居民健身參與的城鄉(xiāng)比較

問(wèn)延安， 趙婷婷（.安徽工業(yè)大學(xué)公共管理與法學(xué)院安徽馬鞍山4303；.馬鞍山臨床檢驗(yàn)中心安徽馬鞍山43000）

?

居民健身參與的城鄉(xiāng)比較

問(wèn)延安1， 趙婷婷2
（1.安徽工業(yè)大學(xué)公共管理與法學(xué)院安徽馬鞍山243032；2.馬鞍山臨床檢驗(yàn)中心安徽馬鞍山243000）

摘 要：分析中國(guó)綜合社會(huì)調(diào)查2006年的數(shù)據(jù)，考察城鄉(xiāng)居民健身參與的現(xiàn)狀及特點(diǎn)，以社會(huì)人口學(xué)、制度和主觀態(tài)度作為自變量，分析影響城鄉(xiāng)居民健身參與的因素。結(jié)果發(fā)現(xiàn)，城市居民比農(nóng)村居民更傾向于參與健身活動(dòng)。Logit回歸分析的結(jié)果表明，制度變量和主觀態(tài)度變量對(duì)城鄉(xiāng)居民健身參與有顯著影響，主觀態(tài)度變量對(duì)健身參與的影響更顯著。制度變量和主觀態(tài)度變量對(duì)健身參與的影響呈現(xiàn)出城鄉(xiāng)差異。

關(guān)鍵詞：健身參與； 比較研究； 城鄉(xiāng)居民； 二項(xiàng)邏輯斯蒂回歸

國(guó)外關(guān)于健身參與影響因素的實(shí)證研究較早確定了對(duì)居民健身參與度有顯著影響的諸多變量：年齡、性別、民族/國(guó)籍或地域、婚姻狀況、經(jīng)濟(jì)收入、就業(yè)狀況、工作時(shí)間、受教育程度、職業(yè)、健康狀況［1］。Gratton和Tice采用兩步驟計(jì)量經(jīng)濟(jì)學(xué)模型［2］，F(xiàn)arrell和 Shields采用 Probit模型［3］，Downward采用Logit模型來(lái)擬合影響居民健身參與的因素［4］。國(guó)內(nèi)的相關(guān)研究也基本沿襲國(guó)外的思路［5］。以往研究的諸多解釋變量可以概括為人口特征變量（如年齡、性別等）和社會(huì)經(jīng)濟(jì)變量（如職業(yè)、收入等），對(duì)制度變量（如落戶(hù)地、工作時(shí)間安排、基礎(chǔ)設(shè)施建設(shè)等）和主觀態(tài)度變量（如生活滿(mǎn)意度、幸福感等）考量不足，且缺乏城鄉(xiāng)居民健身參與的比較研究。綜合考慮，提出以下假設(shè)。

假設(shè)1：城市居民比農(nóng)村居民更傾向于參與健身活動(dòng)。假設(shè)2：不同的社會(huì)人口學(xué)變量對(duì)城鄉(xiāng)居民健身參與有不同程度的影響。假設(shè)3：制度變量對(duì)健身參與有顯著影響，基礎(chǔ)設(shè)施建設(shè)活動(dòng)越頻繁、完備度越高和工作制度越合理，居民參與健身的可能性越大。假設(shè)4：主觀態(tài)度變量對(duì)健身參與有顯著影響。假設(shè)4a：城鄉(xiāng)居民對(duì)家庭經(jīng)濟(jì)狀況滿(mǎn)意度越高，越有可能參與健身活動(dòng)。假設(shè)4b：幸福感對(duì)健身參與有顯著影響，但存在城鄉(xiāng)差異。假設(shè)4c：居民對(duì)工作的滿(mǎn)意程度對(duì)健身參與有顯著影響，但存在城鄉(xiāng)差異。

一、數(shù)據(jù)和變量

數(shù)據(jù)來(lái)自 2006年中國(guó)綜合社會(huì)調(diào)查（CGSS2006），有效樣本10 151份，其中城市居民6 013份，農(nóng)村居民4 138份①。CGSS2006詢(xún)問(wèn)了被調(diào)查健身或參加體育鍛煉的頻率，將“從不”記為0；“一月一次到差不多每天”概括為“有參與健身”，記為1，構(gòu)成因變量。

