張巍 徐鑫 周結(jié)友

[收稿日期：2023-08-19

基金項目：國家社會科學(xué)基金項目“新時代鄉(xiāng)村振興戰(zhàn)略背景下鄉(xiāng)村全民健身公共服務(wù)體系優(yōu)化研究”（19BTY098）。

作者簡介：張巍（1984-），男，講師，博士，研究方向：居民體育消費(fèi)。E-mail：maxpainboy@163.com? 通信作者：周結(jié)友]

摘????? 要：基于2017年中國家庭金融調(diào)查（CHFS）中超過2萬戶農(nóng)戶家庭的收入、資產(chǎn)和消費(fèi)數(shù)據(jù)，借助Tobit模型的實證分析工具，對中國農(nóng)民家庭體育消費(fèi)的影響因素進(jìn)行量化研究。研究發(fā)現(xiàn)，收入、資產(chǎn)、工作類型和居住地均會影響農(nóng)戶家庭體育消費(fèi)，具體而言：（1）收入增加會促進(jìn)農(nóng)戶體育消費(fèi)，且收入彈性大于1，表明體育消費(fèi)對農(nóng)戶而言是高檔品。從細(xì)分類型看，財產(chǎn)性收入和轉(zhuǎn)移性收入對體育消費(fèi)促進(jìn)作用顯著，但工資收入和務(wù)農(nóng)收入無顯著作用。（2）資產(chǎn)規(guī)模同樣正向促進(jìn)農(nóng)戶體育消費(fèi)，5種細(xì)分資產(chǎn)類型均正向促進(jìn)農(nóng)戶體育消費(fèi)。（3）從城鄉(xiāng)比較看，工資收入會顯著促進(jìn)城鎮(zhèn)家庭體育消費(fèi)，農(nóng)業(yè)收入會顯著降低城鎮(zhèn)家庭體育消費(fèi)；土地資產(chǎn)顯著促進(jìn)農(nóng)戶體育消費(fèi)，但對城鎮(zhèn)家庭沒有影響。（4）戶主從事非農(nóng)工作和進(jìn)城生活（務(wù)工）均會顯著增加家庭體育消費(fèi)。

關(guān)? 鍵? 詞：體育消費(fèi)；農(nóng)戶家庭；微觀數(shù)據(jù)；量化研究；中國家庭金融調(diào)查

中圖分類號：G80-05??? 文獻(xiàn)標(biāo)志碼：A??? 文章編號：1006-7116（2024）03-0038-10

The influencing factors and policy suggestions for sports consumption among

Chinese rural households

——Based on the empirical analysis of Chinese household finance survey in 2017

ZHANG Wei1， 2，XU Xin1，ZHOU Jieyou3， 4

（1.School of Finance，Guangdong University of Finance & Economics，Guangzhou 510320，China；

2.Institute for Contemporary China Studies，Tsinghua University，Beijing 100084，China；

3.School of Sports Business，Guangzhou Sport University，Guangzhou 510500，China；

4.Youth Sports Research Center，Guangzhou Sport University，Guangzhou 510500，China）

Abstract： Based on the income， asset and consumption data of more than 20，000 rural households from the 2017 Chinese Household Finance Survey （CHFS）， this article studies the basic facts and influencing factors of sports consumption of Chinese rural households by using a Tobit model. The main finding is that income， asset， job type and residence all affect sports consumption of rural households. Specifically speaking： （1） An increase of income will promote farmers sports consumption， and the income elasticity is greater than one， indicating that sports consumption is a high-end product for farmers. Property income and transfer income play a significant role in promoting sports consumption， but wage income and agriculture income have no significant effect. （2） The asset size also positively promotes farmers sports consumption， and all five asset types positively influence farmers sports consumption. （3） From the urban-rural comparative perspective， wage income significantly impacts sports consumption of urban households， while farm income significantly reduces sports consumption of urban households; land assets significantly promote sports consumption rural households， but have no effect on urban households. （4） Both non-farm work and urban living （working） of household heads all significantly increase household sports consumption.

Keywords： sports consumption；rural households；micro data；quantitative study；Chinese household finance survey

黨的二十大報告明確2035年建成體育強(qiáng)國的遠(yuǎn)景目標(biāo)，為新時代中國特色社會主義體育事業(yè)的高質(zhì)量發(fā)展提供基本遵循?！绑w育強(qiáng)國的基礎(chǔ)在于群眾體育”[1]，很顯然在建設(shè)體育強(qiáng)國新征程中農(nóng)村和農(nóng)民不能“遲到”，更不能“缺席”。一方面，實現(xiàn)中華民族偉大復(fù)興，最艱巨最繁重的任務(wù)依然在農(nóng)村，最廣泛最深厚的基礎(chǔ)依然在農(nóng)村。歷史和現(xiàn)實都告訴我們，農(nóng)為邦本，本固邦寧[2]。另一方面，根據(jù)2020年第七次全國人口普查數(shù)據(jù)，盡管我國常住人口城鎮(zhèn)化率已經(jīng)達(dá)到63.89%，但仍有5.098億人居住在鄉(xiāng)村，而且居住在城鎮(zhèn)的9.020億人中有28.94%屬于農(nóng)村戶口，從絕對規(guī)模看有2.610億人，兩者之和高達(dá)7.708億[3]。缺少農(nóng)村和農(nóng)民參與的群眾體育就如同無源之水，而脫離全民參與的體育強(qiáng)國也如同無本之木。

