黃 翔,張惠紅

(東南大學 體育系，江蘇 南京 211189)

幸福感是人們對美好生活需要滿足程度的反映，主觀幸福感是衡量個體生活質量的綜合性心理指標[1]，國家強調要不斷增強人民群眾的獲得感、幸福感與安全感。當前研究大多贊同體育鍛煉能提升居民的主觀幸福感，但其通過何種路徑進行影響，有待進一步論證。體育是社會中特殊的文化現(xiàn)象，女性參與體育的過程是一面反應社會變遷的鏡子，一段爭取自由平等的歷程[2]。傳統(tǒng)研究困囿于女性社會網(wǎng)絡的同質化，社會資本積累內傾化，內容單一且缺乏深度挖掘。鑒于此，基于現(xiàn)有研究成果，本文提出以社會資本為中介變量，假定女性居民參與體育鍛煉可以促進社會資本的外向獲得，進而提升女性居民的主觀幸福感。意為促進女性居民體育鍛煉參與，提升主觀幸福感水平與社會的和諧穩(wěn)定提供新思路。

1 文獻回顧與研究假設

自變量X對因變量Y產(chǎn)生直接影響，若X通過影響變量M間接影響Y，則M為中介變量[3]。將概念引入本研究的情境中，即體育鍛煉參與影響社會資本積累，進而影響女性居民主觀幸福感獲得(如圖1)。主觀幸福感、體育鍛煉參與常放置在一起討論。研究表明，與不參與體育鍛煉的人群相比，自覺參與體育鍛煉能收獲更多積極情感與生活滿意度[4]，規(guī)律性體育鍛煉提升主觀幸福感水平。

帕特南主張社會資本由信任、互惠規(guī)范與橫向社會網(wǎng)絡構成。信任促進互惠規(guī)范形成和橫向社會網(wǎng)絡建立；互惠規(guī)范使信任擴散，發(fā)展橫向社會網(wǎng)絡；橫向社會網(wǎng)絡傳遞信任與互惠規(guī)范[5]。社會資本介入體育鍛煉參與和主觀幸福感的影響鏈后，學者們發(fā)現(xiàn)，體育鍛煉參與提供了一個可以跨地緣、業(yè)緣社交的平臺，以趣緣關系建立跨越社會階層和收入水平的社交友誼，豐富個體交往人群的多樣性[6]。對比收獲社會資本的性別差異，發(fā)現(xiàn)女性的個人網(wǎng)絡規(guī)模雖小，以體育參與作為社會網(wǎng)絡的資源配置方式，也可以培養(yǎng)許多弱關系資源，從而獲得高異質性的社會資本[7]。有關體育參與是否能促進集體社會資本積累，一方認為，通過體育鍛煉參與，居民能提升信任水平和社會參與，進而對集體社會資本的生成產(chǎn)生正面影響[8]。另一方則持懷疑態(tài)度，實證結果表明體育參與對集體社會資本的影響在人群中存在差異，只有本身集體社會資本較高的群體進行體育參與才對社會資本有正面作用[9]。信任與互惠是集體認知型社會資本的兩個維度，主觀幸福感與集體社會資本存在內隱性聯(lián)系，在一個普遍化互惠體系中，出于短期的利他與長期的利己考慮，身處互惠的環(huán)境能促進主觀幸福感的增強，二者間有顯著相關性[10]。

綜上所述，體育鍛煉參與能促進社會資本積累和主觀幸福感的提升，也闡明了隨著社會資本增加能夠增進居民主觀幸福感的獲得，但社會資本在其中的中介作用尚未明確?；诖?，研究做出假設：

H1：體育鍛煉參與頻率越高的女性居民，其個人的主觀幸福感越強。

H2：體育鍛煉參與頻率越高的女性居民，積累更多個體社會資本，幸福感越強。

H3：體育鍛煉參與頻率越高的女性居民，積累更多集體社會資本，幸福感越強。

2 研究方法與數(shù)據(jù)處理

2.1 研究方法

2.1.1 文獻資料法。根據(jù)研究需要，通過中國知網(wǎng)、萬方以及東南大學圖書館，Web of science等數(shù)據(jù)庫查閱了有關體育鍛煉參與、主觀幸福感、社會資本、性別角色等相關論文百余篇和專著數(shù)部，為本課題的科學研究提供理論支撐。

