方黎明，郭 靜

（1. 對外經濟貿易大學 保險學院，北京 100029；2. 北京大學 公共衛(wèi)生學院，北京 100191）

0 導言

通過倡導全民體育健身運動改善城鄉(xiāng)居民身心健康是健康中國戰(zhàn)略提出的時代命題。抑郁癥是世界第二大疾病負擔，全球約有3.5 億人受其困擾，并且導致了超過4 400 萬人殘障（Vos et al.，2016）；在中國約有17.5% 的成人受其困擾（Phillips et al.，2009）；在城鄉(xiāng)居民的醫(yī)療費用支出中，約有14.7%源自抑郁癥狀及抑郁癥（Hsieh et al.，2017）。故探析有效的干預策略，緩解和預防居民的抑郁風險具有重要的政策價值。

近年來，體育鍛煉與抑郁風險的關系得到學術界高度關注，但目前的研究結論并不一致。一方面，已有研究揭示，體育鍛煉具有中度甚至強度的抗抑郁作用，不僅可以緩解臨床患者的抑郁癥狀（Knapen et al.，2015；Rosenbaum et al.，2014），而且對非臨床居民也具有防護作用（Rebar et al.，2015；Schuch et al.，2018），甚至少量的體育鍛煉活動（如每周步行150 min）也發(fā)揮了預防抑郁癥的作用（Mammen et al.，2013）。體育鍛煉這一功效在不同特征的人群，如孕期婦女（Poudevigne et al.，2006）、不同性別（Chekroud et al.，2018）、不同年齡和不同國家的居民身上普遍存在（Schuch et al.，2018）。但另一方面，也有研究發(fā)現體育鍛煉的抗抑郁效應不明顯，甚至可能增加了抑郁癥等精神健康風險。如針對青少年的縱向調查發(fā)現，體育鍛煉對抑郁癥并沒有顯著的防范效應（Toseeb et al.，2014）；針對成年人的研究也發(fā)現，在控制社會經濟地位等混雜因素后，體育鍛煉水平與抑郁癥狀的關系不具有統(tǒng)計顯著性（Camacho et al.，1991）；隨機試驗結果也有類似的發(fā)現（Larun et al.，2006）。上述文獻結論之所以不一致，可能是選擇性偏誤（selection bias）以及體育鍛煉抗抑郁效應的異質性所導致的。就選擇性偏誤而言，是否參與鍛煉是居民自主選擇行為，如果沒有很好地控制住同時影響居民鍛煉行為和抑郁風險的混雜因素，可能導致估計偏誤；就異質性而言，體育鍛煉對不同社會經濟地位特征的人群的抗抑郁效應可能存在差異。

促進健康公平是健康中國建設的核心目標之一。健康公平不僅包括身體健康公平，也包括精神健康公平。追求健康公平意味著要盡可能縮小不同社會經濟地位群體間身心健康狀況可以避免的差距（Braveman，2006）。近年來，我國在發(fā)展戰(zhàn)略布局上，不斷強調和推進社會公平。黨的十八大報告強調堅持維護社會公平正義；十九大報告再次強調在發(fā)展中補齊民生短板，促進社會公平正義。在健康領域，其突出表現就是通過健全全民醫(yī)療保障體系和加大公共衛(wèi)生投入等多種措施促進健康公平。

然而，健康不公平在不同的社會中，即使是實現全民醫(yī)保的國家中仍然普遍存在。大量研究已經揭示，社會經濟地位更高的群體的健康狀況通常優(yōu)于社會經濟地位較低的群體（焦開山，2014）。以精神健康為例，已有研究揭示社會經濟地位更低的群體抑郁風險通常更高（Lorant et al.，2003；Zimmerman et al.，2005）。故一項措施如果對改善社會經濟地位更低的社會群體的健康更有利，則意味著它能促進健康公平（劉曉婷等，2015）。那么，社會經濟地位如何導致健康不公平呢？已有研究揭示社會經濟地位通過影響生活方式從而導致健康不公平：社會經濟地位高的群體傾向于擁有和維護更加健康的生活方式（如體育鍛煉、社區(qū)參與），而健康的生活方式改善了他們的健康水平；而社會經濟地位更低群體因生活方式更加不健康而導致其健康風險增加（王甫勤，2012）。

同時，在健康領域存在邊際產出遞減規(guī)律（Grossman，1972），這意味著在降低健康風險的效益上，相同的資源投入對健康存量較高的群體（較高社會經濟地位）的作用要比對健康存量低的群體（較低社會經濟地位）收效更小。綜上所述，我們可以推斷：體育鍛煉，作為一種健康的生活方式的投資行為，對社會經濟地位較高的群體的抗抑郁效應較小，而對社會經濟地位較低的群體的抗抑郁效應更大。如果上述基本邏輯成立，則意味著社會經濟地位較低的群體可以從體育鍛煉中獲得更高的精神健康回報，從而促進了居民間的精神健康公平。