聚焦到農(nóng)村和農(nóng)民體育消費(fèi)領(lǐng)域，其重要性早已遠(yuǎn)超體育強(qiáng)國的范疇。一是新發(fā)展格局的內(nèi)在要求。誠如習(xí)近平總書記[2]所言：“把戰(zhàn)略基點(diǎn)放在擴(kuò)大內(nèi)需上，農(nóng)村有巨大空間，可以大有作為。”“城鄉(xiāng)經(jīng)濟(jì)循環(huán)是國內(nèi)大循環(huán)的題中應(yīng)有之義，也是確保國內(nèi)國際雙循環(huán)比例關(guān)系健康的關(guān)鍵因素?！倍青l(xiāng)村振興的重要基石?！吨腥A人民共和國鄉(xiāng)村振興促進(jìn)法》明確要求“各級人民政府應(yīng)當(dāng)采取措施豐富農(nóng)民文化體育生活”，“鼓勵開展形式多樣的農(nóng)民群眾性文化體育、節(jié)日民俗等活動”?！丁笆奈濉蓖七M(jìn)農(nóng)業(yè)農(nóng)村現(xiàn)代化規(guī)劃》更提出到2025年農(nóng)村居民教育文化娛樂消費(fèi)支出占比要達(dá)到11.5%的具體目標(biāo)。三是共同富裕的根本任務(wù)。人民對美好生活的向往離不開身體健康為基礎(chǔ)，“體有所健”是共同富裕的應(yīng)有之義，面向全體人民的共同富裕當(dāng)然也包括廣大農(nóng)民群眾。

盡管《體育強(qiáng)國建設(shè)綱要》明確農(nóng)民屬于促進(jìn)體育活動的重點(diǎn)人群范疇，并要求“推動全民健身公共服務(wù)資源向農(nóng)村傾斜”“推動農(nóng)民體育協(xié)會等社會組織建設(shè)，健全農(nóng)民群眾身邊的健身組織”[4]。然而遺憾的是，鮮有針對農(nóng)村和農(nóng)民的體育消費(fèi)的量化研究，使得對中國農(nóng)戶家庭體育消費(fèi)的基本事實和影響因素仍然不甚明了。目前國內(nèi)關(guān)于體育消費(fèi)的研究仍然處于起步階段[5]，已有研究主要存在以下不足：（1）研究視角層面，已有研究主要集中在全體居民或城鎮(zhèn)居民的體育消費(fèi)領(lǐng)域，以及農(nóng)戶的全口徑消費(fèi)領(lǐng)域，但對農(nóng)戶體育消費(fèi)領(lǐng)域則鮮有涉及。（2）數(shù)據(jù)層面，已有體育消費(fèi)研究的微觀數(shù)據(jù)來源主要依靠問卷調(diào)查[6]，且多數(shù)問卷僅覆蓋若干個城市或地區(qū)，研究結(jié)論不能反映全國情況。（3）技術(shù)手段層面，已有體育消費(fèi)研究偏重數(shù)據(jù)的描述性統(tǒng)計，缺乏基于計量和參數(shù)的量化研究[7]，因此在政策的針對性和精準(zhǔn)性方面還有所欠缺。國外研究盡管有較為豐富的量化研究成果，但并未刻意具體區(qū)分城市和農(nóng)村。而且由于歷史背景、社會背景和經(jīng)濟(jì)基礎(chǔ)等方面的差異，中國農(nóng)民消費(fèi)行為的特殊性遠(yuǎn)遠(yuǎn)超過西方主流消費(fèi)理論的解釋范圍，從而使許多理論看似能夠解釋中國農(nóng)民的消費(fèi)行為特性，但似乎又總是差強(qiáng)人意，難以給出一個全面系統(tǒng)的解釋[8]。針對以上情況，本研究將基于2017年中國家庭金融調(diào)查中超過2萬戶農(nóng)戶家庭微觀數(shù)據(jù)，對中國農(nóng)民家庭體育消費(fèi)的影響因素進(jìn)行量化分析，以期為后續(xù)研究拋磚引玉。

