(吉林體育學院，吉林 長春 130022)

階層認同對城鎮(zhèn)居民體育參與的影響：社會交往的中介效應

李海杰

(吉林體育學院，吉林 長春 130022)

采用文獻資料法、結構方程分析方法，利用中國綜合社會調查CGSS2013年數(shù)據著重研究社會交往對體育參與的中介影響作用，并通過多群組分析比較不同群組中介影響的差異。通過分析得出結論：階層認同和社會交往對體育參與均有正向影響，社會交往在階層認同對體育參與中有部分中介效果。社會交往在兩性體育參與中均有部分中介效果；在受訪者居住地區(qū)類型為“市/縣城的城鄉(xiāng)結合部”中有部分中介效果，而在“市/縣城區(qū)以外的鎮(zhèn)”中不存在間接效果。

體育參與；社會交往；階層認同；城鎮(zhèn)居民

1 問題的提出

《全民健身計劃(2016-2020年)》中明確提出了“到2020年，群眾體育健身意識普遍增強，參加體育鍛煉的人數(shù)明顯增加，每周參加1次及以上體育鍛煉的人數(shù)達到7億，經常參加體育鍛煉的人數(shù)達到4.35億”的發(fā)展目標?！丁敖】抵袊?030”規(guī)劃綱要》中也提到要普及科學健身知識和健身方法，發(fā)展群眾健身休閑活動，推動全民健身生活化。那么，探究影響我國居民體育參與的因素，并通過刺激此類影響因素以首先達到增加體育人口，進而提高全民素質的課題研究便顯得格外重要。

與過去認知不同，學者們不再認為體育參與是純個人的事件。從更高層面看體育參與行為背后的因果關系便發(fā)現(xiàn)：人們體育參與背后更多地受社會結構因素的影響，而這先前被個體因素所蒙蔽?；谏鐣謱雍蜕鐣睦韺W的研究視角，尋求一個階層體育參與背后的因果機制，進而以一個階層代替一個個體為單位將非體育人口轉化為體育人口，對提高轉化效率有重要意義。目前眾多學者對我國城鎮(zhèn)居民體育參與的影響因素進行了研究，通過文獻梳理不難發(fā)現(xiàn)：1)研究視角上，當前我國關于社會分層對體育參與的影響研究中多依據人口基本變量等客觀因素，而對于以城鎮(zhèn)居民的主體意識為核心的主觀階層認同對其體育參與影響的研究卻不多；2)影響路徑分析上，很少有介入心理學和行為學的內容，無法獲知居民體育參與的動機和習慣等更深層原因，更不會提出通過人際互動刺激居民體育參與的方法。3)研究方法上，當前的相關研究大多采用Logistic回歸分析方法，除操作繁瑣外也無法計算中介變量及誤差對結果的影響，因此極大地限制了研究的質量。為此，以中國綜合社會調查CGSS2013年的統(tǒng)計數(shù)據為基礎，在主觀階層認同下，通過結構方程模型分析方法，詳細分析社會交往對我國城鎮(zhèn)居民體育參與的影響路徑及其程度，揭示居民體育參與的習慣影響，以彌補客觀社會分層視角下無法洞察深層動機的不足，相信對加快實現(xiàn)我國全民健身戰(zhàn)略的目標有重要意義。

2 研究方法與數(shù)據

2.1 文獻資料法

以社會分層、階層認同、運動鍛煉、體育參與、結構方程模型等為關鍵詞，對中國知網進行文獻的檢索和分析，為本研究提供理論和科學方法支撐。

2.2 數(shù)理統(tǒng)計法

運用SPSS23.0對中國綜合社會調查CGSS2013年的數(shù)據進行樣本篩選、整理及描述統(tǒng)計；采用AMOS23.0進行驗證性因子分析和結構方程模型(SEM)[1]分析。結構方程模型以結構變量的協(xié)方差矩陣為基礎，運用協(xié)方差結構建模，并對模型中路徑關系進行驗證與測量。它將因子分析與路徑分析進行整合，同時檢驗模型中觀測變量、潛在變量等之間的關系，最終得出自變量對因變量的直接、間接和總體影響效果關系[2]。文章著重分析階層認同對我國城鎮(zhèn)居民體育參與的影響，驗證社會交往的中介效應，并引入人口學分類變量等，進行多群組分析，比較社會交往在我國城鎮(zhèn)居民體育參與中的影響差異。

