本文從文化認(rèn)知、文化認(rèn)同、文化踐行三個(gè)維度構(gòu)建了社團(tuán)文化認(rèn)同指標(biāo)體系，并應(yīng)用二元Logistic回歸探尋社團(tuán)文化認(rèn)同指標(biāo)體系中對(duì)大學(xué)生社團(tuán)參與質(zhì)量的主要影響因素。研究檢驗(yàn)了回歸模型的擬合及優(yōu)化效果，驗(yàn)證了探討社團(tuán)文化認(rèn)同對(duì)大學(xué)生參與質(zhì)量的影響這一問題具有研究?jī)r(jià)值。研究發(fā)現(xiàn)：文化投入與文化歸屬兩大維度對(duì)大學(xué)生社團(tuán)參與質(zhì)量影響較大；6個(gè)社團(tuán)文化認(rèn)同指標(biāo)對(duì)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(tuán)價(jià)值觀認(rèn)知是影響參與質(zhì)量的關(guān)鍵指標(biāo)，而活動(dòng)前意見征求是負(fù)向影響參與質(zhì)量的關(guān)鍵指標(biāo)。

社團(tuán)文化是高校校園文化的重要組成部分。現(xiàn)有成果大多聚焦于功能視角，認(rèn)為社團(tuán)文化具有不可替代的育人功能。最具代表性的是，諸多學(xué)者基于組織文化（又稱企業(yè)文化）理論，開展了社團(tuán)文化內(nèi)涵、結(jié)構(gòu)、測(cè)量、建設(shè)等方面的研究。比如陸凱[1]關(guān)于社團(tuán)文化定義及特征的研究。史丹[2]的四特質(zhì)社團(tuán)文化測(cè)量模型等。但總體來看，從組織文化視角研究社團(tuán)文化問題，忽略了學(xué)生社團(tuán)文化與企業(yè)文化之間的差異性，忽視了社團(tuán)文化獨(dú)有的特性。另外，描述性研究多，定量研究少，運(yùn)用數(shù)據(jù)挖掘進(jìn)行分析的少之又少。因此，本文將著眼于社團(tuán)文化視角，運(yùn)用邏輯回歸分析探索社團(tuán)文化認(rèn)同指標(biāo)中影響學(xué)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(tuán)文化認(rèn)同界定為：促進(jìn)內(nèi)部成員及一切與其相關(guān)的群體和組織對(duì)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(qiáng)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(tuán)文化認(rèn)同分為文化投入、文化歸屬、文化統(tǒng)合三個(gè)維度[3]，結(jié)合學(xué)生社團(tuán)自身特點(diǎn)豐富了維度的內(nèi)涵，并構(gòu)建了指標(biāo)體系，具體指標(biāo)及指標(biāo)編碼如表1所示。

2 模型建立與實(shí)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(gè)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(yù)測(cè)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(xiàng)，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(tuán)文化認(rèn)同與大學(xué)生參與質(zhì)量之間的依存關(guān)系。本研究以社團(tuán)文化認(rèn)同的15個(gè)指標(biāo)（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?jī)刹糠?，即將“活?dòng)質(zhì)量是否滿意”設(shè)置為過程質(zhì)量因變量y1，y1=0表示對(duì)活動(dòng)質(zhì)量不滿意，y1=1表示對(duì)活動(dòng)質(zhì)量滿意。將“成員能力素質(zhì)提升程度是否滿意”設(shè)置為結(jié)果質(zhì)量因變量y2，y2=0表示成員對(duì)能力素質(zhì)提升程度不滿意，y2=1表示成員對(duì)能力素質(zhì)提升程度滿意。將自變量、因變量分別導(dǎo)入SPSS25.0統(tǒng)計(jì)軟件進(jìn)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(yàn)

依據(jù)指標(biāo)體系（表1），本文編制了“社團(tuán)文化認(rèn)同與參與質(zhì)量關(guān)系”調(diào)查問卷。面向在校大學(xué)生群體發(fā)放，共回收有效問卷2053份。由于所有自變量指標(biāo)均是多分類變量，分別對(duì)應(yīng)“不符合”“基本不符合”“一般”“基本符合”“符合”五種情況，SPSS在進(jìn)行Logistic回歸時(shí)，默認(rèn)將0（這里指“不符合”情況）作為參照組進(jìn)行分組比較，因此需要將不同情況對(duì)應(yīng)參照組進(jìn)行分析。在對(duì)問卷數(shù)據(jù)進(jìn)行信度效度檢驗(yàn)時(shí)，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(yàn)，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(yàn)

