城鎮(zhèn)社區(qū)鄰里效應(yīng)與居民體育鍛煉關(guān)系的脈絡(luò)模型

董 宏

（鹽城師范學(xué)院 體育學(xué)院，江蘇 鹽城224002）

鄰里效應(yīng)（Neighborhood Effect）是指社區(qū)鄰里層次的特征對(duì)社區(qū)居民個(gè)體生活所具有的影響［1］。鄰里效應(yīng)最早由美國(guó)社會(huì)學(xué)家Wilson于1987年在 《真正的窮人》（《The truly disadvantaged》）一書中提出，作者認(rèn)為鄰里特征會(huì)對(duì)居民的生活態(tài)度、社會(huì)行為產(chǎn)生消極影響［2］。鄰里效應(yīng)實(shí)證研究開始于20世紀(jì)90年代，在2000年以后快速增加，涉及的領(lǐng)域包括城市規(guī)劃、城市社會(huì)學(xué)、人口學(xué)、公共健康、流行病學(xué)、藥學(xué)和社會(huì)學(xué)等，國(guó)外學(xué)者針對(duì)鄰里效應(yīng)帶來(lái)的不同影響效果從不同視角進(jìn)行了研究，認(rèn)為鄰里效應(yīng)通過(guò)社會(huì)接觸、環(huán)境、空間和制度等機(jī)制，其影響體現(xiàn)在教育機(jī)會(huì)、學(xué)校輟學(xué)率、學(xué)業(yè)成就、社會(huì)排斥、青少年發(fā)展、身體健康等方面。但國(guó)內(nèi)對(duì)此類問(wèn)題的研究很少，聚焦到體育領(lǐng)域的研究更為少見。一般認(rèn)為，個(gè)體的健康主要受到基因、空氣、水、土壤、食等生物、化學(xué)和環(huán)境因素的影響。近年來(lái)的研究發(fā)現(xiàn)，在排除了個(gè)人/家庭層面的因素之后，鄰里的社會(huì)和環(huán)境特征能對(duì)其居民的態(tài)度、行為和健康狀況產(chǎn)生獨(dú)立影響［3］。社區(qū)作為居民日常生活的基本空間單元，鄰里環(huán)境會(huì)對(duì)其中的居民體育鍛煉行為和意識(shí)產(chǎn)生怎樣的影響?如果有影響，通過(guò)何種作用機(jī)制產(chǎn)生影響?當(dāng)前中國(guó)社會(huì)，不同的個(gè)人在受教育程度、收入、生活習(xí)慣、健康狀況、社會(huì)關(guān)系等各個(gè)方面都不一樣。社會(huì)現(xiàn)象的不同維度之間不是相互割裂的，而是緊密相連的。人們生活的不同方面，比如家庭背景、社會(huì)網(wǎng)絡(luò)、健康等都互相影響?；谥袊?guó)家庭追蹤調(diào)查（China Family Panel Studies，CFPS）的多維度、多層次的數(shù)據(jù)，構(gòu)建多層線性脈絡(luò)模型，從社區(qū)和個(gè)人2個(gè)層次展開探討，闡釋居民體育鍛煉能否更好地介入社區(qū)健康促進(jìn)，揭示鄰里效應(yīng)與體育鍛煉關(guān)系的內(nèi)在機(jī)制，從而在整體上提升居民健康水平［4］，也為中國(guó)城鎮(zhèn)社區(qū)健康促進(jìn)提供一些啟示。