用落戶(hù)地類(lèi)型來(lái)代表影響城市居民健身參與的制度變量。體育基礎(chǔ)設(shè)施是城市基礎(chǔ)設(shè)施的主要組成部分，其功能在于滿(mǎn)足群眾性體育運(yùn)動(dòng)的需求及舉辦大型綜合性運(yùn)動(dòng)會(huì)和賽事的需要。居民參與體育鍛煉，多是在地方政府提供的公共體育場(chǎng)所進(jìn)行，不同層級(jí)的地方政府所能提供的公共體育資源存在差異。地區(qū)體育服務(wù)具有明顯的地域性，地方政府體育基礎(chǔ)設(shè)施服務(wù)的對(duì)象主要是本地居民。居民向公共體育資源豐富的地區(qū)流動(dòng)，存在較強(qiáng)的戶(hù)籍政策壁壘。落戶(hù)地類(lèi)型在一定程度上可以考察影響居民健身參與的制度因素，此變量為分類(lèi)變量，落戶(hù)地類(lèi)型賦值為：0=鄉(xiāng)鎮(zhèn)、縣城，1=地級(jí)市，2=省會(huì)、直轄市。

工作時(shí)間安排是本研究中的制度變量，反映了不同類(lèi)型工作制度下城市居民的工作/閑暇時(shí)間安排。CGSS2006在城市問(wèn)卷中設(shè)置了“您的工作時(shí)間安排是以下哪種情況呢”，有“沒(méi)有固定的上下班時(shí)間，完全看工作需要由本人安排”“有基本固定的上下班時(shí)間，但自己有一定的靈活空間可以自由安排”“完全按固定的和上級(jí)安排的上下班時(shí)間工作”3個(gè)選項(xiàng)，此變量為分類(lèi)變量，分別賦值為2、1、0。

“農(nóng)村存在的制度問(wèn)題”是用于農(nóng)村樣本的制度變量，它列出了8項(xiàng)農(nóng)村存在的主要制度問(wèn)題：“農(nóng)村基層干部素質(zhì)問(wèn)題”“封建迷信問(wèn)題”“承包地糾紛頻繁”“農(nóng)民的醫(yī)療健康保障問(wèn)題”“農(nóng)民的養(yǎng)老保障問(wèn)題”“農(nóng)村賭博問(wèn)題”“農(nóng)民的業(yè)余文化生活缺乏問(wèn)題”“農(nóng)村道路交通等基礎(chǔ)設(shè)施”方面的問(wèn)題，要求被訪者對(duì)農(nóng)村所存在的制度問(wèn)題進(jìn)行選擇。這8個(gè)變量都是分類(lèi)變量，選擇=1，不選擇=0。

幸福感是主觀態(tài)度變量之一，是居民根據(jù)自身標(biāo)準(zhǔn)對(duì)其生活質(zhì)量的整體性評(píng)估。CGSS2006要求被訪者對(duì)“總體來(lái)說(shuō)，您對(duì)自己所過(guò)的生活的感覺(jué)是怎么樣的呢”進(jìn)行回答，從“非常不幸福”到“非常幸?！?，分別賦值為1～5分。

生活滿(mǎn)意度是第二個(gè)主觀態(tài)度變量。生活滿(mǎn)意度是幸福感的主要構(gòu)成部分，它可以歸結(jié)為生活質(zhì)量意義上的生活幸福感。幸福感是在態(tài)度的情感層次上進(jìn)行研究，具有相對(duì)的不確定性，滿(mǎn)意度是在態(tài)度的認(rèn)識(shí)層次上進(jìn)行研究，反映的是比較穩(wěn)定、長(zhǎng)久的態(tài)度和意愿。CGSS2006從“家庭經(jīng)濟(jì)狀況”“家庭關(guān)系”“人際關(guān)系”“個(gè)人健康狀況”“住房狀況”“所居住的社區(qū)”“工作”“總體而言，您對(duì)目前的生活狀況是否滿(mǎn)意”等8個(gè)方面來(lái)測(cè)量居民生活滿(mǎn)意度，幾乎涵蓋了居民日常生活的所有狀況?！胺浅２粷M(mǎn)意”“不太滿(mǎn)意”“不適合”“比較滿(mǎn)意”“非常滿(mǎn)意”分別賦值為1～5分。城市和農(nóng)村兩個(gè)樣本這8個(gè)項(xiàng)目的Cronbach's Alpha系數(shù)分別為0.767和0.784。

