大學生咨詢、信任與友誼關系研究
——基于社會網絡的視角

王炳成，李洪偉

（山東科技大學經濟管理學院，山東青島266510）

大學生咨詢、信任與友誼關系研究
——基于社會網絡的視角

王炳成，李洪偉

（山東科技大學經濟管理學院，山東青島266510）

本文以某大學物流管理專業(yè)44名本科生為研究對象，收集了咨詢、信任與友誼三個方面的關系數(shù)據，探討了大學生友誼形成過程中咨詢與信任的作用。應用Ucinet6軟件中的QAP方法進行了相關性檢驗，用階層回歸分析及MRQAP方法進行了回歸檢驗，得到三個結論：（1）大學生之間的咨詢關系正向作用于友誼關系；（2）大學生之間的咨詢關系正向作用于信任關系；（3）信任關系將在大學生的咨詢關系對友誼關系的作用中起到部分中介作用。

咨詢網絡；信任網絡；友誼網絡；社會網絡分析；階層回歸分析；MRQAP

一、引言

在大學生的人際關系中，友誼具有極其重要的作用。Bukowski、Hoza&Boivin（1993）[1]認為，良好的友誼關系會對青少年的情緒調適有正向的影響作用，即當青少年擁有朋友且友誼關系穩(wěn)定時，青少年本身的社會適應能力會更強。Kirchler、Palmonari&Pombeni（1995）[2]、Santrock（1998）[3]認為，個體的友誼關系與其自尊的健康發(fā)展相關。Wolchik et al.（1987）[4]認為，友誼具有強烈的社會支持力量。Harris（1995）[5]甚至認為，同學對青少年個人人格發(fā)展的影響有時比父母還要重要。謝雨生、吳齊殷與李文杰（2006）[6]指出，在青少年時期，個人除了最為關切的學業(yè)成就外，最重要的事莫過于如何結交到好朋友并且維持這些友誼。因此，友誼關系成為青少年研究中的熱點問題。

在友誼發(fā)展過程的研究中，研究人員一般都人為地將人的成長分成幾個階段，然后探討每個階段中友誼的特點，如Berndt&Heller（1986）[7]、張文新（1999）[8]等，但他們對友誼的形成機制卻未加探討。在友誼關系的定量研究中，大部分研究者使用的是屬性數(shù)據——涉及能動者的態(tài)度、觀點和行為方面的數(shù)據（Scott，2000）[9]，由于友誼本質上是人與人之間的互動，因而更合適的方法是采用關系數(shù)據，但利用關系數(shù)據進行的相關研究目前還比較少見。本文擬利用社會網絡分析方法中的MRQAP（Multiple Regression Quadratic Assignment Procedure）方法，探討大學生的咨詢網絡、信任網絡與友誼網絡的關系，部分揭示影響大學生友誼關系的因素。

二、理論與假設

（一）友誼

雖然研究友誼的文獻較多，但至今尚未有一個被廣為接受的概念。張文新（1999）認為，盡管研究者對友誼的定義存在些許差異，但大都強調以下幾個特征：友誼是兩個個體之間相互作用的雙向關系，而非簡單的喜歡或依戀；友誼是一種較為持久穩(wěn)定的關系；友誼是以信任為基礎，以親密性支持為情感特征的關系。

Santrock（1998）認為，友誼關系屬于人際關系的一環(huán)，對于青少年來說，更是影響其與班上其他同學互動，以及與其他同學相處的重要基礎。友誼會為青少年提供六項重要的功能，分別是伙伴、鼓勵、物質支持、自我支持、社會比較和親密等。徐偉、李朝旭與韓仁生（2006）[10]采用字詞聯(lián)想法研究發(fā)現(xiàn)，友誼概念在大學生群體的心目中是以關心與支持、分享與交流、共同活動與聯(lián)系、矛盾及沖突四個方面來表征的。

謝雨生、吳齊殷與李文杰（2006）認為，友誼關系對個人的行為舉止影響最大，因為人們需要朋友的認可與意見，并根據朋友的反應做出相應的行為。所以，一般人都愿意花費精神與時間，努力地經營自己的社會生活或朋友關系，以取得他人或朋友的認同。

（二）咨詢

van Duijn et al.（2003）[11]認為，影響友誼穩(wěn)定或變遷的四個重要因素包括接近性、可見的相似性、不可見的相似性和網絡機會。接近性是指兩個人之間的友誼關系只有在彼此之間存在接觸機會時才可能發(fā)生，這種接觸包括上同一所學校、處在同一個工作地點、分租一間屋子或是彼此的社會網絡存有重疊（Fehr，1996）[12]。可見的相似性是指外表（如性別與種族等）可觀察到的朋友個人特質的相似性，是兩個人接觸所形成的最初印象，這是友誼建構的重要條件之一。不可見的相似性是指朋友之間在興趣、行為及個性等內在特質等方面的相似性，這種不可見的相似性往往需要經過一段時間的互動交往，才有機會被觀察到。網絡機會是指個體通過網絡與他人接觸并形成朋友的機會。

