姚文娟

(吉林體育學(xué)院 研究生院，吉林 長(zhǎng)春 130022)

國(guó)務(wù)院在2016年印發(fā)的《“健康中國(guó)2030”規(guī)劃綱要》中提到要通過(guò)完善全民健身公共服務(wù)體系、廣泛開(kāi)展全民健身運(yùn)動(dòng)等方式來(lái)提高全民身體素質(zhì)，可以表明參與健身活動(dòng)對(duì)于提升全民健康有著重要作用。相關(guān)文獻(xiàn)資料表明，居民的健身參與意愿受到多種因素的影響和制約[1]。一方面，隨著人們生活節(jié)奏的不斷加快，時(shí)間和家庭因素是影響居民體育參與的主要因素之一[2-4]。另一方面，隨著經(jīng)濟(jì)和社會(huì)的不斷發(fā)展，個(gè)人認(rèn)知、場(chǎng)地設(shè)施和經(jīng)濟(jì)因素也是影響居民是否參與健身鍛煉的重要因素[4]。研究和探尋影響居民健身參與意愿的因素，對(duì)我國(guó)實(shí)現(xiàn)全民健康以及相關(guān)政策的制定具有重要的現(xiàn)實(shí)意義。健身參與意愿作為一個(gè)復(fù)雜系統(tǒng)，包含了眾多內(nèi)外部影響因素，空閑時(shí)間、健身環(huán)境、性別、工作性質(zhì)、工資收入等變量發(fā)生細(xì)微的變化都可能成為居民是否參與健身活動(dòng)的關(guān)鍵。因此，需要通過(guò)對(duì)居民健身參與意愿內(nèi)部各主要影響因素進(jìn)行分析，才能找到真正影響居民健身參與意愿的關(guān)鍵變量，讓更多居民參與其中。

1 研究?jī)?nèi)容

社會(huì)經(jīng)濟(jì)地位作為影響居民健康的重要決定因素，通常由個(gè)人受教育程度、職業(yè)和收入來(lái)衡量[5]。事實(shí)上，有學(xué)者已經(jīng)證實(shí)社會(huì)經(jīng)濟(jì)地位與居民健康存在較為顯著的因果聯(lián)系[6]。然而，前人多是圍繞社會(huì)經(jīng)濟(jì)地位中的部分變量及其影響居民健康的因素進(jìn)行探究，并未就個(gè)人受教育程度、職業(yè)和收入這三個(gè)變量及其影響健身行為的程度做進(jìn)一步實(shí)證分析。此外，相關(guān)研究的樣本多是就某一地區(qū)的研究，研究結(jié)果一般只體現(xiàn)該地區(qū)居民健身鍛煉的特征，不具有普適性。因此，本文對(duì)不同個(gè)體特征下，20～59歲城市居民的健身參與意愿，社會(huì)經(jīng)濟(jì)地位相關(guān)變量是否影響20～59歲城市居民健身參與意愿及其影響程度大小等內(nèi)容進(jìn)行了探討，并提出如下假設(shè)：

H1：城市居民的年齡越大，其參與健身的意愿越強(qiáng)烈。

H2：男性城市居民健身參與意愿的積極性高于女性。

H3：城市居民的社會(huì)經(jīng)濟(jì)地位越高，其參與健身的意愿越強(qiáng)烈。

2 數(shù)據(jù)來(lái)源與變量設(shè)置

2.1 數(shù)據(jù)來(lái)源

本文采用的數(shù)據(jù)主要來(lái)源于北京大學(xué)中國(guó)社會(huì)科學(xué)調(diào)查中心(ISSS)在全國(guó)范圍內(nèi)開(kāi)展的中國(guó)家庭追蹤調(diào)查(China Family Panel Studies，CFPS)項(xiàng)目數(shù)據(jù)，是具有全國(guó)代表性的大型微觀數(shù)據(jù)調(diào)查。CFPS項(xiàng)目主要涉及個(gè)體、家庭、社區(qū)三個(gè)層次的跟蹤數(shù)據(jù)，數(shù)據(jù)庫(kù)涵蓋家庭、個(gè)人自答、個(gè)人代答以及兒童代答這四個(gè)方面，總樣本量為32 669個(gè)，具有涵蓋面廣、權(quán)威性高、樣本信息量大等特點(diǎn)。根據(jù)研究需要，本文主要選取GFPS2018數(shù)據(jù)庫(kù)中的個(gè)人自答數(shù)據(jù)庫(kù)。

