我國城鎮(zhèn)居民健康生活方式與主觀幸福感的關(guān)系:體育鍛煉和健康狀態(tài)的鏈式中介作用*

李利強 李玉林 霍小亮 吳 進

①西藏民族大學體育學院(陜西咸陽) 712082 E-mail:llq192104@163.com ②華東師范大學體育與健康學院 ③西藏高原體育與健康研究中心

幸福感是人們主觀心理對社會、生活、家庭等滿意程度的綜合體現(xiàn),又稱主觀幸福感。提升居民幸福感,一直以來都是我國社會發(fā)展的不懈追求[1]。然而有研究顯示,21世紀以來雖然我國國力不斷增強,經(jīng)濟快速發(fā)展,但居民幸福指數(shù)卻遠沒有得到等比提升[2]。聯(lián)合國公布的《2021 全球幸福指數(shù)報告》同樣顯示,較其他地區(qū)而言,中國大陸城鎮(zhèn)居民幸福感排名不高。同時伴隨人們生活方式的改變,久坐少動、體力活動減少、不良飲食習慣等日益普遍,各類慢性病多發(fā),居民普遍面臨“壽命增長,但質(zhì)量不高,幸福感不強”的囧境[3-4]。黨的十八大以來,習近平總書記多次提到,中國社會發(fā)展要重視提高人民的幸福感和獲得感。2022年10月,習近平總書記在二十大報告中再次強調(diào),要“深入貫徹以人民為中心的發(fā)展思想,使人民群眾獲得感、幸福感、安全感更加充實”[5]。隨著我國城鎮(zhèn)化進程的進一步加快,努力提高社會服務與治理體系現(xiàn)代化,探討城鎮(zhèn)居民不同生活方式與主觀幸福感的關(guān)系,進一步提升居民幸福感已成為當下中國社會發(fā)展最為迫切的議題之一。

生活方式是人們對客觀世界感受的主觀選擇,概念最早起源于西方。布杜拉克等人在其最早的研究中將生活方式表述為“l(fā)ife-style”,后來又相繼出現(xiàn)了“styles of life”“way of life”等近似表述[6]。目前的研究中大多以“l(fā)ifestyle”來指代生活方式,并將其指向衣食住行等日常生活領(lǐng)域[7]。在生活方式的相關(guān)研究中,有研究者逐漸發(fā)現(xiàn)不同生活行為方式的個體主觀幸福感有所不同,如一項針對醫(yī)療從業(yè)者的研究顯示,生活規(guī)律型執(zhí)醫(yī)人員主觀幸福感顯著高于不規(guī)律的執(zhí)醫(yī)者[8];還有研究顯示,大學生的健康生活方式與幸福感指數(shù)呈顯著正相關(guān)[9];Shucksmith等人的研究發(fā)現(xiàn),無論城鎮(zhèn)和鄉(xiāng)村,歐盟地區(qū)居民的幸福感與生活方式關(guān)聯(lián)性密切,且主觀幸福感與健康生活方式表現(xiàn)出正向相關(guān)關(guān)系[10]。通過一系列梳理發(fā)現(xiàn),健康生活方式和居民主觀幸福感之間存在較為緊密的正相關(guān)關(guān)系。基于此,本研究提出假設(shè)H1:健康生活方式對居民主觀幸福感具有正向預測作用。

目前,關(guān)于健康生活方式與居民主觀幸福感二者關(guān)系的內(nèi)在機制尚不明確。梳理以往研究來看,Diener發(fā)現(xiàn)人們?nèi)粘＝】瞪罘绞街?體育鍛煉越多主觀幸福感越強,并明確體育鍛煉可能顯著影響人的主觀幸福感[11]。在日常生活中,體育鍛煉作為健康生活方式的重要內(nèi)容,對人們排解壓力、愉悅身心具有較大的正向影響。研究表明,體育鍛煉是老年人主觀幸福感的重要影響因素,老年人日常生活中休閑體育鍛煉的參與程度對其主觀幸福感存在顯著影響[12];大學生生活中的體育鍛煉參與越多,主觀幸福感越強,體育鍛煉行為對提升大學生主觀幸福感效果顯著[13];S A Costigan和Brief A Panza等人的研究也均發(fā)現(xiàn),日常生活中,中、小強度體育鍛煉參與與人的主觀幸福感存在正相關(guān)[14,15],說明參與日常生活中多進行中、小強度的體育鍛煉能夠提升人們的主觀幸福感。基于此,本研究提出假設(shè)H2:體育鍛煉是居民健康生活方式影響主觀幸福感的橋梁,即在兩者中間發(fā)揮中介作用。

