滿江虹

●博士（生）論壇Doctor Forum

階層認同對城鎮(zhèn)居民體育參與的影響研究
——基于結(jié)構(gòu)方程模型的分析

滿江虹

利用中國綜合社會調(diào)查（CGSS）2013年數(shù)據(jù)，構(gòu)建體育參與的結(jié)構(gòu)方程模型，從階層認同的視角對城鎮(zhèn)居民體育參與的影響因素進行實證分析。采用SPSS20.0對數(shù)據(jù)進行篩選、整理及描述性分析，運用AMOS23.0進行驗證性因子分析和結(jié)構(gòu)方程模型分析。路徑關(guān)系檢定表明：（1）“收入→體育參與”“階層認同→體育參與”2條路徑關(guān)系在0.001水平上顯著，路徑關(guān)系成立，“自感健康→體育參與”的直接路徑關(guān)系不成立；（2）“收入→階層認同”“自感健康→階層認同”和“公共服務(wù)→階層認同”3條路徑關(guān)系均在0.001水平上顯著，路徑關(guān)系成立；（3）“公共教育→公共服務(wù)”“醫(yī)療衛(wèi)生→公共服務(wù)”和“社會服務(wù)其他領(lǐng)域→公共服務(wù)”3條路徑關(guān)系均在0.001水平上顯著，路徑關(guān)系亦全部成立。競爭模型分析表明：（1）在“收入→體育參與”關(guān)系中引入“階層認同”中介變量后，具有部分中介效果；（2）在“自感健康→體育參與”關(guān)系中引入“階層認同”中介變量后，使得“自感健康→體育參與”的直接路徑關(guān)系不成立，“階層認同”在此路徑中起到完全中介效果；（3）由于假設(shè)模型中“公共服務(wù)→體育參與”無直接效果，因此“階層認同”在此路徑中作為中介變量具有完全中介效果。階層認同程度越高的城鎮(zhèn)居民體育參與程度越高。

階層認同；城鎮(zhèn)居民；體育參與；SEM

《國務(wù)院關(guān)于加快發(fā)展體育產(chǎn)業(yè)促進體育消費的若干意見》中明確提出，將全民健身上升為國家戰(zhàn)略，到2025年實現(xiàn)體育公共服務(wù)基本覆蓋全民的戰(zhàn)略目標(biāo)［1］。而體育公共服務(wù)均等化，即政府為社會公眾提供基本的、在不同階層和不同階段具有不同標(biāo)準(zhǔn)的、最終大致均等的體育公共服務(wù)，則是這一目標(biāo)能否順利實現(xiàn)的關(guān)鍵所在。然而從目前看來，我國的體育公共服務(wù)發(fā)展水平整體較低，與發(fā)達國家相比差距明顯。特別是近年來，各種利益主體不斷涌現(xiàn)，經(jīng)濟物質(zhì)分配在社會化分工與合作體系中呈現(xiàn)階層不均衡，也由此導(dǎo)致體育公共服務(wù)供給配置階層不均衡的現(xiàn)象非常凸顯。而要克服上述弊端，實現(xiàn)體育公共服務(wù)均等化的構(gòu)建目標(biāo)，進而實現(xiàn)體育公共服務(wù)基本覆蓋全民的戰(zhàn)略目標(biāo)，不僅需要深入研究客觀層面的體育公共服務(wù)內(nèi)容、質(zhì)量、績效等，更需要深入洞察不同階層居民的主觀認同，即他們?nèi)绾慰创c評價自身在社會生活中所處的位置、所享受到的體育公共服務(wù)水平，進而厘清影響居民自身階層認同的因素以及階層認同對居民體育參與的影響程度與影響路徑等。然而，通過前期的文獻梳理不難發(fā)現(xiàn)：（1）當(dāng)前我國關(guān)于社會分層影響體育參與的研究多集中于社會分層（依據(jù)人口基本變量分層）的視角，大多是在探討社會階層客觀因素對居民體育參與的影響，而對于以居民的主體意識、態(tài)度影響為核心的主觀階層認同對其體育參與影響的研究卻鮮有見到；（2）當(dāng)前的相關(guān)研究大多采用Logistic回歸分析方法，不僅操作較為繁瑣，而且無法計算中介變量及誤差對結(jié)果造成的影響，因此極大地影響了研究的質(zhì)量。為此，本研究以中國綜合社會調(diào)查（CGSS）2013年的統(tǒng)計數(shù)據(jù)為基礎(chǔ)，以階層認同（主觀社會分層）對體育參與的影響分析為切入點，通過結(jié)構(gòu)方程模型分析方法，透過階層認同的視角，詳細分析主觀階層認同對居民體育參與的影響路徑與影響程度，以實現(xiàn)客觀社會分層視角下無法洞察的深層影響，相信對于我國全民健身戰(zhàn)略目標(biāo)的實現(xiàn)，不無裨益。