在van Duijn et al.（2003）所歸納的四個重要因素中，接觸、交流等互動起到了非常關鍵的作用。大學生之間的互動主要體現(xiàn)在學業(yè)、信息等方面的交流，從而形成咨詢網絡。通過咨詢網絡，大學生之間具有了接近性、可見的相似性、不可見的相似性和網絡機會，從而為友誼關系的形成打下良好的基礎。因此，本文提出如下假設：

H1：大學生間的咨詢關系是形成友誼關系的前提，即咨詢關系對友誼的形成具有正向作用。

（三）信任

Kreitner&Kinicki（1992）[13]認為，信任是對彼此的意圖及行為維持互惠的信心。Gambetta（1988）[14]認為，人際信任就是相信對方即使有機可乘也不大可能做出傷害己方的事情。Mayer、Davis& Schoorman（1995）[15]認為，信任是一個群體基于其他人（或群體）將從事對他們而言是重要行動的期望，不管是否能監(jiān)督或控制其他群體而暴露其危險性的意愿。McKnight、Cummings&Chervany（1998）[16]認為，信任可由兩部分內容構成，一是信任的意圖，即某人在一個特定情境下，愿意依賴其他人；二是信任的信念，即某人在某一特定情境下，相信其他人是善意的、有能力的、誠實的或可預測的。鄭也夫（2001）[17]把人際信任看作是一種相信別人的行為或周圍秩序符合自己愿望的態(tài)度。

Noorderhaven（1999）基于信任形成的概念框架指出，互動過程使雙方產生主觀信任，在主觀信任的基礎上形成行為信任。主觀信任的產生包含兩種機制：一種是對方的實際可信度增加，或者因為他/她獲得了關于對方真實可信度的追加信息；另一種是通過增加對另一方真實可信度信息的積累來實現(xiàn)的?？傊?，在信任的形成過程中，雙方互動過程的重要性不斷被相關研究提及，如Blau（1968）、Griesinger（1990）等。大學生之間的互動主要通過咨詢行為來體現(xiàn)，因此，我們提出如下假設：

H2：大學生相互之間的咨詢關系對相互間信任的形成具有正向作用。

Levinger&Levinger（1986）[18]指出，友誼發(fā)展歷程一般要經過相識、建立、延續(xù)和鞏固、惡化及結束五個階段，整個過程是由淺到深一步一步發(fā)展，從相識到朋友（如果不談終結），最終是要建立穩(wěn)定及互惠的友誼關系。我們認為，在這個過程中，信任起到了重要的作用。如果雙方在互動過程中，在特定的條件下，其中的一方會為了自己的私利而采取機會主義行為，或其中一方預期另一方會采取機會主義行為，則雙方的友誼也就不存在了。相反，如果互動雙方恪守承諾，即使存在投機的機會時也不會采取機會主義行為，則會使得雙方的關系進一步發(fā)展，從而形成友誼關系，也就是張文新（1999）所指出的，友誼以信任為基礎。因此，我們提出如下假設：

H3：信任在咨詢與友誼的關系中起中介作用。

三、研究方法

（一）研究框架

根據前面提出的相關假設，本研究的理論框架如圖1所示。

圖1 研究框架圖

（二）量表設計

本研究所用量表為社會網絡量表。社會網絡量表與一般自評量表的差異在于，其必須選定某一范圍的群體，在取得該群體所有成員的名單后制作同事代碼表，在社會網絡調查時，讓填答者根據社會網絡量表上所描述的句子，填入符合條件的同事代碼。

本研究所采用的社會網絡量表由咨詢網絡、信任網絡和友誼網絡三個部分構成，分別是“你在學習中遇到問題時，會向哪些同學請教”、“哪些同學最值得你信任”、“你與班上的哪些同學是好朋友”。填答時要求每位同學根據同學編碼表填寫相關代碼，每個題目的填寫人數(shù)不多于5個。

（三）研究樣本

當代大學生雖然參與社會的機會比較多，但由于大學時期仍然以學業(yè)為主，因此其友誼關系主要存在于同學之間，尤其是同班同學之間。鑒于此，我們選擇了某大學物流管理專業(yè)2006班的44名本科大學生為研究對象并收集數(shù)據，數(shù)據的收集時間是2009年7月15日。

