本文从文化认知、文化认同、文化践行三个维度构建了社团文化认同指标体系，并应用二元Logistic回归探寻社团文化认同指标体系中对大学生社团参与质量的主要影响因素。研究检验了回归模型的拟合及优化效果，验证了探讨社团文化认同对大学生参与质量的影响这一问题具有研究价值。研究发现：文化投入与文化归属两大维度对大学生社团参与质量影响较大；6个社团文化认同指标对参与过程质量和参与结果质量有显著影响，其中社团价值观认知是影响参与质量的关键指标，而活动前意见征求是负向影响参与质量的关键指标。
社团文化是高校校园文化的重要组成部分。现有成果大多聚焦于功能视角，认为社团文化具有不可替代的育人功能。最具代表性的是，诸多学者基于组织文化（又称企业文化）理论，开展了社团文化内涵、结构、测量、建设等方面的研究。比如陆凯[1]关于社团文化定义及特征的研究。史丹[2]的四特质社团文化测量模型等。但总体来看，从组织文化视角研究社团文化问题，忽略了学生社团文化与企业文化之间的差异性，忽视了社团文化独有的特性。另外，描述性研究多，定量研究少，运用数据挖掘进行分析的少之又少。因此，本文将着眼于社团文化视角，运用逻辑回归分析探索社团文化认同指标中影响学生参与质量的主要因素。
1 相关理论研究与概念界定
本文将社团文化认同界定为：促进内部成员及一切与其相关的群体和组织对自身产生心理依赖与行为关联的校园文化现象。它具有三方面主要功能，包括整合内部要素、强化成员自尊、激活外部资源。在Dehyle、陈枝烈等人的研究基础上，将社团文化认同分为文化投入、文化归属、文化统合三个维度[3]，结合学生社团自身特点丰富了维度的内涵，并构建了指标体系，具体指标及指标编码如表1所示。
表1 社团文化认同指标体系
2 模型建立与实证分析
2.1 Logistic回归
Logistic回归是一种广义线性回归[4]。建立 Logistic回归模型一般有两个目的：其一，挖掘隐含在数据内部的信息，解释自变量与因变量之间的依存关系；其二，预测发生或者不发生某种事件的概率。Logistic回归模型可表示为：
其中，β0为常数项，β1，β2，…，βm为偏回归系数。
logistic回归模型可以表示成如下的线性形式：
2.2 逻辑回归建模
由于本文的因变量为二分类的分类变量，因此采用二元Logistic回归模型，探讨社团文化认同与大学生参与质量之间的依存关系。本研究以社团文化认同的15个指标（如表1）作为自变量。因变量“参与质量”包括过程质量和结果质量两部分，即将“活动质量是否满意”设置为过程质量因变量y1，y1=0表示对活动质量不满意，y1=1表示对活动质量满意。将“成员能力素质提升程度是否满意”设置为结果质量因变量y2，y2=0表示成员对能力素质提升程度不满意，y2=1表示成员对能力素质提升程度满意。将自变量、因变量分别导入SPSS25.0统计软件进行二元Logistic回归分析，以便了解显著影响参与质量的相关因素。2.3 数据来源与信效度检验
依据指标体系（表1），本文编制了“社团文化认同与参与质量关系”调查问卷。面向在校大学生群体发放，共回收有效问卷2053份。由于所有自变量指标均是多分类变量，分别对应“不符合”“基本不符合”“一般”“基本符合”“符合”五种情况，SPSS在进行Logistic回归时，默认将0（这里指“不符合”情况）作为参照组进行分组比较，因此需要将不同情况对应参照组进行分析。在对问卷数据进行信度效度检验时，KMO为0.985，克朗巴哈系数为0.988。这表明问卷数据通过了信度效度检验，适合做后续数据分析。2.4 结果分析
2.4.1模型检验发生三度(完全性)房室阻滞时，所有室上性激动均不能下传心室，心室由阻滞部位以下的逸搏心律所控制。相应的心电图表现如下:① P波与QRS波群完全无关，P-P间期与R-R间期呈现出各自的规律性；② 心室节律缓慢匀齐，心室率
基于最大似然估计的向前逐步回归法剔除不显著的相关变量，过程质量即活动质量满意度（y1）模型和结果质量即成员能力素质提升满意度（y2）模型分别经过5次、6次迭代及拟合优化，最后得到两种模型的显著性检验结果。两个回归模型自由度df均为5，显著性Sig分别为0.658、0.227，均大于0.05，这表明两种模型拟合值和实际值无显著性差异，故而拟合效果好，存在一定的统计意义。另外，两个回归模型考克斯-斯奈尔R2（Cox & Snell R Square）分别为0.472、0.438，内戈尔科R2（Nagelkerke R Square）分别为0.670、0.626，数值尚可，因本研究侧重影响因素分析，故影响不大。与此同时，两种回归模型前的预测正确率分别为70.3%和71.3%，使用回归模型进行预测的正确率达到了87.5%和85.9%，判断率优化效果良好。