本文首先對(duì)所選取的CFPS2018個(gè)人自答數(shù)據(jù)庫(kù)中的數(shù)據(jù)進(jìn)行了初步篩選。由于本文的研究對(duì)象是城市居民健身參與意愿，故在數(shù)據(jù)篩選的過(guò)程中僅保留城市戶籍樣本。其次，根據(jù)研究?jī)?nèi)容剔除關(guān)鍵變量的缺失值。最后，對(duì)數(shù)據(jù)進(jìn)行統(tǒng)計(jì)整理得到2 922個(gè)有效樣本量。此外，本文主要采用SPSS17.0軟件對(duì)數(shù)據(jù)進(jìn)行統(tǒng)計(jì)分析。

2.2 變量設(shè)置

本文的因變量是健身參與意愿。在CFPS2018個(gè)人自答數(shù)據(jù)庫(kù)中，選取問(wèn)卷中關(guān)于城市居民“每周鍛煉身體的頻率(次)”作為反映城市居民健身參與意愿的關(guān)鍵變量。其中，將城市居民每周進(jìn)行健身鍛煉的樣本數(shù)據(jù)編碼為“參與體育鍛煉”并賦值為1，將每周不進(jìn)行健身鍛煉的樣本數(shù)據(jù)編碼為“不參與體育鍛煉”并賦值為0。

本文的自變量是社會(huì)經(jīng)濟(jì)地位。根據(jù)相關(guān)文獻(xiàn)并結(jié)合CFPS2018個(gè)人自答數(shù)據(jù)庫(kù)中的已有數(shù)據(jù)，本文主要以個(gè)人受教育程度(學(xué)歷)、職業(yè)和收入作為衡量城市居民社會(huì)經(jīng)濟(jì)地位的主要評(píng)價(jià)指標(biāo)。①主要采用問(wèn)卷中的“最高學(xué)歷”來(lái)體現(xiàn)和說(shuō)明被訪者的學(xué)歷，其選項(xiàng)分為文盲/半文盲、小學(xué)、初中、高中/中專/技校/職高、大專、大學(xué)本科、碩士、博士和從未上過(guò)學(xué)9類，為了便于數(shù)據(jù)的統(tǒng)計(jì)分析，本文將學(xué)歷重新劃分為：小學(xué)學(xué)歷及以下、中學(xué)、大專、本科、碩士及以上(分別賦值為0-4)；②工作性質(zhì)主要選取問(wèn)卷中“您的工作是農(nóng)業(yè)工作，還是非農(nóng)業(yè)工作”進(jìn)行說(shuō)明并劃分為農(nóng)業(yè)工作和非農(nóng)業(yè)工作(分別賦值為1和0)；③收入主要選取“所有工作總收入”作為衡量指標(biāo)，為了防止收入差距過(guò)大帶來(lái)的影響，對(duì)個(gè)人當(dāng)年總收入取對(duì)數(shù)，并按照從小到大依次分為收入A組(賦值為1)和收入B組(賦值為2)。

本文選取性別和年齡等個(gè)體特征因素作為本文的控制變量。在變量設(shè)置上，性別(男性=1、女性=0)；年齡按照國(guó)家體育總局發(fā)布的《普通人群體育鍛煉標(biāo)準(zhǔn)》中規(guī)定的20～59歲作為年齡的取值范圍，并重新劃分20～39為第一組；39～59為第二組。具體變量設(shè)置見(jiàn)表1。

表1 變量選取與賦值說(shuō)明(n=2 922)

3 結(jié)果與分析

3.1 城市居民參與健身活動(dòng)現(xiàn)狀

經(jīng)過(guò)整理上述城市居民健身鍛煉的樣本數(shù)據(jù)，得到20～59歲城市居民參與健身活動(dòng)情況(見(jiàn)表2)?？梢园l(fā)現(xiàn)，2018年20～59歲城市居民參與健身活動(dòng)的人數(shù)占61.7%，不參與健身活動(dòng)的人數(shù)占38.3%，說(shuō)明隨著人們物質(zhì)生活水平的提高，參與健身活動(dòng)的城市居民人數(shù)比不參與健身活動(dòng)的人數(shù)占比多。接下來(lái)，主要針對(duì)不同年齡、不同學(xué)歷、不同收入及不同工作性質(zhì)城市居民的健身參與情況進(jìn)行比較。