2.1.2 數(shù)理統(tǒng)計法。實證數(shù)據(jù)來自2017年“中國綜合社會調查”(Chinese General Social Survey, CGSS)，隨機抽樣覆蓋我國28個省級行政單位，涉及內容系統(tǒng)而全面，2017年共生成12 582份樣本，為貼合研究需求，經(jīng)過篩選并剔除缺失數(shù)據(jù)后，保留6 472份數(shù)據(jù)。運用R-4.0.5 軟件匯總分析數(shù)據(jù)，為避免異方差存在，選取Ologit模型進行有序變量回歸分析，并以Probit回歸模型加以穩(wěn)健性檢驗。采用Bootstrap法進一步檢驗中介效應的存在，將因變量與中介變量定義為連續(xù)型變量[11]。自變量為類別變量進行相對中介分析，以自變量的某個水平為參照水平，根據(jù)顯著性判斷，得到中介效應、直接效應與總效應[12]，為本研究的結果分析提供寶貴的數(shù)據(jù)支撐。

圖1 中介效應作用機制示意圖

2.2 變量選擇及操作化

本文的變量賦值以及描述性統(tǒng)計結果如表1所示。因變量為女性居民的主觀幸福感，取值1-5分離散，分值越高代表女性主觀上感覺越幸福。自變量為女性居民的體育鍛煉參與，根據(jù)被訪者的體育鍛煉頻率，將原始數(shù)據(jù)進行重新賦值，分為低頻、中頻、高頻三個等級(低頻：1=一年一次或更少，從不；中頻：2=一周數(shù)次，一月數(shù)次；高頻：3=每天)。個體社會資本能為個體提供信息并獲取資源，即嵌入社會結構中的人際關系[13]。集體社會資本牽涉的是鄰里抑或更寬廣維度的互信互惠[14]，基于此概念劃分與前人研究的參考[15]，中介變量劃分為個體社會資本與集體社會資本兩個維度，從社會網(wǎng)絡、信任與互惠規(guī)范三方面進行測量?？刂谱兞縿t根據(jù)已有文獻挑選的重要人口學變量，在數(shù)據(jù)分析時進行控制。

2.3 模型選擇

2.3.1 Ologit回歸的模型表達式。由于因變量為離散變量，不能直接使用OLS模型進行回歸分析，所以選Ologit回歸模型，設定模型表達式如下：

Hi=α+β0Xi+β1Zi+εi

(1)

為分類虛擬被解釋變量，表示第i位女性居民的主觀幸福感。Xi為核心解釋變量，表示第i位女性居民的體育鍛煉參與頻率。Zi為控制變量，用以控制影響女性居民主觀幸福感的其他因素，α|β0|β1為待估參數(shù)，εi為隨機擾動項。

2.3.2 中介效應的模型表達式。為了驗證中介效應的存在，依據(jù)Baron和Kenny[16]的檢驗方法，建立了包含三個方程的中介效應模型：①主觀幸福感模型，在基本控制變量的基礎上加入自變量，檢驗體育鍛煉參與對主觀幸福感的總效應；②社會資本模型，檢驗系數(shù)乘積的總效應；③聯(lián)合模型，將體育鍛煉參與、社會資本同時加入方程，表達式如下：

Yi=α+β0Xi+β1Zi+εi

(2)

Mi=α+λ0Xi+λ1Zi+εi

(3)

Xi=α+δ0Xi+δ1Zi+εi

(4)

表示社會資本，其余與(1)式保持一致，由于社會資本程度是排序數(shù)據(jù)，所以依然采用Ologit模型進行回歸檢驗。

表1 相關變量的賦值與描述性統(tǒng)計

3 研究結果與分析

為檢驗體育鍛煉參與對女性居民主觀幸福感的提升作用，根據(jù)上文建立的模型(1)，以女性居民主觀幸福感為因變量，依次納入人口學變量為控制變量、自變量、中介變量進行Ologit回歸。