目前國內體育鍛煉活動與精神健康關系的研究以文獻綜述為主（陳作松，2005；孫延林 等，2002；徐雷，2014；于晶等，2002），實證研究主要針對學生（何穎等，2004；項明強，2013）和老年人（陳青萍，2003）等特殊群體，而鮮有針對全國人群的大樣本分析，亦無中文文獻考察體育鍛煉活動對不同群體抗抑郁效應的異質性。

本文邊際貢獻如下：1）在研究選題上，本文以健康公平為視角，拓寬了既有的居民鍛煉行為與抑郁關系的研究領域，特別考察了體育鍛煉行為是否更有利于減輕社會經濟地位較低的群體的抑郁風險，從而有助于促進精神健康公平。我國政府目前主要是通過建立健全全民醫(yī)療保障體系促進健康公平，本文為從生活方式干預著手促進健康公平提供了新思路。2）研究方法上，充分考慮了選擇性偏誤問題和異質性問題。本文使用的數據具有豐富的控制變量，相對此前的研究，能夠更好地控制混淆因素導致的估計偏誤；同時，本文使用了工具變量法，考察居民的體育鍛煉行為與抑郁的關系是否存在選擇性偏誤導致的內生性問題，并進一步使用傾向得分匹配法對結果進行了穩(wěn)健性檢驗；本文不僅分析了體育鍛煉的總體抗抑郁效應，更關注其對不同社會經濟地位特征群體的抗抑郁效應的異質性。

1 模型設定

Grossman（1972）將健康資本視為人力資本的一部分，首次構建了健康生產函數模型，從理論上揭示了影響健康的主要因素。該模型假設個人繼承了一定的健康存量，該存量隨著年齡增長而減少，但可以通過投資（如花費時間鍛煉、購買醫(yī)療服務等），從而實現健康增進。在該模型中，健康的決定因素包括既往健康狀況、醫(yī)療服務獲得狀況以及個人（如生活方式和社會地位等）和環(huán)境變量（如社區(qū)環(huán)境、環(huán)境污染等）。由于精神健康也屬于健康資本的構成部分，而體育鍛煉活動則屬于健康投資行為。據此，本文構建下列實證模型：

在式（1）（2）中，Di表示抑郁狀態(tài)，其值越大，表明抑郁風險越高，PA 和SES 以及C 分別表示是否經常參與鍛煉、社會經濟地位以及其他控制變量。在式（1）我們主要關注系數δ，由于Di是反向精神健康指標，故如果δ＜0，則意味著體育鍛煉具有抗抑郁效應；在式（2）中，我們主要關注PA 與SES 交互項的系數γ，如果γ＞0，意味著隨著居民社會經濟地位的提高，體育鍛煉帶來的抗抑郁效應呈現下降趨勢，即體育鍛煉對社會經濟地位更低的群體抗抑郁效應更大，這就意味著體育鍛煉緩解了精神健康的不平等，從而促進了精神健康公平。本文的基本邏輯也就得到驗證。

2 數據與變量測量

2.1 數據來源

本文使用的數據來源于中山大學社會科學調查中心開展的“2016 年中國勞動力動態(tài)調查（China Labor-force Dynamics Survey，CLDS）”，CLDS 樣本覆蓋了中國 29 個省市（港澳臺、西藏、海南除外），采用了多階段概率抽樣方法，具有較好的全國代表性。該數據質量較高，基于CLDS已經在國內外刊發(fā)了大量學術論文。CLDS 調查對象為處在勞動年齡階段的城鄉(xiāng)居民，2016 年獲得的15～64 歲個體樣本合計19 680 份；調查內容涵蓋教育、工作、遷移、健康、社會參與、經濟活動以及基層組織等眾多研究議題。通過刪減存在缺失值的調查對象，本文最終獲得19 202份個體樣本。