表2 20～59歲城市居民參與健身活動(dòng)情況

3.1.1 不同年齡城市居民健身參與情況比較

由表3可知，男性城市居民參與健身活動(dòng)的人數(shù)百分比高于女性，男性和女性城市居民40～59歲參與健身活動(dòng)的人數(shù)百分比明顯高于20～39歲(P<0.05)，且差異顯著；從不同年齡來(lái)看，男性和女性在不同年齡階段參與健身活動(dòng)的人數(shù)百分比相差不大。

表3 不同年齡城市居民參與健身活動(dòng)比較

3.1.2 不同社會(huì)經(jīng)濟(jì)地位城市居民健身參與情況比較

(1)不同學(xué)歷城市居民健身參與的比較。由表4可知，隨著學(xué)歷的提升，城市居民參與健身活動(dòng)的人數(shù)百分比呈現(xiàn)先上升后下降的趨勢(shì)。其中，男性城市居民參與健身活動(dòng)的人數(shù)百分比明顯高于女性(P<0.05)；從不同學(xué)歷來(lái)看，城市居民參與健身活動(dòng)的人群主要為中學(xué)、大專和本科學(xué)歷，且差異顯著；小學(xué)學(xué)歷及以下和碩士及以上城市居民參與健身活動(dòng)的人數(shù)占比較低，呈現(xiàn)兩極分化的趨勢(shì)。

表4 不同學(xué)歷城市居民參與健身活動(dòng)比較

(2)不同收入城市居民健身參與的比較。隨著城市居民收入的不斷上升，參與健身活動(dòng)的人數(shù)百分比也呈上升趨勢(shì)(見(jiàn)表5)。從不同收入來(lái)看，男性城市居民收入在A組時(shí)參與健身活動(dòng)的人數(shù)百分比明顯低于女性，而收入處于B組的男性城市居民參與健身活動(dòng)的人數(shù)百分比高于女性，但不具顯著性。

表5 不同收入城市居民參與健身活動(dòng)比較

(3)不同工作性質(zhì)城市居民健身參與的比較。根據(jù)表6可以看出，從事非農(nóng)業(yè)工作的男性城市居民參與健身活動(dòng)的人數(shù)百分比明顯高于農(nóng)業(yè)工作的男性城市居民(P<0.05)。其中，參與健身活動(dòng)的城市居民中主要以非農(nóng)業(yè)工作為主，而從事農(nóng)業(yè)工作的城市居民占比非常小，說(shuō)明農(nóng)業(yè)工作者較少進(jìn)行體育鍛煉。

表6 不同工作性質(zhì)城市居民參與健身活動(dòng)比較

3.2 城市居民健身參與意愿的影響因素分析

本文選取的因變量是一個(gè)二分類變量，因此要通過(guò)構(gòu)建二元Logistic回歸模型來(lái)分析。本文選擇的二元Logistic回歸模型可表示為：

logit(p)=α+β1X1+β2X2+β3X3+…+βiXi+ε

其中，P表示城市居民想要參與健身活動(dòng)的概率；X1、X2和X3分別代表核心解釋變量學(xué)歷、工作性質(zhì)和收入，Xi為居民個(gè)體特征變量；β1、β2和β3為對(duì)應(yīng)變量的回歸系數(shù)；α為常數(shù)項(xiàng)；ε為誤差項(xiàng)。

為驗(yàn)證哪些自變量對(duì)城市居民健身參與意愿產(chǎn)生影響，建立了兩個(gè)Logistic回歸模型。其中，模型一的自變量為社會(huì)經(jīng)濟(jì)地位中的相關(guān)變量(學(xué)歷、工作性質(zhì)和收入)；模型二的自變量為社會(huì)經(jīng)濟(jì)地位中的相關(guān)變量(學(xué)歷、工作性質(zhì)和收入)和控制變量(年齡、性別)。這兩個(gè)模型的因變量都是健身參與意愿，具體回歸結(jié)果整理后如表7所示。