1? 研究設(shè)計

1.1? 數(shù)據(jù)來源

中國家庭金融調(diào)查（China Household Finance Survey，CHFS）是中國家庭金融調(diào)查與研究中心在全國范圍內(nèi)開展的抽樣調(diào)查項目，旨在收集家庭層次微觀經(jīng)濟(jì)行為的相關(guān)信息。自2011年起，調(diào)查已成功實施6輪。相較于傳統(tǒng)問卷調(diào)查，該數(shù)據(jù)具有全國代表性。本研究使用的數(shù)據(jù)來自于CHFS（2017）年數(shù)據(jù)，該數(shù)據(jù)涵蓋全國29個省份共計40 011個家庭的資產(chǎn)與負(fù)債、保險與保障、支出與收入和金融知識、基層治理與主觀評價等多個維度的指標(biāo)。需要特別說明的是，盡管CHFS已經(jīng)公開5個年度數(shù)據(jù)，但考慮到除2017年以外的其他年度調(diào)查對家庭體育消費(fèi)的統(tǒng)計過于寬泛，往往是和家庭其他文化娛樂活動支出歸并在一起而缺乏精確性，所以本研究只使用2017年度的數(shù)據(jù)進(jìn)行分析。為了保證樣本的有效性，剔除沒有戶口、戶主年齡低于16歲或者質(zhì)量較差的家庭樣本，共計1 114條觀測值。此外，還剔除核心變量缺失的家庭樣本共計260個觀測值，最終樣本包括38 821條觀測值，其中農(nóng)戶樣本20 319條，非農(nóng)戶18 318條。本研究的主要對象是農(nóng)戶家庭樣本。

1.2? 模型設(shè)定

鑒于家庭體育消費(fèi)存在大量0值，呈現(xiàn)出“歸并數(shù)據(jù)（Censored data）”的統(tǒng)計特征，本研究借鑒張巍等[9]的建議，主要使用Tobit模型進(jìn)行回歸：

（1）

其中是本研究核心因變量，定義為樣本中第i號家庭在2017年的體育消費(fèi)，做了對數(shù)化處理。借鑒馬天平和盧旭蕊[10]的做法，本研究也使用CHFS調(diào)查問卷的[G1020]問題：“去年，您家的保健、健身鍛煉支出花了多少錢（單位：元）”作為家庭體育消費(fèi)的代理變量①。

Xi代表本研究將重點(diǎn)考察的一組核心自變量，包括“家庭收入”“家庭資產(chǎn)”“是否務(wù)農(nóng)”和“是否留在農(nóng)村”等變量。其中，家庭收入和家庭資產(chǎn)也做了對數(shù)化處理，這樣它們的回歸系數(shù)就是經(jīng)濟(jì)學(xué)中經(jīng)典的彈性概念。而是否務(wù)農(nóng)和是否留在農(nóng)村是均為虛擬變量，前者是當(dāng)i號家庭戶主的工作類型為“務(wù)農(nóng)”時取值為1，否則取值為0；后者的定義是當(dāng)i號農(nóng)戶家庭的居住地為“鄉(xiāng)村”時取值為1，當(dāng)居住地為“城鎮(zhèn)”時取值為0。

Controls代表一組家庭和戶主層面的控制變量，包括：“戶主年齡”及其二次項（年齡2）、教育程度相關(guān)的虛擬變量（“教育水平-小學(xué)”～“教育水平-大學(xué)”）②、“性別”（虛擬變量）③、“是否結(jié)婚”（虛擬變量）④、“是否有家庭成員”（虛擬變量）⑤。代表省份固定效應(yīng)，為隨機(jī)誤差項。此外，由于樣本數(shù)據(jù)為抽樣得到，本研究按照每個樣本出現(xiàn)的概率大小對估計結(jié)果進(jìn)行加權(quán)處理⑥。

2? 結(jié)果與分析

本部分將從家庭收入、家庭資產(chǎn)、城鄉(xiāng)對比、工作類別、是否進(jìn)城等5個維度分析對體育消費(fèi)的影響。前2維度是從經(jīng)典經(jīng)濟(jì)理論出發(fā)，后3個則基于中國特色問題。首先是收入和資產(chǎn)視角，收入和資產(chǎn)作為家庭財富的流量和存量，顯然是影響包括體育消費(fèi)在內(nèi)所有消費(fèi)的最重要因素。因此在戶籍制度與城鄉(xiāng)二元結(jié)構(gòu)的國情下，收入和資產(chǎn)對體育消費(fèi)的影響在城鄉(xiāng)之間是否存在差異性，以及差異主要體現(xiàn)在哪些方面，是非常直接的疑問。然后是農(nóng)村居民的工作類型對其體育消費(fèi)的影響，尤其關(guān)注務(wù)農(nóng)工作的影響。不僅因為農(nóng)村居民和務(wù)農(nóng)工作之間有千絲萬縷的聯(lián)系，更重要的是總書記多次強(qiáng)調(diào)中國人要把飯碗端在自己手中[11]，那么這些和糧食安全密切相關(guān)的工作及其從業(yè)者尤為值得關(guān)注。最后，是進(jìn)城與否影響農(nóng)村家庭體育消費(fèi)的研究，該視角還涉及另一個非常有中國特色的話題：改革開放以來，中國經(jīng)歷世界上規(guī)模最大、速度最快的城鎮(zhèn)化進(jìn)程，農(nóng)村人口進(jìn)城務(wù)工、生活和定居是中國城鎮(zhèn)化發(fā)展的主旋律之一⑦。

