馬天平，盧旭蕊

（北京體育大學(xué) 體育商學(xué)院，北京 100084）

近十年來(lái)，繁榮體育消費(fèi)、促進(jìn)體育產(chǎn)業(yè)健康發(fā)展一直是政府工作的重點(diǎn)之一。2014年10月20日，國(guó)務(wù)院印發(fā)《關(guān)于加快發(fā)展體育產(chǎn)業(yè) 促進(jìn)體育消費(fèi)的若干意見(jiàn)》，提出了體育產(chǎn)業(yè)發(fā)展目標(biāo)，突出強(qiáng)調(diào)了體育消費(fèi)的作用。2018年9月20日，國(guó)務(wù)院印發(fā)《關(guān)于完善促進(jìn)消費(fèi)體制機(jī)制 進(jìn)一步激發(fā)居民消費(fèi)潛力的若干意見(jiàn)》，體育消費(fèi)被認(rèn)定為帶動(dòng)力強(qiáng)的消費(fèi)新增長(zhǎng)點(diǎn)，被賦予消費(fèi)升級(jí)和結(jié)構(gòu)優(yōu)化的重要意義。2019年9月17日，國(guó)務(wù)院辦公廳印發(fā)《關(guān)于促進(jìn)全民健身和體育消費(fèi) 推動(dòng)體育產(chǎn)業(yè)高質(zhì)量發(fā)展的意見(jiàn)》共提出10個(gè)方面35條指導(dǎo)意見(jiàn)，以強(qiáng)化體育產(chǎn)業(yè)要素保障，激發(fā)市場(chǎng)活力和體育消費(fèi)熱情。可見(jiàn)，體育消費(fèi)是拉動(dòng)內(nèi)需和保障我國(guó)經(jīng)濟(jì)增長(zhǎng)的重要力量，提升體育消費(fèi)水平是提高居民幸福感和建設(shè)健康中國(guó)的重要途徑。除政府高度重視外，隨著城鎮(zhèn)居民生活水平的不斷提高，居民消費(fèi)觀(guān)念和消費(fèi)需求發(fā)生變化，體育消費(fèi)作為享受型和發(fā)展型消費(fèi)逐步被人們所認(rèn)識(shí)，包括物質(zhì)產(chǎn)品和服務(wù)產(chǎn)品在內(nèi)的體育消費(fèi)正成為居民消費(fèi)的重要組成部分。

近年來(lái)，體育消費(fèi)逐漸成為研究熱點(diǎn)。從已有研究看，學(xué)者們對(duì)我國(guó)整體、區(qū)域或家庭體育消費(fèi)現(xiàn)狀以及不同階層或不同群體的體育消費(fèi)現(xiàn)狀描述較多。通過(guò)不同年份的調(diào)研、體育消費(fèi)意愿的測(cè)評(píng)，郭立平[1]發(fā)現(xiàn)我國(guó)體育消費(fèi)總體水平不高、黏性不強(qiáng)、盈利不足和結(jié)構(gòu)發(fā)展失衡，城鎮(zhèn)居民家庭體育消費(fèi)處于中低水平。單純、籠統(tǒng)性的體育消費(fèi)現(xiàn)狀描述和分析已不能滿(mǎn)足從深層次洞察體育消費(fèi)規(guī)律的要求。體育消費(fèi)是一個(gè)涵蓋體育各領(lǐng)域的綜合概念，范圍較廣。相較于一般的實(shí)物型體育消費(fèi)，參與型體育消費(fèi)是體育消費(fèi)的基礎(chǔ)，是體育產(chǎn)業(yè)的核心與關(guān)鍵[2]，是體育消費(fèi)區(qū)別于其他消費(fèi)的重要內(nèi)容。

以往對(duì)參與型體育消費(fèi)的研究?jī)H考慮經(jīng)濟(jì)能力的影響因素，如停留在研究收入的單一層面因素，而參與型體育消費(fèi)與一般體育消費(fèi)的最大不同在于消費(fèi)者會(huì)在體育活動(dòng)時(shí)間的約束下確定消費(fèi)方案[3]，這些研究忽略了可用于體育參與的時(shí)間這一關(guān)鍵因素。

參與型體育消費(fèi)需要以體育參與時(shí)間為前提，否則體育參與需求和能力無(wú)法轉(zhuǎn)換為有效需求。Bittman[4]提出，“有能力參加休閑娛樂(lè)消費(fèi)，既意味著獲得物品和服務(wù)，又意味著充足的活動(dòng)時(shí)間量”，參與型體育消費(fèi)更是如此。隨著經(jīng)濟(jì)收入的增長(zhǎng)，我國(guó)居民逐漸從物質(zhì)追求向精神追求過(guò)渡，與此同時(shí)工作和生活節(jié)奏持續(xù)加快，由于時(shí)間約束，體育參與意愿可能很難轉(zhuǎn)化為放松行動(dòng)和有效的參與型體育消費(fèi)。

當(dāng)下的研究未更細(xì)致考慮參與型體育的特征，忽視了從參與時(shí)間角度進(jìn)行觀(guān)察，與體育消費(fèi)應(yīng)釋放內(nèi)需潛力、推動(dòng)經(jīng)濟(jì)轉(zhuǎn)型升級(jí)以及保障和改善民生的使命不相匹配。參與型體育消費(fèi)對(duì)收入和時(shí)間的變化均高度敏感，探究時(shí)間和收入的雙重約束機(jī)制，是突破體育消費(fèi)發(fā)展障礙的重要方式。因此，本文以參與型體育消費(fèi)為切入點(diǎn)，從微觀(guān)家庭主體視角入手，集中探討以下2個(gè)問(wèn)題：①工作忙碌程度是促進(jìn)還是制約了參與型體育消費(fèi)，探析其在體育參與時(shí)間和收入上的交互機(jī)制，得出凈效應(yīng)；②立足我國(guó)所處的宏觀(guān)和微觀(guān)階段，解釋上述凈效應(yīng)產(chǎn)生的原因?；卮鹨陨蠁?wèn)題將有利于全面綜合地剖析參與型體育消費(fèi)中的制約機(jī)制，為體育消費(fèi)政策的制定提供更細(xì)致的依據(jù)。

1 文獻(xiàn)回顧

國(guó)內(nèi)較早的文獻(xiàn)從消費(fèi)主體、消費(fèi)目的和消費(fèi)關(guān)系3個(gè)方面對(duì)體育消費(fèi)進(jìn)行界定，如20世紀(jì)初，林建君等[5]認(rèn)為體育消費(fèi)是有消費(fèi)能力的主體為滿(mǎn)足消費(fèi)需求對(duì)消費(fèi)資料和勞務(wù)的行為依賴(lài)關(guān)系。鐘天朗等[6]將體育消費(fèi)定義為人們?cè)隗w育活動(dòng)方面的個(gè)人消費(fèi)支出，它不僅包括人們購(gòu)買(mǎi)體育用品、觀(guān)看體育賽事和進(jìn)行健身鍛煉的消費(fèi)，也包括人們?yōu)榱藵M(mǎn)足身心發(fā)展需要、追求高質(zhì)量生活而進(jìn)行的適合自身需要的體育活動(dòng)，是一種消費(fèi)總稱(chēng)。這些界定較為籠統(tǒng)，我們可以將體育消費(fèi)簡(jiǎn)化分為兩類(lèi)——實(shí)物型體育消費(fèi)和非實(shí)物型體育消費(fèi)，即參與型體育消費(fèi)和觀(guān)賞型體育消費(fèi)。

