社团参与对大学生自我效能感影响的实证研究

胥沁怡，周春平，陈思瑶，秦心怡，徐新月，刘 晨

(1.扬州大学数学科学学院，江苏扬州，225100；2.扬州大学商学院，江苏扬州，225100；3.扬州大学社会发展学院，江苏扬州，225100；4.扬州大学物理科学与技术学院，江苏扬州，225100)

一、引言

高校社团是指高等院校为使当代青年适应社会需要，依据其自身兴趣爱好，按照相关章程自主创办和管理的互益性组织。在大学生形成个性化的世界观、完成自我价值导向之际，研究大学生与社团活动的关系具有重要的研究价值与深远的社会意义。已有研究表明，大学生参与社团的动机多为锻炼实践能力、结交朋友、拓宽爱好。在进入社团后，学生易感到压力，这些压力源于社团与课业的冲突、人际关系的矛盾及社团内外的竞争。由此可见，参与社团对大学生的影响复杂多样。如今，社团呈社会化[1]发展趋势，其积极影响在于促使大学生提升自我效能感、形成正确的三观，以良好的行为规范交流互动。

自我效能感是指人们对自身能否利用所拥有的技能完成某项工作行为的自信程度。本文采用一般自我效能感量表(GSEC)来衡量大学生的自我效能感，通过对所得数据进行算数平均后得到该变量。学业表现[2-3]是效能感在学习领域[4-5]上的体现。社团参与度[6]在本文中与大学生参加社团的类型、种类数以及投入相关。

已有成果对大学生社团参与的研究多从理论、单因素进行探讨，较少关注大学生参与社团的目的、收获、参与度与效能感之间的关系。本文实证分析了影响效能感的因素，从而为学校管理大学生社团和建设社团部门提供建议。

二、数据来源与变量选择

本文数据来源于2019年6月至10月，课题组对江苏省及其他省份的大学生开展的问卷调查，共获有效样本371份，其中，男生占比39.9%，女生占比60.1%。年级分布为：大一占比11.6%，大二占比29.6%，大三占比36.4%，大四占比22.4%。样本中参与社团的大学生占比82.2%，未参与社团的大学生占比17.8%。

(一)变量的描述性统计及几个基本假说

本次调查中，女生占比较大，年级分布较为均衡，参与社团的学生中女生占比也较大。研究数据显示：男生的自我效能感在低数值范围内是显著低于女生的，但随着自我效能感数值的逐步加大，男女生之间的自我效能感差异变小；随着年龄结构增长，自我效能感总体呈上升趋势。数据显示，大学生的社团参与均值仅为0.78，这表明多数大学生仅参与一个社团。大学生参与社团的种类、投入时间的增加对其自我效能感的提高具有促进作用。大学生的学业现状均值仅为0.54，这说明大学生对个人学业表现较为不自信。大学生的自我效能感均值略高于我国效能感的平均水平，表明大学生的自我认可度高于社会平均水平。

表1 变量的描述性统计

数据显示，参与社团的大学生的平均效能感为2.522，而未参与社团的大学生的平均效能感为2.321。参与社团的大学生的学业表现均值低于未参与社团的大学生的学业表现。在高效能感区域，学业表现较优的大学生人数居多，当社团参与度达到2.625时，学业表现较好的大学生比例偏低。这是由于随着时间精力的投入，大学生的学业表现会出现不同程度的变化，部分大学生的学业表现会由于课余时间在社团与学业之间分配不当而受影响。另一部分学生则会得益于合理分配时间，从而使学业水平与效能感同时得到提高。然而，随着社团参与投入时间的继续增加，大学生的效能感呈递增趋势，原因在于大学生通过花费一定时间和精力参与各项社团活动，相应地从社团活动中获得回报，在这期间培养了自主性、独立性、创造性、研究性等优秀能力，间接增强了学习能力。

通过现有数据分析，我们给出如下基本假说：

特征事实1：对比参与社团的大学生与不参与社团的大学生的效能感均值，参与社团的大学生效能感高。

假说1：参与社团对效能感有正向影响。

特征事实2：随着大学生参与社团个数的增加，效能感呈正向增长。

假说2：社团参与度对效能感有正向影响。

特征事实3：效能感增强，大学生学业表现相应更优。

假说3：效能感对学业表现有正向影响，两者存在正相关。

(二)数据处理

在实证分析前，即变量进入回归模型分析前，笔者对原始数据进行了一些加工处理，使结果更有效。

1.学业表现

对于专业兴趣程度与学业成绩这两个因素，本文将其归于学业表现。表达式为：α=0.25·δ·φ。其中，α表示为学业表现，0.25为常数项，φ为对专业的兴趣程度，δ为学业现状。