2.3 數(shù)據來源

中國綜合社會調查CGSS是中國人民大學社會學系與香港科技大學社會科學部雙方聯(lián)合進行的大型持續(xù)性社會調查，每兩年進行一次調查。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，總結社會變遷的長期趨勢。目前最新2013年的調查數(shù)據覆蓋中國28個省，包含11 438條記錄。本文操作的數(shù)據是在2013年原始數(shù)據基礎上依據研究主題需要刪減而成。剔除與文章無關的問卷題項后刪除4 416條“農村”的數(shù)據，刪除含“拒絕回答缺失值”“不知道缺失值”“不適用缺失值”和空值的數(shù)據，最終剩下3 063條數(shù)據。

3 研究假設與變量選擇

3.1 社會分層理論

“社會分層”可以理解為社會有高低不同的層化現(xiàn)象，也可以認為是依據某些標準將社會中的個人劃分為高低不同層次的過程?？偨Y當代社會分層的眾多研究不難發(fā)現(xiàn)主要有三大經典的社會分層理論。一是堅持階級分析法，將是否占有生產資料作為區(qū)分階級標準的馬克思的社會分層理論。二是通過財富、地位和聲望的多元階層劃分原則來劃分階層的韋伯的社會分層理論。三是以職業(yè)等級或者是社會分工為社會分層標準的涂爾干的社會分層理論。而階層認同正是個人對自己在整個社會分層結構中所處地位的主觀看法，人們往往通過經濟地位、職業(yè)地位等來劃分自己。

在社會分層理論下，呂樹庭對于廣州的大眾體育與社會分層的研究證實：社會上層的人在廣州市體育人口中比例最高。馬江濤等人通過序次邏輯回歸分析對中國居民參與體育鍛煉影響因素的研究結果發(fā)現(xiàn)：社會階層自評越高的居民，參加體育鍛煉的幾率越高。與此結果相同，日本學者菅原禮和丸山富雄[3]關于日本社會階層與體育參與的研究認為：體育人口和體育活動的參與率在社會各階層中有明顯差異，社會中層特別是社會中上層和上層人群中體育人口和體育參與率很高，社會下層的人群中體育人口和體育參與率極低。韓秋紅探討了社會分層和體育鍛煉的關系，結果表明不同的職業(yè)聲望、不同的收入、不同學歷的城鄉(xiāng)居民其參與體育鍛煉頻率、時間和強度有所不同，社會地位越高者體育鍛煉頻率越高[4]。李驍天等人的研究也發(fā)現(xiàn)社會階層高，體育鍛煉行為發(fā)生率高。此外大量研究表明，社會各階層在參與體育活動的頻率、數(shù)量、項目及場所上表現(xiàn)出較大的差異，具有明顯的層級化特征。

根據以上研究，提出假設：H3階層認同對體育參與有正向影響。

3.2 馬斯洛需求層次理論

現(xiàn)代西方行為心理學家馬斯洛將人的需求層次劃分為生理、安全、情感與歸屬(也稱作社交需求)、尊重和自我實現(xiàn)需求5層，認為一旦某個層次的需求得到滿足，個體就會被激發(fā)去實現(xiàn)下一個更高層次的需求。當人的需求層次上升至包含友情、愛情的第3層需求時，便要通過社會交往來滿足。在本文中，社會交往被認為是既包括個體內心的伙伴依賴與社群渴望，也包括個體已然的慣習行為。前者表現(xiàn)為因從眾心理而趨于大流，希望在群體行為(在本文中以體育參與這一行為為例)中獲得情感與歸屬感，其結果可揭示居民體育參與是否有心理因素作用的原因。而后者可直接顯示具有不同社會交往慣習行為頻率的居民在體育參與中的不同表現(xiàn)，簡言之，有多少社會交往以體育參與這一具體活動來實現(xiàn)。

吳靜(2015)在馬斯洛需求層次理論的基礎上，對開設有瑜伽選修課程的醫(yī)學院校女生進行了體育行為特征的調查與分析，發(fā)現(xiàn)瑜伽運動項目符合醫(yī)學院女生的心理特征，對其體育行為特征有積極的影響。他們對體型美與氣質美的追求源于認為這些能直接或間接提高她們在人際和社交中的自信心。同時，在她的發(fā)現(xiàn)中，有68%的女生選擇與同伴一起進行體育鍛煉，解釋為女生獨有的柔弱性格使其更愿意以群體活動形式進行體育參與。從愛和歸屬的需要出發(fā)，李麗認為體育活動中人際交往具有單純性、規(guī)范性、頻繁性、直接性等特點，為人與人的交往提供了非常有利的契機。體育活動讓同學們有更多機會結交朋友、發(fā)展人際關系?；诖吮銜泻芏嗳嗽诒姸嗌鐣煌问街羞x擇共同參與體育活動，并成為一種慣習。簡言之，社會交往與體育參與存在相關關系。