參與型體育消費(fèi)是居民以身體健康、娛樂(lè)休閑為目的參與體育活動(dòng)而支出的費(fèi)用，涵蓋體育娛樂(lè)休閑消費(fèi)和健身、健美等各種體育鍛煉及體育技術(shù)培訓(xùn)消費(fèi)。參與型體育消費(fèi)是以體育運(yùn)動(dòng)為載體、以參與體驗(yàn)為形式、以促進(jìn)身心健康為目的，選擇、購(gòu)買(mǎi)、使用和展示體育相關(guān)產(chǎn)品和服務(wù)的行為過(guò)程[7?8]。Funk[9]也認(rèn)為參與型體育消費(fèi)是個(gè)人選擇、購(gòu)買(mǎi)、使用和處理體育相關(guān)產(chǎn)品和服務(wù)以滿(mǎn)足需求和獲得利益的過(guò)程。體育參與是參與型體育消費(fèi)的行為基礎(chǔ)和消費(fèi)前提。因此，參與型體育消費(fèi)作為實(shí)質(zhì)性消費(fèi)，是一種消費(fèi)主體以體育參與和時(shí)間消耗為前提，功能性地解放體育消費(fèi)資料而滿(mǎn)足消費(fèi)需求的實(shí)踐過(guò)程[10]。需要辨析的是，體育參與不一定產(chǎn)生消費(fèi)，但是參與型體育消費(fèi)一定存在基于體育參與基礎(chǔ)上的收入支出。同時(shí)，并非所有的體育消費(fèi)均面臨嚴(yán)格的時(shí)間約束，參與型體育消費(fèi)需要以時(shí)間消耗為前提。

從這些研究可以看出，參與型體育消費(fèi)的2個(gè)必要條件是時(shí)間和消費(fèi)。參與型體育消費(fèi)是體育參與和體育消費(fèi)的交叉部分，同時(shí)面臨較強(qiáng)的收入約束和時(shí)間約束。因此初步推測(cè)，工作忙碌將直接減少體育參與時(shí)間，可能會(huì)擠出參與型體育消費(fèi)，而工作時(shí)間延長(zhǎng)帶來(lái)的收入水平的提升又會(huì)為參與型體育消費(fèi)提供收入支持。工作忙碌對(duì)參與型體育消費(fèi)的影響是兩方面共存的，具有一定的沖突性。

1.1 工作忙碌導(dǎo)致體育參與時(shí)間被占用

在居民體育消費(fèi)模型中，Grossman[11]通過(guò)引入家庭內(nèi)部生產(chǎn)過(guò)程而考慮到了時(shí)間投入這一因素。按照該理論，參與型體育消費(fèi)除了費(fèi)用支出外還需要時(shí)間的投入。在理論上該約束主要來(lái)自可支配的體育參與時(shí)間，參與型體育消費(fèi)是在完成正常的工作和必要的家務(wù)勞動(dòng)等時(shí)間之外的閑暇時(shí)間里的個(gè)人消費(fèi)行為[12]。由于總時(shí)長(zhǎng)是固定的，工作時(shí)間延長(zhǎng)，用于參與型體育消費(fèi)可支配的體育參與時(shí)間就會(huì)減少。

在實(shí)證研究方面：蔡軍[13]發(fā)現(xiàn)體育活動(dòng)時(shí)間、體育運(yùn)動(dòng)水平和體育社會(huì)化程度是制約我國(guó)居民體育消費(fèi)的主要因素。駱秉全等[14]發(fā)現(xiàn)，除空巢家庭外，在北京其余家庭類(lèi)型中，體育活動(dòng)時(shí)間相對(duì)不足仍是制約家庭體育消費(fèi)的重要因素。因人們?cè)谙硎荏w育休閑娛樂(lè)時(shí)，無(wú)論是作為觀(guān)眾還是作為活動(dòng)的參與者，都必須擁有一定的體育參與時(shí)間[15]。于樂(lè)等[16]也認(rèn)為居民的可支配時(shí)間是制約居民體育消費(fèi)的主要因素。王裕雄等[17]采集了2018年北京居民體育消費(fèi)數(shù)據(jù)，使用Double-hurdle模型分析了他們?cè)趨⑴c體育消費(fèi)和體育消費(fèi)支出2個(gè)決策階段的影響機(jī)制，也認(rèn)為時(shí)間因素是制約居民參與體育消費(fèi)決策的主要因素。

參與型體育消費(fèi)行為在一定程度上是對(duì)可支配體育參與時(shí)間的消費(fèi)。從此意義而言，時(shí)間是參與型體育消費(fèi)得以實(shí)現(xiàn)的必要條件，是影響消費(fèi)行為的重要因素。在時(shí)間資源緊缺的現(xiàn)今社會(huì)，工作忙碌產(chǎn)生。間制約，可能會(huì)制約參與型體育消費(fèi)。

1.2 工作忙碌帶來(lái)的收入支持

凱恩斯的絕對(duì)收入理論認(rèn)為，收入的增加會(huì)以一定的比例轉(zhuǎn)化為消費(fèi)。隨后的消費(fèi)函數(shù)研究都將收入作為重要影響因素，收入對(duì)消費(fèi)的影響不言而喻。

參與型體育消費(fèi)不同于一般以滿(mǎn)足個(gè)人生理需要為基礎(chǔ)的物質(zhì)產(chǎn)品消費(fèi)，是在一般的物質(zhì)消費(fèi)基礎(chǔ)之上的精神文化層次的消費(fèi)，它必須以一定的物質(zhì)占有為前提。當(dāng)居民的收入提升到體育消費(fèi)品需求可以在數(shù)量上得到基本滿(mǎn)足后，便會(huì)產(chǎn)生更高層次上的體育消費(fèi)要求[18]。參與型體育消費(fèi)是在滿(mǎn)足了基本的生存消費(fèi)之后，追求發(fā)展和享受等方面需求的個(gè)人消費(fèi)行為，其消費(fèi)前提是人們具備一定的經(jīng)濟(jì)基礎(chǔ)，這只有在人們的收入水平足以支付生存消費(fèi)并且有一定剩余后才能實(shí)現(xiàn)[19?20]。

實(shí)證研究也發(fā)現(xiàn)，參與型體育消費(fèi)受到居民家庭經(jīng)濟(jì)收入的嚴(yán)重制約，影響我國(guó)城市青少年體育消費(fèi)心理預(yù)期的主要因素為家庭經(jīng)濟(jì)狀況、社會(huì)經(jīng)濟(jì)發(fā)展?fàn)顩r等[21]。當(dāng)收入水平較低時(shí)，我國(guó)城鎮(zhèn)居民傾向于保守、忍耐，減少體育消費(fèi)[22]，保守、忍耐傾向的特點(diǎn)就是人們有意識(shí)地把需求抑制在生存層次。當(dāng)收入增加時(shí)，有助于提高體育需求并增加體育消費(fèi)支出[23]。此外，收入水平還可以改變體育消費(fèi)結(jié)構(gòu)，因?qū)嵨镄腕w育消費(fèi)是基本消費(fèi)，在滿(mǎn)足基本體育消費(fèi)后，人們會(huì)更注重享受型和健身活動(dòng)型體育消費(fèi)[17]。