1　研究方法與數(shù)據(jù)來源

1.1文獻資料方法

以社會分層、居民、體育鍛煉、體育參與、結(jié)構(gòu)方程模型等為關(guān)鍵詞，對中國知網(wǎng)、萬方數(shù)據(jù)、華藝線上圖書館進行文獻檢索和分析，為本研究提供理論支撐。

1.2數(shù)理統(tǒng)計法

采用中國綜合社會調(diào)查（CGSS）2013年數(shù)據(jù)，運用結(jié)構(gòu)方程模型（SEM）［2］探討我國城鎮(zhèn)居民體育參與的影響因素，引入構(gòu)面（潛在變量）的概念。采用SPSS20.0對數(shù)據(jù)進行樣本篩選、整理及描述性分析，采用AMOS23.0進行驗證性因子分析和結(jié)構(gòu)方程模型分析。

1.3數(shù)據(jù)來源

CGSS是我國最早的全國性、綜合性、連續(xù)性學(xué)術(shù)調(diào)查項目，始于2003年，每年對全國各地1萬多戶家庭進行抽樣調(diào)查，目的是通過定期、系統(tǒng)地收集社會、社區(qū)、家庭、個人多層次的數(shù)據(jù)，總結(jié)社會變遷的長期趨勢［3］。2013年，CGSS調(diào)查采用多階分層抽樣方法，數(shù)據(jù)覆蓋中國28個省份，共回收有效個人問卷11 438份。根據(jù)本文研究的需要，刪除在“受訪者居住的地區(qū)類型（s5a）”選擇“農(nóng)村”的4 416份問卷，再刪除沒填答“公共服務(wù)（C）”部分的3 475份問卷，剔除有缺失值的樣本，最終得到有效問卷2 902份。

2　研究假設(shè)與變量選擇

2.1研究假設(shè)

通過文獻分析不難看出，居民的體育參與受到教育程度、收入、職業(yè)、年齡等多種變量的影響，但在其影響程度上，學(xué)者們的看法并不完全一致。部義峰［4］、彭大松［5］、寧科［6］、韓秋紅［7］和馬江濤［8］對受教育程度、職業(yè)顯著影響居民體育參與的觀點一致，除馬江濤外，其他學(xué)者都認為，居民收入水平也顯著影響居民體育參與；而李驍天［9-10］雖認同受教育程度、個人年收入顯著影響居民體育參與，但他并不認為家庭年收入和性別對居民的體育參與有顯著影響。除以上人口學(xué)特征基本變量外，李驍天和馬江濤還認為，健康狀況對居民參加體育鍛煉有顯著影響；孫其昂［11］認為，居民自感健康與階層意識有顯著相關(guān)性，個體健康狀況與其體育參與有著密不可分的關(guān)系。以上研究均運用了Logistic回歸方法，雖可以同時處理多個變量，但都是對觀測變量間的分析，對潛在變量分析卻是無能為力。

