程度是否滿意”設置為結(jié)果質(zhì)量因變量y2，y2=0表示成員對能力素質(zhì)提升程度不滿意，y2=1表示成員對能力素質(zhì)提升程度滿意。將自變量、因變量分別導入SPSS25.0統(tǒng)計軟件進行二元Logistic回歸分析，以便了解顯著影響參與質(zhì)量的相關(guān)因素。

2.3 數(shù)據(jù)來源與信效度檢驗

依據(jù)指標體系（表1），本文編制了“社團文化認同與參與質(zhì)量關(guān)系”調(diào)查問卷。面向在校大學生群體發(fā)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(shù)據(jù)進行信度效度檢驗時，KMO為0.985，克朗巴哈系數(shù)為0.988。這表明問卷數(shù)據(jù)通過了信度效度檢驗，適合做后續(xù)數(shù)據(jù)分析。

2.4 結(jié)果分析

2.4.1模型檢驗

發(fā)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(xiàn)如下:① P波與QRS波群完全無關(guān)，P-P間期與R-R間期呈現(xiàn)出各自的規(guī)律性；② 心室節(jié)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(guān)變量，過程質(zhì)量即活動質(zhì)量滿意度（y1）模型和結(jié)果質(zhì)量即成員能力素質(zhì)提升滿意度（y2）模型分別經(jīng)過5次、6次迭代及擬合優(yōu)化，最后得到兩種模型的顯著性檢驗結(jié)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(tǒng)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(nèi)戈爾科R2（Nagelkerke R Square）分別為0.670、0.626，數(shù)值尚可，因本研究側(cè)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(yōu)化效果良好。

2.4.2基于邏輯回歸的社團活動質(zhì)量滿意度結(jié)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(tǒng)計量的概率檢驗，剔除相關(guān)不顯著影響的變量，最后發(fā)現(xiàn)Χ2、Χ4、Χ7、Χ12這四個指標進入了回歸方程，如表2。

表2 活動質(zhì)量滿意度模型參數(shù)表

結(jié)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(zhì)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(shù)值相差不大，而Χ2(1)（代表“基本不符合”）B值為-34.114，呈現(xiàn)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(zhì)量滿意度產(chǎn)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(shù)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(zhì)量滿意度作用顯著。從幾組數(shù)據(jù)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(zhì)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(shù)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(zhì)量滿意度中所體現(xiàn)的優(yōu)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(zhì)量的滿意度就會越高。

根據(jù)參數(shù)表，社團活動質(zhì)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(tǒng)計量的概率檢驗，剔除相關(guān)不顯著影響的變量，最后發(fā)現(xiàn)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(zhì)提升滿意度模型參數(shù)表

結(jié)合參數(shù)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(guān)注的是，同樣也只有Χ7(4)的Exp(B)大于1，具體數(shù)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(zhì)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(zhì)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(zhì)提升滿意度中就會體現(xiàn)出Χ7(3) 2.374倍的優(yōu)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(zhì)提升滿意度的有效途徑。

如參數(shù)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(zhì)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(jié)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(zhì)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(huán)節(jié)不甚理想，連“一般”水平都未達到時，將對能力素質(zhì)提升滿意度起到抑制作用。另外，由此組數(shù)據(jù)在Exp(B)方面的表現(xiàn)可知，自變量每優(yōu)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(xiàn)的優(yōu)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(xiàn)的優(yōu)勢是Χ9(3)的3.222倍。可見，成員踐行社團文化越自覺、越積極，其自身的能力素質(zhì)提升滿意度就會越高。

根據(jù)參數(shù)表，成員能力素質(zhì)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(jié)

3.1 探討社團文化認同對大學生參與質(zhì)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(fā)現(xiàn)多個社團文化認同指標對過程質(zhì)量（y1）和結(jié)果質(zhì)量（y2）有顯著影響，各項檢驗結(jié)果表明回歸模型擬合效果佳、優(yōu)化效果好，兩個預測模型正確率均超過85%。顯著影響參與質(zhì)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(tǒng)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(zhì)量的影響具有理論與現(xiàn)實價值，從中發(fā)現(xiàn)的規(guī)律對社團參與質(zhì)量提升具有指導意義。

3.2 文化投入與文化歸屬對參與質(zhì)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(zhì)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(jié)果質(zhì)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(tǒng)合1個?？梢?，文化投入與文化歸屬對參與質(zhì)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(cè)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(shù)據(jù)表現(xiàn)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(zhì)量的關(guān)鍵指標

社團價值觀是成員經(jīng)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(nèi)核，是解決社團發(fā)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(zhì)量（y1）和結(jié)果質(zhì)量（y2）影響因素時，本文發(fā)現(xiàn)社團價值觀認知在兩方面參與質(zhì)量上均發(fā)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(zhì)量還是自身成長質(zhì)量，參與質(zhì)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(zhì)量會隨了解程度的下降呈階梯式下滑。這一數(shù)據(jù)分析結(jié)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(nèi)容、豐富內(nèi)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(zhì)量的關(guān)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(chuàng)設和諧平等的參與情景,激發(fā)成員的主人翁意識和主體能動性。然而數(shù)據(jù)分析結(jié)果卻耐人尋味：組織活動前負責人征求成員意見環(huán)節(jié)無論完成程度如何，均對參與質(zhì)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(zhì)量的反向作用力還會出現(xiàn)爆發(fā)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(shù)的表現(xiàn)來看，其促進作用非常顯著且優(yōu)勢比數(shù)值較高。這一對比結(jié)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(fā)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(diào)”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>