通過(guò)梳理已有研究發(fā)現(xiàn)，在時(shí)間和收入與家庭參與型體育消費(fèi)的關(guān)聯(lián)中存在擠出效應(yīng)和促進(jìn)效應(yīng)。為了更清晰地分析這一邏輯機(jī)理，筆者嘗試建立理論分析模型并提出研究假設(shè)。

2 理論分析與假設(shè)提出

為了說(shuō)明擠出和促進(jìn)效應(yīng)之間的關(guān)系，在借鑒已有相關(guān)理論的基礎(chǔ)上構(gòu)建一個(gè)簡(jiǎn)化的理論模型[24]，并根據(jù)理論分析和前述文獻(xiàn)梳理結(jié)果提出相應(yīng)的研究假設(shè)。

2.1 理論分析

假定：①消費(fèi)者的全部時(shí)間分為工作時(shí)間和體育參與時(shí)間2個(gè)部分；②時(shí)間用于非體育參與，可以產(chǎn)生收入，收入可以反向促進(jìn)參與型體育消費(fèi)；③消費(fèi)者收入全部來(lái)自消耗工作時(shí)間后帶來(lái)的收入；④只消費(fèi)一種參與型體育消費(fèi)。消費(fèi)者的效用函數(shù)可寫(xiě)成：

式中：U為效用函數(shù)，連續(xù)且下凸；T為參與體育的時(shí)間；Q為消費(fèi)者的參與型體育消費(fèi)量。此時(shí)，消費(fèi)者將面臨2種約束，即時(shí)間約束和消費(fèi)量約束。

設(shè)P為參與型體育消費(fèi)商品的價(jià)格，N為工作時(shí)間，W為單位工作時(shí)間的回報(bào)率即工資率，則有：

由此，參與型體育消費(fèi)量Q和體育時(shí)間T的擠出關(guān)系，可以表示為二者的邊際替代率MRS等于實(shí)際工資率W與體育消費(fèi)產(chǎn)品的價(jià)格P之比，即：

上式即為參與體育消費(fèi)的擠出效果，其表示在工資率為W的情況下，個(gè)人將時(shí)間投入至體育活動(dòng)參與需要在邊際替代關(guān)系上讓消費(fèi)價(jià)格等于工資率。當(dāng)消費(fèi)者在體育參與損失邊際工資收入W時(shí)，至少需要與花費(fèi)在體育上的消費(fèi)品價(jià)格P相等。如果用經(jīng)濟(jì)學(xué)圖形表示則如圖1所示。

圖 1 參與型體育消費(fèi)的擠出效應(yīng)和促進(jìn)效應(yīng)Figure 1 Crowding out and promoting effects of participatory sport consumption

在圖1中：橫軸為可用于體育活動(dòng)的時(shí)間T，最多可以為每天24 h，當(dāng)T=24時(shí)，無(wú)法通過(guò)工資獲得收入，沒(méi)有收入的支撐，不能夠進(jìn)行參與型體育消費(fèi)，消費(fèi)數(shù)量為0；縱軸為參與型體育消費(fèi)量Q，當(dāng)全部時(shí)間用于工作時(shí)，不參與體育活動(dòng)，則帶來(lái)24W的收入，除以消費(fèi)價(jià)格P以后，消費(fèi)數(shù)量為24W/P。在此取舍中，分別刻畫(huà)了二者的擠出效應(yīng)和促進(jìn)效應(yīng)。由圖1可見(jiàn)，U1為初始效用，與預(yù)算線(xiàn)L1相切于T1點(diǎn)，當(dāng)因工作忙碌導(dǎo)致參與體育的時(shí)間從L1縮短至L2時(shí)，收入帶來(lái)的促進(jìn)效應(yīng)為圖1中的T1、T3部分；同時(shí)，也帶來(lái)了時(shí)間上的擠出效應(yīng)，為T(mén)2、T3的變化。二者的凈效應(yīng)需要根據(jù)實(shí)際數(shù)據(jù)進(jìn)行驗(yàn)證。

2.2 假設(shè)提出

基于以上分析可見(jiàn)，較高的可支配收入帶來(lái)支持，是由基本生存消費(fèi)轉(zhuǎn)向更高水平消費(fèi)的經(jīng)濟(jì)基礎(chǔ)，是我國(guó)居民家庭進(jìn)行參與型體育消費(fèi)的優(yōu)勢(shì)。盡管工作忙碌帶來(lái)體育參與時(shí)間的減少直接降低了參與型體育消費(fèi)水平，但忙碌帶來(lái)收入的提升可能產(chǎn)生收入支持，進(jìn)而促進(jìn)參與型體育消費(fèi)。綜合以上分析，提出假設(shè)1。

假設(shè)1：一方面，工作忙碌直接減少參與型體育消費(fèi)，產(chǎn)生擠出效應(yīng)；另一方面，工作忙碌通過(guò)提高收入進(jìn)而增加參與型體育消費(fèi)，產(chǎn)生促進(jìn)效應(yīng)。

體育參與和一般商品存在顯著差異，其完成既需要投入相關(guān)的商品或服務(wù)，也需要消耗個(gè)人的時(shí)間[23]。因此，參與型體育消費(fèi)必須考慮時(shí)間約束。根據(jù)經(jīng)濟(jì)學(xué)分析范式，參與型體育消費(fèi)是在滿(mǎn)足基本需要的前提下所引發(fā)的，為適應(yīng)更高層次需要所做出的一種選擇[25]，且受到時(shí)間成本約束。具體而言，參與型體育消費(fèi)主要受制于上文分析的2個(gè)要素——時(shí)間擠出和收入支持。

基于現(xiàn)實(shí)，本文的關(guān)注點(diǎn)落腳于我國(guó)居民收入不斷攀升以及有償勞動(dòng)工作時(shí)長(zhǎng)已進(jìn)入世界前列的當(dāng)下[26]，分析工作忙碌程度對(duì)于參與型體育消費(fèi)的凈效應(yīng)。結(jié)合上述分析，提出假設(shè)2。

假設(shè)2-1：從凈效應(yīng)看，擠出效應(yīng)占主導(dǎo)作用，工作忙碌程度對(duì)中國(guó)家庭的參與型體育消費(fèi)產(chǎn)生擠出作用。

假設(shè)2-2：從凈效應(yīng)看，促進(jìn)效應(yīng)占主導(dǎo)作用，工作忙碌程度對(duì)中國(guó)家庭的參與型體育消費(fèi)產(chǎn)生促進(jìn)作用。