2.4.2基于逻辑回归的社团活动质量满意度结果分析
基于SPSS提供的最大似然估计的向前逐步回归法，一步步引入自变量，通过最大似然估计的统计量的概率检验，剔除相关不显著影响的变量，最后发现Χ2、Χ4、Χ7、Χ12这四个指标进入了回归方程，如表2。
表2 活动质量满意度模型参数表
结合表中B值、显著性Sig来看，Χ2的四组B值均为负值，Sig=0.001＜0.05，这表明“组织活动前负责人广泛征求成员意见”对活动质量满意度具有显著的抑制作用。值得注意的是，相对于参照组Χ2（“不符合”）为0，Χ2(2)（代表“一般”）、Χ2(3)（代表“基本符合”）、Χ2(4)（代表“符合”）三种情况的B值分别为-1.889、-1.456、-0.845，数值相差不大，而Χ2(1)（代表“基本不符合”）B值为-34.114，呈现断崖式下跌。这意味着该指标无论完成程度如何，都对活动质量满意度产生抑制作用，不过达到“一般”及以上水平，抑制作用较小，“一般”以下水平抑制作用力显著增强。
参数表中自变量Χ7的Sig=0.000＜0.05，可见，“成员了解社团的价值观”此指标对活动质量满意度作用显著。从几组数据来看，相对于参照组Χ7（“不符合”）为0,Χ7(1)（代表“基本不符合”）B值为-1.698，Χ7(2)（代表“一般”）、Χ7(3)（代表“基本符合”）、Χ7(4)（代表“符合”）三种情况的B值分别为0.160、1.429、1.873，均为正值，且Exp(B)分别为1.174、4.175、6.510，均大于1。由此可知，当成员对社团价值观有一定程度了解时，对活动质量满意度会起到促进作用，反之，如不甚了解就将起到抑制作用。与此同时，自变量数值一定幅度的增长，会引起因变量的成倍增长。如Χ7(4)相对于Χ7(3)平均增长1.873个单位，活动质量满意度中所体现的优势是Χ7(3)的6.510倍。说明了解社团价值观的成员越多、程度越高，活动质量的满意度就会越高。
根据参数表，社团活动质量满意度回归模型可以表示为：
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提供的最大似然估计的向前逐步回归法，一步步引入自变量，通过最大似然估计的统计量的概率检验，剔除相关不显著影响的变量，最后发现Χ2、Χ5、Χ7、Χ9这四个指标进入了回归方程，如表3。
表3 成员能力素质提升满意度模型参数表
结合参数表中B值、显著性Sig和Exp(B)值来看，Χ7的Sig=0.010＜0.05，相对于参照组Χ7（“不符合”）的B值为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”）分别为-0.540、-0.309、-0.010、0.864，即仅在“符合”情况下B值才为正值。值得关注的是，同样也只有Χ7(4)的Exp(B)大于1，具体数值为2.374。综上可知，当成员了解社团价值观状况不佳时，会对成员能力素质提升满意度起显著抑制作用；当成员了解社团的价值观时，对其自身能力素质提升满意度就会起显著的正向促进作用。而且Χ7(4)相对于Χ7(3)平均增长0.864个单位，成员能力素质提升满意度中就会体现出Χ7(3) 2.374倍的优势。由此可知，使更多的成员了解认知社团价值观，是提升成员能力素质提升满意度的有效途径。
如参数表所示，自变量Χ9的Sig=0.010＜0.05，这表明“成员能够以社团文化指导自己的行为”指标对成员能力素质提升满意度影响显著。相对于参照组Χ9（“不符合”）为0，Χ9(2)（代表“一般”）、Χ9(3)（代表“基本符合”）、Χ9(4)（代表“符合”）三种情况的B值分别为0.496、1.087、1.170，均为正值，且Exp(B)分别为1.643、2.964、3.222，均大于1。而Χ9(1)（代表“基本不符合”）B值为负值即-1.098。因此可得出结论，当成员能够以社团文化指导自己的行为时，对其能力素质提升满意度会起到促进作用，反之，如果成员的社团文化践行环节不甚理想，连“一般”水平都未达到时，将对能力素质提升满意度起到抑制作用。另外，由此组数据在Exp(B)方面的表现可知，自变量每优化一小步都会带来因变量的较大幅度提升，如Χ9(3)相对于Χ9(2)平均增长1.087个单位，满意度中所体现的优势是Χ9(2)的2.964倍；Χ9(4)相对于Χ9(3)平均增长1.170个单位，满意度中所体现的优势是Χ9(3)的3.222倍。可见，成员践行社团文化越自觉、越积极，其自身的能力素质提升满意度就会越高。