1 數(shù)據(jù)來(lái)源與方法

數(shù)據(jù)來(lái)源于中國(guó)家庭追蹤調(diào)查（China Family Panel Studies，CFPS）2016年的追訪調(diào)查成人數(shù)據(jù)庫(kù)和2014年追訪的村居數(shù)據(jù)庫(kù)（因2016年追蹤調(diào)查中未涉及村居層面調(diào)查）。CFPS抽樣采用了內(nèi)隱分層的、多階段、多層次、與人口規(guī)模成比例的概率抽樣方式，CFPS的樣本覆蓋中國(guó)除香港、澳門、臺(tái)灣、新疆、西藏、青海、內(nèi)蒙古、寧夏和海南之外的25個(gè)省、市、自治區(qū)的人口。自2010年基線調(diào)查以來(lái)，其樣本已覆蓋總計(jì)649個(gè)村居、14 960戶家庭、33 600名成人樣本。根據(jù)研究需要，選取城鎮(zhèn)社區(qū)且年齡段在40～59歲范圍內(nèi)中年居民樣本，采用缺失值分析進(jìn)行缺失值的填補(bǔ)，最終分析樣本為來(lái)自352個(gè)城鎮(zhèn)社區(qū)的6 811名中年居民。運(yùn)用HLM 6.08軟件對(duì)數(shù)據(jù)進(jìn)行分層分析，采用階層線性模型（Hierarchical Linear Modeling，簡(jiǎn)稱HLM）?？紤]不同層次的變量信息和隨機(jī)誤差，為使參數(shù)估計(jì)和假設(shè)檢驗(yàn)的結(jié)果更有效，階層一變量處理采用隨機(jī)系數(shù)回歸模型處理，階層二變量處理采用截距（平均數(shù)）模型處理，脈絡(luò)關(guān)系采用脈絡(luò)模型處理，并通過(guò)計(jì)算不同水平的變異中在總變異的占比，確定各水平對(duì)因變量的解釋比例，所得結(jié)果以平均數(shù)、標(biāo)準(zhǔn)差、回歸系數(shù)、變異數(shù)等指標(biāo)來(lái)表示，以p＜0.001和p＜0.05表示顯著性差異程度。

2 結(jié)果分析

2.1 模型分析指標(biāo)的選取與確定

1）因變量：體育鍛煉時(shí)間。CFPS問(wèn)卷操作化問(wèn)題為“過(guò)去一周您總共鍛煉了多長(zhǎng)時(shí)間？”對(duì)于體育鍛練時(shí)間變量的處理方式，采用胡鵬輝［5］等人的處理方法，取體育鍛煉時(shí)間值的對(duì)數(shù)，從而構(gòu)造出一個(gè)正態(tài)分布化的連續(xù)變量。

2）自變量：采用二階層線性模型進(jìn)行建模分析，自變量第一層為個(gè)體層面變量，第二層為社區(qū)層面變量。個(gè)體層面控制變量為性別、年齡、婚姻狀況、自評(píng)健康、抑郁程度5個(gè)變量，社區(qū)層面構(gòu)建了優(yōu)勢(shì)鄰里指數(shù)，還包含脈絡(luò)項(xiàng)平均抑郁得分。具體變量解釋見表1。

表1 描述性統(tǒng)計(jì)結(jié)果表

①性別：虛擬變量：男=1、女=0

②年齡：連續(xù)變量：40～59 歲

③婚姻狀況：CFPS問(wèn)卷操作化問(wèn)題為 “您目前的婚姻狀態(tài)？”通過(guò)虛擬變量賦值方法對(duì)其重新賦值為：已婚=1、未婚=0

④自評(píng)健康：CFPS問(wèn)卷操作化問(wèn)題為 “您覺(jué)得您目前的身體健康狀況”，問(wèn)題答案的選項(xiàng)為“很不健康”到“很健康”，分別賦值1～5。通過(guò)虛擬變量賦值方法對(duì)其重新賦值為：健康=1、不健康=0

⑤抑郁程度。抑郁程度以抑郁評(píng)分表示，CFPS問(wèn)卷沿用流行病學(xué)調(diào)查中心抑郁量表（CES-D）的縮減版，這一量表常用于抑郁的流行病學(xué)診斷調(diào)查中，具有廣為接受的良好效度與信度。CFPS2016調(diào)查時(shí)調(diào)整了設(shè)計(jì)，改用了該套量表的精簡(jiǎn)模式，將題量從20道題減少到8道題。采用百分位數(shù)等化方法，生成了可比變量，本研究命名為抑郁測(cè)評(píng)總分，簡(jiǎn)稱抑郁評(píng)分。