3 數(shù)據(jù)來(lái)源與變量選擇

3.1 數(shù)據(jù)來(lái)源

為了檢驗(yàn)以上分析和假設(shè)，本文采用了西南財(cái)經(jīng)大學(xué)中國(guó)家庭金融調(diào)查與研究中心2017年中國(guó)家庭金融調(diào)查（China Household Finance Survey，CHFS）數(shù)據(jù)， 2017年是目前最新公布的第4輪調(diào)查，樣本覆蓋全國(guó)29個(gè)?。ㄗ灾螀^(qū)、直轄市）355個(gè)縣（區(qū)、縣級(jí)市）1 428個(gè)村（居）委會(huì)，樣本規(guī)模為40 011戶(hù)。本文采用Stata 15軟件進(jìn)行數(shù)據(jù)處理。

3.2 變量設(shè)定與描述性統(tǒng)計(jì)分析

3.2.1 被解釋變量

被解釋變量為參與型體育消費(fèi)額（ln fitness），其指標(biāo)來(lái)自于家庭金融調(diào)查問(wèn)卷的問(wèn)題 “[G1020]去年，您家的保健、健身鍛煉支出花了多少錢(qián)（單位：元）”。為了減小異方差的影響，同時(shí)保留零點(diǎn)的消費(fèi)數(shù)據(jù)不丟失，將被解釋變量以ln（1+參與型體育消費(fèi)額）的形式引入模型。

3.2.2 解釋變量

由假設(shè)可知，本文的核心解釋變量為工作忙碌程度（ln avbusy）。受限于數(shù)據(jù)，本文暫時(shí)無(wú)法獲取具體可支配的體育參與時(shí)間量，但是居民人均工作時(shí)間可以用來(lái)衡量居民家庭生活和工作的平衡程度，因此本文用家庭平均工作時(shí)間來(lái)衡量居民家庭的忙碌程度，該數(shù)據(jù)來(lái)源于問(wèn)卷中的問(wèn)題“[A3112]平均每個(gè)月工作多少天”以及“[A3113]平均每天工作幾小時(shí)”?？紤]到家庭活動(dòng)的內(nèi)部聯(lián)動(dòng)性，將所有工作的家庭成員的工作時(shí)長(zhǎng)進(jìn)行平均①本文針對(duì)工作的忙碌程度進(jìn)行分析，因此在計(jì)算該指標(biāo)時(shí)，未工作的未成年人和老人不計(jì)入。，計(jì)算出了家庭平均每年工作小時(shí)數(shù)，即工時(shí)，再以工時(shí)/每年小時(shí)總數(shù)（8 760 h）計(jì)算出工時(shí)率，即工作時(shí)間占總時(shí)間的比例，用來(lái)表示家庭的忙碌程度。

3.2.3 其他變量

除了核心解釋變量外，收入水平（ln avwage）也是重要變量，為了對(duì)應(yīng)工作的忙碌程度，本文以工作收入來(lái)衡量收入水平的約束。同時(shí)，根據(jù)已有文獻(xiàn)的研究，家庭的人口特征與家庭消費(fèi)顯著相關(guān)，因此本文控制了家庭人口特征，包括衡量家庭規(guī)模的指標(biāo)、戶(hù)主的年齡和性別、婚姻狀況、家庭所處的城鄉(xiāng)和地區(qū)等。

此外，為了排除家庭參與型體育消費(fèi)意愿的干擾，本文根據(jù)家庭的健康自評(píng)衡量家庭對(duì)參與型體育消費(fèi)的需求，數(shù)據(jù)來(lái)自問(wèn)卷中的問(wèn)題“[A2025b]與同齡人相比，現(xiàn)在的身體狀況如何”。在此基礎(chǔ)上構(gòu)造了不健康人數(shù)占家庭人口的比例，衡量家庭參與型體育消費(fèi)的主觀(guān)意愿。主要變量的具體解釋見(jiàn)表1，變量的描述性統(tǒng)計(jì)分析見(jiàn)表2。

表 1 主要變量解釋及說(shuō)明Table 1 Explanation and description of main variables

表 2 變量的描述性統(tǒng)計(jì)分析結(jié)果Table 2 Descriptive statistical analysis of variables

從表2可以看出，被解釋變量參與型體育消費(fèi)額存在零值，說(shuō)明部分家庭并不進(jìn)行相關(guān)消費(fèi)，同時(shí)，數(shù)據(jù)存在收入水平差異較大等特征，在后續(xù)分析中考慮這一特征。

4 模型設(shè)定與實(shí)證檢驗(yàn)

本文數(shù)據(jù)的一個(gè)特點(diǎn)是，被解釋變量中存在較多零點(diǎn)，屬于受限因變量，此時(shí)被解釋變量的分布為一個(gè)離散點(diǎn)與一個(gè)連續(xù)分布組成的混合分布，如果采用OLS來(lái)估計(jì)，無(wú)論是采用全樣本還是去掉離散點(diǎn)的子樣本均不能得到一致估計(jì)，因此采用Tobit模型進(jìn)行估計(jì)。Tobit模型也稱(chēng)受限因變量模型，包含2種方程，一種是受限制的連續(xù)變量模型，另一種是反映選擇問(wèn)題的離散數(shù)據(jù)模型，本文屬于第一類(lèi)。值得注意的是，Tobit模型所估計(jì)出的原始系數(shù)并沒(méi)有特定的經(jīng)濟(jì)意義，在估計(jì)Tobit模型后計(jì)算偏效應(yīng)（marginal effects）進(jìn)行解釋。

4.1 忙碌程度對(duì)參與型體育消費(fèi)的擠出效應(yīng)檢驗(yàn)

根據(jù)文獻(xiàn)回顧，工作時(shí)間越長(zhǎng)、越忙碌，體育參與的時(shí)間越少，可能不利于參與型體育消費(fèi)，即工作忙碌程度直接降低了參與型體育消費(fèi)，產(chǎn)生了擠出效應(yīng)。為了驗(yàn)證以上內(nèi)容，設(shè)計(jì)模型（7），先采用Tobit估計(jì)，隨后采用最小二乘法并采用穩(wěn)健標(biāo)準(zhǔn)誤進(jìn)行估計(jì)，作為T(mén)obit回歸的結(jié)果對(duì)比。

其中：被解釋變量ln fitness表示參與型體育消費(fèi)，為1+參與型體育消費(fèi)額，再取對(duì)數(shù)；ln avbusy表示忙碌程度；其余變量為控制變量。 β1～β8表示變量的系數(shù)。模型（7）的回歸結(jié)果見(jiàn)表3。

表 3 忙碌程度對(duì)參與型體育消費(fèi)的擠出效應(yīng)檢驗(yàn)結(jié)果Table 3 Test results of crowding-out effect of busyness on participatory sport consumption

表3列（1）和列（2）的結(jié)果為T(mén)obit回歸后計(jì)算出的偏效應(yīng)，相對(duì)于回歸的原始系數(shù)，具有更準(zhǔn)確的經(jīng)濟(jì)意義，表示y>0時(shí)的實(shí)際效應(yīng)。列（3）和列（4）為OLS回歸結(jié)果?？梢钥闯觯赥obit估計(jì)和OLS估計(jì)中，控制了其余變量的影響后，工作忙碌程度的系數(shù)分別為?0.776和?0.477，均達(dá)到1%的顯著性水平，即越忙碌的家庭，其可用于參與型體育消費(fèi)的時(shí)間直接越少，導(dǎo)致居民家庭的參與型體育消費(fèi)額降低。假設(shè)1得到部分驗(yàn)證，即工作忙碌程度提升直接減少參與型體育消費(fèi)，產(chǎn)生擠出效應(yīng)。這是因?yàn)閰⑴c型體育消費(fèi)以體育參與為基礎(chǔ)，屬于典型的耗時(shí)性體育消費(fèi)類(lèi)目。