2.2 主要變量測量

2.2.1 因變量

CLDS 在2016 年的調查中首次引入流調中心抑郁量表（center for epidemiological survey，CES-D20）。該量表共設20 個項目，要求調查對象分別評定最近1 周內20 項癥狀出現的頻率，即過去1 周沒有/基本沒有（少于1 天）、少有（1～2 天）、常有（3～4 天）或幾乎一直有（5～7 天）相關癥狀，分別記為0～3 分，將上述得分加總，即為抑郁得分（Andresen et al.，1994）（表1）。抑郁得分越高，意味著陷入抑郁狀態(tài)的風險越高。同時，文獻中一般以16 分為界，如果抑郁得分＜16 分，即認為不存在抑郁癥狀；如果得分≥16，即認為存在抑郁癥狀。本文基于CLDS 的抑郁量表計算了抑郁得分，并以16 分為界限創(chuàng)建了抑郁癥狀（depsy）變量。為了驗證結果的穩(wěn)健性，與已有文獻一致，我們同時使用抑郁得分和是否有抑郁癥狀這兩個變量來測量調查對象的抑郁風險情況（Guo et al.，2017）。其中，抑郁癥狀是二元啞變量，通常需要采用probit 或logit 模型，但由于probit 或logit 概率模型與線性概率模型方法（OLS 法，即普通最小二乘法）的結果基本一致，大量權威期刊刊發(fā)的論文也直接采取了OLS（潘杰等，2013；Kim et al.，2011）；并且內生性檢驗方法在OLS 中更為成熟?？紤]到處理方法的一致性，我們對抑郁得分和是否有抑郁癥狀的影響因素的分析均采用了OLS 法。

表1 本研究樣本特征統(tǒng)計結果Table 1 The Descriptive Results

2.2.2 處理變量

體育鍛煉只有達到一定的量才能達到減輕抑郁風險的作用。國內文獻將一周鍛煉不少于3 次，每次鍛煉不少于30 min 界定為經常參加鍛煉（王富百慧等，2015）。本文也以此為標準構建處理變量經常鍛煉（下文簡稱“鍛煉”，即公式中PA）。根據CLDS 原始數據，如果調查對象每周鍛煉不少于3 次（包括步行、跑步、太極和球類運動等），且每次不少于30 min，PA記為1，為經常鍛煉組，即處理組；否則記為0，為對照組。

2.2.3 控制變量

相對于Chekroud（2018）僅控制年齡、婚姻狀態(tài)、收入、身體健康和職業(yè)狀態(tài)等少量個體變量，本文控制變量更為豐富?；贕rossman（1972）健康生產函數模型和數據可得性，本文控制了豐富的個體社會經濟地位、人口特征和社區(qū)環(huán)境3 類變量，從而能更好地解決遺漏變量導致的選擇性偏誤問題。社會經濟地位變量（如教育水平和收入等）、社區(qū)環(huán)境特征（如社區(qū)是否整潔、是否有體育設施以及空氣質量等）、人口特征（如身體健康狀況、年齡和性別等）可能同時影響居民鍛煉行為和抑郁風險。如果不控制上述變量，可能導致難以獲得體育鍛煉行為對降低抑郁風險的效應的一致性估計。

在本文中，個體社會經濟地位變量主要包括接受教育年數、家庭人均收入、家庭生活水平、主觀社會地位，以及是否是農村居民。其中，教育年數根據學歷程度轉換為教育年數計算得到，文盲、小學、初中、高中或職高、大專、本科和研究生分別賦值 0、6、9、12、14 和 17 年。家庭生活水平根據CLDS 原始數據構建，如果調查對象家庭生活水平比鄰居生活水平差或差很多，賦值1，與鄰居生活水平差不多賦值2，比鄰居生活水平高或高得多，賦值3。CLDS 中職業(yè)類別以及職業(yè)等級缺失值較多，但提供了個體主觀社會地位變量status（評分1～10），分數越高表示社會地位越高。由于在中國社會地位劃分一般以職業(yè)為基礎，我們將status作為職業(yè)等級的代理變量。

人口特征及行為變量主要包括身體健康狀況、年齡、性別、是否是學生、是否有配偶以及家庭規(guī)模、是否吸煙及是否參加醫(yī)療保險。其中，身體健康狀況使用自評健康來測量，如果調查對象認為自己健康差或很差，記為1，如果認為自己比較健康，記為2，如果認為自己健康或很健康，則記為3；如果調查對象曾經每天吸煙1 支及以上，并且連續(xù)吸1 年及以上，記為1，否則記為0；如果調查對象參加了任何一種醫(yī)療保險，記為1，否則為0；如果調查對象有配偶，則記為1，如果調查對象未婚、離異或喪偶，則記為0。

本文社區(qū)環(huán)境控制變量主要包括社區(qū)貧困發(fā)生率、社區(qū)是否整潔、社區(qū)治安是否良好、是否存在空氣污染問題以及是否有公園或廣場。其中，社區(qū)貧困發(fā)生率，根據所在社區(qū)低保戶的數量占社區(qū)總戶數的比重創(chuàng)建，用于測量社區(qū)的經濟狀況；社區(qū)是否整潔來自于調查員對社區(qū)觀察的評分（1～10 分），如果評分在6 分及以上，則認為社區(qū)整潔，記為1，否則記為0；如果本社區(qū)有公園或廣場，如果有記為1，否則記為0；如果調查對象認為社區(qū)治安好或較好記為1，否則為0；如果調查對象認為家附近空氣污染非常嚴重、比較嚴重、不太嚴重，記為1，如果認為一點也不嚴重，記為0。其他控制變量包括所在省份人均GDP的自然對數。

