随迁子女的体育参与对城市同伴信任的影响——运动友谊质量的中介作用

赵溢洋，曹 莉

(曲阜师范大学体育科学学院，山东曲阜 273165)

随迁子女“同城不同待遇”的现实与污名化的刻板印象，加剧着“流动与城市”儿童和青少年间的疏离和排斥。有调查显示“流动儿童的同伴信任、沟通维度得分显著低于本地儿童”［1］，更现实的社会背景是“中国人与人之间的不信任程度在进一步扩大”，“总体信任已跌破底线”［2］。而体育运动在建构和维持社会信任上具有特殊的功能，帕特南(Putnam，1995)关于独自打保龄球与美国下降的社会资本研究中，可以看到体育参与与社会信任关系的详尽论述;仇军，钟建伟(2010)也曾提出“体育参与可以提高个体的人际信任水平”的命题［3］。面对随迁子女的境遇、社会信任滑坡的现状和体育的积极功能，本研究的目的是考量随迁子女体育参与程度、运动友谊质量与城市同伴间的人际信任关系。

1 文献综述与假设提出

1.1 体育参与与人际信任

体育与信任讨论中常见的结论是体育参与影响一般信任或普遍信任水平。其中重要解释依据是体育社会资本理论——体育参与建构了社会关系网络，也相应地增加了社会资本，而信任、互惠和社会网络联接是高度生产性的社会资本功能［4］。在家人以外的群体关系水平上，随迁子女的社会网络主要由同学构成。他们的体育活动方式也主要是和同学一起参与为主，其中的人际信任符合“熟人”间“特殊信任”的结构和特征［5］。因此，针对同学、同伴间交往的社会关系情境，以及体育参与与信任的研究基础，本研究提出，假设1:随迁子女的体育参与对同伴信任有正向影响。

1.2 运动友谊质量与人际信任

运动友谊质量影响信任相关的诸多社会和心理效益［6］，包括:1)认知效益，涉及对体育群体成员的认识和了解，是形成信任的重要前因。2)吸引效益，可解释为情感增强论、时空接近论、个人特质论等，影响体育群体的人际信任。3)依恋效益，体育运动对亲子依恋和同伴依恋都有预测作用，有助于培养人际信任。4)忠诚效益，表现为多次参与群体活动，信守承诺，并具有信任群体成员的倾向。依据运动友谊质量的特征，以及运动友谊质量的认知、吸引、依恋和忠诚等与人际信任高度相关的积极效益，本研究提出，假设2:随迁子女的运动友谊质量对同伴信任有正向影响。

1.3 体育参与与运动友谊质量

体育参与会影响同伴接纳和友谊。研究表明，体育参与可满足与友谊相关的3种社会需要，帮助、支持和共同兴趣。青少年在青春期对家人的依赖会减少，逐渐增加对朋友的依赖。同伴友谊包含两个特殊要素，友谊质量与社会支持，友谊的质量越高，同伴间的相互支持程度也越高［7］。体育运动情境中，儿童和青少年同伴间的互动对建立社会关系，发展友谊具有重要作用。据此，本研究提出，研究假设3:随迁子女的体育参与对运动友谊质量有正向影响。

1.4 运动友谊质量的中介作用

行为科学研究中，中介变量是自变量对因变量发生影响的实质性的、内在的原因，也就是说，自变量通过中介变量对因变量产生作用。

图1 本研究假设关系示意图

中介变量的作用原理如图1所示。c是 X对 Y的总效应，a、b是经过中介变量M的中介效应，c'是直接效应［8］。结合本研究已提出的3个研究假设，随迁子女的体育参与对同伴信任有正向影响(c)，体育参与对运动友谊质量有正向影响(a)，运动友谊质量对同伴信任有正向影响(b)，本研究提出假设4:运动友谊质量在随迁子女的体育参与及其对城市同伴的信任间起中介作用。

2 研究方法

2.1 被试与资料收集

被试资料的收集分为两个阶段。第一阶段，是预试调查。在济南随机选取一所公办中学和一所公办小学，对非本市户籍的随迁子女发放预试问卷150份，回收有效问卷150份。第二阶段为大样本正式调查。根据整群随机抽样法在济南市4所公立学校的随迁子女发放400份问卷，回收有效问卷356份。调查对象的分布为11～13岁209人(11岁61人，12岁70人，13岁78人)，14～16岁147人(14岁62人，15岁49人，16岁36人)，平均年龄13.21±1.57岁，男生204人，女生152人。

2.2 测量工具

2.2.1 随迁子女体育参与程度量表

采用福克斯(Fox，1987)测量体育参与程度的方案，由被试回忆过去7天的运动参与，并通过体育参与程度公式加以衡量:体育参与程度=运动频率×(持续时间+运动强度)［9］。运动频率赋值从“1=每周运动1次或以下”到“5=每周运动5次或以上”，运动持续时间赋值为“1=0～15分钟”到“5=1小时或以上”，每次运动强度的赋值为“1=非常轻松”到“5=非常累”。