3.1 女性居民主觀幸福感的影響因素

3.1.1 人口學變量對女性居民主觀幸福感的影響。用Ologit模型對人口學變量與因變量女性居民主觀幸福感進行檢驗，結果顯示戶籍對女性居民的主觀幸福感沒有顯著影響(受篇幅限制，未做數(shù)據(jù)展示)。年齡與幸福感間呈現(xiàn)U型關系，41～60歲的女性其主觀幸福感顯著低于青年人與老年人(P<0.01)，當年齡達到60歲以上時，女性居民的知足與幸福感明顯提升，這體現(xiàn)了社會主要勞動力的年齡分布特征，中年人所承受的生活壓力與社會責任更重，面臨“中年危機”。政治面貌在1%的顯著性水平下(P<0.01)與女性居民的主觀幸福感呈現(xiàn)正相關關系，中共黨員作為社會中的精英在社會階層間的流動和相互關系保證了政治社會的基本狀態(tài)，獲得社會資本可能性更高。家庭經(jīng)濟水平、受教育程度與自感健康水平同樣對女性居民主觀幸福感有正向影響，并在1%水平下顯著(P<0.01)。

圖2 女性居民主觀幸福感與體育鍛煉頻率

3.1.2 體育鍛煉參與對女性居民主觀幸福感的影響。如圖2的棘狀圖所示，高頻的體育鍛煉參與在主觀幸福感的“非常幸?！钡燃壵急瘸^20%，并有隨著主觀幸福感的等級提升而提升的趨勢，低頻體育鍛煉參與的占比也反映出了大部分女性居民對體育鍛煉參與的忽視。為檢驗H1假設，如表2所示構建了模型一并將其作為后續(xù)建模的基準。模型一表明體育鍛煉參與頻率對主觀幸福感在1%的顯著性水平上有正向影響(P<0.01)，回歸系數(shù)均為正值，以低頻鍛煉群體為參照，中頻鍛煉群體的主觀幸福感的預期OR值為1.380,(Odds ratio=exp 0.322)，即參加中頻體育鍛煉群體比低頻群體主觀幸福高等級提升概率為38%；高頻參與體育鍛煉的人群其主觀幸福感提升的概率較之會提升39.8%(Odds ratio=exp0.875)。模型二控制所有人口學變量，經(jīng)過優(yōu)勢比計算后的最終結果表明，女性居民體育鍛煉參與由低頻向中頻過渡時，主觀幸福感的發(fā)生率稍有下降，但是回歸結果并不顯著。而以高頻群體對比低頻時，回歸系數(shù)為正值，且結果仍然呈現(xiàn)顯著的正向影響(P<0.01)，OR值為1.684(Odds ratio=exp0.521)，通過體育鍛煉參與提升女性主觀幸福感等級的可能性為68.4%。未加入控制變量時，體育鍛煉參與頻率對主觀幸福感的影響更為明顯。加入控制變量后，核心解釋變量的顯著性水平和影響方向略有變化，可能是控制變量設置的差異造成的影響，導致參數(shù)估計的大小略有不同。在不同水平下的變量，通過對于斜率的平行線假定。H1假設得到了支持，即女性居民體育鍛煉參與頻率越高，其個人的幸福感越強。

3.1.3 社會資本對女性居民主觀幸福感的影響。通過模型三可知，由鄰居社交與朋友社交組成的代表社會網(wǎng)絡構成的個體社會資本(反向賦值)以及代表集體社會資本的信任與互惠規(guī)范，與女性居民的主觀幸福感在1%的顯著性水平下呈現(xiàn)正向因果關系(P<0.01)，回歸系數(shù)為正值。因此社會資本的獲得越多，女性居民的主觀幸福感越強。以非常不同意社會上絕大部分人是值得信任的為參照，其他信任等級的主觀幸福感提升概率在21.5%～90.5%之間。同時互惠等級的提升對女性居民主觀幸福感的影響，經(jīng)過優(yōu)勢比的數(shù)據(jù)轉化，也表現(xiàn)出一定促進趨勢。模型四在模型二的基礎上，引入了社會資本變量，從結果可以看出，體育鍛煉參與對女性居民主觀幸福感的積極作用雖稍有減弱，即有57.6%的概率能得到提升(OR=1.576,P<0.01)，但仍然顯著存在，也使得社會資本在其中的中介作用得到初步的證明。體育鍛煉系數(shù)的減小，經(jīng)過進一步的回歸分析與集體社會資本顯示出部分“遮掩效應”有關。根據(jù)先前研究可知，體育鍛煉參與所導致的主觀幸福感落差，既可能直接作用于主觀幸福感，也可能先反饋在社會資本的積累上。帕特南認為參與集體事務越積極的人群，對于社會的信任與互惠水平將共現(xiàn)為更高。相反，缺乏信任與互惠的環(huán)境，居民對于集體事務的參與熱情也不高[14]。因此集體社會資本原本就較低的居民，參與體育鍛煉也無法促進集體社會資本的提升，呈現(xiàn)“馬太效應”。溯源樣本的群體特征，社會人口的屬性存在差異，呈現(xiàn)壁壘，成為導致集體社會資本異質性的原因。