基于最大似然估計(jì)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(dòng)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(yàn)結(jié)果。兩個(gè)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(shí)際值無顯著性差異，故而擬合效果好，存在一定的統(tǒng)計(jì)意義。另外，兩個(gè)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?duì)柨芌2（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(shí)，兩種回歸模型前的預(yù)測(cè)正確率分別為70.3%和71.3%，使用回歸模型進(jìn)行預(yù)測(cè)的正確率達(dá)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(tuán)活動(dòng)質(zhì)量滿意度結(jié)果分析

基于SPSS提供的最大似然估計(jì)的向前逐步回歸法，一步步引入自變量，通過最大似然估計(jì)的統(tǒng)計(jì)量的概率檢驗(yàn)，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(gè)指標(biāo)進(jìn)入了回歸方程，如表2。

結(jié)合表中B值、顯著性Sig來看，Χ2的四組B值均為負(fù)值，Sig=0.001<0.05，這表明“組織活動(dòng)前負(fù)責(zé)人廣泛征求成員意見”對(duì)活動(dòng)質(zhì)量滿意度具有顯著的抑制作用。值得注意的是，相對(duì)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(biāo)無論完成程度如何，都對(duì)活動(dòng)質(zhì)量滿意度產(chǎn)生抑制作用，不過達(dá)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(qiáng)。

參數(shù)表中自變量Χ7的Sig=0.000<0.05，可見，“成員了解社團(tuán)的價(jià)值觀”此指標(biāo)對(duì)活動(dòng)質(zhì)量滿意度作用顯著。從幾組數(shù)據(jù)來看，相對(duì)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(dāng)成員對(duì)社團(tuán)價(jià)值觀有一定程度了解時(shí)，對(duì)活動(dòng)質(zhì)量滿意度會(huì)起到促進(jìn)作用，反之，如不甚了解就將起到抑制作用。與此同時(shí)，自變量數(shù)值一定幅度的增長(zhǎng)，會(huì)引起因變量的成倍增長(zhǎng)。如Χ7（4）相對(duì)于Χ7（3）平均增長(zhǎng)1.873個(gè)單位，活動(dòng)質(zhì)量滿意度中所體現(xiàn)的優(yōu)勢(shì)是Χ7（3）的6.510倍。說明了解社團(tuán)價(jià)值觀的成員越多、程度越高，活動(dòng)質(zhì)量的滿意度就會(huì)越高。

根據(jù)參數(shù)表，社團(tuán)活動(dòng)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

2.4.3基于邏輯回歸的成員能力素質(zhì)提升滿意度分析

基于SPSS提供的最大似然估計(jì)的向前逐步回歸法，一步步引入自變量，通過最大似然估計(jì)的統(tǒng)計(jì)量的概率檢驗(yàn)，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(gè)指標(biāo)進(jìn)入了回歸方程，如表3。