在健康狀態(tài)和健康生活方式、幸福感關(guān)系的相關(guān)研究中,針對青年、中年和老年人的研究均較為全面。一項針對1282名大學生的研究顯示,青年大學生的身心亞健康狀態(tài)與飲食不規(guī)律、吸煙、飲酒等不健康生活方式高度相關(guān)[16,35]。針對中年教師群體的研究顯示,教師的生活方式與亞健康情況和幸福感覺存在高度相關(guān),生活方式中健康促進行為相應越多的教師健康狀態(tài)得分越高,主觀幸福感評測得分也會相應提高[17]。針對老年群體的研究證實,健康飲食行為及心理因素明顯影響老年人的健康狀況和幸福感[18],飲食行為、鍛煉行為等健康生活方式評測得分較高的老年人主客觀健康得分和幸福感得分也會相應越高[19,36]?；谏鲜鼋Y(jié)果,本研究提出假設(shè)H3:健康狀態(tài)在健康生活方式對主觀幸福感影響中發(fā)揮中介作用。

此外,不少研究已經(jīng)證實,體育鍛煉與人的主觀幸福感存在極為密切的關(guān)聯(lián)。同時大量研究和事實已經(jīng)證實,體育鍛煉越多的人,其身體健康狀態(tài)越好[20]。Berger等人通過多次實驗證實,體育鍛煉可以有效減輕人的焦慮、抑郁、憤怒等不良情緒,對人心理具有積極健康效應[21]。楊劍等人的研究證明體育鍛煉可以有效影響人的主觀幸福感,表現(xiàn)為合理鍛煉可以通過有效調(diào)節(jié)人的消極情緒、增強積極情緒、提高生活滿意度等影響機體的整體健康狀態(tài),繼而影響主觀幸福感[22-23]?；诖?本研究提出假設(shè)H4:體育鍛煉與健康狀態(tài)在健康生活方式對主觀幸福感影響中發(fā)揮鏈式中介效應。

綜上而言,探討我國城鎮(zhèn)居民健康生活方式與主觀幸福感的關(guān)系(假設(shè)H1),同時探析體育鍛煉與健康狀態(tài)在其間發(fā)揮的多重中介作用(假設(shè)H1、H2、H3),繼而厘清生活方式對主觀幸福感影響的作用機制,是在城鎮(zhèn)化背景下提高居民幸福感和生命質(zhì)量的必要途徑?；谏鲜黾僭O(shè),研究構(gòu)建了多中介概念模型(見圖1)。

圖1 基于研究假設(shè)的概念模型

1 對象與方法

1.1 對象

本文基于中國綜合社會調(diào)查(Chinese General Social Survey,CGSS)2017的實證調(diào)查數(shù)據(jù),累計對12582名城鎮(zhèn)居民進行分析。中國綜合社會調(diào)查(CGSS)由中國人民大學中國調(diào)查與數(shù)據(jù)中心負責數(shù)據(jù)執(zhí)行,是具有全國性、連續(xù)性調(diào)查特點、涉及內(nèi)容綜合全面的學術(shù)調(diào)查項目。中國綜合社會調(diào)查(CGSS)全面、系統(tǒng)的收集了社會、社區(qū)、家庭、個人多個層次數(shù)據(jù),調(diào)查對象遍布中國大陸各省、市、自治區(qū)的10000多社區(qū)家庭,具有地理上的隨機性和代表性。本研究選取CGSS 2017調(diào)查中城鎮(zhèn)居民數(shù)據(jù)(目前最新版)進行實證研究,采用STATA 14.0軟件對數(shù)據(jù)進行處理篩選,剔除異常值和缺失值后,最終得到12582個有效樣本(見表1)。

