趙溢洋，曹 莉

(曲阜師范大學(xué)體育科學(xué)學(xué)院，山東曲阜 273165)

隨遷子女“同城不同待遇”的現(xiàn)實(shí)與污名化的刻板印象，加劇著“流動(dòng)與城市”兒童和青少年間的疏離和排斥。有調(diào)查顯示“流動(dòng)兒童的同伴信任、溝通維度得分顯著低于本地兒童”［1］，更現(xiàn)實(shí)的社會(huì)背景是“中國(guó)人與人之間的不信任程度在進(jìn)一步擴(kuò)大”，“總體信任已跌破底線”［2］。而體育運(yùn)動(dòng)在建構(gòu)和維持社會(huì)信任上具有特殊的功能，帕特南(Putnam，1995)關(guān)于獨(dú)自打保齡球與美國(guó)下降的社會(huì)資本研究中，可以看到體育參與與社會(huì)信任關(guān)系的詳盡論述;仇軍，鐘建偉(2010)也曾提出“體育參與可以提高個(gè)體的人際信任水平”的命題［3］。面對(duì)隨遷子女的境遇、社會(huì)信任滑坡的現(xiàn)狀和體育的積極功能，本研究的目的是考量隨遷子女體育參與程度、運(yùn)動(dòng)友誼質(zhì)量與城市同伴間的人際信任關(guān)系。

1 文獻(xiàn)綜述與假設(shè)提出

1.1 體育參與與人際信任

體育與信任討論中常見的結(jié)論是體育參與影響一般信任或普遍信任水平。其中重要解釋依據(jù)是體育社會(huì)資本理論——體育參與建構(gòu)了社會(huì)關(guān)系網(wǎng)絡(luò)，也相應(yīng)地增加了社會(huì)資本，而信任、互惠和社會(huì)網(wǎng)絡(luò)聯(lián)接是高度生產(chǎn)性的社會(huì)資本功能［4］。在家人以外的群體關(guān)系水平上，隨遷子女的社會(huì)網(wǎng)絡(luò)主要由同學(xué)構(gòu)成。他們的體育活動(dòng)方式也主要是和同學(xué)一起參與為主，其中的人際信任符合“熟人”間“特殊信任”的結(jié)構(gòu)和特征［5］。因此，針對(duì)同學(xué)、同伴間交往的社會(huì)關(guān)系情境，以及體育參與與信任的研究基礎(chǔ)，本研究提出，假設(shè)1:隨遷子女的體育參與對(duì)同伴信任有正向影響。

1.2 運(yùn)動(dòng)友誼質(zhì)量與人際信任

運(yùn)動(dòng)友誼質(zhì)量影響信任相關(guān)的諸多社會(huì)和心理效益［6］，包括:1)認(rèn)知效益，涉及對(duì)體育群體成員的認(rèn)識(shí)和了解，是形成信任的重要前因。2)吸引效益，可解釋為情感增強(qiáng)論、時(shí)空接近論、個(gè)人特質(zhì)論等，影響體育群體的人際信任。3)依戀效益，體育運(yùn)動(dòng)對(duì)親子依戀和同伴依戀都有預(yù)測(cè)作用，有助于培養(yǎng)人際信任。4)忠誠(chéng)效益，表現(xiàn)為多次參與群體活動(dòng)，信守承諾，并具有信任群體成員的傾向。依據(jù)運(yùn)動(dòng)友誼質(zhì)量的特征，以及運(yùn)動(dòng)友誼質(zhì)量的認(rèn)知、吸引、依戀和忠誠(chéng)等與人際信任高度相關(guān)的積極效益，本研究提出，假設(shè)2:隨遷子女的運(yùn)動(dòng)友誼質(zhì)量對(duì)同伴信任有正向影響。