4.2 忙碌程度對(duì)參與型體育消費(fèi)的促進(jìn)效應(yīng)檢驗(yàn)

由前文分析得知，忙碌程度可能通過(guò)收入水平的提升而提升參與型體育消費(fèi)，表現(xiàn)為促進(jìn)效應(yīng)。為了檢驗(yàn)這一促進(jìn)效應(yīng)是否成立，將收入水平設(shè)定為中介變量，引入模型。運(yùn)用中介效應(yīng)檢驗(yàn)方法，依次構(gòu)建以下檢驗(yàn)?zāi)Ｐ?，采用逐步回歸法對(duì)上述作用機(jī)制進(jìn)行檢驗(yàn)，設(shè)定路徑模型：

其中，模型（7）和模型（9）的被解釋變量為參與型體育消費(fèi)額，解釋變量為工作忙碌程度，而模型（8）中的被解釋變量為lnavwage，代表收入水平這一中介變量，其余變量為控制變量。首先按照路徑模型進(jìn)行依次檢驗(yàn)，隨后再次采用Sobel法和Bootstrap法進(jìn)一步驗(yàn)證。模型（7）至模型（9）的逐步檢驗(yàn)結(jié)果見(jiàn)表4。

表 4 忙碌程度對(duì)參與型體育消費(fèi)的促進(jìn)效應(yīng)檢驗(yàn)結(jié)果Table 4 Test results of the promotion effect of busyness on participatory sport consumption

表4列出了收入水平對(duì)工作忙碌與參與型體育消費(fèi)的中介效應(yīng)結(jié)果，檢驗(yàn)了忙碌程度對(duì)參與型體育消費(fèi)的促進(jìn)效應(yīng)。表4列（2）為模型（7）的結(jié)果，參與型體育消費(fèi)對(duì)工作忙碌程度的回歸系數(shù)在1%的水平上顯著為負(fù)，表明工作越忙碌，可進(jìn)行體育參與的時(shí)間就越少，抑制了參與型體育消費(fèi)。表4列（3）表示在路徑模型（8）中，收入水平對(duì)忙碌程度的回歸系數(shù)在1%的水平上顯著為正，而當(dāng)把收入水平加入模型（9），從表4列（4）的結(jié)果可以發(fā)現(xiàn)，收入水平以及忙碌程度的回歸系數(shù)均在1%的水平上顯著。對(duì)比系數(shù)可以發(fā)現(xiàn)，引入收入水平后，忙碌程度的系數(shù)絕對(duì)值由0.771變?yōu)?.818，說(shuō)明忙碌程度確實(shí)通過(guò)收入水平間接影響著參與型體育消費(fèi)。

通過(guò)Sobel檢驗(yàn)得出的Z值分別為2.847和2.914，在1%的水平上顯著。此外，應(yīng)用Bootstrap法對(duì)全樣本抽樣1 000次進(jìn)行再次檢驗(yàn)。檢驗(yàn)結(jié)果顯示，收入水平的間接效應(yīng)置信區(qū)間分別為（0.001 900 1，0.011 511 7）和（?0.607 821 2，?0.427 866 9），區(qū)間均不包含0，說(shuō)明Sobel法和Bootstrap法的檢驗(yàn)結(jié)果與逐步檢驗(yàn)法的結(jié)果一致。

以上結(jié)果表明，假設(shè)1得到全部驗(yàn)證。雖然工作忙碌直接導(dǎo)致了時(shí)間擠出，對(duì)參與型體育消費(fèi)表現(xiàn)為擠出效應(yīng)，但是由于工作時(shí)間延長(zhǎng)會(huì)增加收入，而收入水平的提升帶來(lái)支持，會(huì)顯著促進(jìn)參與型體育消費(fèi)。因此，工作的忙碌程度又對(duì)參與型體育消費(fèi)表現(xiàn)為間接的促進(jìn)效應(yīng)。

4.3 擠出與促進(jìn)的凈效應(yīng)檢驗(yàn)

4.3.1 擠出與促進(jìn)凈效應(yīng)的基礎(chǔ)檢驗(yàn)

上文的檢驗(yàn)證明，忙碌程度分別在直接的時(shí)間擠出和間接的收入支持上，對(duì)參與型體育消費(fèi)表現(xiàn)為擠出和促進(jìn)的沖突效應(yīng)。參與型體育消費(fèi)的完成，既取決于體育參與時(shí)間，又取決于收入水平，同時(shí)受到時(shí)間擠出和收入支持的共同作用。為了檢驗(yàn)該凈效應(yīng)最終表現(xiàn)為擠出效應(yīng)還是促進(jìn)效應(yīng)，在模型（9）的基礎(chǔ)上構(gòu)建模型（10）：

在模型（10）中，若交叉項(xiàng)系數(shù)為正，則一個(gè)變量的邊際效應(yīng)隨著另一變量的增加而遞增，凈效應(yīng)為促進(jìn)效應(yīng)，反之則為擠出效應(yīng)?；貧w結(jié)果見(jiàn)表5。

表 5 擠出或促進(jìn)凈效應(yīng)的基礎(chǔ)檢驗(yàn)結(jié)果Table 5 Basic test results of crowding-out or promoting the net effect

從表5列（4）中可以看到，交叉項(xiàng)的系數(shù)為負(fù)，絕對(duì)值為0.067，達(dá)到5%的顯著性水平。交叉項(xiàng)的系數(shù)為負(fù)，說(shuō)明收入帶來(lái)的收入支持弱于時(shí)間擠出的制約作用。當(dāng)時(shí)間減少和收入提升同時(shí)發(fā)生于居民家庭時(shí)，兩者對(duì)參與型體育消費(fèi)的凈效應(yīng)為擠出效應(yīng)。由此可以驗(yàn)證假設(shè)2-1成立，即從凈效應(yīng)來(lái)看，擠出效應(yīng)占主導(dǎo)作用，工作忙碌對(duì)中國(guó)家庭的參與型體育消費(fèi)產(chǎn)生擠出作用。

4.3.2 從參與型體育消費(fèi)的便捷性差異考察凈效應(yīng)

為了細(xì)化觀(guān)察工作忙碌對(duì)參與型體育消費(fèi)的影響，繼續(xù)考察不同家庭進(jìn)行參與型體育消費(fèi)的便捷性存在差異時(shí)的凈效應(yīng)差異。近幾年，部分地區(qū)體育設(shè)施迎來(lái)了建設(shè)高潮，聚集效應(yīng)、人民生活水平的提高、體育參與時(shí)間的增加都使參與體育活動(dòng)人數(shù)大幅增加。因此，部分地區(qū)積極引進(jìn)先進(jìn)的體育設(shè)施項(xiàng)目，以此來(lái)豐富體育設(shè)施類(lèi)型。另有地區(qū)經(jīng)濟(jì)基礎(chǔ)薄弱，管理體制不健全，相對(duì)而言參與型體育消費(fèi)渠道較匱乏[27?28]。這種供給的豐富性和匱乏性造成了當(dāng)?shù)叵M(fèi)者在“搜尋”和“獲取”參與型體育消費(fèi)的過(guò)程中花費(fèi)的時(shí)間有較大差異。對(duì)于參與型體育服務(wù)供給較少的地區(qū)，相當(dāng)于間接擠出了可支配的體育參與時(shí)間，造成了更為嚴(yán)重的時(shí)間擠出，可能加大工作忙碌的擠出效應(yīng)。因此，凈效應(yīng)則可能存在差異。