根據以上研究，提出假設：H2社會交往對體育參與有正向影響。

潘澤泉等人運用Logistic回歸分析方法以農民工的居住空間、社會交往和主觀地位認知作為理論變量測量了農民工身份認同和心理層面融入城市的情況。結果發(fā)現(xiàn)，農民工的居住地類型、居住空間模式和居住空間有階層化特征，農民工的社會交往出現(xiàn)階層化現(xiàn)象[5]。此外，從結構社會學的傳統(tǒng)出發(fā)，布勞在其社會交往的宏觀結構理論中作了一個基本假設——人們更多地與自己群體或社會階層中的其他成員交往，處于相同社會位置的人們有著共同的社會經驗和角色以及相似的屬性和態(tài)度，這都將促進他們之間的交往，例如婚姻、朋友等性質的交往關系[6]。以上研究說明了社會交往和層級化之間有相關關系。

根據以上研究，提出假設：H1階層認同對社會交往有正向影響；H1-2階層認同經社會交往對體育參與有正向影響。

根據以上假設，提出研究概念模型如圖1。

圖1 研究概念模型

3.3 變量選擇與處理

從樣本數(shù)據中篩選能反映本研究概念模型3個構面的題項，總計觀測變量9項(表1)：社會交往、階層認同、體育參與各3題，符合BOLLEN(1989)提出的每個構面題數(shù)不少于3個，且每題只屬于一個構面的結構方程模型分析原則。由于選項負向，故將觀察變量b1、a31a、a31b、a3009、a3010、b1113的數(shù)據在SPSS23.0中進行正向處理。此外，人口統(tǒng)計變量包括s41采訪地點、a2性別、a3a出生日期、a69婚姻狀況、a7a教育程度、a4民族及a36幸福感等，用以多群組分析。

表1 新問卷潛在構面及其題項

3.4 樣本結構

在3 063份研究樣本中，男性1 845人(60.2%)，女性1 218人(39.8%)；出生日期在1962-1988年范圍內有2 405人(78.5%)；居住地區(qū)類型為市/縣城的中心地區(qū)的有1 904人(62.2%)，市/縣城的邊緣地區(qū)580人(18.9%)，市/縣城的城鄉(xiāng)結合部323人(10.5%)，市/縣城區(qū)以外的鎮(zhèn)256人(8.4%)；婚姻狀況以2 432位(79.4%)初婚有配偶者為主；教育程度以初中(828人，占比27%)和普通高中(502人，占比16.4%)為主。

3.5 測量模型分析

針對數(shù)據用驗證性因子分析進行效度檢驗。平均方差抽取量是潛在變量可以解釋其指標變量變異量的比值，是一種收斂效度的指標，其數(shù)值愈大，表示測量指標愈能有效反映其共同因素構面的潛在特質[7]。本數(shù)據平均方差抽取量介于0.311至0.434之間；根據以任意兩個潛在變量間的相關系數(shù)來檢定觀測變量區(qū)別效度的標準，可以說明本研究所選取的變量具有良好的區(qū)別效度(表2)。

表2 潛在變量間相關系數(shù)

注:*表示P<0.05，**表示P<0.01下同。

Thomopson(2004)提出在執(zhí)行結構方程模型之前，應先分析測量模型，因為測量模型可以正確反映研究的構面或因素。本研究運用AMOS23.0對模型的3個構面體育參與、社會交往、階層認同進行驗證性因子分析。結果如表3所示，所有構面的負荷量均在0.467～0.761之間，且達顯著；其組成信度(CR)在0.572～0.694之間。本模型體育參與構面稍低于Hair等(1998)及Fornell與Larcker(1981)因素負荷量大于0.5、CR值大于0.6的標準，但屬于可接受范圍，其余兩構面均符合標準。

4 結果與分析

4.1 結構方程模型分析

本研究運用AMOS23.0軟件，采用極大似然法(ML)對假設路徑進行SEM分析(圖2)。

表3 驗證性因素分析一覽表

圖2 SEM路徑估計結果

4.1.1 整體模型配適度檢定

在結構方程模型分析前，為判斷所建構的理論模型能否對調查所得的資料予以合理解釋而對模型配適度進行檢驗。本研究采用D.L.JACKSON建議的指標進行整體模型配適度評價。其中，卡方值為208.386，卡方自由度比為3.683，P<0.01。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配適度越好，本研究GFI=0.985>0.9；AGFI=0.973>0.9；漸進殘差均方和平方根RMSEA=0.050，表示模型配適度非常好。根據以上適配標準判斷，本研究模型配適度良好。