⑥優(yōu)勢(shì)鄰里指數(shù)，本研究?jī)?yōu)勢(shì)鄰里指數(shù)的構(gòu)建，是依據(jù)盛明潔［6］等人對(duì)于鄰里效應(yīng)指標(biāo)的構(gòu)建框架，從鄰里社會(huì)經(jīng)濟(jì)特征維度、制度相關(guān)特征維度、城市化特征維度三個(gè)維度嘗試對(duì)鄰里效應(yīng)進(jìn)行詮釋。結(jié)合中國(guó)家庭追蹤調(diào)查（CFPS）現(xiàn)有變量構(gòu)建出如下指標(biāo)：社會(huì)經(jīng)濟(jì)特征維度由職業(yè)聲望變量（Treiman’s SIOPS）和社會(huì)經(jīng)濟(jì)地位指數(shù)（ISEI）變量來(lái)解釋；制度相關(guān)特征維度由本地戶籍比例變量來(lái)解釋；城市化特征維度由鄰里關(guān)系變量和鄰里幫助變量來(lái)解釋。其中，Treiman’sSIOPS是由Treiman［7］等人整合60個(gè)國(guó)家之職業(yè)聲望量表編制而成，主要依據(jù)不同國(guó)家之職業(yè)聲望量表而來(lái)，該數(shù)值表示不同職業(yè)類別在社會(huì)上所代表的聲望高低；而ISEI則是由Ganzeboom［7］等人基于職業(yè)的平均受教育水平和收入計(jì)算而來(lái)。戶籍比例是通過(guò)回溯2014年中國(guó)家庭追蹤調(diào)查（CFPS）的村居數(shù)據(jù)庫(kù)進(jìn)行識(shí)別匹配，采用擁有本區(qū)縣城市戶籍的居民占社區(qū)居民總數(shù)的比例表示，鄰里關(guān)系和鄰里幫助采用2016中國(guó)家庭追蹤調(diào)查（CFPS）相關(guān)題項(xiàng)轉(zhuǎn)換賦值計(jì)算而來(lái)。運(yùn)用因子分析構(gòu)建優(yōu)勢(shì)鄰里指數(shù)［8］，通過(guò)主成分法計(jì)算因子得分，優(yōu)勢(shì)鄰里指數(shù)克朗巴赫系數(shù)為0.789，而且具有統(tǒng)計(jì)學(xué)意義（p＜0.001），見表 2。

表2 鄰里效應(yīng)因子分析結(jié)果（n=352）

2.2 鄰里效應(yīng)與居民體育鍛煉關(guān)系的零模型分析

零模型（The Null Model）是多層線性模型的方差分析模型，主要目的是檢測(cè)因變量是否存在明顯的組間差異，是進(jìn)行HLM模型分析的第一步。本研究中，零模型是在既不加入個(gè)體層面變量，也不加入社區(qū)特征變量的情況下對(duì)模型方差進(jìn)行分解，判定是否有必要進(jìn)行階層線性模型的構(gòu)建。本研究構(gòu)建的零模型具體形式如下：

如公式1～3所示，Yij是指?jìng)€(gè)人i在j群體中的結(jié)果變量，β0j是每個(gè)j群體分別被估計(jì)出的截距項(xiàng)與斜率，rij為殘差項(xiàng)。γ00為第二層的截距項(xiàng)，U0j為第二層的殘差項(xiàng)。

表3 零模型效果估計(jì)值與信度（穩(wěn)健性標(biāo)準(zhǔn)誤）

由表3可知，零模型截距的信度系數(shù)為0.733，表示以β0j估計(jì)值作為γ00估計(jì)值的可靠度較高。即以各地區(qū)的樣本平均數(shù)估計(jì)值作為真實(shí)地區(qū)平均值時(shí)的可靠程度較好。截距項(xiàng)為1.26，SD=0.02，t（351）=44.83（p＜0.001），具有非常顯著性差異，代表所有樣本的中年居民體育鍛煉時(shí)間對(duì)數(shù)的總平均值為1.26。在隨機(jī)效果中，兩個(gè)層次方差估計(jì)值卡方檢驗(yàn)結(jié)果顯示，μ0（τ00） =0.19，χ2（27）=0.43，p＜0.001，即體育鍛煉時(shí)間方差成分達(dá)到顯著水平，說(shuō)明從個(gè)體層次和社區(qū)層次構(gòu)建分析體育鍛煉時(shí)間的層次模型是適當(dāng)?shù)?，各社區(qū)的居民平均體育鍛煉時(shí)間之間具有明顯的差異。零模型的組內(nèi)相關(guān)系數(shù):

這表明，在體育鍛煉時(shí)間的總方差中，14%源自社區(qū)層面的差異，即社區(qū)（鄰里）層面差異可以解釋14%的體育鍛煉時(shí)間的變異。 根據(jù) Cohen 的標(biāo)準(zhǔn)［9］，0.01≤ICC≤0.059 為低關(guān)聯(lián)；0.059≤ICC≤0.138為中等關(guān)聯(lián)；0.138≤ICC為高關(guān)聯(lián)。因此，體育鍛煉時(shí)間在總體層面存在組間差異，若采用傳統(tǒng)研究方法將鄰里和個(gè)人合并為一層會(huì)忽略“組效應(yīng)”，因此引入階層線性模型（HLM模型）減小研究結(jié)果的偏差。