表1 CGSS數(shù)據(jù)城鎮(zhèn)居民健康生活方式與主觀幸福感關(guān)系分析有效樣本情況(n=12582)

1.2 方法

1.2.1 被解釋變量 本研究的被解釋變量為主觀幸福感。關(guān)于主觀幸福感,CGSS 調(diào)查主要使用主觀幸福感量表(Subjective Well-Being,SWB量表)進行調(diào)查。SWB量表由Diener于1984年提出[24],主要包含情感與認知兩大維度,我國學者邢占軍等對SWB 量表進行了中譯及其修訂,修訂后的SWB量表共包含20個條目,以被訪者感受、反應、認同程度為評定指標,采用6級計分法進行計分(標準:很不同意=1;不同意=2;有點不同意=3;有點同意=4;同意=5;非常同意=6),其中第4、5、6、9、10、11、13、15、17、18、20題為反向計分[25]。SWB量表在中國城市居民中測試的內(nèi)在一致性系數(shù)為0.847,效標指數(shù)為0.972,信度和效度良好,可作為研究我國城市居民主觀幸福感的有效工具[25]。

1.2.2 解釋變量和控制變量 對于解釋變量,本研究主要涉及健康生活方式。CGSS問卷涉及到休閑活動、社交娛樂、閱讀行為、上網(wǎng)情況、訪友行為5方面的題目(WOL1～WOL5),各題項均采用Likert 5級量表,分別賦值為“幾乎每天=1”“一周10到15次=2”“一周1到2次=3”“一月幾次=4”“一年幾次或更少=5”,最后通過反向賦值進行分數(shù)計算,得分越高表明健康生活方式越好。

對于控制變量,本研究確定為健康狀態(tài)和體育鍛煉。關(guān)于健康狀態(tài)變量,CGSS問卷采用Likert 5級量表,從目前健康狀態(tài)(SPH1,很不健康=1,比較健康=3,一般=4,很健康=5)、因健康問題影響工作的頻次(SPH2,總是=1,經(jīng)常=2,有時=3,很少=4,從不=5)、過去12個月住院情況(SPH3,總是=1…從不=5)、感到心情抑郁或沮喪的頻繁程度(SPH4,總是=1…從不=5)4個方面進行評估,最后以總分進行判定,總分越高健康狀態(tài)越好。關(guān)于體育鍛煉,CGSS問卷通過鍛煉頻率(每周鍛煉的次數(shù))和鍛煉時間(超過30分鐘且出汗的鍛煉次數(shù))(PE1,PE1,幾乎沒有=1,1～2天/次=2,3～4天/次=3;5～6天/次=4;每天/每次=5)的加和總分進行評定,得分越高表明體育鍛煉情況越好。

1.3 統(tǒng)計處理

選取了各變量的條目后,對各維度條目進行了編號,使用SPSS 26.0進行了信度和效度檢驗。按照特征值法提取3 個公因子,累計解釋方差為80.37%,超過標準值60%。因子載荷量均在0.65～0.90(大于標準值0.6),表明3個維度可以被各測量條目指標有效反應。同時3個維度Cronbach'α值均大于0.7(標準值=0.7),表明各維度測量題目的內(nèi)部一致性較好[26],見表2。

表2 解釋變量和控制變量條目信度與收斂效度檢驗結(jié)果

2 結(jié)果

2.1 共同方法偏差檢驗

因CGSS問卷測得數(shù)據(jù)均來源于被訪者通過量表自陳,為防止特質(zhì)間產(chǎn)生虛假共同變異,故需對涉及到的變量進行共同方法偏差檢驗。本研究采用Harman單因子檢驗法進行共同方法偏差檢驗,在進行未旋轉(zhuǎn)的探索性因子分析后,得到的第一個單因子解釋變異為31.04%,低于40%臨界標準,表明不存在顯著的共同方法偏差問題,符合統(tǒng)計要求[27]。