3 結果分析

3.1 樣本描述統(tǒng)計結果

從樣本特征看（表1），15～64 歲城鄉(xiāng)居民僅有23.6%經常參加鍛煉健身活動，可見，我國城鄉(xiāng)居民存在嚴重的身體活動不足問題。約有17% 城鄉(xiāng)居民存在抑郁癥狀；這與Phillips 等（2009）約有17.5% 的中國成人受精神健康問題困擾的結果相當接近。表1 同時報告了是否經常鍛煉的2 個群體的特征。其中，經常鍛煉組13.6% 有抑郁癥狀，而非經常鍛煉對照組約18.1% 有抑郁癥狀，同時經常鍛煉組的抑郁得分也更低。此外，相對于對照組，經常鍛煉組社會經濟地位更高，擁有更高教育程度、更高的人均家庭收入、更高的生活水平，參加醫(yī)療保險的概率更高、吸煙率和所在社區(qū)貧困發(fā)生率更低，社區(qū)整潔、擁有公園廣場以及居住在城市社區(qū)的概率更高，但他們所在社區(qū)治安良好概率更低，社區(qū)空氣污染的概率更高。這可能是由于本文把城鄉(xiāng)居民混合在一起進行分析，城市居民經常鍛煉率更高，但城市空氣質量和治安可能更差。

圖1 進一步比較了不同生活水平下經常鍛煉組和對照組抑郁癥狀發(fā)生率的差異。隨著生活水平的提高，抑郁癥狀發(fā)生率呈現下降趨勢，如生活水平比鄰居差很多組抑郁癥狀發(fā)生率高達0.40，而生活水平比鄰居高組抑郁癥狀發(fā)生率僅約為0.10。在不同生活水平組，經常鍛煉組的抑郁癥狀發(fā)生率均顯著低于對照組（P＜0.05）。其中，兩組抑郁癥發(fā)生率的差異在生活水平最差組最大，該類別中經常鍛煉組比對照組抑郁癥狀發(fā)生率大約低10 個百分點；而在生活水平比鄰居差些組中經常鍛煉組與對照組抑郁癥狀發(fā)生率大約相差4 個百分點，在生活水平與鄰居差不多及更高組中，經常鍛煉組與對照組的抑郁癥狀發(fā)生率僅相差約3 個百分點。可見，在生活水平較低組中，經常鍛煉者與非經常鍛煉者抑郁癥狀發(fā)生率差異更大，由此，我們可以推斷，體育鍛煉對生活水平更低的群體的抗抑郁效應可能更大。當然，這需要進一步在控制協(xié)變量的基礎上進行驗證。

圖1 生活水平、經常鍛煉與抑郁癥狀關系Figure 1. Living Standard，Regular PA and the Symptom of Depression

表2 城鄉(xiāng)居民體育鍛煉行為與抑郁風險的關系Table 2 The Association between PA and the Risk of Depression

3.2 鍛煉行為與抑郁風險

就全樣本分析結果而言，與對照組相比較，經常鍛煉不僅使得城鄉(xiāng)居民的抑郁得分減少，而且使得抑郁癥狀發(fā)生的概率下降。其中，抑郁得分約減少了0.55，相當于抑郁得分樣本均值的7.5%（即0.552/7.327，樣本均值見表1，下同）；抑郁癥狀發(fā)生率減少約0.02，相當于樣本均值的11.8%（即0.02/0.17）。可見，經常鍛煉顯著降低了城鄉(xiāng)居民的抑郁風險，具有較強的抗抑郁效應。

3.3 鍛煉行為與抑郁風險的城鄉(xiāng)比較

在城鄉(xiāng)二元體制下，鍛煉行為對城鄉(xiāng)居民的影響機制可能存在較大的差異。因此，本部分將分別考察鍛煉行為與城鄉(xiāng)居民抑郁風險的關系。表3 結果表明，無論是在城市還是在農村，經常鍛煉不僅減少了抑郁得分，也減少了抑郁癥狀發(fā)生的概率。就城鄉(xiāng)比較而言，無論是抑郁得分還是抑郁癥狀，城市居民經常鍛煉的系數的絕對值均較大，這意味著經常鍛煉對城市居民的效應可能更大，這可能是兩方面原因導致的：1）相對于城市居民，農村居民體力活動更多，故體育鍛煉帶來的邊際效應相對較低；2）城市居民因掌握了更豐富的健身知識，其鍛煉帶來的健康效應更大。然而，當進一步引進鍛煉與是否是城市居民的交互項時，無論是抑郁得分還是抑郁癥狀，交互項均不具有統(tǒng)計顯著性。這表明，盡管鍛煉的抗抑郁效應對城市居民更大，但這一差異不具有顯著性。