基于以上分析，本文運用結(jié)構(gòu)方程模型對以下假設(shè)進行驗證。假設(shè)H1：收入對城鎮(zhèn)居民體育參與有直接的正向影響；假設(shè)H2：收入經(jīng)階層認同對城鎮(zhèn)居民體育參與有間接的正向影響（H6×H9）；假設(shè)H3：自感健康對城鎮(zhèn)居民體育參與有直接的正向影響；假設(shè)H4：自感健康經(jīng)階層認同對城鎮(zhèn)居民體育參與有間接的正向影響（H7×H9）。

公共服務(wù)是21世紀公共行政和政府改革的核心理念，為社會公眾參與社會經(jīng)濟、政治、文化活動等提供保障。吳翠萍［12］認為，剔除個人年齡、職業(yè)類屬和收入水平等因素影響，人們對公共服務(wù)的評價仍存在階層差異，人們的階層認同和其對自身所受的公共服務(wù)的評價兩者之間交互影響。隨著國家的飛速發(fā)展，社會分化不斷加劇，意識形態(tài)的開放發(fā)展，引致社會認同的快速分化，因此有理由認為公共服務(wù)評價可以反映出階層差異。公共服務(wù)主要包括加強城鄉(xiāng)公共設(shè)施建設(shè)，發(fā)展教育、科技、文化、衛(wèi)生、體育等公共事業(yè)，體育本身作為公共服務(wù)的組成部分，居民體育參與受到其公共服務(wù)評價的影響?；诖耍Y(jié)合樣本數(shù)據(jù)，找出能反映公共服務(wù)的觀測變量，提出以下假設(shè)。假設(shè)H5：公共服務(wù)經(jīng)階層認同對城鎮(zhèn)居民體育參與有間接的正向影響（H8×H9）；假設(shè)H51：公共教育經(jīng)階層認同對城鎮(zhèn)居民體育參與有間接的正向影響（H5-1×H8×H9）；假設(shè)H52：醫(yī)療衛(wèi)生經(jīng)階層認同對城鎮(zhèn)居民體育參與有間接的正向影響（H5-2×H8×H9）；假設(shè)H53：公共服務(wù)其他領(lǐng)域經(jīng)階層認同對城鎮(zhèn)居民體育參與有間接的正向影響（H5-3×H8×H9）。

階層認同是個人對自己在社會分層結(jié)構(gòu)中所處地位的主觀看法，影響人們階層認同的因素既包括經(jīng)濟地位、職業(yè)地位等客觀分層因素，也包括自感健康、公務(wù)服務(wù)評價等主觀分層因素［13-18］。在CGSS問卷中，將中國當(dāng)前階層由“最底層”至“最頂層”量化為1～10分10個等級，由被試選擇自認為自己所處的等級，本研究沿用此階層認同程度的刻畫標(biāo)準(zhǔn)，并提出以下假設(shè)。假設(shè)H6：收入對階層認同有直接的正向影響；假設(shè)H7：自感健康對階層認同有直接的正向影響；假設(shè)H8：公共服務(wù)對階層認同有直接的正向影響；假設(shè)H9：階層認同對城鎮(zhèn)居民體育參與有直接的正向影響。

根據(jù)以上假設(shè)，提出本研究概念模型見圖1。

圖1　研究概念模型

2.2變量選擇

根據(jù)結(jié)構(gòu)方程模型分析方法的原則：每個潛在構(gòu)面一般要有不少于3個題項反映，每個觀測變量不得橫跨到其他潛在構(gòu)面上（BOLLEN，1989）。從樣本數(shù)據(jù)中篩選能反映本研究概念模型的構(gòu)念（收入、公共服務(wù)、自感健康、階層認同、體育參與等）的題項。其中，人口基本特征變量包括性別、年齡、婚姻狀況及受教育程度，觀測變量共27項（見表1），各觀測變量均為連續(xù)性變量，符合結(jié)構(gòu)方程模型的要求。

表1　變量選擇題項分布及代碼編排一覽表

3　結(jié)果與分析

3.1樣本結(jié)構(gòu)