2.2 各變量間的相關(guān)分析

Baron等的研究認為,確保研究中涉及的自變量、因變量及中介變量之間具有相關(guān)性是進行中介效應檢驗的前提[28]。故本研究對健康生活方式變量、主觀幸福感變量、健康狀態(tài)變量和體育鍛煉變量進行了兩兩間的相關(guān)性分析。結(jié)果顯示,各變量兩兩間的相關(guān)性均呈顯著正相關(guān),變量間的相關(guān)系數(shù)具備進行后續(xù)分析的良好條件(小于0.7),見表3。

表3 各變量描述性統(tǒng)計與相關(guān)系(r)

2.3 中介效應檢驗

國內(nèi)學者溫忠麟等的研究表示,多重中介模型涉及的變量多,采用結(jié)構(gòu)方程模型對其進行分析較為適宜[29]。因此,在相關(guān)分析基礎(chǔ)上,本研究采用結(jié)構(gòu)方程模型對居民生活方式影響主觀幸福感的具體作用路徑和機制進行探索。運用SPSS 26.0安裝宏程序Process進行具體分析,在控制年齡,地域(城市類型)的情況下,剖釋體育鍛煉和健康狀態(tài)在城鎮(zhèn)居民健康生活方式與主觀幸福感之間的中介作用?；貧w結(jié)果顯示,居民健康生活方式對體育鍛煉具有正向預測作用和健康狀態(tài)具有正向預測作用;居民體育鍛煉對健康狀態(tài)具有正向預測作用;居民體育鍛煉和健康狀態(tài)對主觀幸福感具有正向預測作用,見表4。

表4 居民生活方式、體育鍛煉、健康狀態(tài)和主觀幸福感的回歸分析結(jié)果

采用偏差校正非參數(shù)百分比Bootstrap檢驗,重復取樣5000次,計算95%的置信區(qū)間(見表5)。結(jié)果顯示,居民健康生活方式影響主觀幸福感作用過程中,體育鍛煉和健康狀態(tài)的中介效應顯著,中介效應值為0.129。生活方式—體育鍛煉—主觀幸福感之間的單獨中介效應置信區(qū)間值為[0.036,0.098],該區(qū)間不包含0,表明該路徑中介效應顯著;生活方式—健康狀態(tài)—主觀幸福感之間的單獨中介效應置信區(qū)間值為[0.023,0.145],該區(qū)間不包括0,表明該路徑中介效應顯著;生活方式—體育鍛煉—健康狀態(tài)—主觀幸福感之間的多重中介效應置信區(qū)間為[0.102,0.201],該區(qū)間不包括0,表明該鏈式中介效應顯著。

表5 體育鍛煉和健康狀態(tài)在生活方式和主觀幸福感之間的中介作用

圖2 體育鍛煉和健康狀態(tài)在生活方式和主觀幸福感間的中介模型實證示意

3 討論

3.1 城鎮(zhèn)居民健康生活方式與主觀幸福感的關(guān)系

隨著城鎮(zhèn)化的推進,居民幸福感越來越成為一個社會性話題。已有的研究表明,無論青年、成年人或者是老年人,其主觀幸福感和參與身體活動、休閑行為、體育鍛煉等健康生活方式存在較為緊密的關(guān)聯(lián)性[30-31]。本研究的相關(guān)分析顯示,健康生活方式與其主觀幸福感成顯著正相關(guān),說明城鎮(zhèn)居民日常生活中健康生活方式相關(guān)行為越多、程度越深,其主觀幸福感越強。據(jù)此驗證了假設(shè)H1:健康生活方式對居民主觀幸福感具有正向預測作用。

3.2 體育鍛煉的中介作用

在居民生活方式對幸福感影響的作用機制中,中介效應分析結(jié)果顯示,中介模型中存在著體育鍛煉的單獨中介作用,相對中介效應量為21.61%。據(jù)此驗證了假設(shè)H2,即體育鍛煉作為居民健康生活方式影響主觀幸福感的橋梁,具有顯著的正向中介效應。這意味著日常生活和行為活動中,參與體育鍛煉越多的居民,其主觀幸福感越強。這一結(jié)果提示,為提高城鎮(zhèn)居民的主觀幸福感,可盡量多的參與或鼓勵其參與各類體育鍛煉活動,以提高居民的幸福感和生命質(zhì)量[32]。