2.1? 收入與體育消費(fèi)

正如前文所言，收入是影響居民體育消費(fèi)和農(nóng)村居民（全口徑）消費(fèi)的關(guān)鍵變量，因此首先考察消費(fèi)對家庭體育消費(fèi)的影響。具體來說，將家庭總收入以及各類分項收入作為核心自變量代入模型（1），表1展示家庭收入對體育消費(fèi)的影響的回歸結(jié)果，其中第（1）列中僅加入總收入的自然對數(shù)（ln收入）作為自變量，第（2）列在第（1）列的基礎(chǔ)上進(jìn)一步加入控制變量，前兩列中l(wèi)n收入的回歸系數(shù)分別為2.784和1.784，均在1%的水平上統(tǒng)計顯著，表明體育消費(fèi)的收入彈性顯著為正：即在不考慮其他影響因素的情況下，總收入每增加1%，體育消費(fèi)金額顯著增加2.784%。即便在控制年齡、教育程度、婚姻狀況和家庭成員數(shù)量等其他控制變量之后，體育消費(fèi)金額仍然顯著增加1.784%。根據(jù)經(jīng)濟(jì)學(xué)經(jīng)典理論，消費(fèi)品按照其收入彈性絕對值大小被劃分為低檔品（彈性絕對值小于0）、必需品（大于0且小于1）和高檔品（大于1）等3種經(jīng)濟(jì)屬性?？偸杖霃椥?.784意味著體育消費(fèi)對農(nóng)戶家庭而言是高檔消費(fèi)品，這和已有研究結(jié)論一致[9，12]。控制變量方面，年齡、性別和是否結(jié)婚的回歸系數(shù)均為負(fù)數(shù)，年齡二次項為負(fù)數(shù)，分別在1%、10%、5%和5%的水平上統(tǒng)計顯著，表明中年人群、女性和未婚人士相對年長人群及年輕人群、男性和已婚人士的體育消費(fèi)顯著更高。另外，與教育程度相關(guān)的4個虛擬變量均在1%的水平上顯著為正，且教育水平-小學(xué)～教育水平-大學(xué)的回歸系數(shù)取值依次遞增，表明體育消費(fèi)隨著學(xué)歷水平的提高而逐步上升。

在表1的（3）到（6）列中，進(jìn)一步考察不同收入類別，即工資性收入、農(nóng)業(yè)收入、財產(chǎn)性收入和轉(zhuǎn)移支付收入等類別對于體育消費(fèi)的影響。第（3）第（4）列中，工資收入和農(nóng)業(yè)收入的回歸系數(shù)分別為0.050和-0.145，但即使在10%的水平上仍然統(tǒng)計不顯著。這表明工資性收入和農(nóng)業(yè)性收入并不影響農(nóng)戶家庭的體育消費(fèi)，可能意味著：（1）農(nóng)戶家庭的農(nóng)業(yè)收入的相對規(guī)模和絕對規(guī)模都偏小，不構(gòu)成家庭收入的“主力軍”，因此無法刺激家庭的升級型消費(fèi)⑧。（2）在“6億人月收入1 000元”[13]的基本國情下，工資收入作為農(nóng)戶家庭最重要的收入來源⑨，要優(yōu)先滿足日常開支、養(yǎng)老、醫(yī)療、教育等更加剛需或緊急的支出。第（5）和第（6）列中，財產(chǎn)收入和轉(zhuǎn)移支付收入的回歸系數(shù)分別為1.747和0.647，均在1%的水平上統(tǒng)計顯著。這些結(jié)果表明財產(chǎn)性收入和轉(zhuǎn)移支付收入是影響體育消費(fèi)的最重要的收入類型，這可能與消費(fèi)的“心理賬戶”有關(guān)⑩。

2.2? 資產(chǎn)與體育消費(fèi)

考察資產(chǎn)對農(nóng)戶家庭體育消費(fèi)的影響，主要基于兩點(diǎn)考慮：第一，大量研究表明資產(chǎn)會影響城鎮(zhèn)居民的消費(fèi)，其經(jīng)濟(jì)邏輯在于資產(chǎn)的“財富效應(yīng)”會促進(jìn)消費(fèi)[14-15]；或者“為了買房而儲蓄”的房奴效應(yīng)會擠出消費(fèi)[16-17]。由于房地產(chǎn)是中國家庭最重要的資產(chǎn)，所以以上研究基本集中在住房資產(chǎn)的影響。第二，已有研究表明房產(chǎn)和金融資產(chǎn)等資產(chǎn)差距是城鄉(xiāng)間收入差距和財富差距擴(kuò)大的主要原因[18-19]，這很可能造成城鄉(xiāng)間消費(fèi)差距的原因之一。