在有效樣本中，男性1 481人（51.0%），女性1 421人（49%）；最高教育程度是小學(xué)及以下的606人（20.9%），初中829人（28.6%），高中520人（17.9%），?？?84人（20.1%），本科及以上363人（12.5%），樣本分布均勻；未婚者322人（11.1%），已婚者2 580人（88.9%）。

3.2信效度分析

本研究采用克朗巴赫α系數(shù)法對數(shù)據(jù)進行信度檢驗（見表2）。各構(gòu)面的α系數(shù)值在0.678～0.854之間，除體育參與略低于0.7，其余構(gòu)面均具有較好的信度。修正的項目總相關(guān)（CITC）表示題項與其余同構(gòu)面題項的關(guān)聯(lián)性和同質(zhì)性，一般不得低于0.4［19］。各觀測變量的CITC值在0.446～0.778之間，說明各變量的內(nèi)部一致性較高。綜上，本研究所選取的觀測變量具有較好的穩(wěn)定性和內(nèi)部一致性。

表2　各變量信度檢驗結(jié)果

本研究概念模型中，各個構(gòu)面之間的Pearson's簡單相關(guān)系數(shù)見表3，依據(jù)以任意2個潛在變量間的相關(guān)系數(shù)來檢定觀測變量區(qū)別效度的標(biāo)準(zhǔn)［20］可以判斷，本研究所選取的變量具有區(qū)別效度。

表3　潛在變量間相關(guān)系數(shù)

3.3結(jié)構(gòu)方程模型分析

根據(jù)前述路徑假設(shè)及基本數(shù)據(jù)分析，本研究采用最大概似（ML）估計方法，運用AMOS23.0軟件進行SEM分析（見圖2）。3.3.1整體模型適配度檢定應(yīng)用SEM驗證理論模型時，不錯的模型適配度是SEM分析的必要條件，模型適配度檢定主要目的是判斷研究者所建構(gòu)的理論模型是否能對實際觀察調(diào)查所得的資料予以合理解釋。本研究采用D.L.JACKSON［21］建議選用的幾個指標(biāo)進行整體模型的適配度評價：χ2/df＜5代表良好水準(zhǔn)，自由度是χ2值是否太大的參考基準(zhǔn)值，χ2/df比值愈小，表示模型的適配度愈佳，本研究χ/df=4.689，良好；GFI指數(shù)代表理論模型能解釋的變異與共變的程度，GFI值越大表示模型的整體適配度越好，本研究GFI=0.965，表示模型的整體適配度較好；標(biāo)準(zhǔn)化殘差均方和平方根（SRMR）反應(yīng)的是殘差的大小，模型可接受的范圍值在0.05以下，本研究SRMR=0.032，表示模型適配度可接受；漸進殘差均方和平方根（RMSEA）是一種不需要基準(zhǔn)線模型的絕對性指標(biāo)，其值愈小，表示模型的適配度愈佳，本研究RMSEA=0.036＜0.05，表示模型適配度非常好；IFI=0.960＞0.9，表示模型的適配度良好。根據(jù)以上適配標(biāo)準(zhǔn)判斷，本研究模型適配度良好。2

圖2　SEM路徑估計結(jié)果

3.3.2路徑關(guān)系檢定用圖2給出的最大概似法估計結(jié)果來檢定本研究假設(shè)是否成立，經(jīng)SEM分析，假設(shè)路徑的檢定結(jié)果見表4。

表4　SEM實證分析檢定結(jié)果

（1）收入、自感健康、階層認同與體育參與的關(guān)系。數(shù)據(jù)顯示，“收入→體育參與”（H1）、“階層認同→體育參與”（H9）2條路徑關(guān)系在0.001水平上顯著，路徑關(guān)系成立。而“自感健康→體育參與”（H3）的t值為1.924，二者的直接路徑關(guān)系不成立，這貌似與已有學(xué)者“個體健康狀況與其體育參與有著密不可分的關(guān)系”的研究結(jié)果相悖。但在本文的概念模型中，除直接路徑關(guān)系之外，二者還可通過間接路徑：“自感健康→階層認同→體育參與”（H7×H9）建立聯(lián)系，后者將在下文證明（見表4）。

