李平平， 向祖兵， 王雷

1.成都體育學院 新聞與傳播學院， 成都 610041； 2.重慶大學 體育學院， 重慶 400044；3.西南大學 體育學院， 重慶 400715

隨著人們對美好生活追求的提高， 閑暇時間內(nèi)的生活內(nèi)容及方式逐漸引起人們的重視． 閑暇時間也稱為余暇時間， 是相對于工作而言的非工作概念， 指用于休閑娛樂、 社會交往、 自我發(fā)展等可供個人自由支配的時間， 是每個社會成員全面發(fā)展自我的基本保障[1]． 是否科學、 健康地分配閑暇時間， 是檢驗人們生活方式與生活質(zhì)量的標準[2-4]． 隨著我國經(jīng)濟的迅速發(fā)展， 居民閑暇內(nèi)容和方式日益豐富， 體育鍛煉成為其重要的部分． 大量研究表明[5-10]， 科學合理的體育鍛煉能夠有效降低慢性病的出現(xiàn)概率， 提升人民群眾的健康水平． 因此系統(tǒng)分析我國居民閑暇時間中體育鍛煉參與現(xiàn)狀， 對于推進居民體育鍛煉、 提升人民群眾的健康水平， 具有重要的現(xiàn)實意義．

“中國家庭追蹤調(diào)查”(China Family Panel Studies， CFPS)是一項全國性、 綜合性的社會追蹤調(diào)查項目． 該項目將閑暇時間界定為居民平均每天可自由支配用于各類休閑活動的時間總量， 包括閱讀傳統(tǒng)媒體、 影音視聽、 社會交往、 互聯(lián)網(wǎng)娛樂、 體育鍛煉、 消遣玩耍、 公益活動、 宗教活動和家務(wù)勞動等． 本研究以“中國家庭追蹤調(diào)查”信息作為數(shù)據(jù)來源， 分析當前我國居民閑暇時間中體育鍛煉參與的總體面貌， 通過選擇不同變量分析居民體育互動的參與特征， 擬為我國體育公共服務(wù)政策的制定和策略選擇提供數(shù)據(jù)支持．

1 研究設(shè)計與研究方法

1.1 數(shù)據(jù)來源

中國家庭追蹤調(diào)查數(shù)據(jù)(CFPS)調(diào)查了全國25個省市30 000多個樣本． 根據(jù)研究需要， 本研究選擇16～75歲年齡段的樣本數(shù)據(jù)為基礎(chǔ)， 對相關(guān)變量進行數(shù)據(jù)清理后， 最終納入分析的樣本數(shù)為22 552個， 其中16～29歲樣本量3 847個， 30～44歲樣本量7 664個， 45～59歲樣本量7 391個， 60～75歲樣本3 650個．

1.2 模型構(gòu)建與變量選擇

本研究主要運用Logistic回歸模型和OLS回歸模型進行數(shù)據(jù)分析． Logistic回歸模型是一種廣義線性回歸， 它其中一個重要應(yīng)用是估計優(yōu)勢比OR(Odds Ratio)． 優(yōu)勢比也稱之為發(fā)生比， 是某一事件發(fā)生的概率與不發(fā)生概率之比， 用來分析某一解釋變量變化導(dǎo)致的事件發(fā)生可能性的變動情況． 而OLS回歸分析主要用于線性回歸的參數(shù)估計， 通過最小化誤差的平方和尋找數(shù)據(jù)的最佳函數(shù)匹配． 本研究采用Logistic回歸模型分析閑暇時間、 收入、 教育程度、 性別、 城鄉(xiāng)差異對不同年齡人群體育鍛煉參與的影響， 采用OLS回歸模型分析以上變量對居民是否參與體育鍛煉的影響．