將家庭總資產(chǎn)以及各類分項資產(chǎn)作為核心變量代入模型（1）。表2展示了家庭資產(chǎn)對體育消費(fèi)影響的回歸結(jié)果，其中第（1）列中僅加入總資產(chǎn)的自然對數(shù)（ln總資產(chǎn)）作為自變量，第（2）列在第（1）列的基礎(chǔ)上進(jìn)一步加入控制變量，前兩列中l(wèi)n總資產(chǎn)的回歸系數(shù)分別為5.046和4.236，均在1%的水平上統(tǒng)計顯著，表明體育消費(fèi)的資產(chǎn)彈性顯著為正：即在不考慮其他影響因素的情況下，總資產(chǎn)每增加1%，體育消費(fèi)金額顯著增加5.046%。即便在控制年齡、教育程度等其他控制變量之后，體育消費(fèi)金額仍然顯著增加4.236%。這意味著對農(nóng)戶體育消費(fèi)而言，資產(chǎn)的財富效應(yīng)占據(jù)了絕對上風(fēng)，幾乎不存在擠出效應(yīng)。與表1中的結(jié)果相比，農(nóng)戶體育消費(fèi)的資產(chǎn)彈性大約是收入彈性的2.4倍，這也非常符合經(jīng)濟(jì)直覺?？刂谱兞康幕貧w系數(shù)與表1中基本一致，不再贅述。

在表2的（3）到（7）列中，進(jìn)一步考察不同細(xì)分資產(chǎn)類別（金融資產(chǎn)、非金融資產(chǎn)、非金融資產(chǎn)、土地資產(chǎn)、房產(chǎn)和汽車資產(chǎn)）對于體育消費(fèi)的影響。結(jié)果表明，各細(xì)分的資產(chǎn)類型均對農(nóng)戶家庭的體育消費(fèi)有正面影響，除汽車資產(chǎn)外土地資產(chǎn)對體育消費(fèi)的財富效應(yīng)最弱，很可能與其資產(chǎn)屬性有關(guān)：在現(xiàn)有土地管理制度之下，農(nóng)戶的土地及其承包經(jīng)營權(quán)只具有租賃價值的經(jīng)濟(jì)屬性。

2.3? 城鄉(xiāng)對比

進(jìn)一步考察城鎮(zhèn)家庭收入和資產(chǎn)與家庭體育消費(fèi)的關(guān)系作為城鄉(xiāng)對比，相關(guān)結(jié)果見表3和表4。表3展示了城鎮(zhèn)家庭樣本中收入彈性的結(jié)果，可見城鎮(zhèn)家庭體育消費(fèi)的收入彈性同樣顯著為正，但彈性大小比農(nóng)戶家庭更低。比如在控制其他影響因素后，農(nóng)戶和城鎮(zhèn)的總收入彈性分別是1.784和1.080，前者大約是后者的1.7倍。該結(jié)果意味著，相較于經(jīng)濟(jì)條件更好的城鎮(zhèn)住戶，體育消費(fèi)對農(nóng)戶家庭更像奢侈品，這也非常符合經(jīng)濟(jì)直覺。

另外與農(nóng)戶樣本不同的是，城鎮(zhèn)家庭工資性收入彈性顯著為正，而農(nóng)業(yè)收入彈性顯著為負(fù)。城鎮(zhèn)家庭工資收入的彈性顯著為正，一方面跟其收入規(guī)模有關(guān)，另一方面也可能跟城鎮(zhèn)公共服務(wù)和保障水平高于農(nóng)村有關(guān)，該猜測在后續(xù)居住地的實證分析中可得到進(jìn)一步的交叉佐證。至于城鎮(zhèn)家庭的務(wù)農(nóng)收入增加會顯著降低城鎮(zhèn)居民的體育消費(fèi)，可能與務(wù)農(nóng)生產(chǎn)本身對從業(yè)者時間的占用和精力耗費(fèi)較高有關(guān)，該猜測同樣在下一部分工作類別的實證分析中得到進(jìn)一步佐證。

表4展示了城鎮(zhèn)樣本中資產(chǎn)彈性的結(jié)果。城鎮(zhèn)家庭體育消費(fèi)的資產(chǎn)彈性同樣顯著為正，但彈性大小比農(nóng)戶家庭更低。例如控制其他影響因素后，農(nóng)戶和城鎮(zhèn)家庭的總資產(chǎn)彈性分別是4.236和1.702，前者大約是后者的2.5倍；農(nóng)戶和城鎮(zhèn)家庭的汽車資產(chǎn)彈性分別是1.131和0.308，前者大約是后者的3.7倍。另外與農(nóng)戶樣本不同的是，土地資產(chǎn)并不影響城鎮(zhèn)家庭的體育消費(fèi)，可能是因為土地資產(chǎn)在城鎮(zhèn)家庭中占比極低導(dǎo)致。