表3 鍛煉與城鄉(xiāng)居民抑郁風險比較Table 3 The Comparison of PA and Risk of Depression between Urban and Rural Residents

3.4 鍛煉行為與不同教育程度居民的抑郁風險

表4 進一步考察了經常鍛煉對不同教育程度居民抑郁風險的影響。就低教育水平（初中及以下）居民和中等教育程度（高中）居民而言，經常鍛煉不僅顯著減少了抑郁得分，也顯著降低了抑郁癥狀的發(fā)生概率，但對教育程度在大專以上的居民而言，經常鍛煉盡管減少了抑郁得分，并降低了抑郁癥狀發(fā)生概率，但均不具有統(tǒng)計顯著性。從交互項的結果看，經常鍛煉的抗抑郁效應在低教育程度和中等教育程度的城鄉(xiāng)居民間不具有顯著性差異，但高教育程度居民與經常鍛煉交互項顯著大于0，這意味體育鍛煉對高教育水平群體的抗抑郁效應顯著低于中低教育水平群體。

表4 鍛煉與不同教育程度居民的抑郁比較Table 4 The Association between PA and Depression in Residents with Different Education Levels

3.5 鍛煉行為與不同經濟狀況居民的抑郁風險

我們構建收入與經常鍛煉的交互項，納入表2 模型中，但交互項與0 不具有顯著性差異。這一方面可能是由于收入調查較為敏感，存在較為嚴重的漏報和誤報現象，另一方面本文使用的數據包括全國不同地區(qū)的城鄉(xiāng)樣本，然而，不同地區(qū)和城鄉(xiāng)居民間收入來源和生活成本具有較大差異，且收入也不能揭示不同家庭生活支出負擔（如住房、教育和醫(yī)療）的差異，故收入并不能很好地反映不同地區(qū)城鄉(xiāng)居民實際經濟狀況和生活水平。故在表5中我們使用與鄰居相比較自評的生活水平來衡量家庭經濟狀況（差、中和高，表1），該變量雖然是主觀指標，但能夠很好地反映家庭在當地社區(qū)的實際生活水平。結果表明，在中低生活水平城鄉(xiāng)居民中，經常鍛煉不僅顯著降低了抑郁得分，而且顯著降低了抑郁癥狀發(fā)生的概率，但鍛煉行為對高生活水平城鄉(xiāng)居民的抑郁得分和抑郁癥狀無顯著影響；而且，隨著生活水平的提高，經常鍛煉系數的絕對值呈現下降趨勢，交互項也顯著大于0。上述結果意味著隨著生活水平的提高，經常鍛煉的抗抑郁效應呈現下降趨勢。

表5 鍛煉與不同經濟狀況居民的抑郁比較Table 5 The Association between PA and Depression in Residents with Different Living Standards

3.6 鍛煉行為與不同社會地位居民的抑郁風險

表6 考察了經常鍛煉對不同主觀社會地位居民抑郁風險的影響。就低社會地位（社會地位評分＜5 居民和中等社會地位居民（4＜社會地位評分＜8）而言，經常鍛煉不僅顯著減少了抑郁得分也顯著降低了抑郁癥狀發(fā)生的概率，但對高社會地位居民而言（社會地位評分＞7），經常鍛煉盡管減少了抑郁得分，并降低了抑郁癥狀的發(fā)生概率，但均不具有統(tǒng)計顯著性。從體育鍛煉的系數看，隨著社會地位的提高，其絕對值呈現下降趨勢；交互項系數也顯著大于0。從上述兩點可以推斷隨著社會地位的提高，鍛煉的抗抑郁效應呈現下降趨勢。

表6 鍛煉與不同社會地位居民的抑郁比較Table 6 The Association between PA and Depression in Residents with Different Social Status

3.7 鍛煉行為與抑郁風險的性別差異

表7 進一步考察了鍛煉對不同性別城鄉(xiāng)居民抑郁風險的影響。結果表明，無論是男性，還是女性，經常鍛煉均顯著減少了抑郁得分和抑郁癥狀發(fā)生的概率；交互項與0 沒有顯著差異，這意味著經常鍛煉的抗抑郁效應不具有顯著的性別差異。

表7 鍛煉與不同性別居民的抑郁比較Table 7 The Association between PA and Depression in Residents with Different Gender