遵循以往的研究傳統(tǒng)，控制被訪者的年齡、性別、受教育年限、婚姻狀況、收入、工作時(shí)間/務(wù)農(nóng)時(shí)間等社會(huì)人口學(xué)變量。其中，性別、婚姻狀況為定類(lèi)變量，其他變量為定距變量。性別賦值為：0=女，1=男；婚姻狀況賦值為：0=未婚，1=已婚，2=離異或喪偶；收入為家庭年收入的自然對(duì)數(shù)；受教育年限從小學(xué)開(kāi)始計(jì)算；年齡為實(shí)際年齡，范圍在18～70歲。為了考察收入和年齡與健身參與的非線性關(guān)系，取年齡的自然對(duì)數(shù)及對(duì)數(shù)平方，收入取對(duì)數(shù)平方。

二、研究結(jié)果

（一）城鄉(xiāng)居民的健身參與現(xiàn)狀

為了考察城鄉(xiāng)居民健身參與的總體情況和特點(diǎn)，統(tǒng)計(jì)城鄉(xiāng)樣本參與/不參與健身人數(shù)占總?cè)藬?shù)的比例，并對(duì)城鄉(xiāng)不同屬性與參與健身與否之間的關(guān)聯(lián)進(jìn)行卡方檢驗(yàn)。檢驗(yàn)結(jié)果見(jiàn)表1。

表1 城鄉(xiāng)居民參與健身與否的情況

從參與健身與否的城鄉(xiāng)比較來(lái)看，城市居民更傾向于參與健身。86.9%農(nóng)村居民傾向于閑暇時(shí)間不參與健身，59.4%的城市居民傾向于參與健身，城市居民參與健身的人數(shù)比農(nóng)村居民要高46.3%，不參與人數(shù)低46.3%，假設(shè)1得到驗(yàn)證。一種可能的解釋是，作為社會(huì)公共事業(yè)重要組成部分的體育公共設(shè)施建成量及居民在其中開(kāi)展健身活動(dòng)的可能性，在城市和鄉(xiāng)村之間存在很大的不平衡。當(dāng)然，這種不平衡是城鄉(xiāng)二元結(jié)構(gòu)轉(zhuǎn)型下城鄉(xiāng)差距的縮影之一，農(nóng)村體育在供給上被邊緣化，有限的體育公共服務(wù)資源主要集中供給城市，加之我國(guó)體育公共服務(wù)均等化還在發(fā)展之中，城鄉(xiāng)一體的供給體系很脆弱，農(nóng)村居民很難享受到均等化改革帶來(lái)的體育資源。從CGSS2006調(diào)查結(jié)果來(lái)看，城鄉(xiāng)之間體育公共事業(yè)的發(fā)展不均衡所引發(fā)的城鄉(xiāng)居民參與健身的行為差異，在較長(zhǎng)一段時(shí)間內(nèi)還較為凸顯。這和其他地區(qū)實(shí)證研究結(jié)論相一致［6－7］。

（二）城鄉(xiāng)居民健身參與的影響因素差異分析

考慮到健身參與為二分類(lèi)因變量，采用Logit回歸分析，研究社會(huì)人口學(xué)變量、制度變量和主觀態(tài)度變量對(duì)城鄉(xiāng)居民健身參與的影響及其差異，見(jiàn)表2和表3。

表2 城市居民健身參與影響因素的Logit回歸分析

總體而言，社會(huì)人口學(xué)變量中的年齡、受教育年限、工作/務(wù)農(nóng)時(shí)間、家庭經(jīng)濟(jì)地位對(duì)健身參與有不同程度的顯著影響，當(dāng)然，這種顯著性在城鄉(xiāng)居民之間既有一致性也有差異性。共同對(duì)城鄉(xiāng)居民健身參與有顯著影響的因素是受教育年限和工作/務(wù)農(nóng)時(shí)間，性別、家庭年收入、婚姻狀況對(duì)健身參與都沒(méi)有顯著影響，收入顯著影響降低與中國(guó)城鄉(xiāng)居民收入趨同有關(guān)。年齡和主觀社會(huì)階層認(rèn)知影響的顯著性在城鄉(xiāng)之間有不同表現(xiàn)，這兩個(gè)變量顯著影響城市居民的健身參與，對(duì)農(nóng)村居民的影響沒(méi)有顯著性。研究結(jié)果驗(yàn)證了假設(shè)2。