4.1.2 路徑關系檢定

用圖2給出的最大概似法估計結果來檢定本研究假設是否成立，經SEM分析，假設路徑的檢定結果見表4。

表4 假設路徑關系檢定

***表示P<0.001；估計值為標準化系數(shù)。

在整體結構模型中，共有3條直接假設路徑。從表3的研究結果可知，“社會交往←階層認同”(H1)、“體育參與←社會交往”(H2)、“體育參與←階層認同”(H3)3條路徑關系均在0.001水平上顯著，即階層認同對社會交往、社會交往對體育參與、階層認同對體育參與均有正向影響，研究假設H1、H2、H3均成立。

4.1.3 社會交往的中介效果分析

本研究采用ZHAO等人提出的中介效應檢驗程序[8]，運用AMOS23.0軟件的BootStrap方法檢驗社會交往的中介效應。選擇重復2 000次，根據間接效應在95%置信區(qū)間是否包括0來判斷中介效應是否存在。通過分析表明(表5)：社會交往在階層認同對體育參與的影響中發(fā)揮的中介作用顯著，95%置信區(qū)間為(0.015，0.043)，不包含0，說明間接效果存在。接下來看直接效果以確定社會交往為部分中介還是完全中介。95%置信區(qū)間為(0.242，0.344)，不包含0，說明直接效果存在，社會交往在階層認同對體育參與的影響中發(fā)揮部分中介作用。點估計方法中，非標準化間接點估計值與標準誤比值為3.714>1.96，說明間接效果存在。直接效果中點估計值與標準誤比值為11.192>1.96，亦說明社會交往在階層認同對體育參與的影響中發(fā)揮部分中介效果。

表5 中介效果檢驗一覽表

4.2 多群組中介效果

體育參與存在著顯著的性別差異、城鄉(xiāng)差異，在年齡和婚姻狀態(tài)上也存在差異?，F(xiàn)有的研究多注重體育消費領域里的層化現(xiàn)象，而對體育參與中體育鍛煉的分層研究較少，即使研究體育鍛煉分層的也大多從社會經濟地位、身份、職業(yè)地位、受教育程度等揭示其原因。單獨考察客觀因素，往往會忽略主觀方面對體育參與的影響。隨著學者提出培育一個階級以提高大眾體育總體參與水平的主張，發(fā)現(xiàn)影響這個階級體育參與水平的心理和行為因素，之后給予其針對性的刺激成為亟待研究的課題。下面運用結構方程進行多群組分析，比較社會交往在體育參與中的中介作用。

4.2.1 性別差異

以性別分類變量建立兩個群組，以確定設定的假設模型是否同時適配于不同的群組，并對社會交往在兩個群組的中介路徑作用大小進行對比。分析發(fā)現(xiàn)，模型配適度良好，社會交往在兩性階層認同對體育參與的影響中均有中介作用。男性社會交往直接效果在95%置信區(qū)間為(0.239，0.378)、女性為(0.216，0.374)，均為部分中介效果。在女性中社會交往與體育參與的相關系數(shù)為0.21，男性則為0.16。階層認同下，性別分類在社會交往到體育參與中所起到的作用差別不大，說明兩性中伙伴關系、群體效應作用均存在。究其原因可能因為相比于單獨行動，人們更趨向于群體活動中以獲得歸屬感和安全感，或者在體育參與中增進友誼。在這趨向方面女性要較男性稍明顯，這與吳靜的研究結果相同。所以，社會在組織活動時，建議多組織群體競爭合作性活動?；蛘咂髽I(yè)在推廣體育消費產品時，劃分、選擇特定消費群體比廣泛推廣效果會更理想。總之，要認識并利用好階層認同下社會交往的作用。