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(duì)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(dāng)成員了解社團(tuán)價(jià)值觀狀況不佳時(shí)，會(huì)對(duì)成員能力素質(zhì)提升滿意度起顯著抑制作用；當(dāng)成員了解社團(tuán)的價(jià)值觀時(shí)，對(duì)其自身能力素質(zhì)提升滿意度就會(huì)起顯著的正向促進(jìn)作用。而且Χ7（4）相對(duì)于Χ7（3）平均增長(zhǎng)0.864個(gè)單位，成員能力素質(zhì)提升滿意度中就會(huì)體現(xiàn)出Χ7（3） 2.374倍的優(yōu)勢(shì)。由此可知，使更多的成員了解認(rèn)知社團(tuán)價(jià)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(tuán)文化指導(dǎo)自己的行為”指標(biāo)對(duì)成員能力素質(zhì)提升滿意度影響顯著。相對(duì)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(fù)值即-1.098。因此可得出結(jié)論，當(dāng)成員能夠以社團(tuán)文化指導(dǎo)自己的行為時(shí)，對(duì)其能力素質(zhì)提升滿意度會(huì)起到促進(jìn)作用，反之，如果成員的社團(tuán)文化踐行環(huán)節(jié)不甚理想，連“一般”水平都未達(dá)到時(shí)，將對(duì)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?jī)?yōu)化一小步都會(huì)帶來因變量的較大幅度提升，如Χ9（3）相對(duì)于Χ9（2）平均增長(zhǎng)1.087個(gè)單位，滿意度中所體現(xiàn)的優(yōu)勢(shì)是Χ9（2）的2.964倍；Χ9（4）相對(duì)于Χ9（3）平均增長(zhǎng)1.170個(gè)單位，滿意度中所體現(xiàn)的優(yōu)勢(shì)是Χ9（3）的3.222倍?？梢姡蓡T踐行社團(tuán)文化越自覺、越積極，其自身的能力素質(zhì)提升滿意度就會(huì)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(tuán)文化認(rèn)同對(duì)大學(xué)生參與質(zhì)量的影響具有研究?jī)r(jià)值

研究運(yùn)用二元Logistic回歸分析的方法，發(fā)現(xiàn)多個(gè)社團(tuán)文化認(rèn)同指標(biāo)對(duì)過程質(zhì)量（y1）和結(jié)果質(zhì)量（y2）有顯著影響，各項(xiàng)檢驗(yàn)結(jié)果表明回歸模型擬合效果佳、優(yōu)化效果好，兩個(gè)預(yù)測(cè)模型正確率均超過85%。顯著影響參與質(zhì)量的指標(biāo)包括組織活動(dòng)前負(fù)責(zé)人會(huì)廣泛地征求成員的意見（Χ2）、成員積極參與社團(tuán)的活動(dòng)組織工作（Χ4）、成員對(duì)社團(tuán)有著強(qiáng)烈的歸屬感（Χ5）、成員了解社團(tuán)的價(jià)值觀（Χ7）、成員能夠以社團(tuán)文化指導(dǎo)自己的行為（Χ9）、與社會(huì)組織開展共建活動(dòng)（Χ12）。上述6個(gè)指標(biāo)變量分布于文化投入、文化歸屬、文化統(tǒng)合，即社團(tuán)文化認(rèn)同的所有維度。說明探討社團(tuán)文化認(rèn)同對(duì)大學(xué)生參與質(zhì)量的影響具有理論與現(xiàn)實(shí)價(jià)值，從中發(fā)現(xiàn)的規(guī)律對(duì)社團(tuán)參與質(zhì)量提升具有指導(dǎo)意義。

3.2 文化投入與文化歸屬對(duì)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(tuán)文化認(rèn)同自變量，顯著影響過程質(zhì)量的指標(biāo)包括組織活動(dòng)前負(fù)責(zé)人會(huì)廣泛地征求成員的意見（Χ2）、成員積極參與社團(tuán)的活動(dòng)組織工作（Χ4）、成員了解社團(tuán)的價(jià)值觀（Χ7）、與社會(huì)組織開展共建活動(dòng)（Χ12）；顯著影響結(jié)果質(zhì)量的指標(biāo)包括組織活動(dòng)前負(fù)責(zé)人會(huì)廣泛地征求成員的意見（Χ2）、成員對(duì)社團(tuán)有著強(qiáng)烈的歸屬感（Χ5）、成員了解社團(tuán)的價(jià)值觀（Χ7）、成員能夠以社團(tuán)文化指導(dǎo)自己的行為（Χ9）。由此可知，最終進(jìn)入回歸方程的指標(biāo)在三個(gè)維度中的分布情況是：文化投入３個(gè)、文化歸屬２個(gè)、文化統(tǒng)合１個(gè)。可見，文化投入與文化歸屬對(duì)參與質(zhì)量影響較大，學(xué)生社團(tuán)在組織文化建設(shè)中應(yīng)高度重視這兩個(gè)維度，資源投入時(shí)要有意識(shí)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(xiàng)指標(biāo)Χ7、Χ9進(jìn)入回歸方程，但數(shù)據(jù)表現(xiàn)等級(jí)分明，影響作用顯著，是社團(tuán)切不可忽視的組織文化認(rèn)同維度。