2.2.2 随迁子女对城市同伴的信任量表

图2 随迁子女对城市同伴信任验证标准化示意图

依据McAllister的人际信任量表［10］修改而成。原量表包括2个维度，应用于组织中“同事”间人际信任的测量。本研究针对儿童、青少年的“同伴”关系进行修订。首先对修订的量表进行预试分析(n=150)，量表数据呈现正态分布，11个题目通过了项目分析，探索性因子分析萃取出两个因子，符合研究预期。而在“认知信任维度”的信度检验中，剔除了一个题项删除后整体分量表信度Cronbach’α系数增高的题项。最终的城市同伴信任量表为认知信任5题，情感信任5题，以5点分进行测量。第二阶段采用大样本验证性因子分析(n=356)，分析显示两因子模型拟合良好(x2=144.09，df=34，RMSEA=0.07，CFI=0.92)。如图2所示。

2.2.3 随迁子女运动友谊质量量表

采用 Weiss和 Smith的运动友谊质表(SFQS，1999)［11］。原问卷含6个维度22个题目，适用于8至16岁的儿童和青少年。本研究中22个题目均通过预试分析(n=150)。“增强自尊与支持”维度，“忠诚与亲密”维度，“共同性”维度，“陪伴与娱乐”维度，各4个题目;冲突化解3维度和冲突维度各3个题目。每个题目以5点计分，其中冲突维度反向计分。本研究中，验证性因子分析(n=356)显示6因子模型拟合良好(χ2=664.22，df=191，RMSEA=0.06，CFI=0.95)。如图3所示。

图3 运动友谊质量验证标准化示意图

3 结果

3.1 变量的适切性检验及描述性统计分析

3.1.1 区分效度和同源方法偏差检验

为保证随迁子女的“体育参与程度”、“运动友谊质量”和“对城市同伴的信任”三组变量的独立性，需要对正式调查的大样本数据进行区分效度的检验。表1中，基准模型含35个观察变量(体育参与3个、运动友谊质量22个，信任10个)，而多因子的区分效度检验模型包括:1)运动友谊质量与城市同伴信任合并后(32个变量)与体育参与程度(3个变量)的两因子模型;2)运动友谊质量、体育参与(25个变量)与城市同伴信任(10个变量)的两因子模型;3)体育参与、城市同伴信任合并后(13个变量)与运动友谊质量(22个变量)的两因子模型;4)体育参与(3个变量)、城市同伴信任(10个变量)、运动友谊质量(22个变量)的三因子模型;5)控制非可测潜在方法的四因子模型。从表1统计结果可知，本研究中的三因子模型与其它模型相比拟合度更佳，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因子模型能够更好地代表研究结构，验证了三组变量结构的区分效度。

由于主要采用问卷调查法，由单一来源受测者(随迁子女)填答，需要检验同源方法偏差。本研究采用控制不可测潜在方法因子的检验［12］，即表1中的四因子模型——将同源方法偏差当作潜变量纳入结构方程模型进行拟合检验。结果表明，包含共同源方法偏差的结构拟合不可接受，没有有效降低χ2值，说明本研究的同源偏差问题未对研究结构造成严重影响。

3.1.2 描述性统计分析

如表2所示，通过观察各变量间的相关系数与差异显著性，发现体育参与程度，运动友谊质量的6个变量，以及城市同伴信任的2个变量间均显著相关，符合研究预期，有待利用多元线性回归和结构方程模型进一步验证其内部关系和作用机制。

表1 测量模型比较(N=356)

表2 变量的描述性统计

注:括号内为 Cronbach’α系数。*表示P＜0.05，＊＊表示P＜0.01(下同)。

表3 自变量与因变量多元回归分析(N=356)

3.2 多元回归分析

表3中，第一步回归中，性别、年龄对运动友谊质量的6个测量因子，以及城市同伴信任的2个测量因子均未达到显著的预测作用。第二步，引入了运动参与程度变量，该变量对运动友谊质量、城市同伴信任各个因子的影响达到显著水平。可见，在本研究中自变量运动参与程度对因变量城市同伴的信任具有预测作用，符合进行自变量与因变量的中介效应分析的前提条件。为明确体育参与程度、运动友谊质量与城市同伴信任的关系，需要引入结构方程进一步讨论。

3.3 结构方程模型的建立与检验

通常考虑中介变量的前提是因变量于自变量的相关显著，自变量对因变量具有预测作用，这在上文中已经得到证实，即运动参与程度与城市同伴信任相关显著。在此基础上，引入中介变量后，中介作用的研究假设的检验，需要检验3组回归系数——自变量与因变量、自变量与中介变量、以及中介变量与因变量的线性关系。本研究中，如果下面条件成立，则中介效应显著:1)体育参与程度对运动友谊质量的回归系数显著;2)运动友谊质量对城市同伴信任回归系数显著;3)体育参与程度对城市同伴信任的回归系数显著(部分中介)或不显著(完全中介)。