3.8 交互項綜合效應

上文詳細考察了體育鍛煉對不同特征群體的抗抑郁效應，我們進一步把上文所有交互項同時納入模型，上述交互效應是否仍然存在呢？從表8 模型（1）和（3）可以看出，高教育水平和高生活水平仍然顯著降低了體育鍛煉的抗抑郁效應，鍛煉的抗抑郁效應在城鄉(xiāng)居民間和不同性別居民間仍然不具有顯著性差異，但體育鍛煉與社會地位交互項不再顯著。考慮到生活水平和社會地位可能存在共線性，模型（2）和（4）不再納入體育鍛煉與生活水平交互項，盡管在抑郁得分模型（2）中，社會地位與體育鍛煉交互項仍然不顯著，但在抑郁癥狀概率模型中，該交互項具有弱顯著性（P＜0.10）?？梢?，表8 的結果與上文分群體分析的結果基本一致，這進一步驗證了上文模型結果的穩(wěn)健性。

表8 交互項綜合效應Table 8 The Interaction between Different Variables

3.9 穩(wěn)健性檢驗：可能存在的選擇性偏誤及應對

上述分析盡管揭示了體育鍛煉與抑郁風險的降低密切相關，但并不能揭示體育鍛煉與抑郁風險的降低有因果關系。在使用觀察數據分析體育鍛煉行為對抑郁風險的影響時，難點在于控制選擇性偏誤導致的內生性問題。因為是否參與體育鍛煉活動主要是居民自主選擇的結果，該行為既可能基于個體的可觀測特征，如健康狀態(tài)、年齡、性別、婚姻、收入和教育等，也可能是基于不可觀測特征（即遺漏變量），如健康理念和風險偏好等；此外，鍛煉與抑郁間存在反向因果關系，即居民可能因為對抗抑郁而選擇參與鍛煉。如果不對這種自選擇機制進行糾正，就可能導致估計偏誤。采用傳統(tǒng)多元回歸分析方法盡管在一定程度上控制了其他混淆變量的影響，但因遺漏變量和反向因果關系的存在而無法有效解決選擇性偏誤導致的內生性問題。故上文結果僅能揭示體育鍛煉與降低抑郁風險相關。

工具變量（下文簡稱“IV”）法和傾向得分匹配法（propensity score matching，PSM）是解決觀察性數據選擇性偏誤，獲得因果效應估計的有力工具。我們先采用IV 法，分析在本文使用的數據中是否存在選擇性偏誤導致的內生性問題。在實證研究中，常用社區(qū)層次變量作為個體行為的IV，我們分別使用當前期（即2016 年）社區(qū)居民鍛煉參與率和滯后一期（即2014 年）的社區(qū)居民的鍛煉參與率作為式（1）中居民是否經常鍛煉（PA）的IV①此兩個變量均是有效的IV。IV 有效性取決于其是否滿足兩個條件：第一個條件是工具變量與內生變量是否存在顯著的偏相關。在本文中，即社區(qū)鍛煉參與率是否與居民個人經常鍛煉正相關，社區(qū)鍛煉參與率反映了社區(qū)鍛煉氛圍和鍛煉設施的完善程度，有理由認為它將影響個體鍛煉行為。針對不同的抑郁風險因變量，一階段結果表明，在控制其他外生變量的情況下，社區(qū)鍛煉參與率在1%水平上與居民經常鍛煉概率顯著正相關；同時，F統(tǒng)計量均超過了經驗值10，意味著本文使用的工具變量通過了弱工具變量檢驗。工具變量有效的第二個條件是其外生性。社區(qū)鍛煉參與率，尤其是滯后一期的社區(qū)鍛煉參與率反映了社區(qū)鍛煉文化以及鍛煉設施的便利性，外生于個體經常鍛煉行為，它主要是通過影響個人鍛煉行為，從而間接影響個體的抑郁風險?？紤]到文章篇幅，我們未在正文報告內生性檢驗過程及結果，而是制作了附錄，如果讀者感興趣，請向作者索取。。然而，內生性Hausman 檢驗結果發(fā)現，P值均大于0.10，這表明使用當前期和滯后一期社區(qū)鍛煉參與率作為IV 均不能拒絕PA外生的原假設。由于使用IV 法的前提是鍛煉行為存在內生性，而幸運的是本文使用的數據中鍛煉行為是外生于抑郁狀態(tài)的，故沒有必要使用IV 法對選擇性偏誤進行調整，而可以直接采用OLS 法。這可能是由于本文模型設定中包含了豐富的個體和社區(qū)環(huán)境控制變量，較好地控制了可能存在的遺漏變量導致的選擇性偏誤問題。這意味著體育鍛煉與抑郁風險的降低之間存在因果關系，兩者不僅僅具有相關性。