（2）階層認同與體育參與的關(guān)系。階層認同與體育參與的關(guān)系，為直接路徑“階層認同→體育參與”（H9）。數(shù)據(jù)顯示，此路徑關(guān)系在0.001水平上顯著，說明居民的主觀階層認同程度越高，其參加體育鍛煉、觀看體育比賽、到專門場館健身等體育參與的程度越高（見表4）。此結(jié)果與已有學(xué)者觀點一致，本研究假設(shè)H9成立。

（3）收入、自感健康、公共服務(wù)與階層認同的關(guān)系。圖4顯示，“收入→階層認同”（H6）、“自感健康→階層認同”（H7）和“公共服務(wù)→階層認同”（H8）3條路徑關(guān)系均在0.001水平上顯著，即收入、自感健康、公共服務(wù)皆正向影響階層認同，故本研究假設(shè)H6、H7與H8均成立。

另外，本文概念模型中“公共教育→公共服務(wù)”“醫(yī)療衛(wèi)生→公共服務(wù)”和“社會服務(wù)其他領(lǐng)域→公共服務(wù)”3條路徑關(guān)系均在0.001水平上顯著，路徑關(guān)系亦全部成立。

3.3.3階層認同的中介效果分析為能更準(zhǔn)確觀察階層認同存在的中介效果，提出競爭模型進行比較分析［2］。需要說明的是，由于假設(shè)模型架構(gòu)中“公共服務(wù)→體育參與”無直接效果，因此“階層認同”在此路徑中作為中介變量，具有完全中介效果，無需繼續(xù)驗證。構(gòu)建2組競爭模型進行分析，其中競爭模型A是直接模型，直接驗證前因變量（收入與自感健康）與結(jié)果變量（體育參與）的關(guān)系；競爭模型B則是完全中介模型，設(shè)定前因變量（收入與自感健康）經(jīng)中介變量（階層認同）對結(jié)果變量（體育參與）的影響關(guān)系，但并無前因變量與結(jié)果變量間的直接影響路徑。

模型適配度比較結(jié)果顯示，假設(shè)模型對競爭模型A進行卡方差異檢定（Δχ2=406.366，Δdf=2，P＜0.001），表明兩者之間存在顯著差異（見表5）。相比之下，本研究的假設(shè)模型較競爭模型A較為理想。而假設(shè)模型與競爭模型B各項指標(biāo)均達理想值的標(biāo)準(zhǔn)，但假設(shè)模型各項指標(biāo)均略優(yōu)于競爭模型B，同時假設(shè)模型與競爭模型B的卡方差異顯著性檢定顯示2個模型并無顯著差異。從路徑數(shù)目的角度加以分析，由于路經(jīng)數(shù)目表示各構(gòu)念間的相互關(guān)系，路徑數(shù)目越多，可提供的解釋也會越豐富，而適配度檢定指標(biāo)達到理想值的困難也會相對提高。假設(shè)模型路徑有9條、競爭模型B有7條，結(jié)合模型適配度分析結(jié)果顯示，本研究假設(shè)模型建構(gòu)更多的路徑提供更豐富的解釋?？偟膩碚f，假設(shè)模型優(yōu)于競爭模型A、B。

表5　假設(shè)模型與競爭模型適配度比較分析

假設(shè)模型的架構(gòu)中，“收入→體育參與”和“自感健康→體育參與”的直接效果參數(shù)估計值分別為0.175和0.059，競爭模型A中（無中介變量）“收入→體育參與”和“自感健康→體育參與”的直接效果參數(shù)估計值為0.214和0.098，假設(shè)模型的直接效果參數(shù)估計值均較競爭模型A降低（0.175＜0.214，0.059＜0.098）（見表6）?？梢?，引入中介變量“階層認同”后，分別對研究架構(gòu)中的“收入→體育參與”和“自感健康→體育參與”路徑產(chǎn)生影響。其中，在“收入→體育參與”關(guān)系中加入“階層認同”中介變量后，具有部分中介效果；而在“自感健康→體育參與”關(guān)系中加入“階層認同”中介變量后，使得“自感健康→體育參與”（H3）的直接路徑關(guān)系不成立。因此，“階層認同”在此路徑中起到完全中介效果。