2.社团参与度

表2 变量的相关系数矩阵

(三)变量的相关性分析

如表2所示，笔者通过相关系数对各变量与效能感关系进行估计：性别与效能感的相关系数为0.180，在统计学上为弱相关；年级与效能感的相关系数为0.058，在统计学上为不相关；**表明显著性水平P值大于0.01并小于0.05，*表明显著性水平P值大于0.05，是否参与社团与社团参与度强相关；学业表现与效能之间的相关系数为0.43，为弱相关，并且在统计学上显著。由于年级与效能感系数呈不相关，故依此我们初步认定，年级对学生的效能感提升没有显著影响，年级变量在进一步检验分析后可以排除。由相关系数分析发现，性别、是否参与社团、社团参与度、学业表现对效能感有显著影响。

三、模型选择与回归结果

(一)模型选择

本文采用非标准型多元线性方程，将性别、社团参与度、学业表现、是否参与社团、年龄结构作为控制变量进入回归模型。显著性水平设定为5%，以限制模型最终选出的解释变量个数。

对于模型检验，使用R2检验方法。逐步回归分析：当变量为性别、是否参与社团、社团参与度、学业表现时，模型的决定系数R2为0.251，大于其余三个模型的R2。

多元线性模型回归结果显示，性别、是否参与社团、社团参与度、学业表现这4个变量均能通过显著性检验。如表3所示，Sig<0.05反映出解释变量对被解释变量的显著性影响很大。解释变量的分类等级赋值是根据逻辑意义从小到大排列，与被解释变量的逻辑排列顺序相同，从而性别、社团参与度、学业表现之间呈正向关系。下面我们对回归结果做进一步的讨论：

通过回归方程，多元线性模型可以表述为：y=xβ=β0+β1x1+β2x2+…+βkxk

模型中y为自我效能感，αi为GSEC量表中常量，βi是解释变量xi的回归系数，xi为影响效能的因素(在此，我们设解释变量分别为：x1=学业表现，x2=性别，x3=是否参与社团，x4=社团参与度，x5=年龄结构)。

在选择系数时，考虑标准化系数结果减少是因为单位不同而造成的误差，而非标准化系数是用于结果分析、预测数据，故本文主要采用非标准化系数。

(二)回归结果

如表3所示的模型估计结果：社团参与对大学生提升效能感有促进作用。女生在参与社团中效能感提升更显著。随着社团参与度的增强，大学生的效能感随之递增。

表3 模型估计结果

根据模型估计结果，大学生社团参与和学业表现的关系为：参与社团的学生与未参与社团的学生在学业表现上没有显著差异，但是随着年级的增加，参与社团的学生的学业表现明显更优。社团参与度对效能感的作用表现为：社团参与数量的递增对效能感具有促进作用。大学生学业表现与效能感的关系为：学业表现效能感有着相互促进的积极作用。

方程式最后显示为：y=1.828+0.266x1+0.216x2+0.168x3+0.083x4

四、结论与政策性建议

(一)结论

虽然大学生能够主动地参与社团，但是其目的性及效用认知却存在问题，因此，社团参与度不高。这也导致了大学生参与社团后积极性和持续性的不断弱化，对社团的黏着性较弱。在参与社团前，大学生缺乏能够为其提供社团参与的意见指导，在参与社团后，大学生对于如何进一步提升自我、平衡学业与社团关系问题存在困惑，需要一定的专业性指导。

从统计结果看，参与社团对提升效能感有积极作用，女生参与社团的积极性高于男生，并且在参与社团活动初期，女生的自我效能感提升更快。此外，学业表现与效能感呈正相关，大学生可以通过适度参与社团活动来提升自我效能感，并且提高对自我价值、自身学业的要求，从而改善学业表现。社团参与度在一定程度上对大学生提升自我效能感起促进作用，需要大学生认清自我、确定方向。适度参与社团活动有助于提升大学生自我效能感。

(二)政策建议

政府、高校管理层面要不断提高大学生的社团参与意识，积极开放各式各样的社团组织，推行校园活动，鼓励大学生参与学生组织，加强师生交流互动，以此增强学生探索自我、发现自我的意识。此外，要重视大学生心理健康，合理安排课余时间，建立相应的大学生心理辅导机构，有针对性地对学业表现较差，存在消极学习、生活的学生给予辅导与建议，培养全面发展的新青年。要提高大学生的自我认知水平，鼓励大学生进一步提升自身文化修养，鼓励各年级学生积极交流互助，以此进一步提高大学生的思想认识。