2.3 鄰里效應(yīng)與居民體育鍛煉的脈絡(luò)關(guān)系分析

對(duì)兩個(gè)階層變量進(jìn)行擬合分析，其中脈絡(luò)模型既包含了階層一的預(yù)測(cè)變量，又包含了階層二的預(yù)測(cè)變量，可通過(guò)理論建構(gòu)來(lái)說(shuō)明解釋Y的總體變異是如何受個(gè)體因素和鄰里因素的影響，脈絡(luò)模型的公式如下：

本研究采用4種模型研究了鄰里效應(yīng)與體育鍛煉關(guān)系的內(nèi)在機(jī)制（表4），模型1為零模型作為對(duì)比模型；模型2為脈絡(luò)模型，在階層一加入個(gè)體解釋變量，研究模式中投入的解釋變量有年齡、性別、婚姻狀況、抑郁程度、自評(píng)健康。其中，年齡和抑郁程度兩個(gè)解釋變量經(jīng)總平均數(shù)集中化轉(zhuǎn)換；階層二研究模式中投入的總體層次為優(yōu)勢(shì)鄰里指數(shù)及脈絡(luò)變量平均抑郁得分。優(yōu)勢(shì)鄰里指數(shù)和平均抑郁得分變量經(jīng)總平減轉(zhuǎn)換。為確保變量的穩(wěn)定性，避免多重共線性，以上2種模型均采用穩(wěn)健性標(biāo)準(zhǔn)誤差對(duì)HLM模型進(jìn)行回歸統(tǒng)計(jì)。

表4 脈絡(luò)模型邏輯回歸統(tǒng)計(jì)結(jié)果

2.3.1 居民自身因素的影響機(jī)制分析

與零模型相比，脈絡(luò)模型離異數(shù)（-2LL）由21 879.52降為20 074.18，減少1 805.34，說(shuō)明脈絡(luò)模型比零模型的適配度更好。研究結(jié)果顯示，γ00=1.40（p＜0.001），居民總體的體育鍛煉時(shí)間對(duì)數(shù)為1.4，表示個(gè)體層面變量對(duì)體育鍛煉的影響為正向。其中，居民年齡（γ10=0.01，p＜0.001）和自評(píng)健康（γ50=0.10，p＜0.01），經(jīng)檢驗(yàn)具有統(tǒng)計(jì)學(xué)差異。說(shuō)明年齡和自評(píng)健康對(duì)居民體育鍛煉時(shí)間有正向影響作用。即當(dāng)年齡每增加一歲 （一個(gè)單位），體育鍛煉時(shí)間會(huì)提高0.01h；自評(píng)健康的居民要比自評(píng)不健康的居民鍛煉時(shí)間高 0.1 倍。 性別（γ20=-0.05，p＞0.05）、抑郁程度（γ30=-0.05，p＞0.05）、婚姻狀況（γ40=-0.05，p＞0.05）未表現(xiàn)出顯著性影響。在隨機(jī)效果估計(jì)結(jié)果方面，兩個(gè)層次方差估計(jì)值卡方檢驗(yàn)結(jié)果顯示，誤差項(xiàng)=0.18，p＜0.001，說(shuō)明鄰里間體育鍛煉時(shí)間的變動(dòng)有意義。即控制個(gè)體層次的年齡、性別、自評(píng)健康等自變量對(duì)體育鍛煉時(shí)間的影響后，社區(qū)間居民平均體育鍛煉時(shí)間的差異顯著。