第一，從城市樣本來(lái)看，在不考慮其他因素的影響下，社會(huì)人口學(xué)變量對(duì)居民健身參與有顯著影響。模型1表明，年齡、受教育年限、周工作時(shí)數(shù)、社會(huì)階層對(duì)居民健身參與的影響非常顯著。受教育年限越長(zhǎng)的居民，越有可能參與健身；主觀社會(huì)階層越高的居民，參與健身的概率越大；周工作時(shí)間越短的城市居民，越有可能利用閑暇時(shí)間參與健身。年齡對(duì)城市居民健身參與的影響比較復(fù)雜，年齡對(duì)數(shù)對(duì)因變量的回歸系數(shù)為負(fù)值，而年齡對(duì)數(shù)平方為正值，表明年齡對(duì)城市居民健身參與的影響呈U型，即在城市中年輕人和老年人的健身參與度較高，中年人健身參與度較低。

表3 農(nóng)村居民健身參與影響因素的Logit回歸分析

第二，從農(nóng)村樣本來(lái)看，受教育年限和年務(wù)農(nóng)天數(shù)對(duì)農(nóng)村居民健身參與的影響非常顯著，年務(wù)農(nóng)天數(shù)相當(dāng)于城市居民的周工作時(shí)數(shù)，這兩個(gè)變量的影響和城市居民是一樣的。年齡和主觀社會(huì)階層對(duì)農(nóng)村居民健身參與的影響都不顯著。學(xué)界廣泛采用教育水平作為衡量客觀社會(huì)階層的指標(biāo)之一。因此，雖然農(nóng)村居民的主觀社會(huì)階層影響不顯著，但客觀社會(huì)階層指標(biāo)仍然有顯著影響。

通過(guò)考察影響城鄉(xiāng)居民健身參與的社會(huì)人口學(xué)變量，發(fā)現(xiàn)了一個(gè)較為有趣的現(xiàn)象：受教育年限作為衡量客觀社會(huì)階層的重要指標(biāo)之一，對(duì)城鄉(xiāng)居民健身參與的影響顯著并穩(wěn)定，在引入其他制度變量和主觀態(tài)度變量后，它的效應(yīng)沒(méi)有變化；衡量客觀社會(huì)階層的另一個(gè)重要指標(biāo)收入對(duì)城鄉(xiāng)居民健身參與沒(méi)有顯著影響。此外，在引入主觀態(tài)度變量后，主觀社會(huì)階層認(rèn)知對(duì)城市居民健身參與的顯著影響程度降低了，從0.001的臨界值升高到了0.05的臨界值，它對(duì)農(nóng)村居民健身參與的影響不顯著。利用CGSS2006調(diào)查發(fā)現(xiàn)的結(jié)論，可思考：其一，健身參與可以理解為一種慣習(xí)，布迪厄認(rèn)為那些在社會(huì)世界中占據(jù)相同位置的人們會(huì)有相似的慣習(xí)，同時(shí)，任何個(gè)人所展現(xiàn)的慣習(xí)是在個(gè)人歷史中獲得的，是人們對(duì)社會(huì)世界的結(jié)構(gòu)進(jìn)行內(nèi)化的產(chǎn)物。這很好地解釋了為什么具有社會(huì)內(nèi)化作用的教育水平會(huì)穩(wěn)定地顯著影響城鄉(xiāng)居民的健身參與，收入?yún)s無(wú)法體現(xiàn)它的顯著性。其二，居民對(duì)主觀階層地位的判斷標(biāo)準(zhǔn)，其重要性排序?yàn)榻?jīng)濟(jì)因素、權(quán)力因素等［8］。本研究發(fā)現(xiàn)，主觀階層地位對(duì)經(jīng)濟(jì)行為和政治行為的影響顯著，對(duì)諸如健身參與類(lèi)文化行為的影響顯著性很不明顯，一旦引入主觀態(tài)度變量來(lái)解釋?zhuān)饔^階層地位的顯著性就消失了，研究結(jié)果很好地證實(shí)了這一點(diǎn)。這也說(shuō)明在實(shí)證研究中探討客觀/主觀社會(huì)階層對(duì)群體行為的影響很有必要，客觀指標(biāo)和主觀建構(gòu)的重要性應(yīng)該同等對(duì)待，僅僅停留在其中一個(gè)層面進(jìn)行研究而不是根據(jù)因變量?jī)?nèi)在屬性的不同選擇對(duì)應(yīng)的解釋變量，得出的結(jié)論未必科學(xué)。