4.2.2 受訪者居住地區(qū)類型差異

在“受訪者居住的地區(qū)類型”變量中選取居住于“市/縣城的城鄉(xiāng)結合部”“市/縣城區(qū)以外的鎮(zhèn)”兩個群組，以確定設定的假設模型是否同時適配于不同的群組，并對社會交往在兩個群組的中介路徑作用大小進行對比?？ǚ街禐?29.649，卡方自由度比為2.701，GFI值為0.969，AGFI值為0.942，RMSEA值為0.043，表示模型配適度非常好。社會交往在“市/縣城的城鄉(xiāng)結合部”居住者階層認同對體育參與的影響中存在部分中介作用，Percentile 95%CI為(0.174，0.421)，而在“市/縣城區(qū)以外的鎮(zhèn)”的間接效果中Bias-Corrected 95%CI為(-0.007，0.034)，表示不存在間接效果。由此可見，在經濟較發(fā)達的地區(qū)，社會交往作用越強大。原因可能是在城市化、城鎮(zhèn)化水平較高的地區(qū)體育基礎設施比較健全，可利用的體育資源更為廣泛，而農村地區(qū)相對不足和匱乏。此外更有城鄉(xiāng)收入差距的影響，即收入高的地區(qū)居民通過社會交往進行體育參與的程度更高，因為他們有較多的可支配財富供以交際和娛樂。所以在城鄉(xiāng)二元和城鄉(xiāng)差別的現(xiàn)實背景下，盡快實現(xiàn)城鄉(xiāng)收入公平、教育公平、醫(yī)療公平等，這對提高全民體育參與程度也有重要意義。

5 結論與建議

研究構建了體育參與、階層認同、社會交往的機制模型，以中國綜合社會調查CGSS2013城鎮(zhèn)居民數(shù)據進行了驗證，研究結果顯示：階層認同、社會交往對體育參與有正向影響；社會交往在階層認同對體育參與中有部分中介效果。社會交往在兩性體育參與中發(fā)揮部分中介效應；在受訪者居住地區(qū)類型為“市/縣城的城鄉(xiāng)結合部”中有部分中介效果，在“市/縣城區(qū)以外的鎮(zhèn)”中不存在間接效果。

為在城鎮(zhèn)體育參與階層化下實現(xiàn)全民體育，建議采取以下措施：首先，大力建設群眾體育組織，尤其是社區(qū)體育組織，建立長效的活動平臺，開展大眾體育活動，為舉辦大眾參與體育活動和加強組織內成員交流建立基礎。其次，加強公共體育設施建設，縮小城鄉(xiāng)體育公共服務差距，保證體育參與軟硬件齊全。再次，建立健全體育信息傳播公共平臺，普及體育文化知識，加強體育活動宣傳，可以利用明星效應引導居民參與到體育活動中來[9]。最后，政府應通過社會政策和社區(qū)支持性服務避免地區(qū)性的階層化問題，避免因主觀地位認同導致社會交往的局限化，尤其提高較落后地區(qū)人們人際交往水平和人際適應能力，避免因群體地位認同的階層化而對其參與體育活動的熱情與主觀幸福感產生負面影響。

[1]吳明隆.結構方程模型——AMOS的操作與應用[M].重慶:重慶大學出版社,2009.

[2]侯杰泰,溫忠麟,成子娟.結構方程模型及其應用[M].北京:教育科學出版社,2010:177-185.

[3]呂樹庭,劉德佩.體育社會學[M].北京:人民體育出版社,2007.

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

[5]潘澤泉,何倩.居住空間、社會交往和主觀地位認知:農民工身份認同研究[J].湖南社會科學,2017(1):80-87.

[6]劉精明,李路路.階層化:居住空間、生活方式、社會交往與階層認同——我國城鎮(zhèn)社會階層化問題的實證研究[J].社會學研究,2005(3):52-81.

[7]陳勝可.SPSS統(tǒng)計分析從入門到精通[M].北京:清華大學出版社,2010:379-380.

[8]ZhaoX,LYNCHJG,CHENQ.Reconsidering Baron and Kenny:Myths and Ruths about Mediation Analysis[J].Journal of Consumer Research,2010(2):197-206.

[9]張塏懿. 社會分層視角下的中國城市居民體育分層[D].武漢：武漢體育學院,2014.

Theinfluenceofsocialstratumrecognitiononsportsparticipation:Anmediatingeffectofsocialinteraction

LI Hai-jie

(JilinSportUniversity,Changchun130022,Jilin,China)

Based on the theory of social stratification, this paper analyzes the influencing factors of sports participation of urban residents in China, and uses the method of literature review and structural equation analysis to make use of the comprehensive survey of China's CGSS2013 analysis of the mediating effect of social interaction. It is concluded that the stratification and social interaction have positive influence on the participation of the sports, and the social interaction has some mediating effect on the participation of the students in the class. Social interaction in the participation of both genders have some mediating effect; the "rural-urban continuum" showed few mediating effect, and the indirect effect in the "town" did not exist. It proposed some suggestive measures for speed up the realization of the national sports under the context of urban residents participating.

sports participation; social interaction; social stratum; urban residents

G80-051

A

1009-9840(2017)05-0086-05

2017-08-19

吉林體育學院研究生科研創(chuàng)新基金項目(YC2017024)。

李海杰(1992- )，男，山東濰坊人，碩士在讀，研究方向體育產業(yè)管理。