表7 城市居民健身參與意愿情況回歸結(jié)果

3.2.1 社會(huì)經(jīng)濟(jì)地位對(duì)城市居民健身參與意愿的影響

本文選取的社會(huì)經(jīng)濟(jì)地位主要包含三個(gè)衡量指標(biāo)：學(xué)歷、工作性質(zhì)和收入。模型一的結(jié)果顯示，我國(guó)城市居民健身參與意愿的主要影響因素是學(xué)歷(回歸系數(shù)分別為0.816，1.031，0.874，1.015；P<0.05)，工作性質(zhì)和個(gè)人總收入對(duì)城市居民是否愿意參與健身活動(dòng)的影響不具有顯著性。加入控制變量后的模型二結(jié)果顯示，學(xué)歷對(duì)城市居民健身參與意愿的影響呈現(xiàn)顯著的正相關(guān)(回歸系數(shù)分別為0.883，1.168，1.069，1.261；P<0.05)；工作性質(zhì)和收入對(duì)城市居民健身參與意愿依舊沒(méi)有顯著影響(P>0.05)。

從學(xué)歷來(lái)看，兩個(gè)模型中的學(xué)歷變量均對(duì)城市居民健身參與意愿有非常顯著的影響。學(xué)歷在進(jìn)行回歸時(shí)主要以小學(xué)學(xué)歷及以下為參照對(duì)象，其他選項(xiàng)均與其作對(duì)比。結(jié)果顯示，中學(xué)、大專和本科學(xué)歷程度的城市居民更有意向參與健身活動(dòng)，而研究生學(xué)歷的城市居民雖參與健身的意愿顯著，但相較于前者而言較弱。當(dāng)加入年齡、性別等控制變量時(shí)研究生學(xué)歷的城市居民健身參與意愿顯著提高，說(shuō)明不同年齡和性別的研究生學(xué)歷，城市居民健身參與意愿不同，存在分層現(xiàn)象。OR稱為比數(shù)比，主要用來(lái)表示當(dāng)其他自變量保持不變的情況下，該自變量每增加一個(gè)單位所導(dǎo)致的因變量比數(shù)的變化倍數(shù)，一般用Exp(B)的數(shù)值來(lái)衡量。上述回歸結(jié)果顯示，中學(xué)、大專、本科和研究生及以上學(xué)歷的城市居民健身參與意愿的比數(shù)比(概率)分別是小學(xué)及以下學(xué)歷的2.4倍、3.2倍、3倍和3，5倍，說(shuō)明隨著學(xué)歷的不斷提升，城市居民健身參與意愿在不斷增強(qiáng)，這也與甘春龍、李驍天等人的研究結(jié)果相一致[5，7]?？赡艿脑蚴?，隨著學(xué)歷的提升，城市居民對(duì)體育健身等方面的了解和認(rèn)知就越深入，對(duì)自身的健康狀況也越重視。高學(xué)歷者想要通過(guò)參與健身活動(dòng)來(lái)達(dá)到身體健康、豐富精神文化生活等目的，其健身活動(dòng)參與意愿便會(huì)提高。

關(guān)于工作性質(zhì)變量的回歸結(jié)果顯示，工作性質(zhì)對(duì)城市居民健身參與意愿未產(chǎn)生顯著影響(P>0.05)。從農(nóng)業(yè)工作的本質(zhì)出發(fā)，問(wèn)卷中關(guān)于農(nóng)業(yè)工作的范圍是農(nóng)、林、牧、副、漁等，從事農(nóng)業(yè)工作的人大多都需要付出一定的體力勞動(dòng)，簡(jiǎn)言之農(nóng)業(yè)工作者從事本職工作基本上可以達(dá)到健身的作用，一般不會(huì)再通過(guò)參與額外的健身活動(dòng)來(lái)進(jìn)行體育鍛煉；從樣本個(gè)體特征層面出發(fā)，工作性質(zhì)變量主要是圍繞受訪者是否從事農(nóng)業(yè)工作這一問(wèn)題展開(kāi)的，而本文的研究范圍是針對(duì)城市居民，受訪者大多以非農(nóng)業(yè)工作為主，占比達(dá)到近98%，這也是造成回歸結(jié)果不顯著的原因之一。