3.3 健康狀態(tài)的中介作用

在居民生活方式對幸福感影響的作用機制中,中介效應分析結(jié)果顯示,中介模型中存在著健康狀態(tài)的單獨中介作用,相對中介效應量為29.37%。據(jù)此驗證了假設(shè)H3:健康狀態(tài)在生活方式對主觀幸福感影響中發(fā)揮中介作用。這表明因生活方式不同而導致健康狀態(tài)不同的人,其主觀幸福感也存在較大差異,具體表現(xiàn)為健康生活方式得分越高的居民其健康狀態(tài)越好,繼而使其主觀幸福感也越強。這一結(jié)果提示,人們的健康狀態(tài)對其主觀幸福感具有較大的正向影響,可在日常生活方式中盡量保證健康狀態(tài)的良好,以此提高人們整體的主觀幸福感。

3.4 體育鍛煉與健康狀態(tài)的鏈式中介作用

在居民生活方式對幸福感影響的作用機制中,中介效應分析結(jié)果顯示,中介模型中存在體育鍛煉與健康狀態(tài)的鏈式中介作用,相對中介效應為25.60%。據(jù)此驗證了假設(shè)H4:體育鍛煉與健康狀態(tài)在健康生活方式對主觀幸福感影響中發(fā)揮鏈式中介效應。該鏈式中介作用機制釋義,健康生活方式中,體育鍛煉提高了健康狀態(tài),健康狀態(tài)水平的提高又促進居民獲得了更高的主觀幸福感。Silva等的研究已發(fā)現(xiàn),經(jīng)常參加身體活動的人,其體質(zhì)量指數(shù)、敏捷性、有氧耐力等均出現(xiàn)積極變化,這些變化很好的促進和改善了健康狀況[33]。而作為主觀幸福感的主要影響因素,健康狀況對居民生活的幸福指數(shù)發(fā)揮了較大的正向促進作用[34]?；谏罘绞接绊懢用裰饔^幸福感的3條中介路徑,城鎮(zhèn)居民在日常生活中進行一定的體育鍛煉,可以有效提高其健康狀態(tài),而同時體育鍛煉的參與程度和健康狀態(tài)的提高,都可以從一定程度上提高居民的幸福感。這一結(jié)果直接佐證了生活方式中體育鍛煉行為、健康狀態(tài)對居民幸福感的直接和間接效應。

根據(jù)本研究可以得到如下結(jié)論:①我國城鎮(zhèn)居民健康生活方式與主觀幸福感呈顯著相關(guān);②體育鍛煉和健康狀態(tài)在居民健康生活方式和主觀幸福感之間具有中介作用,總中介效應量為78.59。中介作用模型包含3條中介路徑:生活方式→體育鍛煉→主觀幸福感,相對中介效應量為21.61%;生活方式→健康狀態(tài)→主觀幸福感,相對中介效應量為29.37%;生活方式→體育鍛煉→健康狀態(tài)→主觀幸福感,相對中介效應量為25.60%。③構(gòu)建的中介效應模型,一定程度上解釋了健康生活方式影響居民主觀幸福感的內(nèi)在機制。本研究提示,城鎮(zhèn)居民在生活方式中多參加體育鍛煉活動、同時保持良好的身體健康狀態(tài),能夠有效提高生活幸福感。

4 研究局限與展望

本研究基于體育鍛煉和健康狀態(tài),一定程度上厘清了生活方式影響居民主觀幸福感的作用機制。然而受諸多因素的限制,研究還存在些許不足:①因CGSS調(diào)查的客觀限制,抽樣數(shù)據(jù)均來自社區(qū)居民,對農(nóng)村地區(qū)居民的大面積調(diào)查存在空缺;②CGSS調(diào)查數(shù)據(jù)來自主觀性測試,可能存在些許誤差,未來研究中可進行質(zhì)性研究探討影響居民幸福感的因素及作用機制;③經(jīng)文獻梳理和理論論證,引入體育鍛煉和健康狀態(tài)兩個中介變量,然而作為生命質(zhì)量的最主要體現(xiàn),幸福感還可能受其因素的影響,未來研究可基于此路線進行更加深入的探討。