本研究以居民進行體育鍛煉的時間來表示體育鍛煉參與情況， 重點考察3個方面： ①是否參與體育鍛煉， 考察居民休閑活動中是否有體育鍛煉時間； ②體育鍛煉時間比， 考察居民平均每天的體育鍛煉時間占平均每天休閑活動總時間的比重； ③體育鍛煉時間量， 考察居民平均每天的體育鍛煉時間總量． 研究中所有統(tǒng)計分析均使用Stata軟件實現(xiàn)．

1.2.1 居民是否參與體育鍛煉的Logistic模型

本研究采用Logistic回歸模型研究居民是否參與體育鍛煉的影響因素， 所考察的因變量和自變量如下：

因變量為體育鍛煉時間， 將體育鍛煉時間投入等于0定義為不參與體育鍛煉， 參與時間大于0定義為參與體育鍛煉， 即“0”代表“不參與體育鍛煉”， “1”代表“參與體育鍛煉”；

自變量： 包括影音視聽與上網(wǎng)、 社會交往、 消遣玩耍、 閱讀、 其他及體育鍛煉， 閑暇時間是連續(xù)變量；

收入對數(shù)： 為居民每月的具體收入數(shù)， 以實際填寫數(shù)據(jù)為準， 本研究將收入數(shù)據(jù)進行對數(shù)轉(zhuǎn)換， 收入對數(shù)變量是一個連續(xù)型變量；

教育程度： 分為小學及以下、 中學(包括初中、 高中、 中專)、 大學(大專、 本科、 碩士、 博士)， 1=“小學”、 2=“中學”、 3=“大學”； 考慮到城鄉(xiāng)差異較大， 設(shè)置0=“鄉(xiāng)村”， 1=“城市”； 性別方面： 1=“男”， 0=“女”． 年齡方面： 1=“16～29歲”， 2=“30～44歲”， 3=“ 45～59歲”， 4=“60～75歲”．

運用二分類Logistic回歸模型對因變量“體育鍛煉”進行分析， 發(fā)生比大于1且值越大， 說明該因素對居民參與體育鍛煉的正向促進作用越大， 發(fā)生比等于1， 說明該因素與居民是否參與體育鍛煉無關(guān)系， 發(fā)生比小于1且值越小， 說明該因素對居民參與體育鍛煉的負向作用越大． 發(fā)生比的絕對值用于衡量該因素對居民參與體育鍛煉的正負向作用程度[11-12]．

1.2.2 居民體育鍛煉時間量與體育鍛煉時間比的OLS模型

因變量體育鍛煉時間量與體育鍛煉時間比均是連續(xù)型變量， 本研究采用OLS回歸分析模型進行分析， 考察的變量如下： ①體育鍛煉時間， 指居民平均每天體育鍛煉的時間總量， 它是休閑活動時間的組成部分． 體育鍛煉時間是連續(xù)型變量． ②體育鍛煉時間比是居民每天平均體育鍛煉時間與每天平均休閑活動總時間的比值． 體育鍛煉時間比是連續(xù)型變量， 取值在0～1之間．

自變量： 體育鍛煉時間與體育鍛煉時間投入比兩個模型中的自變量均與居民是否參與體育鍛煉模型一致． 自變量各系數(shù)為正數(shù)， 說明該因素對體育鍛煉時間投入量或體育鍛煉時間投入比具有正向促進作用； 系數(shù)為負數(shù)， 說明該因素對體育鍛煉時間投入量或體育鍛煉時間投入比起負向作用． 系數(shù)的絕對值用于衡量該因素對體育鍛煉時間投入量或體育鍛煉時間投入比的正負向作用程度[13]．

2 結(jié)果與分析

2.1 中國居民閑暇時間支配情況

為具體考察中國居民體育鍛煉時間投入比及投入量的變化規(guī)律， 有必要首先了解居民參與體育鍛煉和基本不參與體育鍛煉兩類群體的閑暇時間利用狀況． 本研究將各類休閑活動時間與休閑活動時間總量的比值高于1%的活動內(nèi)容看作主要活動內(nèi)容， 將低于1%的活動內(nèi)容列入其他活動． 依據(jù)上述原則， 將4個年齡段人群的閑暇時間支配情況進行了統(tǒng)計， 并對每個年齡段人群中是否參與體育鍛煉進行2次區(qū)分， 制作了表1， 用于隨后的相關(guān)主題分析．