然而，若僅僅以城鄉(xiāng)來(lái)衡量這種“搜尋”和“獲取”的便捷性，誤差較大。因此，本文以該家庭距離最近快遞收取點(diǎn)的距離為基礎(chǔ)，構(gòu)造變量進(jìn)行衡量。各城市快遞自提點(diǎn)空間分布不均衡，均呈現(xiàn)出以主城區(qū)為核心向周邊區(qū)域擴(kuò)展的趨勢(shì)，在主城區(qū)形成了明顯的集聚現(xiàn)象，而周邊地區(qū)相對(duì)稀疏[29]。這一距離在一定程度上反映了該家庭所處地區(qū)中各類(lèi)生活服務(wù)的便捷性。因此，本文將家庭分為“搜尋”和“獲取”參與型體育消費(fèi)便捷和不便捷兩類(lèi)，便捷取值為1，否則取值為0。將變量引入模型，以不同形式考察其凈效應(yīng)差異，結(jié)果見(jiàn)表6。

從表6可以發(fā)現(xiàn)，忙碌程度和收入水平的交叉項(xiàng)均在5%的顯著性水平下為負(fù)，而三者的交叉項(xiàng)均在1%的顯著性水平下為正，這說(shuō)明工作的忙碌程度通過(guò)直接的時(shí)間擠出和間接的收入支持，對(duì)參與型體育消費(fèi)產(chǎn)生影響，并且凈效應(yīng)為擠出效應(yīng)。但是獲取服務(wù)越便捷在一定程度上減弱這種擠出效應(yīng)，因其減少了“搜尋”和“獲取”的時(shí)間成本，相對(duì)而言，有利于促進(jìn)參與型體育消費(fèi)。

表 6 從參與型體育消費(fèi)的便捷性差異考察凈效應(yīng)的檢驗(yàn)結(jié)果Table 6 The test results of the net effect from the convenience difference of participating sport consumption

綜上可見(jiàn)，在我國(guó)經(jīng)濟(jì)高速發(fā)展的同時(shí)，時(shí)間已經(jīng)成為稀缺資源，人們的忙碌和緊張并沒(méi)有得到緩解。在當(dāng)下發(fā)展階段，相對(duì)于收入支持，家庭參與型體育消費(fèi)更大程度地受到時(shí)間擠出的制約。

5 原因分析

前述的實(shí)證結(jié)論表明，在居民家庭忙碌程度對(duì)參與型體育消費(fèi)的凈影響中擠出效應(yīng)占據(jù)主導(dǎo)作用，因?yàn)槊β党潭葞?lái)的時(shí)間擠出超過(guò)了收入水平帶來(lái)的收入支持，而這是基于現(xiàn)象層面的討論，其中緣由是更值得進(jìn)一步分析并檢驗(yàn)的內(nèi)容。

5.1 基于經(jīng)濟(jì)發(fā)展水平的收入因素

我們猜測(cè)當(dāng)下收入水平的收入支持正在減弱，當(dāng)收入水平較低時(shí)，體育參與時(shí)間不夠稀缺，多投入工作時(shí)間，創(chuàng)造更多收入是居民的主要訴求。居民收入水平逐漸提升，使得人們更重視體育參與時(shí)間，收入的增加會(huì)強(qiáng)化體育參與時(shí)間的價(jià)值。當(dāng)居民家庭的平均收入水平到達(dá)一定層次，收入支持降低，可能小于時(shí)間擠出的制約。即工作忙碌程度對(duì)參與型體育消費(fèi)的凈效應(yīng)部分取決于當(dāng)前居民家庭已處的收入水平，從宏觀(guān)上看，取決于我國(guó)所處的經(jīng)濟(jì)發(fā)展階段。

因此，我國(guó)所處的經(jīng)濟(jì)發(fā)展階段可能是目前居民家庭忙碌程度對(duì)參與型體育消費(fèi)凈效應(yīng)為擠出效應(yīng)的宏觀(guān)原因。為檢驗(yàn)這一原因需考察是否“經(jīng)濟(jì)發(fā)展水平越高，收入增多的同時(shí)體育參與的需求越強(qiáng)，則擠出效應(yīng)越強(qiáng)”。由于經(jīng)濟(jì)發(fā)展水平難以劃分，我們?cè)O(shè)計(jì)將不同區(qū)域的發(fā)展水平作為不同經(jīng)濟(jì)發(fā)展水平的衡量方式，以此檢驗(yàn)不同經(jīng)濟(jì)發(fā)展水平下工作忙碌對(duì)參與型體育消費(fèi)的制約程度。當(dāng)前，我國(guó)東、中、西部具有不同的經(jīng)濟(jì)發(fā)展水平，因此具有不同的收入支持?？梢钥疾煸诓煌慕?jīng)濟(jì)發(fā)展水平條件下，工作忙碌程度對(duì)參與型體育消費(fèi)影響的差異。綜合上述分析，提出假設(shè)3。

假設(shè)3：經(jīng)濟(jì)發(fā)展水平升高，使得收入產(chǎn)生的支持對(duì)參與型體育消費(fèi)影響減弱，工作忙碌的擠出效應(yīng)占據(jù)主導(dǎo)作用。

若上述假設(shè)成立，則忙碌程度對(duì)中國(guó)家庭參與型體育消費(fèi)的凈效應(yīng)，在不同經(jīng)濟(jì)水平下將有不同的表現(xiàn)。為此，利用我國(guó)東部經(jīng)濟(jì)發(fā)達(dá)地區(qū)、中部經(jīng)濟(jì)次發(fā)達(dá)地區(qū)和西部經(jīng)濟(jì)不發(fā)達(dá)地區(qū)3組樣本，再次進(jìn)行檢驗(yàn)，檢驗(yàn)結(jié)果見(jiàn)表7。

表 7 將經(jīng)濟(jì)發(fā)展水平作為凈效應(yīng)宏觀(guān)原因的檢驗(yàn)結(jié)果Table 7 Test results of the economic development level as the macro-cause of the net effect