在使用OLS 方法基礎上，我們進一步使用PSM 法（即傾向得分匹配法）對結果進行穩(wěn)健性檢驗。有研究揭示PSM 的結果與隨機實驗非常接近（Dehejia et al.，1999），故在考察因果效應中得到廣泛應用（胡安寧，2012）。在本文中，傾向得分即為個體鍛煉行為受到可觀測到的混淆變量影響的條件概率；PSM 就是將參與鍛煉組和未參與鍛煉組的居民進行匹配，尋找到與參與組傾向得分最相似的非參與組作為反事實組（控制組）。因為已有的混淆變量已經在基于傾向值得分匹配過程中被控制，即匹配之后處于處理組和控制組個體各方面特征不具有顯著差異，由此遏制了選擇性誤差，故處理組和控制組抑郁風險的差異就歸因于是否經常參與體育鍛煉，從而可以獲得處理組的平均處理效應（ATT）。

為了增加對結果可靠性的信心，本文選擇了常見的3種PSM 方法，包括近鄰匹配、半徑匹配和核匹配。其中，近鄰匹配使用了標準誤較小的1：4 近鄰匹配法。已有文獻對上述方法進行了詳細介紹（丁從明等，2018）。PSM獲得因果效應的前提是匹配后處理組和對照組的協(xié)變量平衡，即不具有顯著性差異；同時，需要滿足條件獨立性假設。平衡性檢驗的結果表明，匹配后，鍛煉組與非鍛煉組間協(xié)變量的偏差大幅度縮小，在5% 水平上均不具有顯著性差異，滿足了協(xié)變量平衡性要求②考慮到篇幅，正文未報告協(xié)變量平衡性檢驗結果，如果讀者感興趣，請向作者索取。；上文內生性檢驗的結果不能拒絕體育鍛煉行為的外生假設，故滿足了條件獨立性假設。

考慮到文章篇幅，表8 僅報告全樣本結果，以及體育鍛煉對不同家庭生活水平和社會地位的城鄉(xiāng)居民抑郁癥狀發(fā)生概率的影響。就全樣本3 種PSM 法結果而言，體育鍛煉使得發(fā)生抑郁癥狀的概率降低了約0.025，與OLS 方法0.020 結果相接近。就不同生活水平的居民而言，與OLS 方法結果相一致，隨著生活水平提高，體育鍛煉的效應呈現下降趨勢，對高生活水平的城鄉(xiāng)居民的抑郁癥狀發(fā)生的概率仍然沒有顯著影響；就不同主觀社會地位而言，體育鍛煉仍然顯著降低了中低社會地位居民抑郁癥狀發(fā)生的概率，而對高社會地位居民沒有顯著影響。PSM方法結果進一步表明體育鍛煉不僅具有抗抑郁的因果效應，而且促進了精神健康公平。

表9 傾向得分匹配法結果Table 9 The Results of Propensity Score Matching

4 討論

4.1 體育鍛煉具有抗抑郁效應

抑郁癥等精神障礙給中國社會帶來了沉重的醫(yī)療負擔和經濟負擔（Hsieh et al.，2017），而體育鍛煉則是日常和臨床中預防和緩解抑郁風險的有效措施（Knapen et al.，2015；Rebar et al.，2015；Rosenbaum et al.，2014；Schuch et al.，2018）。本研究基于全國代表性的大樣本數據，揭示了經常鍛煉具有較強的抗抑郁效應。這與國內外部分研究結論相一致（陳青萍，2003；Rebar et al.，2015；Rosenbaum et al.，2014）。同Chekroud 等（2018）僅僅控制個體變量相比較，本研究包含了豐富的個體變量和社區(qū)變量，較好地控制了可能同時影響個體鍛煉行為和抑郁風險的混淆因素。國外也有文獻發(fā)現體育鍛煉與抑郁癥狀的關系不具有統(tǒng)計顯著性（Camacho et al.，1991；Toseeb et al.，2014），這可能是因為他們沒有很好地控制選擇性偏誤問題。相對于現有文獻，本研究特別考慮到選擇性偏誤可能導致的內生性問題。內生性Hausman 檢驗結果揭示本文結果受選擇性偏誤導致的內生性問題嚴重影響的可能性較低，傾向得分匹配法的分析結果也表明了上述發(fā)現的穩(wěn)健性。總之，與國外相關隨機試驗的研究發(fā)現相似（Larun et al.，2006），在中國，體育鍛煉具有較強的抗抑郁效應。