（四）分析方法

本研究收集到的資料包括3個44×44的矩陣，將這些數(shù)據輸入到Ucinet6軟件中，利用QAP（Quadratic Assignment Procedure，二次指派程序）程序進行相關性分析，在階層回歸分析（Hierarchical Regression Analysis，HRA）中利用MRQAP方法探討3個矩陣之間的回歸關系。

四、研究結果

（一）樣本的描述性統(tǒng)計

應答者的基本情況如表1所示。

表1 樣本的基本情況表

（二）相關性分析

劉軍（2007）[19]指出，從量化角度講，由于“關系”數(shù)據本身就是關于“聯(lián)系”的數(shù)據，因而直接違背“共線性”原則。這意味著，很多常規(guī)的統(tǒng)計技術（如OLS）是不能簡單地應用于對關系數(shù)據的統(tǒng)計分析之中的。所以，在研究關系的時候，QAP是解決這類問題的方法之一。QAP（Quadratic Assignment Procedure，二次指派程序）是一種對兩個矩陣中各個格值的相似性進行比較的方法，即它對矩陣的各個格值進行比較，給出兩個矩陣之間的相關性系數(shù)，同時對系數(shù)進行非參數(shù)檢驗，它以對矩陣數(shù)據的置換為基礎。

在研究過程中，為了探討性別、年齡等對友誼與信任的影響，我們分別構造了性別、年齡等5個矩陣。以性別矩陣為例，如果同學A和同學B的性別相同，則把矩陣的A、B交叉處的值賦予1，否則為0。其他4個矩陣的構造方法相同。

本研究中各關系矩陣間的相關系數(shù)如表2所示。

表2 關系矩陣間的相關系數(shù)表

（三）信任在咨詢與友誼關系中的中介效果檢驗

為檢驗信任的中介作用，我們采取Baron& Kenny（1986）[201]提出的回歸模型進行檢驗。Baron& Kenny（1986）指出，檢驗中介變量需達到三個條件：首先，自變量必須對因變量有顯著影響；其次，自變量必須對中介變量有顯著影響（這兩個步驟的順序可交換）；第三，如果以上兩個條件都成立，將自變量與中介變量同時作為預測變量對因變量做回歸分析時，中介變量必須對因變量有顯著影響。而且，在第三步的回歸分析中，自變量的回歸系數(shù)必須小于自變量單獨預測因變量時的回歸系數(shù)。

在計算回歸系數(shù)時，我們采用MRQAP來分析數(shù)個矩陣所形成的回歸關系，即以友誼矩陣為因變量，其他矩陣為自變量，分析其回歸式的成立與否，以及各自變量矩陣對友誼矩陣變異的解釋能力。MRQAP運用了一種置換法（Permutation approach）以檢驗矩陣的數(shù)據呈現(xiàn)自動相關（autocorrelated）的狀況，尤其是當回歸式中有許多自變量時，它可計算各自變量矩陣對因變量矩陣的R2值（Hinds、Carley、Krackhardt&Wholey，2000）[21]。普通最小平方法（Ordinary least squares，OLS）一般是用來估計回歸系數(shù)的計算方法，其目的在于考察回歸直線是否為最佳配適直線，即回歸直線到各樣本點之間距離的平方和加總后最小。MRQAP的計算程序是以矩陣中N×（N-1）個觀察數(shù)據為基礎，以OLS計算回歸系數(shù)β，而在計算一次后，會以隨機的方式將矩陣中的行與列進行置換，置換后再進行一次OLS計算，得出另一個β值。在不斷地重復置換及OLS的計算過程后，會得出一個β值的分配，此分配值會與實際觀察的矩陣所獲得的β值進行比較，如果少于5%的置換后β值比實際觀察的β值大或相等，則可以說此β值達到0.05的顯著水平（Krackhardt，1993）[22]。由于矩陣中每一行的資料為同一人所填，而每一列的數(shù)據代表的是所有人對同一人的認知或態(tài)度，因此有可能產生自動相關的現(xiàn)象，必須以大量的隨機置換來檢驗所得到的β值是否達到顯著水平（Tsai&Ghoshal，1998）[23]。MRQAP可視為一種對偶層次的分析，其所分析的單位亦為兩兩成員之間的互動關系，差別僅在于其數(shù)據為矩陣形式，一個矩陣即代表一種對偶關系（陳榮德，2004）[24]。

本文首先檢驗咨詢與信任的關系，階層回歸分析的結果如表3所示。模型一（M1）檢驗虛擬變量對信任的影響，模型的P值為0.000，達到顯著水平，R2=0.037。性別變量的標準β值為0.184747，p< 0.001，表明員工的性別對信任有顯著影響，但年齡、居住地、家庭收入與父母職業(yè)對信任的影響都不顯著。