表1 中國居民閑暇時間支配情況統(tǒng)計表

2.1.1 參與鍛煉人群的閑暇時間支配特征分析

分析發(fā)現(xiàn)， 參與體育鍛煉的人群中“影音視聽與上網(wǎng)”“體育鍛煉”和“社會交往”是該群體閑暇時間最主要的3種支配方式． 不同年齡段中， “影音視聽與上網(wǎng)”均是占用閑暇時間最多的方式， 在“30～44歲”和“45～59歲”2個年齡段人群中， 用于“影音視聽與上網(wǎng)”的時間占比較為突出， 分別達到45%和44%．

整體來看， 參與體育鍛煉人群中“體育鍛煉”的時間占比相對較高， 在不同年齡段人群中排到第2． 說明人們一旦參與體育鍛煉， 便會拿出較多的時間投入其中， 說明體育鍛煉參與具有較好的“時間粘性”． 而隨著年齡的增加， 人們會逐步提高體育鍛煉在整個閑暇時間中的支配比例， 在“16～29歲”和“30～44歲”年齡段， 體育鍛煉在閑暇時間中的占比均為18%， 而“45～59歲”和“60～75歲”年齡段， 這一比例分別提升至21%和24%． 這在一定程度上說明隨著年齡的增加， 人們對于體育鍛煉的重視度和參與度都出現(xiàn)提升． 此外， 雖然參與體育鍛煉占去人們較多的閑暇時間， 但與“不參與體育鍛煉人群”相比， 不同年齡段“參與體育鍛煉人群”用于“消遣玩?！焙汀伴喿x”的時間占比普遍較高， 表明“參與體育鍛煉人群”在閑暇時間的分配上更為均衡， 閑暇生活方式更加多元化．

2.1.2 不參與體育鍛煉人群的閑暇時間支配特征分析

在不參與體育鍛煉人群中， “影音視聽與上網(wǎng)”“社會交往”和“消遣玩?！笔窃撊后w閑暇時間主要的3種休閑方式， 不參與體育鍛煉人群花費了大量的時間用于“影音視聽和上網(wǎng)”． 從表1可知， 在不同年齡段中， “影音視聽和上網(wǎng)”占用閑暇時間的比例均達到或超過了60%， 在“45～59歲”年齡段， 這一比例甚至到達70%． 說明不參與體育鍛煉人群休閑方式過于單一．

將用于“影音視聽與上網(wǎng)”和“社會交往”的時間合并計算， 能夠發(fā)現(xiàn)這2項內(nèi)容占據(jù)了不參與體育鍛煉人群80%以上的閑暇時間， 在“45～59歲”年齡段的人群中， 這2項內(nèi)容所占用的時間比例甚至達到了89%． 單一的閑暇時間支配方式同時體現(xiàn)在用“閱讀”時間極為有限， 即便在最年輕的“16～29歲”年齡段的群體中， 用于閱讀的時間占比也僅為8%， 而在“45～59歲”和“60～75歲”年齡段這一比例僅有3%． 這進一步說明不參與體育鍛煉人群呈現(xiàn)出單調(diào)的閑暇生活方式， 不利于健康生活習慣的養(yǎng)成．

2.2 中國居民參與體育鍛煉影響因素的Logistic回歸分析

中國城鄉(xiāng)居民休閑活動參與時間會受年齡、 教育程度、 收入的影響， 并具有性別和城鄉(xiāng)差異[14]． 為進一步了解居民閑暇時間的利用結(jié)構(gòu)及體育鍛煉在休閑活動時間中的比重和影響體育鍛煉時間投入的因素， 我們對不同年齡人群在閑暇時間、 收入、 教育程度、 性別、 城鄉(xiāng)差異上是否參與體育鍛煉進行Logistic分組回歸分析， 探討這些因素與居民參與體育鍛煉之間的相互關(guān)系(表2)． “教育程度”類， 中學和大學的回歸分析結(jié)果是以小學作為對照組呈現(xiàn)； “城鄉(xiāng)”類， 城市的回歸分析結(jié)果以鄉(xiāng)村作為對照組呈現(xiàn)； “性別”類， 男性的回歸分析結(jié)果以女性作為對照組呈現(xiàn)．