考慮到城市和鄉(xiāng)村的制度差異，在城市樣本中，選取落戶(hù)地性質(zhì)和工作時(shí)間安排作為制度變量；在農(nóng)村樣本中，選取農(nóng)村中存在的突出問(wèn)題作為制度變量。從表2、表3的結(jié)果來(lái)看，城鄉(xiāng)各自的制度變量對(duì)居民健身參與有重要影響。落戶(hù)地類(lèi)型的不同內(nèi)在地反映了城市基礎(chǔ)設(shè)施建設(shè)的差異，無(wú)論城市樣本還是農(nóng)村樣本，基礎(chǔ)設(shè)施建設(shè)越完善，居民健身參與的可能性越高。假設(shè)3得到驗(yàn)證。

比較城市樣本和農(nóng)村樣本制度變量的影響，發(fā)現(xiàn)了一些差異：（1）就城市樣本而言，盡管兩個(gè)制度變量對(duì)健身參與都有顯著影響，但它們的加入并沒(méi)有削弱社會(huì)人口學(xué)變量對(duì)健身參與的影響，模型1的 Nagelkerke R2為0.155，模型2的Nagelkerke R2為0.142，引入制度變量后，模型中自變量解釋因變量的差異占因變量總變異的比例下降了1.3%。在引入主觀態(tài)度變量后，Nagelkerke R2為0.160，解釋比例上升了0.5%，工作時(shí)間安排的顯著性消失說(shuō)明城市基礎(chǔ)設(shè)施建設(shè)的差異對(duì)健身參與有穩(wěn)定的顯著影響，工作時(shí)間安排制度對(duì)城市居民健身參與的影響不穩(wěn)定。結(jié)果顯示，在不考慮主觀態(tài)度變量的模型2中，有“基本固定上下班時(shí)間，但自己有一定的靈活空間可以自由安排”的城市居民參與健身的概率是“完全按照固定的或上級(jí)安排的上下班時(shí)間工作”的城市居民的1.15倍，而“沒(méi)有固定的上下班時(shí)間，完全看工作需要由本人安排”的城市居民參與健身的可能性比有固定工作時(shí)間安排的城市居民低81.2%，說(shuō)明“有固定上下班時(shí)間且有一定靈活閑暇時(shí)間支配”的工作時(shí)間制度安排最有利于城市居民參與健身。通過(guò)進(jìn)一步的數(shù)據(jù)分析發(fā)現(xiàn)，有83.5%的“工作時(shí)間自由支配”的城市居民每天打發(fā)閑暇時(shí)間的方式是看電視，56.5%做家務(wù)，45%處理工作上的事情，差不多每天鍛煉的人只有8.3%。一種可能的解釋是現(xiàn)代社會(huì)電視傳播使得人們利用閑暇時(shí)間的方式從室外走向室內(nèi)，人們將精力、時(shí)間、注意力和責(zé)任心從社區(qū)公共生活轉(zhuǎn)入家庭和自我活動(dòng)方面。（2）就農(nóng)村樣本而言，制度變量對(duì)健身參與有重要影響。模型4的Nagelkerke R2為0.089，在加入各制度變量以后，模型 5的Nagelkerke R2為0.150，解釋力增加了6.1%。承包地糾紛、農(nóng)民業(yè)余文化、農(nóng)村基礎(chǔ)設(shè)施建設(shè)、農(nóng)村賭博和封建迷信是顯著的影響變量，不會(huì)受主觀態(tài)度變量引入的影響（見(jiàn)模型6）。農(nóng)村基礎(chǔ)設(shè)施建設(shè)越完善，村民參與健身的可能性越高；承包地糾紛越頻繁的地區(qū)，土地改建活動(dòng)越頻繁，從一個(gè)側(cè)面也反映了農(nóng)村建設(shè)活動(dòng)頻繁，體育公共設(shè)施和場(chǎng)所的建設(shè)活動(dòng)發(fā)展較快，村民更有可能參與健身。業(yè)余文化越豐富，農(nóng)村賭博和封建迷信活動(dòng)相應(yīng)就會(huì)減少，村民參與健身的概率增加。

