社會經(jīng)濟(jì)地位對20～59歲城市居民健身參與意愿的影響
——基于CFPS2018數(shù)據(jù)的實證分析

姚文娟

(吉林體育學(xué)院 研究生院，吉林 長春 130022)

國務(wù)院在2016年印發(fā)的《“健康中國2030”規(guī)劃綱要》中提到要通過完善全民健身公共服務(wù)體系、廣泛開展全民健身運動等方式來提高全民身體素質(zhì)，可以表明參與健身活動對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)和社會的不斷發(fā)展，個人認(rèn)知、場地設(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，對我國實現(xiàn)全民健康以及相關(guān)政策的制定具有重要的現(xiàn)實意義。健身參與意愿作為一個復(fù)雜系統(tǒng)，包含了眾多內(nèi)外部影響因素，空閑時間、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的關(guān)鍵。因此，需要通過對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 研究內(nèi)容

社會經(jīng)濟(jì)地位作為影響居民健康的重要決定因素，通常由個人受教育程度、職業(yè)和收入來衡量[5]。事實上，有學(xué)者已經(jīng)證實社會經(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，并未就個人受教育程度、職業(yè)和收入這三個變量及其影響健身行為的程度做進(jìn)一步實證分析。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，本文對不同個體特征下，20～59歲城市居民的健身參與意愿，社會經(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：城市居民的社會經(jīng)濟(jì)地位越高，其參與健身的意愿越強烈。

2 數(shù)據(jù)來源與變量設(shè)置

2.1 數(shù)據(jù)來源

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

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

2.2 變量設(shè)置

本文的因變量是健身參與意愿。在CFPS2018個人自答數(shù)據(jù)庫中，選取問卷中關(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經(jīng)濟(jì)地位。根據(jù)相關(guān)文獻(xiàn)并結(jié)合CFPS2018個人自答數(shù)據(jù)庫中的已有數(shù)據(jù)，本文主要以個人受教育程度(學(xué)歷)、職業(yè)和收入作為衡量城市居民社會經(jīng)濟(jì)地位的主要評價指標(biāo)。①主要采用問卷中的“最高學(xué)歷”來體現(xiàn)和說明被訪者的學(xué)歷，其選項分為文盲/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、博士和從未上過學(xué)9類，為了便于數(shù)據(jù)的統(tǒng)計分析，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大帶來的影響，對個人當(dāng)年總收入取對數(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)置見表1。

表1 變量選取與賦值說明(n=2 922)

3 結(jié)果與分析

3.1 城市居民參與健身活動現(xiàn)狀

經(jīng)過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情況(見表2)?？梢园l(fā)現(xiàn)，2018年20～59歲城市居民參與健身活動的人數(shù)占61.7%，不參與健身活動的人數(shù)占38.3%，說明隨著人們物質(zhì)生活水平的提高，參與健身活動的城市居民人數(shù)比不參與健身活動的人數(shù)占比多。接下來，主要針對不同年齡、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；從不同年齡來看，男性和女性在不同年齡階段參與健身活動的人數(shù)百分比相差不大。

表3 不同年齡城市居民參與健身活動比較

3.1.2 不同社會經(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的人數(shù)百分比呈現(xiàn)先上升后下降的趨勢。其中，男性城市居民參與健身活動的人數(shù)百分比明顯高于女性(P<0.05)；從不同學(xué)歷來看，城市居民參與健身活動的人群主要為中學(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的人數(shù)占比較低，呈現(xiàn)兩極分化的趨勢。

表4 不同學(xué)歷城市居民參與健身活動比較

(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，參與健身活動的人數(shù)百分比也呈上升趨勢(見表5)。從不同收入來看，男性城市居民收入在A組時參與健身活動的人數(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二分類變量，因此要通過構(gòu)建二元Logistic回歸模型來分析。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為居民個體特征變量；β1、β2和β3為對應(yīng)變量的回歸系數(shù)；α為常數(shù)項；ε為誤差項。

為驗證哪些自變量對城市居民健身參與意愿產(chǎn)生影響，建立了兩個Logistic回歸模型。其中，模型一的自變量為社會經(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 社會經(jīng)濟(jì)地位對城市居民健身參與意愿的影響

本文選取的社會經(jīng)濟(jì)地位主要包含三個衡量指標(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)和個人總收入對城市居民是否愿意參與健身活動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)和收入對城市居民健身參與意愿依舊沒有顯著影響(P>0.05)。

從學(xué)歷來看，兩個模型中的學(xué)歷變量均對城市居民健身參與意愿有非常顯著的影響。學(xué)歷在進(jìn)行回歸時主要以小學(xué)學(xué)歷及以下為參照對象，其他選項均與其作對比。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，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、性別等控制變量時研究生學(xué)歷的城市居民健身參與意愿顯著提高，說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，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，城市居民對體育健身等方面的了解和認(rèn)知就越深入，對自身的健康狀況也越重視。高學(xué)歷者想要通過參與健身活動來達(dá)到身體健康、豐富精神文化生活等目的，其健身活動參與意愿便會提高。

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，簡言之農(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，一般不會再通過參與額外的健身活動來進(jìn)行體育鍛煉；從樣本個體特征層面出發(fā)，工作性質(zhì)變量主要是圍繞受訪者是否從事農(nóng)業(yè)工作這一問題展開的，而本文的研究范圍是針對城市居民，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。

從收入來看，關(guān)于收入的相關(guān)分析結(jié)果顯示收入作為社會經(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，并通過構(gòu)建不同的回歸模型來明確哪些自變量對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健身設(shè)施、體育場館及公園供人們健身使用，以及越來越流行的瑜伽、健身操等居家無氧健身運動，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 城市居民個體特征對其健身參與意愿的影響

上述回歸模型二的結(jié)果顯示，年齡和性別兩個變量均對城市居民的健身參與意愿造成顯著影響(P<0.05)。以年齡來看，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%，說明健身活動的主要人群還是以年輕人為主。究其原因，其一是因為年輕人處于學(xué)生或剛步入社會時期，能夠?qū)⒏嗟臅r間和精力投入到健身活動；其二，隨著年輕人對健身健美的追求，更多年輕人為了迎合大眾潮流，旨在通過健身打卡、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的壓力，一方面會忽視自身的健康，另一方面也沒有過多的時間和精力投入到健身活動中，這也是造成中年人健身參與意愿不強烈的原因。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的積極性相較于女性而言更高，其健身參與意愿更強烈(回歸系數(shù)為0.303>0，P<0.001)，假設(shè)2得到驗證。通過觀察OR的值，可以看出男性城市居民想要參與健身活動的概率約是女性的1.4倍。

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

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的意愿越低。

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

(3)不同社會經(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。