1.3 體育參與與運(yùn)動(dòng)友誼質(zhì)量

體育參與會(huì)影響同伴接納和友誼。研究表明，體育參與可滿足與友誼相關(guān)的3種社會(huì)需要，幫助、支持和共同興趣。青少年在青春期對(duì)家人的依賴會(huì)減少，逐漸增加對(duì)朋友的依賴。同伴友誼包含兩個(gè)特殊要素，友誼質(zhì)量與社會(huì)支持，友誼的質(zhì)量越高，同伴間的相互支持程度也越高［7］。體育運(yùn)動(dòng)情境中，兒童和青少年同伴間的互動(dòng)對(duì)建立社會(huì)關(guān)系，發(fā)展友誼具有重要作用。據(jù)此，本研究提出，研究假設(shè)3:隨遷子女的體育參與對(duì)運(yùn)動(dòng)友誼質(zhì)量有正向影響。

1.4 運(yùn)動(dòng)友誼質(zhì)量的中介作用

行為科學(xué)研究中，中介變量是自變量對(duì)因變量發(fā)生影響的實(shí)質(zhì)性的、內(nèi)在的原因，也就是說(shuō)，自變量通過(guò)中介變量對(duì)因變量產(chǎn)生作用。

圖1 本研究假設(shè)關(guān)系示意圖

中介變量的作用原理如圖1所示。c是 X對(duì) Y的總效應(yīng)，a、b是經(jīng)過(guò)中介變量M的中介效應(yīng)，c'是直接效應(yīng)［8］。結(jié)合本研究已提出的3個(gè)研究假設(shè)，隨遷子女的體育參與對(duì)同伴信任有正向影響(c)，體育參與對(duì)運(yùn)動(dòng)友誼質(zhì)量有正向影響(a)，運(yùn)動(dòng)友誼質(zhì)量對(duì)同伴信任有正向影響(b)，本研究提出假設(shè)4:運(yùn)動(dòng)友誼質(zhì)量在隨遷子女的體育參與及其對(duì)城市同伴的信任間起中介作用。

2 研究方法

2.1 被試與資料收集

被試資料的收集分為兩個(gè)階段。第一階段，是預(yù)試調(diào)查。在濟(jì)南隨機(jī)選取一所公辦中學(xué)和一所公辦小學(xué)，對(duì)非本市戶籍的隨遷子女發(fā)放預(yù)試問(wèn)卷150份，回收有效問(wèn)卷150份。第二階段為大樣本正式調(diào)查。根據(jù)整群隨機(jī)抽樣法在濟(jì)南市4所公立學(xué)校的隨遷子女發(fā)放400份問(wèn)卷，回收有效問(wèn)卷356份。調(diào)查對(duì)象的分布為11～13歲209人(11歲61人，12歲70人，13歲78人)，14～16歲147人(14歲62人，15歲49人，16歲36人)，平均年齡13.21±1.57歲，男生204人，女生152人。

2.2 測(cè)量工具

2.2.1 隨遷子女體育參與程度量表

采用福克斯(Fox，1987)測(cè)量體育參與程度的方案，由被試回憶過(guò)去7天的運(yùn)動(dòng)參與，并通過(guò)體育參與程度公式加以衡量:體育參與程度=運(yùn)動(dòng)頻率×(持續(xù)時(shí)間+運(yùn)動(dòng)強(qiáng)度)［9］。運(yùn)動(dòng)頻率賦值從“1=每周運(yùn)動(dòng)1次或以下”到“5=每周運(yùn)動(dòng)5次或以上”，運(yùn)動(dòng)持續(xù)時(shí)間賦值為“1=0～15分鐘”到“5=1小時(shí)或以上”，每次運(yùn)動(dòng)強(qiáng)度的賦值為“1=非常輕松”到“5=非常累”。