2.3.2 鄰里效應(yīng)與居民體育鍛煉的關(guān)系

脈絡(luò)模型結(jié)果表明，在階層二社區(qū)層次的固定效果估計(jì)中，脈絡(luò)項(xiàng)抑郁程度均值 0.11（t=0.90，p＜0.01）和優(yōu)勢(shì)鄰里指數(shù)為0.29（t=2.68，p＜0.001），均表現(xiàn)出不同程度的顯著性差異。脈絡(luò)項(xiàng)抑郁程度參數(shù)估計(jì)為正值，表示控制個(gè)體層次的解釋變量對(duì)體育鍛煉時(shí)間的影響后，脈絡(luò)項(xiàng)抑郁程度對(duì)社區(qū)平均體育鍛煉時(shí)間有正向影響作用。優(yōu)勢(shì)鄰里指數(shù)的參數(shù)估也為正值，表示控制個(gè)體層次的解釋變量對(duì)體育鍛煉時(shí)間的影響后，優(yōu)勢(shì)鄰里指數(shù)對(duì)社區(qū)居民平均體育鍛煉時(shí)間有正向影響效果。即優(yōu)勢(shì)鄰里指數(shù)增加一個(gè)單位，各社區(qū)居民平均體育鍛煉時(shí)間可提高0.29h。

在隨機(jī)效果估計(jì)值中，隨機(jī)效果的變異成分為0.18，達(dá)到統(tǒng)計(jì)學(xué)顯著水平（p＜0.001）。與零模型相比，層次一誤差項(xiàng)變異數(shù)r由1.37下降至0.87，表示層次一誤差項(xiàng)變異數(shù)減少百分比=（1.37-0.87）/1.37=36.5%，說(shuō)明階層一納入性別、年齡、自評(píng)健康等個(gè)體層次的解釋變量后，能解釋社區(qū)間居民體育鍛煉時(shí)間的變異占總變異的36.5%，從側(cè)面看出鄰里效應(yīng)對(duì)于居民體育鍛煉時(shí)間影響不可忽視。