3.2 穩(wěn)健性檢驗

為了確保結果的可靠性，筆者又建立Probit模型(見表3)進行穩(wěn)健性檢驗，標準誤與回歸系數(shù)較Ologit模型差別不大。在沒有進行變量控制時，體育鍛煉參與的頻繁程度與女性居民的主觀幸福感間的關系均呈現(xiàn)顯著正向線性關系(P<0.01)。進行變量控制后，高頻的體育鍛煉頻率較之低頻呈現(xiàn)顯著差異(P<0.01)，描述為體育鍛煉頻率越高，女性居民主觀幸福感提升可能性越高。將人口學變量與中介變量納入研究，顯示替換后的模型統(tǒng)計結果總體與前文的基準回歸結果基本保持一致。核心解釋變量對被解釋變量的影響方向不變，pseudoR2=0.205較默認的簡單模型有所優(yōu)化，數(shù)值與Ologit回歸接近，表明模型估計的結果穩(wěn)健性較強，同時得到與基準模型相同的結論。

表2 女性居民體育鍛煉參與、社會資本對主觀幸福感影響Ologit回歸結果

3.3 社會資本在體育鍛煉參與對女性居民主觀幸福感間的中介效應

為進一步論證中介效應的存在，本文利用Bootstrap法迭代5 000次得到的結果顯示，直接效應和間接效應的置信區(qū)間不包含0，證明直接效應與間接效應都顯著，屬于部分中介，即社會資本是體育鍛煉參與影響女性居民主觀幸福感的渠道之一。數(shù)據(jù)顯示整體總效應顯著，表明兩種頻率的相對總效應不全為0；整體直接效應顯著,表明兩種頻率的相對直接效應不全為0。由表4可知，以低頻率群體的體育鍛煉參與為參照水平，中頻群體的個體社會資本變量在90%CI下，對幸福感效應的解釋比例達到19.8%，且中介效應都顯著存在；高頻群體的朋友社交頻率結果顯著，解釋比例達6%。在對于集體社會資本的解釋上，信任因子的解釋力度較弱，與前人研究一致[17]。對于互惠因子，表現(xiàn)出了一定的解釋力度與顯著性水平，能夠較好解釋幸福如何提升，得出與前人報告相同的結論[18]。因此本研究的H2假設成立，體育鍛煉參與的差異，造成的主觀幸福感差異可以通過個人資本的累積進行解釋，體育鍛煉參與頻率越高的女性居民，個體社會資本越多，幸福感越強。從結果論說，本研究的假設H3得到驗證，即體育鍛煉參與頻率越高的女性居民，集體社會資本越多，幸福感越強，檢驗結果與先前研究一致[19]。

表3 穩(wěn)健性檢驗

表4 Bootstrap的中介效應檢驗：以低頻體育鍛煉參與為參照

4 結 論

4.1 體育鍛煉參與對女性居民的主觀幸福感獲得具有顯著正向影響，體育鍛煉頻率越高，主觀幸福感水平越高，進行穩(wěn)健性檢驗之后，結果基本一致。

4.2 通過擴充個人社會資本與集體社會資本存量，能一定程度促進女性居民主觀幸福感的獲得。當社會資本以中介變量介入研究時，結果仍呈現(xiàn)顯著性。追溯集體社會資本部分呈現(xiàn)異質性的原因，發(fā)現(xiàn)體育鍛煉參與對集體社會資本的影響在人群中存在差異。

4.3 中介效應模型的結果表明，社會資本是體育鍛煉參與影響女性居民主觀幸福感的中間機制，即體育鍛煉參與促進社會資本積累，進而影響主觀幸福感。

總之，社會的變遷將女性從傳統(tǒng)的束縛中解放，自主的體育鍛煉參與使女性收獲自由感，社會資本的積累使女性收獲更多的社會支持，未來如何將促進女性的獲得感、幸福感、安全感落到實處，仍是值得深入研究的問題。