2.2.2 隨遷子女對(duì)城市同伴的信任量表

圖2 隨遷子女對(duì)城市同伴信任驗(yàn)證標(biāo)準(zhǔn)化示意圖

依據(jù)McAllister的人際信任量表［10］修改而成。原量表包括2個(gè)維度，應(yīng)用于組織中“同事”間人際信任的測(cè)量。本研究針對(duì)兒童、青少年的“同伴”關(guān)系進(jìn)行修訂。首先對(duì)修訂的量表進(jìn)行預(yù)試分析(n=150)，量表數(shù)據(jù)呈現(xiàn)正態(tài)分布，11個(gè)題目通過(guò)了項(xiàng)目分析，探索性因子分析萃取出兩個(gè)因子，符合研究預(yù)期。而在“認(rèn)知信任維度”的信度檢驗(yàn)中，剔除了一個(gè)題項(xiàng)刪除后整體分量表信度Cronbach’α系數(shù)增高的題項(xiàng)。最終的城市同伴信任量表為認(rèn)知信任5題，情感信任5題，以5點(diǎn)分進(jìn)行測(cè)量。第二階段采用大樣本驗(yàn)證性因子分析(n=356)，分析顯示兩因子模型擬合良好(x2=144.09，df=34，RMSEA=0.07，CFI=0.92)。如圖2所示。

2.2.3 隨遷子女運(yùn)動(dòng)友誼質(zhì)量量表

采用 Weiss和 Smith的運(yùn)動(dòng)友誼質(zhì)表(SFQS，1999)［11］。原問(wèn)卷含6個(gè)維度22個(gè)題目，適用于8至16歲的兒童和青少年。本研究中22個(gè)題目均通過(guò)預(yù)試分析(n=150)?！霸鰪?qiáng)自尊與支持”維度，“忠誠(chéng)與親密”維度，“共同性”維度，“陪伴與娛樂(lè)”維度，各4個(gè)題目;沖突化解3維度和沖突維度各3個(gè)題目。每個(gè)題目以5點(diǎn)計(jì)分，其中沖突維度反向計(jì)分。本研究中，驗(yàn)證性因子分析(n=356)顯示6因子模型擬合良好(χ2=664.22，df=191，RMSEA=0.06，CFI=0.95)。如圖3所示。

圖3 運(yùn)動(dòng)友誼質(zhì)量驗(yàn)證標(biāo)準(zhǔn)化示意圖

3 結(jié)果

3.1 變量的適切性檢驗(yàn)及描述性統(tǒng)計(jì)分析

3.1.1 區(qū)分效度和同源方法偏差檢驗(yàn)

為保證隨遷子女的“體育參與程度”、“運(yùn)動(dòng)友誼質(zhì)量”和“對(duì)城市同伴的信任”三組變量的獨(dú)立性，需要對(duì)正式調(diào)查的大樣本數(shù)據(jù)進(jìn)行區(qū)分效度的檢驗(yàn)。表1中，基準(zhǔn)模型含35個(gè)觀察變量(體育參與3個(gè)、運(yùn)動(dòng)友誼質(zhì)量22個(gè)，信任10個(gè))，而多因子的區(qū)分效度檢驗(yàn)?zāi)Ｐ桶?1)運(yùn)動(dòng)友誼質(zhì)量與城市同伴信任合并后(32個(gè)變量)與體育參與程度(3個(gè)變量)的兩因子模型;2)運(yùn)動(dòng)友誼質(zhì)量、體育參與(25個(gè)變量)與城市同伴信任(10個(gè)變量)的兩因子模型;3)體育參與、城市同伴信任合并后(13個(gè)變量)與運(yùn)動(dòng)友誼質(zhì)量(22個(gè)變量)的兩因子模型;4)體育參與(3個(gè)變量)、城市同伴信任(10個(gè)變量)、運(yùn)動(dòng)友誼質(zhì)量(22個(gè)變量)的三因子模型;5)控制非可測(cè)潛在方法的四因子模型。從表1統(tǒng)計(jì)結(jié)果可知，本研究中的三因子模型與其它模型相比擬合度更佳，其中χ2/df值小于5，RMSEA未大于0.08，RMR小于0.05，CFI大于0.90。因此3因子模型能夠更好地代表研究結(jié)構(gòu)，驗(yàn)證了三組變量結(jié)構(gòu)的區(qū)分效度。