表7檢驗(yàn)結(jié)果顯示，工作忙碌和收入水平的交叉項(xiàng)，只有在東部地區(qū)顯著為負(fù)，中部地區(qū)為負(fù)但不顯著，西部地區(qū)甚至為正。這說(shuō)明，當(dāng)經(jīng)濟(jì)處于較高發(fā)展水平時(shí)，由于收入的增加，對(duì)工作忙碌的意愿降低，工作忙碌對(duì)體育參與時(shí)間的擠出成為主要制約因素。此時(shí)，時(shí)間擠出已經(jīng)大于收入支持，忙碌程度對(duì)參與型體育消費(fèi)凈效應(yīng)表現(xiàn)為顯著擠出效應(yīng)。相對(duì)東部地區(qū)代表的高收入水平，中部地區(qū)由于經(jīng)濟(jì)次發(fā)達(dá)，擠出效應(yīng)已經(jīng)存在，但目前階段并不顯著。在經(jīng)濟(jì)最不發(fā)達(dá)的西部地區(qū)，收入水平仍然是制約參與型體育消費(fèi)的主要因素。由此，假設(shè)3得到驗(yàn)證，即在我國(guó)居民家庭中忙碌程度的凈效應(yīng)為擠出效應(yīng)的一個(gè)宏觀(guān)原因是我國(guó)所處的經(jīng)濟(jì)發(fā)展水平。當(dāng)前，我國(guó)城鄉(xiāng)居民的總體收入水平已經(jīng)到達(dá)一定層次，人們經(jīng)濟(jì)基礎(chǔ)已經(jīng)奠定，此時(shí)在參與型體育消費(fèi)中工作忙碌程度提升的促進(jìn)效應(yīng)已經(jīng)被體育參與時(shí)間緊缺的擠出效應(yīng)超過(guò)，工作忙碌程度對(duì)參與型體育消費(fèi)的擠出效應(yīng)占據(jù)主導(dǎo)作用。

5.2 基于家庭工作性質(zhì)的忙碌因素

在微觀(guān)上，家庭工作性質(zhì)影響時(shí)間的可支配性，工作忙碌帶來(lái)的收入提升對(duì)參與型體育消費(fèi)的促進(jìn)作用較弱，還可能是由于家庭的工作性質(zhì)差異導(dǎo)致的。不同職業(yè)的時(shí)間彈性和收入不同。當(dāng)人們簽訂勞動(dòng)合同獲取工作和收入時(shí)，其工作與閑暇在時(shí)間和空間上被分割。大部分人的工作時(shí)間與可支配的體育參與時(shí)間涇渭分明，而對(duì)于務(wù)農(nóng)或創(chuàng)業(yè)等個(gè)體自由生產(chǎn)者，其可支配的體育參與時(shí)間和勞作時(shí)間混雜[30]，閑暇和工作的時(shí)間邊界模糊，因此可以相對(duì)自由地支配閑暇時(shí)間，用于體育參與和消費(fèi)。此類(lèi)人群可能與簽訂勞動(dòng)合同的人群在時(shí)間擠出上存在差異，因此不同的職業(yè)性質(zhì)可能也是引起凈效應(yīng)差異的原因。因此可以認(rèn)為，非自由職業(yè)家庭與自由職業(yè)家庭相比，工作忙碌帶來(lái)的時(shí)間擠出更強(qiáng)。綜合以上分析，提出假設(shè)4。

假設(shè)4：與自由職業(yè)家庭相比，非自由職業(yè)家庭的時(shí)間擠出加強(qiáng)，使得擠出效應(yīng)占據(jù)主導(dǎo)作用。

若上述假設(shè)成立，在忙碌程度對(duì)中國(guó)家庭參與型體育消費(fèi)產(chǎn)生的沖突效應(yīng)中，與自由職業(yè)家庭相比，非自由職業(yè)家庭擠出效應(yīng)更占據(jù)主導(dǎo)。數(shù)據(jù)顯示，非自由職業(yè)家庭數(shù)量遠(yuǎn)遠(yuǎn)多于自由職業(yè)家庭。因此，若全樣本的總體凈效應(yīng)傾向于非自由職業(yè)家庭，則從微觀(guān)上檢驗(yàn)了家庭職業(yè)性質(zhì)對(duì)總體擠出效應(yīng)的解釋。

將樣本按照工作是否簽訂正規(guī)勞動(dòng)合同分為非自由職業(yè)和自由職業(yè)兩類(lèi)，檢驗(yàn)假設(shè)4，結(jié)果見(jiàn)表8。

表 8 將家庭職業(yè)性質(zhì)差異作為凈效應(yīng)微觀(guān)原因的檢驗(yàn)結(jié)果Table 8 Test results of the difference in family occupational nature as the micro-cause of the net effect

從表8列（1）和列（2）可以發(fā)現(xiàn)，非自由職業(yè)家庭中工作忙碌的系數(shù)絕對(duì)值為1.162，大于自由職業(yè)家庭的系數(shù)1.024，兩者均在1%的顯著性水平下為負(fù)。在表8列（5）和列（6）中，自由職業(yè)家庭的交叉項(xiàng)系數(shù)為負(fù)，但不顯著，非自由職業(yè)家庭交叉項(xiàng)系數(shù)顯著為負(fù)。以上結(jié)果說(shuō)明，相較于自由職業(yè)家庭，非自由職業(yè)家庭由于無(wú)法相對(duì)自由地支配時(shí)間，導(dǎo)致時(shí)間擠出更加強(qiáng)烈，擠出效應(yīng)更加占據(jù)主導(dǎo)。

近年來(lái)，隨著國(guó)家政策的支持和互聯(lián)網(wǎng)等現(xiàn)代信息技術(shù)的普及，我國(guó)迎來(lái)創(chuàng)業(yè)創(chuàng)新、靈活就業(yè)的熱潮，但是在總體上非自由職業(yè)家庭仍占據(jù)絕對(duì)體量，因此總體情況傾向于非自由職業(yè)家庭。假設(shè)4得到驗(yàn)證，即與自由職業(yè)家庭相比，非自由職業(yè)家庭的時(shí)間擠出加強(qiáng)，使得擠出效應(yīng)占據(jù)主導(dǎo)作用。以上結(jié)果說(shuō)明，家庭的職業(yè)性質(zhì)是目前我國(guó)居民家庭中凈效應(yīng)為擠出效應(yīng)的微觀(guān)原因。

6 考慮內(nèi)生性問(wèn)題的穩(wěn)健性檢驗(yàn)

前文的實(shí)證研究可能面臨著潛在的內(nèi)生性問(wèn)題。對(duì)于內(nèi)生性的處理，工具變量是一種有效的方法。合理的工具變量需要滿(mǎn)足相關(guān)性與外生性2個(gè)條件[31]。本文基于消費(fèi)者時(shí)間分配的角度，構(gòu)建通勤成本這一工具變量。一方面，若通勤更便捷，則有助于緩解個(gè)人忙碌，因此通勤成本對(duì)家庭的忙碌程度有顯著影響，能夠滿(mǎn)足工具變量的相關(guān)性條件。另一方面，對(duì)于時(shí)間約束下的消費(fèi)者而言，通勤成本是由工作地點(diǎn)距離居住地的距離決定的，不受收入水平、性別、年齡的家庭人口特征的干擾，能滿(mǎn)足工具變量的外生性要求。為了便于識(shí)別，構(gòu)造2個(gè)指標(biāo)來(lái)衡量通勤成本，分別為每天單程上班時(shí)間和每天單程上班距離。

從觀(guān)察通勤時(shí)間（wtwtime）和通勤距離（distance）的均值可以發(fā)現(xiàn)，我國(guó)家庭居民的上班平均單程時(shí)間為75 min左右，平均單程距離在30 km左右，這與我國(guó)2020年公布的《全國(guó)主要城市通勤時(shí)耗監(jiān)測(cè)報(bào)告》中的數(shù)據(jù)較為一致。這說(shuō)明，我國(guó)居民的通勤成本較高，變相地加劇了工作忙碌程度，擠占了體育參與時(shí)間，可能不利于進(jìn)行參與型體育消費(fèi)。