表6　假設(shè)模型與競爭模型估計值比較分析

模型路徑效果分析顯示，收入、自感健康、公共服務(wù)與階層認同的路徑關(guān)系均在0.001水平上顯著，三者皆為重要的前置影響因素；階層認同在三者與體育參與的影響關(guān)系之間都具有中介效果；收入對階層認同影響效果最大（0.350），公共服務(wù)評價對階層認同影響效果次之（0.258）；階層認同對體育參與影響效果最大（0.302），收入對體育參與影響效果次之（0.281）（見表7）。自感健康對體育參與的直接影響不明顯，但通過階層認同影響體育參與，即自感健康程度高的居民，認為自身處于更高的階層，會經(jīng)常觀看體育比賽、到場館參加體育鍛煉，其體育參與程度越高。

表7　潛在變量間直接效果、間接效果及總效果

4　結(jié)語

對城鎮(zhèn)居民而言，收入、自感健康和公共服務(wù)滿意度越高，其階層認同程度就越高，而階層認同程度越高，居民體育參與程度也會越高。階層認同在直接影響居民體育參與的同時，還起到中介作用，在“收入→體育參與”路徑中起部分中介效果，在“自感健康→體育參與”和“公共服務(wù)→體育參與”路徑中起完全中介效果。

本研究的不足之處是，假設(shè)模型中沒有引入受教育程度、職業(yè)、性別等分類變量，另外，本研究只選取了城鎮(zhèn)居民數(shù)據(jù)，沒有探討農(nóng)村居民的體育參與影響因素。后續(xù)研究中，可以引入上述這些人口學(xué)分類變量，進行多群組分析，對居民體育參與程度的影響因素做進一步探索。

［1］國務(wù)院.關(guān)于加快發(fā)展體育產(chǎn)業(yè)促進體育消費的若干意見［EB/OL］. http：//www.gov.cn.

［2］吳明隆.結(jié)構(gòu)方程模型——AMOS的操作與應(yīng)用［M］.重慶：重慶大學(xué)出版社，2009.

［3］中國國家調(diào)查數(shù)據(jù)庫.中國綜合社會調(diào)查（2013）［EB/OL］.http：// www.cnsda.org，2015.

［4］部義峰，周武，趙剛，等.社會分層視域下中國居民體育參與、偏好與層化研究［J］.中國體育科技，2015，51（5）：78-93.

［5］彭大松.體育鍛煉中的社會分層：現(xiàn)象、機制與思考［J］.體育科學(xué)，2012，32（5）：24-33.

［6］寧科，馬云霞，李曉天.基于分層線性模型的我國城市居民體育參與研究［J］.體育學(xué)刊，2012，19（2）：49-54.

［7］韓秋紅.社會分層與體育鍛煉關(guān)系的實證研究：以部分城市為例的回歸模型驗證［J］.廣州體育學(xué)院學(xué)報，2015，35（1）：4-9.

［8］馬江濤，于顯洋，李樹旺，等.中國居民參與體育鍛煉影響因素的序次邏輯回歸分析［J］.成都體育學(xué)院學(xué)報，2014，40（9）：12-18.

［9］李驍天，邢曉燕.社會分層視角下中國城市社區(qū)居民體育參與分析：基于CGSS數(shù)據(jù)的實證研究［J］.北京體育大學(xué)學(xué)報，2014，37（9）：17-25.