随迁子女体育参与程度、运动友谊质量与城市同伴的关系模型如图4所示，其中，体育参与程度为自变量，城市同伴信任为因变量，运动友谊质量为中介变量。结构方程模型与实际调查数据拟合关系良好，各路径系数均达显著，如表4所示。

中介效应的结构方程模型中，体育参与程度对运动友谊质量的回归系数为0.71，体育参与程度解释了运动友谊质量50%的变异量，而运动友谊质量对6个观测变量解释变异量在40% ～72%之间，其中“忠诚与亲密”以及“共同性”两个测量变量在模型中并非独立的，两者间的相关系数为0.15。在加入了变量运动友谊质量后，体育参与程度对城市同伴信任的回归系数为0.30，运动友谊质量对城市同伴信任的回归系数为0.74，体育参与程度和运动友谊质量两者共解释了城市同伴94%的变异量;同时，城市同伴信任也解释了认知型信任和情感性信任57%和49%的变异量。

图4 本研究体育参与程度、运动友谊质量、对城市同伴信任的结构方程模型

可见，自变量体育参与程度通过影响变量运动友谊质量来影响因变量“对城市同伴的信任”，运动友谊质量为中介变量。如表5所示。鉴于加入了变量运动友谊质量后，运动参与程度仍然对城市同伴信任的路径回归系数达到显著，本研究中运动友谊质量属于部分中介过程。其中，体育参与程度对城市同伴信任的总效应0.83是直接效应路径系数0.30与间接路径系数0.71×0.74的和，中介效应比为间接效应与总效应的商，为0.62，即运动友谊质量在体育参与程度和城市同伴信任的关系中具有62%的中介效用率。

4 讨论

4.1 随迁子女体育参与对城市同伴信任的正向影响

以体育参与程度为自变量，以随迁子女对城市同伴的信任为因变量的多元回归分析验证了假设1，即体育参与程度对城市同伴信任产生了正向影响(多元回归中，P＜0.001)。本研究中，随迁子女对城市同伴的信任由认知型信任和情感型信任两个维度构成。认知型信任代表随迁子女对本地同伴可靠性和可依恋性的预期，随迁子女会依据城市同伴正直、诚实、能力或善意等特质的不同选择是否信任或给予信任的程度。情感型信任源于流动和城市同伴的情感交流，伴有人际互动和心理认同。无论是认知型信任还是情感型信任，在研究中都可以被随迁子女的体育参与程度预测。假设1得以验证也是进行“运动友谊质量”中介效应检验的必要条件。

表4 结构方程模型整体拟合情况表(N=853)

表5 友谊质量中介效应分析表

4.2 随迁子女运动友谊质量在体育参与程度和城市同伴信任中的中介作用

中介效应的检验首先需要自变量与因变量显著相关，进而再引入中介变量进行检验。本研究中假设1得到验证，因此满足了利用结构方程进行中介效应检验的条件。假设检验中，实际的经验数据与结构模型拟合良好。结构方程模型验证了如下关系:1)体育参与程度对运动友谊质量的回归系数显著，路径系数为0.71，假设2得到验证;2)运动友谊质量对城市同伴信任回归系数显著，路径系数为0.74，假设3得到验证;3)体育参与程度对城市同伴信任的回归系数显著，路径系数为0.30，表明该中介效应为部分中介而非完全中介;4)就结构方程模型的整体而言，随迁子女的运动友谊质量在体育参与程度和城市同伴信任关系中起到了中介作用(部分中介效应，中介效应率为62%)，假设4得到验证。

友谊和情感的需求促使随迁子女参与属于分享快乐的体育运动，其中的体育群体网络有助于创造更多的沟通机会，发展友谊关系，增进人际间的信任感。本研究中的运动友谊质量与人际信任在概念上的逻辑关系需要说明。首先，友谊和信任虽然关系密切，但却是不同的概念。友谊是指一种亲密与关怀关系，会导致互惠、信任、依恋与包容等心理和行为发生。本研究中的运动友谊质量操作化为6个维度构念，该6个维度构念也构成了随迁子女体育参与程度和同伴信任的中介变量。体育运动能预测运动友谊质量，而运动友谊质量又能预测随迁子女对城市同伴的信任水平。无论是信任同伴，或是被城市同伴信任对随迁子女来说都是非常重要的。在学校与同辈群体的体育互动中，随迁子女与城市同伴的友谊有了生成和维持的特殊场域，运动友谊质量概念的引入丰富了体育参与与人际信任关系机制的解释途径。

5 结论

5.1 随迁子女的体育参与程度正向影响随迁子女对城市同伴的信任，其信任的两维结构得以验证，即认知型信任和情感型信任;体育参与程度正向影响随迁子女的运动友谊质量，且运动友谊质量的6维结构得以验证，包括自尊与支持、忠诚与亲密、共同性、陪伴与娱乐、冲突化解和冲突。

5.2 通过结构方程模型的中介效应分析，表明在三组变量的共变关系中，运动友谊质量在随迁子女的体育参与程度及其对城市同伴信任的关系中起到了中介作用。

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