由于通勤時(shí)間和通勤距離屬于分類(lèi)變量，難以在家庭成員中進(jìn)行平均衡量。因此，采用戶(hù)主的情況作為代表。在一定程度上戶(hù)主個(gè)人的情況可以代表家庭運(yùn)行的一般機(jī)制。與之相對(duì)應(yīng)，家庭的收入水平則采用人均可支配收入來(lái)衡量。采用模型（11）進(jìn)行估計(jì)：使用兩階段最小二乘法（2SLS）的回歸結(jié)果見(jiàn)表9。從表9中的2SLS回歸結(jié)果看，第一階段回歸的F統(tǒng)計(jì)量為61.68，大于10這一經(jīng)驗(yàn)值，因此可以排除“弱工具變量”問(wèn)題。同時(shí)，方程的不可識(shí)別檢驗(yàn)的LM統(tǒng)計(jì)值為49.040，P=0.000 0，小于0.01，拒絕“不可識(shí)別”的原假設(shè)。過(guò)度識(shí)別檢驗(yàn)的Sargan-Hansen統(tǒng)計(jì)量檢驗(yàn)的結(jié)果不顯著，無(wú)法拒絕所有變量都是外生的原假設(shè)，表明我們選擇的工具變量較有效。此外，豪斯曼檢驗(yàn)的統(tǒng)計(jì)值為13.39，P=0.000 3，拒絕了“所有解釋變量均為外生”的原假設(shè)，說(shuō)明2SLS工具變量估計(jì)與原估計(jì)模型存在差異，但估計(jì)系數(shù)支持上文結(jié)論。綜合說(shuō)明，前述基礎(chǔ)回歸模型的內(nèi)生性較少，模型較為穩(wěn)健，工作忙碌程度顯著制約著家庭參與型體育消費(fèi)的結(jié)論得到進(jìn)一步論證。

表 9 使用工具變量的2SLS檢驗(yàn)結(jié)果Table 9 2SLS test results using instrumental variables

7 結(jié)論與建議

體育消費(fèi)被賦予帶動(dòng)體育產(chǎn)業(yè)發(fā)展、拉動(dòng)內(nèi)需和促進(jìn)經(jīng)濟(jì)增長(zhǎng)的重要使命，也是提升居民健康水平和幸福感的綠色消費(fèi)領(lǐng)域。參與型體育消費(fèi)在各類(lèi)體育消費(fèi)中具有后發(fā)優(yōu)勢(shì)，但相關(guān)研究忽視了其受參與時(shí)間限制的影響機(jī)制，難以滿(mǎn)足實(shí)際發(fā)展需求。

本文從時(shí)間擠出視角考察參與型體育消費(fèi)的約束機(jī)制，分析現(xiàn)階段我國(guó)家庭中工作忙碌程度對(duì)參與型體育消費(fèi)的凈效應(yīng)。研究發(fā)現(xiàn)，在微觀(guān)家庭中：一方面工作忙碌減少了可用于體育參與的時(shí)間，直接制約參與型體育消費(fèi)，表現(xiàn)為擠出效應(yīng)；另一方面工作忙碌可以增加收入，而收入有利于高質(zhì)量的消費(fèi)，對(duì)參與型體育消費(fèi)產(chǎn)生收入支持，表現(xiàn)為促進(jìn)效應(yīng)。兩者同時(shí)作用于居民家庭時(shí)，工作忙碌程度對(duì)參與型體育消費(fèi)表現(xiàn)為擠出的凈效應(yīng)。這主要有兩方面的原因：①在宏觀(guān)上，我國(guó)經(jīng)濟(jì)發(fā)展水平變高，居民收入增加，收入水平對(duì)體育參與消費(fèi)的促進(jìn)效應(yīng)減弱；②在微觀(guān)上，在我國(guó)家庭的職業(yè)性質(zhì)中，非自由職業(yè)仍占據(jù)主位，時(shí)間的可支配性較低，時(shí)間的擠出效應(yīng)較強(qiáng)。在總體上，工作忙碌正擠出居民家庭的參與型體育消費(fèi)。

根據(jù)以上研究結(jié)論，對(duì)我國(guó)現(xiàn)階段體育消費(fèi)政策制定提出如下建議：

（1）相對(duì)于收入水平，我國(guó)體育消費(fèi)更受體育參與時(shí)間的制約，因此在制定促進(jìn)體育消費(fèi)政策時(shí)，不應(yīng)只是以增加收入為手段，更應(yīng)深入關(guān)注居民家庭的有效體育參與時(shí)間。例如，在部分職工的合法節(jié)假日難以落實(shí)時(shí)，相關(guān)部門(mén)應(yīng)積極完善職工休假政策，并加強(qiáng)監(jiān)督；又如，城市居民受限于工作的通勤壓力，體育參與時(shí)間被擠壓，應(yīng)對(duì)城市居民的通勤進(jìn)行優(yōu)化；再如，人們居家辦公模式已較為成熟，應(yīng)借助這一條件，適時(shí)針對(duì)相關(guān)行業(yè)推出彈性工作制度，提高居民支配體育時(shí)間的自由度。

（2）減少人們參與體育的額外時(shí)間約束，即增加人們參與體育消費(fèi)的便捷性。例如，很多地區(qū)存在體育供給不足的情況，人們需要花費(fèi)不必要的時(shí)間和精力去“搜尋”和“獲取”體育服務(wù)，建議政府在“新基建”頂層設(shè)計(jì)中，采用新建或改建設(shè)施的方式強(qiáng)化體育場(chǎng)地和設(shè)施、設(shè)備的供給；又如，鼓勵(lì)社會(huì)力量采取多種方式，針對(duì)不同人群的消費(fèi)特征和體育參與需求差異，提供豐富多樣的體育服務(wù)，高效開(kāi)發(fā)體育場(chǎng)所和產(chǎn)品，發(fā)揮市場(chǎng)作為體育服務(wù)供給主體的作用。

（3）通過(guò)各種媒介，積極倡導(dǎo)居民樹(shù)立正確的體育健康意識(shí)，優(yōu)化體育參與的時(shí)間管理，積極主動(dòng)地分配時(shí)間進(jìn)行體育活動(dòng)，形成綠色生活觀(guān)念。

總之，現(xiàn)階段制定體育消費(fèi)政策時(shí)應(yīng)以減少體育參與時(shí)間的約束為核心，多角度降低工作忙碌程度對(duì)參與型體育消費(fèi)的擠出效應(yīng)，促使居民形成更健康的運(yùn)動(dòng)生活方式，以此進(jìn)一步培育和壯大我國(guó)體育消費(fèi)市場(chǎng)。

作者貢獻(xiàn)聲明：

馬天平：提出論文主題，設(shè)計(jì)論文框架，撰寫(xiě)、修改論文；

盧旭蕊：查閱文獻(xiàn)，分析數(shù)據(jù)，撰寫(xiě)、修改論文。