4.2 體育鍛煉具有精神健康公平效應

在排除掉選擇性偏誤導致的內生性問題后，針對國外文獻沒有考慮到體育鍛煉抗抑郁效應的異質性問題，即體育鍛煉對不同群體抗抑郁效應可能存在差異，本文從健康公平視角考察了體育鍛煉對不同社會經濟地位群體的抑郁風險的影響。結果表明，隨著教育水平、家庭經濟狀況和主觀社會地位的提高，體育鍛煉帶來的抗抑郁效應呈現下降趨勢，即體育鍛煉對中低教育水平、中低生活水平和中低社會地位居民的抗抑郁效應更大，而對高教育水平、高生活水平以及高社會地位居民的抑郁風險無顯著影響。 與部分已有研究結果相一致（Lorant et al.，2003；Zimmerman et al.，2005），本文描述統(tǒng)計的結果也揭示社會經濟地位較低的群體抑郁風險更高，同時發(fā)現體育鍛煉對他們的抗抑郁效應更大，這意味著體育鍛煉可以促進精神健康公平。

在中國，體育鍛煉對男女性抑郁風險的影響不具有顯著性差異，這與Schuch 等（2018）的研究結論相一致。國內目前鮮有文獻考察農村居民鍛煉行為與抑郁風險的關系，本文發(fā)現盡管農村鍛煉資源遠遠落后于城市，但體育鍛煉也顯著降低了農村居民的抑郁風險。體育鍛煉對城市和農村居民的抗抑郁效應不具有顯著性差異，這可能是農村居民體力勞動更多，消除了城鄉(xiāng)居民社會經濟地位差異導致的體育鍛煉抗抑郁效應的差異。

4.3 政策意義

促進健康公平是健康中國建設的核心目標之一，習近平總書記多次強調要提高人民群眾的幸福感。已有研究揭示社會經濟地位是通過影響生活方式從而導致健康不公平的（王甫勤，2012），故推廣全民健身等健康的生活方式的干預措施是縮小不同社會經濟地位群體間的健康差距，從而促進健康公平的重要舉措。本文的發(fā)現為從體育鍛煉視角促進精神健康公平，減輕中國精神健康的醫(yī)療負擔和經濟負擔，從而提高人民群眾的幸福感的舉措提供了重要啟示。本文描述統(tǒng)計結果和已有文獻均揭示，在中國低社會經濟地位群體抑郁風險更高（Qin et al.，2018）；而體育鍛煉能有效地改善城鄉(xiāng)居民的精神健康狀況，社會經濟地位較低的群體從中獲得更高的精神健康回報，是具有較高成本效益的精神健康公平干預措施。但本文發(fā)現，我國勞動年齡階段居民經常鍛煉參與率僅達到23.6%，社會經濟地位較低群體鍛煉參與率更低，其居住的社區(qū)鍛煉物質資源和社會資源更為匱乏，而良好的社區(qū)鍛煉物質環(huán)境和社會環(huán)境在推動居民參與鍛煉中發(fā)揮著重要作用（Bauman et al.，2012）。如美國疾控中心提出活力社區(qū)環(huán)境計劃，從在社區(qū)中建構支持性環(huán)境的出發(fā)，試圖通過社區(qū)環(huán)境與政策的整合，使得社區(qū)環(huán)境為不同年齡段的社區(qū)居民提供更多的資源從事體育鍛煉活動（Doyle et al.，2006）。綜上，本文認為一方面要加強城鄉(xiāng)社區(qū)，尤其是農村地區(qū)以及城市落后社區(qū)的體育鍛煉的物質環(huán)境建設，包括建設更加美觀整潔的社區(qū)環(huán)境、健全社區(qū)體育設施和場地，增強城鄉(xiāng)居民體育鍛煉活動的便利性，從而吸引社區(qū)居民參與鍛煉；另一方面，需要改善社區(qū)的社會環(huán)境，改善社區(qū)治安，營造社區(qū)鍛煉文化，通過政府購買服務方式支持社區(qū)體育鍛煉娛樂組織發(fā)展，充分發(fā)揮健身組織在體育鍛煉過程中健身知識傳播、健身行為引導示范和相互激勵的作用。

本研究仍然具有一定的局限性。由于數據局限性，本文沒有進一步考察具體鍛煉時長、鍛煉強度和鍛煉類型對抑郁風險影響的差異；同時，所采用的數據不包括15 歲以下兒童以及65 歲以上老年人，體育鍛煉對他們抑郁風險的影響可能也有所不同。

5 結論

基于2016 年中國勞動力動態(tài)調查數據，本文發(fā)現：1）體育鍛煉具有較強的抗抑郁風險作用；2）體育鍛煉促進了精神健康公平，體育鍛煉對中低教育水平、中低生活水平以及中低社會地位居民具有較強的抗抑郁效應，而對高教育水平、高生活水平以及高社會地位居民的抑郁風險無顯著作用；隨著社會經濟地位的提升，經常鍛煉的抗抑郁效應呈現下降趨勢。