從收入來(lái)看，關(guān)于收入的相關(guān)分析結(jié)果顯示收入作為社會(huì)經(jīng)濟(jì)地位中的衡量指標(biāo)之一和城市居民健身參與意愿呈現(xiàn)較為顯著的正相關(guān)關(guān)系，即城市居民的收入越高，越有可能參與到健身活動(dòng)中。然而，目前的回歸分析出現(xiàn)了結(jié)果不一致的情況?？赡艿脑蚴窍嚓P(guān)分析是在探尋變量之間是否相關(guān)以及相關(guān)的程度，而回歸分析則是引入了其他控制變量，并通過(guò)構(gòu)建不同的回歸模型來(lái)明確哪些自變量對(duì)城市居民健身參與意愿的概率產(chǎn)生影響；此外，現(xiàn)如今城市地區(qū)分布著各式各樣的免費(fèi)健身設(shè)施、體育場(chǎng)館及公園供人們健身使用，以及越來(lái)越流行的瑜伽、健身操等居家無(wú)氧健身運(yùn)動(dòng)，都從不同側(cè)面反映出收入并不能成為影響城市居民健身參與意愿的主要因素。

3.2.2 城市居民個(gè)體特征對(duì)其健身參與意愿的影響

上述回歸模型二的結(jié)果顯示，年齡和性別兩個(gè)變量均對(duì)城市居民的健身參與意愿造成顯著影響(P<0.05)。以年齡來(lái)看，年齡與城市居民的健身參與意愿呈顯著負(fù)相關(guān)，即年齡越大，城市居民參與健身活動(dòng)的意愿越小(回歸系數(shù)為-0.399<0，P<0.01)，這與假設(shè)1提出的觀點(diǎn)不一致，因此假設(shè)1不成立。上述回歸結(jié)果表示，相較于20～39歲的居民而言，年齡在40～59歲城市居民的健身參與意愿減少了67%，說(shuō)明健身活動(dòng)的主要人群還是以年輕人為主。究其原因，其一是因?yàn)槟贻p人處于學(xué)生或剛步入社會(huì)時(shí)期，能夠?qū)⒏嗟臅r(shí)間和精力投入到健身活動(dòng)；其二，隨著年輕人對(duì)健身健美的追求，更多年輕人為了迎合大眾潮流，旨在通過(guò)健身打卡、智能健身等新方式加入健身行列，其參與意愿也會(huì)明顯提升。然而，處于40～59歲的中年人由于家庭的忙碌或工作帶來(lái)的壓力，一方面會(huì)忽視自身的健康，另一方面也沒(méi)有過(guò)多的時(shí)間和精力投入到健身活動(dòng)中，這也是造成中年人健身參與意愿不強(qiáng)烈的原因。就性別而言，性別與城市居民的健身行為呈現(xiàn)非常顯著的正相關(guān)，即城市男性居民整體參與健身活動(dòng)的積極性相較于女性而言更高，其健身參與意愿更強(qiáng)烈(回歸系數(shù)為0.303>0，P<0.001)，假設(shè)2得到驗(yàn)證。通過(guò)觀察OR的值，可以看出男性城市居民想要參與健身活動(dòng)的概率約是女性的1.4倍。

本文在回歸分析中構(gòu)建的兩個(gè)模型均在不同程度上顯示出居民個(gè)體特征和社會(huì)經(jīng)濟(jì)地位中的部分變量對(duì)城市居民健身參與意愿的影響。-2對(duì)數(shù)似然值(Log likelihood)是用來(lái)判斷模型價(jià)值的客觀指標(biāo)，且值越小說(shuō)明模型越好。由上述兩個(gè)模型的-2對(duì)數(shù)似然值來(lái)看，第二個(gè)模型的值(3 838.931)比第一個(gè)模型的值(3 783.036)更小，因此第二個(gè)模型對(duì)于研究城市居民健身行為的影響因素更有價(jià)值和意義。

4 結(jié)論

(1)隨著居民年齡的不斷增加，城市居民參與健身活動(dòng)的意愿越低。

(2)男性城市居民整體參與健身活動(dòng)的積極性高于女性，其參與健身的意愿更強(qiáng)烈。

(3)不同社會(huì)經(jīng)濟(jì)地位城市居民的健身參與意愿存在顯著差異。其中，學(xué)歷是影響城市居民健身參與意愿的關(guān)鍵因素，學(xué)歷越高健身參與意愿越強(qiáng)烈。男性城市居民在不同學(xué)歷下的健身參與意愿相較于女性更高。