表3 咨詢、信任與友誼的關系檢驗

（續(xù)表2）

模型二（M2）在模型一的基礎上加入了咨詢變量，p<0.001，達到顯著性水平。模型二的R2=0.223，表明模型二的整體解釋能力達到22.3%；ΔR2=0.186，表明咨詢變量的加入使模型二的整體解釋能力比模型一的解釋能力增加了18.6%。同時，從模型二也可以看出，性別變量與家庭收入變量對信任變量的影響達到顯著水平；咨詢變量對信任變量的β值為0.439947，達到0.001的顯著性水平，表明假設H2成立。

模型三（M3）檢驗虛擬變量對友誼的影響，模型整體的P值小于0.001，達到顯著水平，R2=0.049。性別變量的β值為0.219337，p<0.001，表明員工的性別對友誼有顯著影響，但年齡、居住地、家庭收入與父母職業(yè)對信任的影響都不顯著。

模型四（M4）在模型三的基礎上加入了咨詢變量，p<0.001，達到顯著水平。模型四的R2=0.218，表明模型四的整體解釋能力達到21.8%；ΔR2=0.169，表明咨詢變量的加入使模型四的整體解釋能力比模型三的解釋能力增加了16.9%。同時，從模型四中也可以看出，性別對友誼的影響達到顯著水平；咨詢變量對友誼的β值為0.419300，p<0.001，表明假設H1成立。

模型五（M5）將咨詢變量與信任變量同時加入，模型整體p值小于0.001，達到顯著性水平。模型五的R2=0.558，表明模型五的整體解釋能力達到55.8%；與模型四相比，ΔR2=0.340，表明模型五的整體解釋能力比模型四的解釋能力增加了34.0%。同時，從模型五中可以看出，信任變量對友誼的β值為0.660930，達到0.001的顯著性水平；咨詢變量對友誼的β值為0.128526，小于模型四中的回歸系數(shù)0.419300，符合Baron&Kenny（1986）提出的回歸模式。但是，模型五中的咨詢變量對友誼的回歸系數(shù)仍達顯著，表明信任具有部分中介效果，因此假設H3部分成立。

五、結論

通過實證檢驗，我們可以得出如下結論：（1）大學生之間的咨詢關系正向作用于友誼關系；（2）大學生之間的咨詢關系正向影響信任關系；（3）信任關系將在大學生的咨詢關系對友誼關系的作用中起到部分中介作用。

研究表明，在大學生的友誼形成過程中，由咨詢而形成的相互接近性是友誼形成的先決條件，如果沒有咨詢關系，即相互接近性不存在，則友誼就無法形成，驗證了van Duijn et al.（2003）提出的接近性與網絡機會兩個要素。同時，信任關系在大學生的友誼形成過程中也起到了重要的作用，若大學生在相互接近、互動過程中無法形成信任關系，則友誼關系也無法形成。因此，信任在咨詢與友誼的關系中起著重要的中介作用，這同時驗證了van Duijn et al.（2003）提出的不可見的相似性要素，也驗證了Mayer et al.（1995）[25]提出的整合信任模型中關于工作與咨詢是建立信任的基礎的觀點。當然，數(shù)據也顯示，信任所起到的只是部分中介作用，在友誼的形成過程中，還有其他的因素會起到中介作用，這有待于進一步的研究。

研究數(shù)據同時顯示，性別對于大學生之間的信任關系及友誼關系都有顯著的影響，這驗證了van Duijn et al.（2003）提出的可見的相似性要素，也與以前許多研究者的結論相同。

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［責任編輯：秦興?。?/p>

An Empirical Study on the Relationship among Consulting，Trust and Friendship of College Students——Based on Social Network Analysis

WANG Bing-cheng，LI Hong-wei
（College of Economic&Management，Shandong University of Science and Technology，Qingdao 266510，China）

This paper discusses the relationship of consulting，trust and friendship which based on 44 questionnaires from a logistic class of a university.The authors use the method of QAP in the software of Ucinet6 to test the three dimensions'correlation，and then use the method of hierarchical regression analysis and MRQAP to test the model.The conclusion is that:（1）the consulting has the significant impact on friendship；（2）the consulting has the significant impact on trust；and（3）trust plays the mediating role between the relationship of consulting and friendship.

consulting network；trust network；friendship network；social network analysis；hierarchical regression analysis；Multiple Regression Quadratic Assignment Procedure（MRQAP）

book=3,ebook=190

B844；G641

A

1008－7362（2010）03－0054－06

2010－06－10

本文受山東科技大學群星計劃（QX0902043）資助

王炳成（1974－），男，山東青島人，山東科技大學經濟管理學院副教授，研究方向是人力資源管理、創(chuàng)新管理；李洪偉（1975－），男，山東蒼山人，山東科技大學經濟管理學院副教授，管理學博士，研究方向是系統(tǒng)工程理論。