2.4? 工作類別

并非全部農(nóng)戶都以務(wù)農(nóng)為主業(yè)，CHFS2017調(diào)查中將工作類型劃分為6種，樣本家庭工作及占比如下：受雇于他人或單位（10.7%）、臨時性工作（19.7%）、務(wù)農(nóng)（33.2%）、個體經(jīng)營（9.9%）、自由職業(yè)（2.2%）、其他（0.6%）、缺失（0.4%）。重點(diǎn)關(guān)注是否務(wù)農(nóng)對農(nóng)戶家庭體育消費(fèi)的影響差異，其理由有如下兩點(diǎn)：第一，黨的二十大再次強(qiáng)調(diào)要“全方位夯實糧食安全根基”“確保中國人的飯碗牢牢端在自己手中”，而務(wù)農(nóng)與糧食生產(chǎn)息息相關(guān)，是保障糧食安全的關(guān)鍵所在。第二，基于樣本統(tǒng)計來看，從事“務(wù)農(nóng)”的農(nóng)戶家庭不僅占總樣本的比重最高，為所有工作類別中占比最高。而且與從事其他工作的農(nóng)戶家庭相比，其體育消費(fèi)金額、總資產(chǎn)和總收入都更低。

將工作類型虛擬變量“是否務(wù)農(nóng)”作為核心變量帶入模型（1），回歸結(jié)果見表5。第（1）列中僅加入“是否務(wù)農(nóng)”變量，第（2）列在第（1）列的基礎(chǔ)上進(jìn)一步加入控制變量，（3）～（5）列則進(jìn)一步加入總收入和總資產(chǎn)的變量。前兩列中是否務(wù)農(nóng)變量的回歸系數(shù)分別為-11.242和-7.82，均在1%的水平上統(tǒng)計顯著，表明工作類型為務(wù)農(nóng)的農(nóng)戶家庭比其他家庭體育消費(fèi)金額顯著更低。（3）～（5）列的結(jié)果表明，即使在控制收入彈性和資產(chǎn)彈性之后，是否務(wù)農(nóng)的回歸系數(shù)分別為-6.236、-5.536和-5.517，并均在1%的水平上統(tǒng)計顯著。

相較于戶主選擇從事其他工作，務(wù)農(nóng)工作會顯著降低家庭的體育消費(fèi)，并且在控制收入和資產(chǎn)的影響后該結(jié)論依舊成立，這很可能和工作的時間成本有關(guān)。工作忙碌會制約體育消費(fèi)[20]，而務(wù)農(nóng)工作對從業(yè)者的時間占用和體力消耗都比較大，尤其是在不具備大規(guī)模機(jī)械化生產(chǎn)的南方地區(qū)更是如此，因此對體育消費(fèi)產(chǎn)生擠出效應(yīng)。該邏輯也能解釋3.3部分城市居民的務(wù)農(nóng)收入會負(fù)向阻礙其家庭體育消費(fèi)的觀點(diǎn)。

2.5? 進(jìn)城與體育消費(fèi)

部分農(nóng)村戶籍居民可能會因為工作等原因進(jìn)入城市生活。根據(jù)2020年第七次全國人口普查數(shù)據(jù)，居住在城鎮(zhèn)的9.020億人中有28.94%屬于農(nóng)村戶口，從絕對規(guī)?？从?.610億人。已有文獻(xiàn)表明城鎮(zhèn)化可以促進(jìn)農(nóng)村居民消費(fèi)[21]。一方面，城鎮(zhèn)化通過促進(jìn)農(nóng)民增收而提升消費(fèi)[22]，另一方面，城鎮(zhèn)消費(fèi)的示范效應(yīng)也能促進(jìn)農(nóng)民消費(fèi)[23]?；贑HFS2017的樣本統(tǒng)計來看，進(jìn)入城市生活的農(nóng)村戶籍居民的體育消費(fèi)、總收入和總資產(chǎn)均高于留在農(nóng)村居住的家庭（見表6）。