由于主要采用問(wèn)卷調(diào)查法，由單一來(lái)源受測(cè)者(隨遷子女)填答，需要檢驗(yàn)同源方法偏差。本研究采用控制不可測(cè)潛在方法因子的檢驗(yàn)［12］，即表1中的四因子模型——將同源方法偏差當(dāng)作潛變量納入結(jié)構(gòu)方程模型進(jìn)行擬合檢驗(yàn)。結(jié)果表明，包含共同源方法偏差的結(jié)構(gòu)擬合不可接受，沒有有效降低χ2值，說(shuō)明本研究的同源偏差問(wèn)題未對(duì)研究結(jié)構(gòu)造成嚴(yán)重影響。

3.1.2 描述性統(tǒng)計(jì)分析

如表2所示，通過(guò)觀察各變量間的相關(guān)系數(shù)與差異顯著性，發(fā)現(xiàn)體育參與程度，運(yùn)動(dòng)友誼質(zhì)量的6個(gè)變量，以及城市同伴信任的2個(gè)變量間均顯著相關(guān)，符合研究預(yù)期，有待利用多元線性回歸和結(jié)構(gòu)方程模型進(jìn)一步驗(yàn)證其內(nèi)部關(guān)系和作用機(jī)制。

表1 測(cè)量模型比較(N=356)

表2 變量的描述性統(tǒng)計(jì)

注:括號(hào)內(nèi)為 Cronbach’α系數(shù)。*表示P＜0.05，＊＊表示P＜0.01(下同)。

表3 自變量與因變量多元回歸分析(N=356)

3.2 多元回歸分析

表3中，第一步回歸中，性別、年齡對(duì)運(yùn)動(dòng)友誼質(zhì)量的6個(gè)測(cè)量因子，以及城市同伴信任的2個(gè)測(cè)量因子均未達(dá)到顯著的預(yù)測(cè)作用。第二步，引入了運(yùn)動(dòng)參與程度變量，該變量對(duì)運(yùn)動(dòng)友誼質(zhì)量、城市同伴信任各個(gè)因子的影響達(dá)到顯著水平?？梢?，在本研究中自變量運(yùn)動(dòng)參與程度對(duì)因變量城市同伴的信任具有預(yù)測(cè)作用，符合進(jìn)行自變量與因變量的中介效應(yīng)分析的前提條件。為明確體育參與程度、運(yùn)動(dòng)友誼質(zhì)量與城市同伴信任的關(guān)系，需要引入結(jié)構(gòu)方程進(jìn)一步討論。

3.3 結(jié)構(gòu)方程模型的建立與檢驗(yàn)

通?？紤]中介變量的前提是因變量于自變量的相關(guān)顯著，自變量對(duì)因變量具有預(yù)測(cè)作用，這在上文中已經(jīng)得到證實(shí)，即運(yùn)動(dòng)參與程度與城市同伴信任相關(guān)顯著。在此基礎(chǔ)上，引入中介變量后，中介作用的研究假設(shè)的檢驗(yàn)，需要檢驗(yàn)3組回歸系數(shù)——自變量與因變量、自變量與中介變量、以及中介變量與因變量的線性關(guān)系。本研究中，如果下面條件成立，則中介效應(yīng)顯著:1)體育參與程度對(duì)運(yùn)動(dòng)友誼質(zhì)量的回歸系數(shù)顯著;2)運(yùn)動(dòng)友誼質(zhì)量對(duì)城市同伴信任回歸系數(shù)顯著;3)體育參與程度對(duì)城市同伴信任的回歸系數(shù)顯著(部分中介)或不顯著(完全中介)。

隨遷子女體育參與程度、運(yùn)動(dòng)友誼質(zhì)量與城市同伴的關(guān)系模型如圖4所示，其中，體育參與程度為自變量，城市同伴信任為因變量，運(yùn)動(dòng)友誼質(zhì)量為中介變量。結(jié)構(gòu)方程模型與實(shí)際調(diào)查數(shù)據(jù)擬合關(guān)系良好，各路徑系數(shù)均達(dá)顯著，如表4所示。