從模型3、模型6來(lái)看，在模型2、模型5基礎(chǔ)上引入主觀態(tài)度變量，城鄉(xiāng)居民對(duì)家庭經(jīng)濟(jì)狀況的滿(mǎn)意度對(duì)健身參與有顯著影響，滿(mǎn)意度值增高1分，城市居民參與健身的概率增加16.8%（p＜0.001），農(nóng)村居民健身參與的概率增加18.4%（p ＜0.05）。進(jìn)行城鄉(xiāng)對(duì)比可以發(fā)現(xiàn)：一方面，相同的主觀態(tài)度變量對(duì)城鄉(xiāng)居民健身參與的影響有所不同，城市居民的幸福感顯著影響健身參與，幸福感值增加1分，參與健身的概率增加26.9%（p＜0.001）；農(nóng)村居民的幸福感對(duì)健身參與的影響不顯著。工作滿(mǎn)意度對(duì)城鄉(xiāng)居民健身參與的影響也存在差異，農(nóng)村居民對(duì)工作滿(mǎn)意度增加1分，其參與健身的可能性減少84%（p＜0.05）。一種可能的解釋是，農(nóng)村居民一般是在鄉(xiāng)鎮(zhèn)企業(yè)從事工作，基本都是勞動(dòng)密集型行業(yè)，他們可支配的閑暇時(shí)間非常少，一般是通過(guò)報(bào)酬的及時(shí)兌現(xiàn)和豐厚程度來(lái)衡量工作滿(mǎn)意度。因此，其工作滿(mǎn)意度越高，可支配的閑暇時(shí)間越少，健身參與的可能性也就降低了。另一方面，對(duì)比所有模型后發(fā)現(xiàn)，主觀態(tài)度變量和制度變量的加入并未使社會(huì)人口學(xué)變量對(duì)農(nóng)村居民健身參與的影響發(fā)生顯著變化，卻使某些社會(huì)人口學(xué)變量對(duì)城市居民健身參與的影響力顯著減弱（如社會(huì)階層），甚至消失（如周工作時(shí)數(shù)）。這說(shuō)明相對(duì)農(nóng)村居民，制度變量和主觀態(tài)度變量對(duì)城市居民健身參與有更為重要的影響?；谝陨戏治?，假設(shè)4及其分假設(shè)得到了驗(yàn)證。

三、結(jié)語(yǔ)

本研究通過(guò)分析CGSS2006年的調(diào)查數(shù)據(jù)，比較了城鄉(xiāng)居民健身參與的現(xiàn)狀，并從人口、制度和主觀態(tài)度層面考察了健身參與的影響因素。在城市社區(qū)，受過(guò)高等教育、幸福感高、對(duì)家庭經(jīng)濟(jì)狀況滿(mǎn)意、處在高社會(huì)階層、落戶(hù)省會(huì)或直轄市的年輕人或老年人最有可能在閑暇時(shí)間參與健身活動(dòng)；在農(nóng)村社區(qū)，身處基礎(chǔ)設(shè)施建設(shè)完善、農(nóng)村業(yè)余文化生活豐富的環(huán)境下，受過(guò)高等教育、對(duì)家庭經(jīng)濟(jì)狀況滿(mǎn)意、年務(wù)農(nóng)周數(shù)短或?qū)Ψ寝r(nóng)工作不滿(mǎn)意的農(nóng)村居民最有可能參與體育健身。這些結(jié)論對(duì)完善我國(guó)全民健身政策的制定和各級(jí)政府推進(jìn)體育公共事業(yè)的發(fā)展等具有較強(qiáng)的現(xiàn)實(shí)意義。

國(guó)內(nèi)健身參與的研究剛剛起步，運(yùn)用實(shí)證研究方法分析大型調(diào)查數(shù)據(jù)，對(duì)于研究我國(guó)城鄉(xiāng)居民的健身參與度及政府制定相應(yīng)的公共政策有著重要意義。本研究是對(duì)城鄉(xiāng)健身參與的探索性研究，存在一些不足：其一，CGSS主要是一項(xiàng)綜合性的全國(guó)調(diào)查，其中有關(guān)體育健身方面的數(shù)據(jù)僅集中在CGSS2006，有一定的時(shí)滯性。如果要進(jìn)行更為深入具體的健身參與研究，需要獲取體育、衛(wèi)生方面更為具體全面的調(diào)查數(shù)據(jù)，以對(duì)健身參與的影響因素進(jìn)行更為細(xì)致深入的探討。其二，制度變量和主觀態(tài)度變量對(duì)健身參與均有顯著影響，而且它們?cè)诔青l(xiāng)居民之間的影響程度有所不同。那么，它們是如何起作用的，其內(nèi)在機(jī)理是什么，是否還有其他變量的影響，這些問(wèn)題留待未來(lái)深入討論。