3.3 社團(tuán)價(jià)值觀認(rèn)知是影響參與質(zhì)量的關(guān)鍵指標(biāo)

社團(tuán)價(jià)值觀是成員經(jīng)過長(zhǎng)期社團(tuán)活動(dòng)積累凝練形成的共同價(jià)值觀念，是社團(tuán)文化的精神內(nèi)核，是解決社團(tuán)發(fā)展過程中各類矛盾的實(shí)踐準(zhǔn)則，在組織哲學(xué)中起主導(dǎo)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(shí)，本文發(fā)現(xiàn)社團(tuán)價(jià)值觀認(rèn)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(dāng)成員了解社團(tuán)價(jià)值觀時(shí)，無論是活動(dòng)過程質(zhì)量還是自身成長(zhǎng)質(zhì)量，參與質(zhì)量滿意度的被影響作用力均為正向。而認(rèn)知情況不佳時(shí)，參與質(zhì)量會(huì)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(xué)生社團(tuán)提供了明確的工作思路，平日社團(tuán)要將注意力更多集中在傳播組織文化方面，使社團(tuán)價(jià)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(jí)傳播路徑等渠道，幫助成員準(zhǔn)確掌握社團(tuán)價(jià)值觀的基本內(nèi)容、豐富內(nèi)涵、實(shí)踐要求，從而厚植社團(tuán)文化根基與土壤。

3.4 活動(dòng)前意見征求是負(fù)向影響參與質(zhì)量的關(guān)鍵指標(biāo)

為了培育成員對(duì)社團(tuán)文化的認(rèn)同感和歸屬感，社團(tuán)往往會(huì)努力創(chuàng)設(shè)和諧平等的參與情景，激發(fā)成員的主人翁意識(shí)和主體能動(dòng)性。然而數(shù)據(jù)分析結(jié)果卻耐人尋味：組織活動(dòng)前負(fù)責(zé)人征求成員意見環(huán)節(jié)無論完成程度如何，均對(duì)參與質(zhì)量具有顯著抑制作用。如完成程度未達(dá)到“一般”水平，對(duì)活動(dòng)過程質(zhì)量的反向作用力還會(huì)出現(xiàn)爆發(fā)式增長(zhǎng)。對(duì)比之下，從指標(biāo)“成員參與活動(dòng)組織工作”的幾個(gè)主要參數(shù)的表現(xiàn)來看，其促進(jìn)作用非常顯著且優(yōu)勢(shì)比數(shù)值較高。這一對(duì)比結(jié)果應(yīng)引起我們的注意，并給予社團(tuán)負(fù)責(zé)人實(shí)踐方面的啟示。發(fā)揮成員的主體作用，應(yīng)該少一些“品頭論足”“夸夸其談”，多一些“躬身實(shí)踐”“親身體驗(yàn)”，應(yīng)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(shí)地切身感受到社團(tuán)活動(dòng)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(duì)社團(tuán)活動(dòng)“不切實(shí)際”的過高期待。

引用

[1] 陸凱.高校學(xué)生社團(tuán)文化建設(shè)研究[D].大連：大連理工大學(xué)，2019.

[2] 史丹.組織文化視角下的高校學(xué)生社團(tuán)文化研究[D].南昌：江西師范大學(xué)，2015.

[3] 陳致中，張德.中國(guó)背景下的組織文化認(rèn)同度模型建構(gòu)[J].科學(xué)學(xué)與科學(xué)技術(shù)管理，2009 （12）：64-69.

[4] 唐啟義.DPS數(shù)據(jù)處理系統(tǒng)[M].北京：科學(xué)出版社，2010.

課題：本文系2021年度浙江省社科規(guī)劃“高校思想政治工作研究”專項(xiàng)課題（項(xiàng)目編號(hào)：21GXSZ046YB）的階段性研究成果

作者簡(jiǎn)介：費(fèi)江波（1980—），女，浙江寧波人，碩士研究生，副教授，就職于寧波大學(xué)科學(xué)技術(shù)學(xué)院。