表2 居民是否參與體育鍛煉的Logistic回歸結(jié)果

由表2可知， 不同變量對于居民體育鍛煉參與的影響特征如下： ①在控制其他變量不變的條件下， 無論哪一組年齡段人群， 居民隨著閑暇時間的增加， 參與體育鍛煉的發(fā)生比均會顯著提高； ②收入的提高對16～29歲年齡段人群是否參與體育鍛煉沒有顯著影響， 但對30歲以上人群參與體育鍛煉的發(fā)生比具有顯著促進作用， 并隨年齡的增加促進作用越大； ③無論哪一組年齡段人群， 居民受教育程度越高， 參與體育鍛煉的發(fā)生比越高， “大學”與參照組“小學”的發(fā)生比顯著性在4個年齡段均高于“中學”與參照組“小學”發(fā)生比； ④城市居民參與體育鍛煉的發(fā)生比顯著高于農(nóng)村居民， 且隨著年齡段增加出現(xiàn)遞增趨勢； ⑤16～29歲年齡段人群中， 男性參與體育鍛煉的發(fā)生比顯著高于女性(比值為1.41)， 而30歲以后， 女性參加體育鍛煉發(fā)生比高于男性．

2.3 參與體育鍛煉人群投入鍛煉時間OLS回歸分析

2.3.1 參與體育鍛煉人群投入鍛煉時間比的OLS回歸分析

體育鍛煉時間比是指平均每天體育鍛煉時間占休閑活動總時間的比重， 反映體育鍛煉在居民休閑活動中的地位． 對參與體育鍛煉人群體育鍛煉時間比的研究有助于進一步觀察居民是否真的存在體育鍛煉參與的“斷裂現(xiàn)象”．

表3顯示， 通過增加閑暇時間、 提高收入和提高受教育程度均不能提高居民體育鍛煉時間占休閑活動總時間的比重． 盡管前述居民是否參與體育鍛煉的Logistic回歸分析結(jié)果顯示， 較多的閑暇時間、 較高的收入和教育程度促進了居民從不參與體育鍛煉向參與體育鍛煉的有效轉(zhuǎn)變， 但對已經(jīng)參與到體育鍛煉中的人群卻表現(xiàn)為負向作用或沒有顯著作用． 特別注意的是， 隨著閑暇時間的增加， 已經(jīng)參與到體育鍛煉中的人群的體育鍛煉占休閑活動總時間的比重反而顯著降低， 可見閑暇時間的增加是居民參與體育鍛煉的基本保障， 在此保障下依然存在居民要么不參與體育鍛煉， 要么熱衷于參與體育鍛煉的現(xiàn)象．

表3 有參與體育鍛煉人群體育鍛煉時間比的OLS回歸估計結(jié)果

2.3.2 參與體育鍛煉人群鍛煉時間投入量的OLS回歸分析

提高居民體育鍛煉時間投入量是推進體育鍛煉參與的直接目標． 隨著閑暇時間的增加和現(xiàn)代休閑活動的增多， 增加的閑暇時間不一定按原有閑暇時間利用結(jié)構(gòu)比例分配， 增加的閑暇時間可能會更多地投入到其他活動時間不足的休閑活動中， 從而造成體育鍛煉時間投入比降低， 但體育鍛煉時間投入量依然有可能增加． 基于上述考量， 我們制作了參與體育鍛煉人群鍛煉時間投入量的OLS回歸表(表4)， 探究閑暇時間、 收入、 教育程度對居民體育鍛煉時間投入量的影響．