中介效應(yīng)的結(jié)構(gòu)方程模型中，體育參與程度對(duì)運(yùn)動(dòng)友誼質(zhì)量的回歸系數(shù)為0.71，體育參與程度解釋了運(yùn)動(dòng)友誼質(zhì)量50%的變異量，而運(yùn)動(dòng)友誼質(zhì)量對(duì)6個(gè)觀測(cè)變量解釋變異量在40% ～72%之間，其中“忠誠(chéng)與親密”以及“共同性”兩個(gè)測(cè)量變量在模型中并非獨(dú)立的，兩者間的相關(guān)系數(shù)為0.15。在加入了變量運(yùn)動(dòng)友誼質(zhì)量后，體育參與程度對(duì)城市同伴信任的回歸系數(shù)為0.30，運(yùn)動(dòng)友誼質(zhì)量對(duì)城市同伴信任的回歸系數(shù)為0.74，體育參與程度和運(yùn)動(dòng)友誼質(zhì)量?jī)烧吖步忉屃顺鞘型?4%的變異量;同時(shí)，城市同伴信任也解釋了認(rèn)知型信任和情感性信任57%和49%的變異量。

圖4 本研究體育參與程度、運(yùn)動(dòng)友誼質(zhì)量、對(duì)城市同伴信任的結(jié)構(gòu)方程模型

可見，自變量體育參與程度通過(guò)影響變量運(yùn)動(dòng)友誼質(zhì)量來(lái)影響因變量“對(duì)城市同伴的信任”，運(yùn)動(dòng)友誼質(zhì)量為中介變量。如表5所示。鑒于加入了變量運(yùn)動(dòng)友誼質(zhì)量后，運(yùn)動(dòng)參與程度仍然對(duì)城市同伴信任的路徑回歸系數(shù)達(dá)到顯著，本研究中運(yùn)動(dòng)友誼質(zhì)量屬于部分中介過(guò)程。其中，體育參與程度對(duì)城市同伴信任的總效應(yīng)0.83是直接效應(yīng)路徑系數(shù)0.30與間接路徑系數(shù)0.71×0.74的和，中介效應(yīng)比為間接效應(yīng)與總效應(yīng)的商，為0.62，即運(yùn)動(dòng)友誼質(zhì)量在體育參與程度和城市同伴信任的關(guān)系中具有62%的中介效用率。

4 討論

4.1 隨遷子女體育參與對(duì)城市同伴信任的正向影響

以體育參與程度為自變量，以隨遷子女對(duì)城市同伴的信任為因變量的多元回歸分析驗(yàn)證了假設(shè)1，即體育參與程度對(duì)城市同伴信任產(chǎn)生了正向影響(多元回歸中，P＜0.001)。本研究中，隨遷子女對(duì)城市同伴的信任由認(rèn)知型信任和情感型信任兩個(gè)維度構(gòu)成。認(rèn)知型信任代表隨遷子女對(duì)本地同伴可靠性和可依戀性的預(yù)期，隨遷子女會(huì)依據(jù)城市同伴正直、誠(chéng)實(shí)、能力或善意等特質(zhì)的不同選擇是否信任或給予信任的程度。情感型信任源于流動(dòng)和城市同伴的情感交流，伴有人際互動(dòng)和心理認(rèn)同。無(wú)論是認(rèn)知型信任還是情感型信任，在研究中都可以被隨遷子女的體育參與程度預(yù)測(cè)。假設(shè)1得以驗(yàn)證也是進(jìn)行“運(yùn)動(dòng)友誼質(zhì)量”中介效應(yīng)檢驗(yàn)的必要條件。

表4 結(jié)構(gòu)方程模型整體擬合情況表(N=853)