根据参数表，成员能力素质提升满意度回归模型可以表示为：
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 讨论与总结
3.1 探讨社团文化认同对大学生参与质量的影响具有研究价值
研究运用二元Logistic回归分析的方法，发现多个社团文化认同指标对过程质量（y1）和结果质量（y2）有显著影响，各项检验结果表明回归模型拟合效果佳、优化效果好，两个预测模型正确率均超过85%。显著影响参与质量的指标包括组织活动前负责人会广泛地征求成员的意见（Χ2）、成员积极参与社团的活动组织工作（Χ4）、成员对社团有着强烈的归属感（Χ5）、成员了解社团的价值观（Χ7）、成员能够以社团文化指导自己的行为（Χ9）、与社会组织开展共建活动（Χ12）。上述6个指标变量分布于文化投入、文化归属、文化统合，即社团文化认同的所有维度。说明探讨社团文化认同对大学生参与质量的影响具有理论与现实价值，从中发现的规律对社团参与质量提升具有指导意义。3.2 文化投入与文化归属对参与质量影响较大
研究通过逐步回归法，剔除了影响不显著的社团文化认同自变量，显著影响过程质量的指标包括组织活动前负责人会广泛地征求成员的意见（Χ2）、成员积极参与社团的活动组织工作（Χ4）、成员了解社团的价值观（Χ7）、与社会组织开展共建活动（Χ12）；显著影响结果质量的指标包括组织活动前负责人会广泛地征求成员的意见（Χ2）、成员对社团有着强烈的归属感（Χ5）、成员了解社团的价值观（Χ7）、成员能够以社团文化指导自己的行为（Χ9）。由此可知，最终进入回归方程的指标在三个维度中的分布情况是：文化投入3个、文化归属2个、文化统合1个。可见，文化投入与文化归属对参与质量影响较大，学生社团在组织文化建设中应高度重视这两个维度，资源投入时要有意识地在这两方面有所侧重。值得注意的是，文化归属虽只有2项指标Χ7、Χ9进入回归方程，但数据表现等级分明，影响作用显著，是社团切不可忽视的组织文化认同维度。3.3 社团价值观认知是影响参与质量的关键指标
社团价值观是成员经过长期社团活动积累凝练形成的共同价值观念，是社团文化的精神内核，是解决社团发展过程中各类矛盾的实践准则，在组织哲学中起主导性作用。在探究过程质量（y1）和结果质量（y2）影响因素时，本文发现社团价值观认知在两方面参与质量上均发挥着举足轻重的作用。研究表明，当成员了解社团价值观时，无论是活动过程质量还是自身成长质量，参与质量满意度的被影响作用力均为正向。而认知情况不佳时，参与质量会随了解程度的下降呈阶梯式下滑。这一数据分析结果为学生社团提供了明确的工作思路，平日社团要将注意力更多集中在传播组织文化方面，使社团价值观真正走近成员、入脑入心。通过多样化传播形式、多元化传播主体、多层级传播路径等渠道，帮助成员准确掌握社团价值观的基本内容、丰富内涵、实践要求，从而厚植社团文化根基与土壤。3.4 活动前意见征求是负向影响参与质量的关键指标
为了培育成员对社团文化的认同感和归属感，社团往往会努力创设和谐平等的参与情景,激发成员的主人翁意识和主体能动性。然而数据分析结果却耐人寻味：组织活动前负责人征求成员意见环节无论完成程度如何，均对参与质量具有显著抑制作用。如完成程度未达到“一般”水平，对活动过程质量的反向作用力还会出现爆发式增长。对比之下，从指标“成员参与活动组织工作”的几个主要参数的表现来看，其促进作用非常显著且优势比数值较高。这一对比结果应引起我们的注意,并给予社团负责人实践方面的启示。发挥成员的主体作用，应该少一些“品头论足”“夸夸其谈”，多一些“躬身实践”“亲身体验”，应该使成员更多、更深入地参与到日常工作中，使他们更为真实地切身感受到社团活动开展的“千头万绪”“众口难调”与“无可奈何”，以此更为有效地克服对社团活动“不切实际”的过高期待。■
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