表4 有參與體育鍛煉人群鍛煉時間投入量的OLS回歸

回歸結(jié)果顯示， 4個年齡段人群體育鍛煉時間投入量均與閑暇時間總量顯著正相關(guān)， 除60～75歲年齡段人群體育鍛煉時間投入量與個人收入關(guān)系不顯著外， 其余3個年齡段人群與個人收入顯著負相關(guān)． 16～29歲和30～44歲年齡段人群的體育鍛煉時間投入量均與受教育程度負相關(guān)， 45～59歲、 60～75歲年齡段人群體育鍛煉時間投入量均與受教育程度無顯著性差異． 16～29歲和30～44歲年齡段人群體育鍛煉時間投入量在城鄉(xiāng)和性別變量上無顯著性差異， 45～59歲和60～75歲年齡段人群城市顯著高于鄉(xiāng)村， 女性顯著高于男性． 盡管隨閑暇時間的增加參與體育鍛煉人群的體育鍛煉時間投入比降低， 但其體育鍛煉時間投入量依然提高， 增加居民的閑暇時間無疑是促進居民體育鍛煉時間投入的主要措施， 而教育和收入的提高不再具有促進作用．

3 結(jié)論與建議

3.1 結(jié)論

1) 影音視聽與上網(wǎng)是中國居民占用閑暇時間最多的休閑活動． 參與體育鍛煉能夠有效減少居民在影音視聽與上網(wǎng)中支配的時間， 提高其在閱讀和消遣玩耍中花費的時間占比． 這說明參與體育鍛煉有助于優(yōu)化和均衡居民閑暇時間的支配方式， 豐富其閑暇生活內(nèi)容和生活方式．

2) 中國居民在是否參與體育鍛煉環(huán)節(jié)存在斷裂現(xiàn)象， 即中國居民或者完全不參與體育鍛煉， 一旦參與到體育鍛煉中， 體育鍛煉時間投入比即能達到較高水平． 在不同年齡段中， 用于體育鍛煉的時間占比均排在第2位， 僅次于影音視聽與上網(wǎng)； 閑暇時間多少、 收入和受教育程度是產(chǎn)生這種斷裂現(xiàn)象的重要原因． 增加居民的閑暇時間、 提高年收入和受教育程度將有助于居民從不參與體育鍛煉向參與體育鍛煉有效轉(zhuǎn)變．

3) 與鄉(xiāng)鎮(zhèn)居民相比， 城市居民有更高的體育參與可能性． 從已經(jīng)參與到體育鍛煉中的人群看， 城市45歲以上群體的體育鍛煉時間投入比與投入時間量顯著高于鄉(xiāng)村， 45歲以下群體則無顯著差異．

4) 從性別看， 16～29歲年齡段人群中男性參與體育鍛煉的可能性顯著高于女性； 30～44歲年齡段群體無顯著性別差異； 45歲以后女性顯著高于男性． 在投入時間上， 45～59歲年齡段女性人群的體育鍛煉時間顯著高于男性， 其余各年齡人群在體育鍛煉投入時間上未體現(xiàn)出性別差異．

3.2 建議

①建議對不參與體育鍛煉人群制定針對性政策和辦法， 促進該類人群從不參與體育鍛煉到參與體育鍛煉轉(zhuǎn)變； ②建議重點關(guān)注45歲以后男性參與體育鍛煉的發(fā)生比變化的主要原因， 多關(guān)注中年以上男性群體； ③對于已經(jīng)參與體育鍛煉的人群， 建議通過組建社區(qū)鍛煉團隊等方式， 將體育鍛煉與社會交際有效融合， 以此提高其體育鍛煉時間投入量． ④加強鄉(xiāng)鎮(zhèn)體育公共設(shè)施供給與體育鍛煉指導(dǎo)， 提升鄉(xiāng)鎮(zhèn)居民的體育鍛煉參與度， 平衡城鄉(xiāng)居民的體育鍛煉差異．