表5 友誼質(zhì)量中介效應(yīng)分析表

4.2 隨遷子女運(yùn)動(dòng)友誼質(zhì)量在體育參與程度和城市同伴信任中的中介作用

中介效應(yīng)的檢驗(yàn)首先需要自變量與因變量顯著相關(guān)，進(jìn)而再引入中介變量進(jìn)行檢驗(yàn)。本研究中假設(shè)1得到驗(yàn)證，因此滿足了利用結(jié)構(gòu)方程進(jìn)行中介效應(yīng)檢驗(yàn)的條件。假設(shè)檢驗(yàn)中，實(shí)際的經(jīng)驗(yàn)數(shù)據(jù)與結(jié)構(gòu)模型擬合良好。結(jié)構(gòu)方程模型驗(yàn)證了如下關(guān)系:1)體育參與程度對(duì)運(yùn)動(dòng)友誼質(zhì)量的回歸系數(shù)顯著，路徑系數(shù)為0.71，假設(shè)2得到驗(yàn)證;2)運(yùn)動(dòng)友誼質(zhì)量對(duì)城市同伴信任回歸系數(shù)顯著，路徑系數(shù)為0.74，假設(shè)3得到驗(yàn)證;3)體育參與程度對(duì)城市同伴信任的回歸系數(shù)顯著，路徑系數(shù)為0.30，表明該中介效應(yīng)為部分中介而非完全中介;4)就結(jié)構(gòu)方程模型的整體而言，隨遷子女的運(yùn)動(dòng)友誼質(zhì)量在體育參與程度和城市同伴信任關(guān)系中起到了中介作用(部分中介效應(yīng)，中介效應(yīng)率為62%)，假設(shè)4得到驗(yàn)證。

友誼和情感的需求促使隨遷子女參與屬于分享快樂(lè)的體育運(yùn)動(dòng)，其中的體育群體網(wǎng)絡(luò)有助于創(chuàng)造更多的溝通機(jī)會(huì)，發(fā)展友誼關(guān)系，增進(jìn)人際間的信任感。本研究中的運(yùn)動(dòng)友誼質(zhì)量與人際信任在概念上的邏輯關(guān)系需要說(shuō)明。首先，友誼和信任雖然關(guān)系密切，但卻是不同的概念。友誼是指一種親密與關(guān)懷關(guān)系，會(huì)導(dǎo)致互惠、信任、依戀與包容等心理和行為發(fā)生。本研究中的運(yùn)動(dòng)友誼質(zhì)量操作化為6個(gè)維度構(gòu)念，該6個(gè)維度構(gòu)念也構(gòu)成了隨遷子女體育參與程度和同伴信任的中介變量。體育運(yùn)動(dòng)能預(yù)測(cè)運(yùn)動(dòng)友誼質(zhì)量，而運(yùn)動(dòng)友誼質(zhì)量又能預(yù)測(cè)隨遷子女對(duì)城市同伴的信任水平。無(wú)論是信任同伴，或是被城市同伴信任對(duì)隨遷子女來(lái)說(shuō)都是非常重要的。在學(xué)校與同輩群體的體育互動(dòng)中，隨遷子女與城市同伴的友誼有了生成和維持的特殊場(chǎng)域，運(yùn)動(dòng)友誼質(zhì)量概念的引入豐富了體育參與與人際信任關(guān)系機(jī)制的解釋途徑。

5 結(jié)論

5.1 隨遷子女的體育參與程度正向影響隨遷子女對(duì)城市同伴的信任，其信任的兩維結(jié)構(gòu)得以驗(yàn)證，即認(rèn)知型信任和情感型信任;體育參與程度正向影響隨遷子女的運(yùn)動(dòng)友誼質(zhì)量，且運(yùn)動(dòng)友誼質(zhì)量的6維結(jié)構(gòu)得以驗(yàn)證，包括自尊與支持、忠誠(chéng)與親密、共同性、陪伴與娛樂(lè)、沖突化解和沖突。

5.2 通過(guò)結(jié)構(gòu)方程模型的中介效應(yīng)分析，表明在三組變量的共變關(guān)系中，運(yùn)動(dòng)友誼質(zhì)量在隨遷子女的體育參與程度及其對(duì)城市同伴信任的關(guān)系中起到了中介作用。

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