將居住地虛擬變量“是否留守農(nóng)村”作為核心自變量代入模型（1），回歸結(jié)果見表6。第（1）列中僅加入是否留守農(nóng)村這一個變量，第（2）列在第（1）列的基礎(chǔ)上加入控制變量，（3）～（5）列則進(jìn)一步加入總收入和總資產(chǎn)的變量。前兩列中是否留守農(nóng)村的回歸系數(shù)分別為-13.542和-10.035，均在1%的水平上統(tǒng)計顯著，表明在城鎮(zhèn)地區(qū)戶主的農(nóng)戶家庭比其他家庭體育消費(fèi)金額顯著更高。（3）～（6）列的結(jié)果表明，即使在控制收入彈性和資產(chǎn)彈性之后，是否留守農(nóng)村的回歸系數(shù)分別為-9.398、-7.522、-7.391和-6.680，并均在1%的水平上統(tǒng)計顯著，表明即使控制資產(chǎn)、收入和工作類別之后，住在城鎮(zhèn)的農(nóng)戶家庭仍然比留在農(nóng)村的農(nóng)戶家庭的體育消費(fèi)金額顯著更高。此外，表6的第（6）列結(jié)果中總收入、總資產(chǎn)和是否務(wù)農(nóng)3個變量的回歸系數(shù)分別為0.702、3.453和-2.894，分別在5%、1%和10%的水平上統(tǒng)計顯著，表明居住地、總收入、總資產(chǎn)和是否務(wù)農(nóng)4個變量都對體育消費(fèi)有影響。

相較于選擇向城市遷徙的農(nóng)戶，那些選擇留在農(nóng)村的農(nóng)戶家庭的體育消費(fèi)更低，并且在控制收入和資產(chǎn)的影響后結(jié)論依舊成立。這一方面意味著在中國所推進(jìn)的新型城鎮(zhèn)化建設(shè)中，隨著發(fā)展理念從“地的城鎮(zhèn)化”向“人的城鎮(zhèn)化”轉(zhuǎn)變，城鎮(zhèn)基本公共服務(wù)對包括農(nóng)民工在內(nèi)的流動人口的覆蓋更加全面，成功避免了進(jìn)城務(wù)工的農(nóng)戶家庭陷入“要將收入增加的大部分用于政府無法提供的公共品上，進(jìn)而抑制消費(fèi)支出”[24]的困境，因此極大提升其體育消費(fèi)的傾向。另一方面還意味著，城鎮(zhèn)化進(jìn)程中的消費(fèi)示范效應(yīng)不僅在全口徑的總消費(fèi)領(lǐng)域、非剛性消費(fèi)品領(lǐng)域、教育文化娛樂服務(wù)和醫(yī)療保健支出等“生產(chǎn)性消費(fèi)”領(lǐng)域成立，在體育消費(fèi)這一個全新的細(xì)分消費(fèi)領(lǐng)域也同樣成立。該邏輯也能解釋城鎮(zhèn)家庭的工資性收入正向促進(jìn)其體育消費(fèi)。

3? 結(jié)論與建議

基于CHFS 2017年調(diào)查超過2萬戶農(nóng)戶家庭的收入、資產(chǎn)和消費(fèi)數(shù)據(jù)，借助Tobit模型的實證分析工具，對中國農(nóng)民家庭體育消費(fèi)的基本事實和影響因素進(jìn)行量化研究。主要結(jié)論如下：

第一，從家庭收入視角：（1）體育消費(fèi)的收入彈性大于1，意味著體育消費(fèi)對對農(nóng)戶家庭而言是高檔消費(fèi)品。（2）農(nóng)戶家庭工資性收入和務(wù)農(nóng)收入不影響其體育消費(fèi)，很可能是這類收入的不穩(wěn)定導(dǎo)致。（3）城鄉(xiāng)比較看，農(nóng)戶家庭的收入彈性大于城鎮(zhèn)，意味著農(nóng)戶家庭體育消費(fèi)的邊際消費(fèi)傾向更大。

第二，從家庭資產(chǎn)視角：（1）資產(chǎn)會促進(jìn)農(nóng)戶家庭的體育消費(fèi)，意味著對其體育消費(fèi)而言，資產(chǎn)的財富效應(yīng)占據(jù)上風(fēng)。（2）各類資產(chǎn)均對體育消費(fèi)有促進(jìn)作用，但土地資產(chǎn)對農(nóng)戶家庭體育消費(fèi)的財富效應(yīng)偏弱，很可能與其只能租賃的資產(chǎn)屬性有關(guān)。（3）城鄉(xiāng)比較看，農(nóng)戶家庭資產(chǎn)的彈性大于城鎮(zhèn)家庭，意味著農(nóng)戶家庭體育消費(fèi)的邊際消費(fèi)傾向更大。

第三，從是否從事務(wù)農(nóng)視角：從事務(wù)農(nóng)工作相較于選擇從事其他工作，會顯著降低家庭的體育消費(fèi)，并且在控制收入和資產(chǎn)的影響后結(jié)論依舊成立，這很可能和工作的時間成本有關(guān)。

第四，從是否留守農(nóng)村視角：留守農(nóng)村相較于選擇流向城市，會顯著降低農(nóng)戶家庭的體育消費(fèi)，并且在控制收入和資產(chǎn)的影響后結(jié)論依舊成立。這很可能是因為城鎮(zhèn)化進(jìn)程中，覆蓋流動人口的基本公共服務(wù)水平提升（同時也意味著農(nóng)村基本公共服務(wù)與城鎮(zhèn)之間的差距拉大）和消費(fèi)的示范效應(yīng)共同作用的結(jié)果。