［10］李驍天，潘金峰，李博.家庭效應(yīng)對中國城市社區(qū)居民體育鍛煉影響的研究：基于分層線性模型的分析［J］.西安體育學(xué)院學(xué)報，2014，31（4）：419-424.

［11］孫其昂，李向健.中國城鄉(xiāng)居民自感健康與社會分層：基于（CGSS）2008年的一項實證研究［J］.統(tǒng)計與信息論壇，2013，28（12）：78-83.

［12］吳翠萍.公共服務(wù)的階層差異化認同研究［J］.中國行政管理，2013，2：100-103.

［13］中國社會科學(xué)院“當(dāng)代中國人民內(nèi)部矛盾研究”課題組.城市人口的階層認同現(xiàn)狀及影響因素［J］.中國人口科學(xué)，2004，05：21-27.

［14］張群華.差異公民視角下的農(nóng)民工體育參與研究［J］.天津體育學(xué)院學(xué)報，2011（4）：356-359.

［15］文燁，唐炎.我國農(nóng)村體育公共服務(wù)的發(fā)展路徑及模型構(gòu)建［J］.天津體育學(xué)院學(xué)報，2012（3）：230-235.

［16］彭大松.不平等視角下體育參與差異的經(jīng)驗研究［J］.上海體育學(xué)院學(xué)報，2014（4）：13-19.

［17］金銀日，姚頌平，江宗岳.都市休閑體育商圈結(jié)構(gòu)及其形成機制實證研究［J］.上海體育學(xué)院學(xué)報，2011（6）：37-40.

［18］申存生.小康社會城市社區(qū)體育服務(wù)的定位思考［J］.西安體育學(xué)院學(xué)報，2007（4）：32-34.

［19］吳明隆.問卷統(tǒng)計分析實務(wù)—SPSS的操作與應(yīng)用［M］.重慶：重慶大學(xué)出版社，2010.

［20］BAGOZZI R P，YI Y，PHILLIPS L W.Assessing construct validity in organizational research［J］.Administrative Science Quarterly，1991，36 （3）：421-458.

［21］JACKSON D L.Reporting Practices in Confirmatory Factor Analysis：An Overview and Some Recommendations［J］.Psychological Methods，2009（14）：6-23.

Impact of Social Class Recognition on Sports Participation of Urban Residents：Analysis Based on Structural EquationModeling

MAN Jianghong
（Humanities and Social Science College，Jilin Sport University，Changchun 130022，China）

Based on the China General Social Survey 2013，this paper constructed a structural equation model of sports participation in the view of the impact of social class recognition.SPSS20.0 was used to make descriptive statistical analysis，and AMOS23.0 was used to make factor analysis and structural equation model analysis.Path relationship test indicated：（1）“income→sports participation”and“social class recognition→sports participation”are at the 0.001 level significantly，path relationships exist，while“health→sports participation”does not.（2）“income→social class recognition”，“health→social class recognition”and“public service satisfaction→social class recognition”are at the 0.001 level significantly，the path relationships exist.（3）“public education satisfaction→public service satisfaction”，“health care satisfaction→public service satisfaction”and“other social services satisfaction→public service satisfaction”are all at the 0.001 level significantly，path relationship also exist.Competition models analysis indicates：urban residents'social class recognition in turn affects their sports participation as well as acting as a medium partially in the route from income to sports participation and entirely in the route from both health and public service to sports participation.Urban residents with a higher level of social class recognition tend to have a higher level of sports participation.

social class recognition；urban residents；sports participation；SEM

G 80-05

A

1005-0000（2016）02-152-05

10.13297/j.cnki.issn1005-0000.2016.02.011

2015-12-18；

2016-02-21；錄用日期：2016-02-22

吉林省社會科學(xué)基金項目（項目編號：2014B297）；吉林省教育科學(xué)“十二五”規(guī)劃重點課題（項目編號：ZD15140）

滿江虹（1971-），女，山東青島人，教授，博士，研究方向為體育管理學(xué)。

吉林體育學(xué)院體育人文社會科學(xué)學(xué)院，吉林長春130022。