3 討論

中國(guó)城鎮(zhèn)居民的居住形態(tài)在過(guò)去三十余年間發(fā)生翻天覆地的變化，形成了不同規(guī)格類型的居民社區(qū)［10］。這些社區(qū)之間的公共服務(wù)和設(shè)施、居民結(jié)構(gòu)等方面存在明顯的差異［11］。不斷加劇的城市社會(huì)分層，會(huì)使不同群體的隔離與集聚產(chǎn)生什么樣的鄰里效應(yīng)？如前文所述，在鄰里的空間層次上，鄰里的社會(huì)經(jīng)濟(jì)地位構(gòu)成、物質(zhì)空間環(huán)境、社會(huì)交往等因素也會(huì)對(duì)居民健康造成影響。本研究發(fā)現(xiàn)，年齡和自評(píng)健康對(duì)居民體育鍛煉時(shí)間具有正向影響作用。即當(dāng)年齡每增加一歲，體育鍛煉時(shí)間會(huì)提高0.01h；自評(píng)健康為健康的居民要比不健康的居民鍛煉時(shí)間多高出0.1倍。鄰里效應(yīng)理論認(rèn)為，在控制了個(gè)人／家庭層面的因素后，鄰里的某些特征會(huì)對(duì)居民的行為、態(tài)度、機(jī)會(huì)和健康狀態(tài)產(chǎn)生獨(dú)立的影響［12］。這一點(diǎn)與部義峰的研究結(jié)果相類似。部義峰［13］等人認(rèn)為，居民體育參與程度正向影響其自感健康的假設(shè)在中心城區(qū)和農(nóng)村群組中得到證實(shí)。反映出居民的體育參與程度越高，其自感健康水平越高。提示城鎮(zhèn)社區(qū)居民會(huì)隨著年齡和健康狀況的變化，其體育鍛煉時(shí)間出現(xiàn)增加的趨勢(shì)。造成個(gè)人與鄰里之間行為共同變動(dòng)的作用機(jī)制可能是內(nèi)生影響、外生效應(yīng)及關(guān)聯(lián)效應(yīng)共同作用的結(jié)果［14］。當(dāng)個(gè)人受到鄰居行為或思想的影響時(shí)，可以認(rèn)為個(gè)人所受的影響為內(nèi)生影響；當(dāng)個(gè)人受到鄰居其他外部特征（如鄰居平均收入、平均年齡等）影響時(shí)，可以認(rèn)為個(gè)人受到了外生效應(yīng)的影響。本研究結(jié)果表明，性別（γ20=-0.05，p＞0.05）、抑郁程度（γ30=-0.05，p＞0.05）、婚姻狀況（γ40=-0.05，p＞0.05）未表現(xiàn)出顯著性影響。與彭大松［15］等人的結(jié)果的相一致。即從整體上看，現(xiàn)階段體育鍛煉未呈現(xiàn)出性別不平等。但控制個(gè)體層次的年齡、性別、自評(píng)健康等自變量對(duì)體育鍛煉時(shí)間的影響后，社區(qū)間居民平均體育鍛煉時(shí)間的差異顯著。提示社區(qū)鄰里環(huán)境在一定程度上潛移默化地影響著居民體育鍛煉行為和意識(shí)。優(yōu)勢(shì)鄰里理論的觀點(diǎn)認(rèn)為［16］，優(yōu)勢(shì)集聚不僅表現(xiàn)為居民社區(qū)的周邊設(shè)施和資源優(yōu)勢(shì)集聚；還可以表現(xiàn)在社區(qū)居民的階層地位優(yōu)勢(shì)集聚方面。即鄰里有用論不是把社區(qū)鄰里構(gòu)成差異還原到居民個(gè)體階層地位來(lái)解釋，而是將個(gè)體間的社會(huì)互動(dòng)置于社區(qū)階層結(jié)構(gòu)與空間分布之中，考慮到了個(gè)體行動(dòng)的社會(huì)情境嵌入性，揭示了居住空間分化在不平等再生產(chǎn)中的作用。這種效應(yīng)同樣對(duì)居民個(gè)體的體育鍛煉行為的抉擇產(chǎn)生了影響。另外，本研究還證實(shí)，控制個(gè)體層次的解釋變量對(duì)體育鍛煉時(shí)間的影響后，優(yōu)勢(shì)鄰里指數(shù)對(duì)社區(qū)平均體育鍛煉時(shí)間有正向影響效果。當(dāng)優(yōu)勢(shì)鄰里指數(shù)增加一個(gè)單位，各社區(qū)居民平均體育鍛煉時(shí)間可提高0.29h。提示城鎮(zhèn)社區(qū)的鄰里效應(yīng)對(duì)社區(qū)居民的體育鍛煉有積極促進(jìn)作用，而且這種效應(yīng)不存在性別上的差異。Andrade［17］等人研究也發(fā)現(xiàn)，通過(guò)影響居民的體育鍛煉行為，鄰里的某些行為和對(duì)社區(qū)的安全感等也能對(duì)居民的健康產(chǎn)生間接影響。一般來(lái)說(shuō)，特定人群聚居產(chǎn)生的鄰里效應(yīng)，會(huì)通過(guò)一系列內(nèi)部和外部的機(jī)制作用于居住在其中的個(gè)體的態(tài)度和行為。其中，內(nèi)部的機(jī)制包括社會(huì)集體、模范/群體效應(yīng)、社會(huì)網(wǎng)絡(luò)、競(jìng)爭(zhēng)和相對(duì)剝奪等；外部的機(jī)制包括鄰里名聲、制度或資源的限制等［18-19］。 如 Cradock［20］研究發(fā)現(xiàn)，更強(qiáng)的鄰里社會(huì)凝聚力有利于提高目標(biāo)人群參與體育鍛煉的程度。例如在模范作用中，相對(duì)于剝奪鄰里，未被剝奪的鄰里由于會(huì)溢出高學(xué)歷、高收入的居民，居民對(duì)自己的社會(huì)經(jīng)濟(jì)目標(biāo)期望較高，形成“富有文化”；在群體效應(yīng)中，剝奪鄰里中的不良行為會(huì)對(duì)居民的體育鍛煉產(chǎn)生消極影響。Eleni［21］研究了身體活動(dòng)與生活質(zhì)量之間以及鄰里環(huán)境與生活質(zhì)量之間的關(guān)系，表明鍛煉意識(shí)對(duì)一個(gè)人堅(jiān)持鍛煉和對(duì)健康的感知起到了重要作用。除了鄰里結(jié)構(gòu)特征之外，Ding的研究證實(shí)［22］，鄰里的可步行性、運(yùn)動(dòng)設(shè)施可達(dá)性和居住密度是影響目標(biāo)人群參與體育鍛煉的重要因素。

4 結(jié)論

城鎮(zhèn)社區(qū)的鄰里效應(yīng)對(duì)社區(qū)居民的體育鍛煉有積極促進(jìn)作用，表現(xiàn)在居民會(huì)隨著年齡和健康狀況的變化，其體育鍛煉時(shí)間出現(xiàn)增加的趨勢(shì)，而且這種效應(yīng)不存在性別不平等。即鄰里效應(yīng)是影響居民體育鍛煉的一個(gè)重要中介變量。