注釋?zhuān)?/p>

①本文所采用數(shù)據(jù)獲得了中國(guó)綜合社會(huì)調(diào)查的授權(quán)。

參考文獻(xiàn)：

［1］ CHRISTOPH B，KIRSTIN H，PAMELA W，et al.Socio－economic patterns of sport demand and ggeing［J］.Academic literature review，2010，7（2）：61－70.

［2］ GRATTON C，TICE A.The demand for sport：a two－stage econometric model estimated from the health and lifestyle survey［Z］.Manchester polytechnic department of economics discussion paper，1991.

［3］ FARRELL L，SHIELDS M A.Investigating the economic and demographic determinants of sporting participation in England［J］.Journal of the royal statistical society，2002，165（2）：335－348.

［4］ DOWNWARD P M.Assessing neoclassical microeconomic theory via leisure demand：a post －keynesian perspective［J］.Journal of post keynesian economics，2004，26（3）：371－395.

［5］ 劉大維，陸明濤.中國(guó)居民體育運(yùn)動(dòng)參與的二項(xiàng)邏輯回歸分析［J］.武漢體育學(xué)院學(xué)報(bào)，2012，46（2）：48－53.

［6］ 代玲，母愛(ài)梅.青海省第三次群眾體育現(xiàn)狀調(diào)查：城鄉(xiāng)居民體育鍛煉數(shù)據(jù)對(duì)比分析［J］.南京體育學(xué)院學(xué)報(bào)（自然科學(xué)版），2010，9 （1）：14－17.

［7］ 楊芳，李先雄.我國(guó)城鄉(xiāng)居民體育鍛煉行為差異與均衡化途徑研究：以湖南省為例［J］.廣州體育學(xué)院學(xué)報(bào)，2012，32（4）：28－30.

［8］ 劉欣.轉(zhuǎn)型期中國(guó)大陸城市居民的階層意識(shí)［J］.社會(huì)學(xué)研究，2001（3）：8－17.

（責(zé)任編輯：李曉梅）

Urban-Rural Comparison of Residents'Fitness Participation

WEN Yanan1，ZHAO Tingting2
（1.School of Public Management and Law，University of Anhui Technology，Maanshan，Anhui 243032，China；2.Maanshan Clinical Testing Centre，Maanshan，Anhui 243000，China）

Abstract：The status quo and characteristics of urban－rural residents'fitness participation is described.Various factors such as independent variables about social demography，institution and subjective attitude affecting fitness in urban－rural residents are analyzed based on the data from the China General Social Survey 2006.It was found that urban dwellers were more likely to participate in fitness activities than rural residents.It was showed through logit regression analysis that institution and subjective attitude variables have significant influence on urban－rural residents'fitness participation，while subjective attitude variables have more significant influence.There are urban－rural differences of the influence on fitness participation between institution and subjective attitude variables.

Key words：fitness participation；comparison study；urban－rural residents；binomial logistic regression

中圖分類(lèi)號(hào)：C913

文獻(xiàn)標(biāo)識(shí)碼：A

文章編號(hào)：1674－0297（2016）02－0061－06

* 收稿日期：2016－02－04

基金項(xiàng)目：教育部人文社科規(guī)劃基金項(xiàng)目“中國(guó)公益慈善組織公益性及其實(shí)現(xiàn)的復(fù)雜性研究”（12YJA630164）；安徽省教育廳人文社科項(xiàng)目“城市居民社會(huì)組織參與意愿影響因素實(shí)證分析”（SK2013B080）

作者簡(jiǎn)介：?jiǎn)栄影玻?978—），男，江蘇寶應(yīng)人，安徽工業(yè)大學(xué)公共管理與法學(xué)院講師，博士研究生，研究方向：社會(huì)問(wèn)題。