基于以上結(jié)論，提出如下建議：

第一，千方百計增加農(nóng)民的收入水平、降低城鄉(xiāng)收入差距、保障農(nóng)戶收入的穩(wěn)定性。要想在“6億人月收入1 000元”[13]的基本國情下實現(xiàn)農(nóng)戶家庭體育消費(fèi)的長期增長和大幅增長，最重要的舉措還是持續(xù)提高農(nóng)戶家庭的收入水平和縮小與城鎮(zhèn)居民的收入差距。（1）確保居民人均可支配收入增長與國內(nèi)生產(chǎn)總值增長基本同步：要運(yùn)用農(nóng)業(yè)農(nóng)村資源和現(xiàn)代經(jīng)營方式增加收入；規(guī)范勞務(wù)派遣用工行為，保障勞動者同工同酬；健全各類生產(chǎn)要素由市場決定報酬的機(jī)制，提高農(nóng)民土地增值收益分享比例。（2）完善再分配機(jī)制改善收入和財富分配格局：要全面貫徹中央“在高質(zhì)量發(fā)展中促進(jìn)共同富?！钡囊螅_處理效率和公平的關(guān)系，構(gòu)建初次分配、再分配、三次分配協(xié)調(diào)配套的基礎(chǔ)性制度安排，加大稅收、社會保障、轉(zhuǎn)移支付等調(diào)節(jié)力度和精準(zhǔn)性，發(fā)揮慈善等第三次分配作用。（3）提高農(nóng)民收入穩(wěn)定性，尤其是務(wù)農(nóng)收入的穩(wěn)定性：完善農(nóng)村社會保障和救助制度，健全農(nóng)村低收入人口常態(tài)化幫扶機(jī)制；健全農(nóng)業(yè)支持保護(hù)制度，完善糧食主產(chǎn)區(qū)利益補(bǔ)償機(jī)制，構(gòu)建新型農(nóng)業(yè)補(bǔ)貼政策體系，完善糧食最低收購價政策。

第二，貫徹落實鄉(xiāng)村振興戰(zhàn)略和新型城鎮(zhèn)化戰(zhàn)略，推進(jìn)基本公共服務(wù)均等化。通過全面實施鄉(xiāng)村振興戰(zhàn)略、深入推進(jìn)以人為核心的新型城鎮(zhèn)化戰(zhàn)略，健全基本公共服務(wù)體系，加強(qiáng)普惠性、基礎(chǔ)性、兜底性民生建設(shè)，主動縮小地區(qū)、城鄉(xiāng)和收入差距，不斷增強(qiáng)農(nóng)戶家庭的獲得感、幸福感和安全感，從而釋放其消費(fèi)潛力。（1）推動城鄉(xiāng)區(qū)域基本公共服務(wù)制度統(tǒng)一、質(zhì)量水平有效銜接，推進(jìn)城鄉(xiāng)基本公共服務(wù)標(biāo)準(zhǔn)統(tǒng)一、制度并軌，增加農(nóng)村教育、醫(yī)療、養(yǎng)老、文化等服務(wù)供給，促進(jìn)基本公共服務(wù)資源向基層延伸、向農(nóng)村覆蓋、向邊遠(yuǎn)地區(qū)和生活困難群眾傾斜。（2）凸顯科技興農(nóng)在鄉(xiāng)村振興中的地位，建設(shè)智慧農(nóng)業(yè)：通過智能化和復(fù)合型農(nóng)業(yè)機(jī)械研發(fā)應(yīng)用、灌區(qū)節(jié)水改造和精細(xì)化管理工程、完善農(nóng)業(yè)科技創(chuàng)新體系、創(chuàng)新農(nóng)技推廣服務(wù)方式等舉措，降低農(nóng)業(yè)生產(chǎn)中對從業(yè)者的時間占用和精力耗費(fèi)，極大降低其體育消費(fèi)的時間機(jī)會成本。（3）堅持走中國特色新型城鎮(zhèn)化道路，深入推進(jìn)以人為核心的新型城鎮(zhèn)化戰(zhàn)略，統(tǒng)籌推進(jìn)戶籍制度改革和城鎮(zhèn)基本公共服務(wù)常住人口全覆蓋，健全農(nóng)業(yè)轉(zhuǎn)移人口市民化配套政策體系，加快推動農(nóng)業(yè)轉(zhuǎn)移人口全面融入城市。

第三，多措并舉提高體育公共服務(wù)的可及性和便利性，增強(qiáng)體育產(chǎn)業(yè)供給的有效性。在農(nóng)戶家庭體育消費(fèi)水平整體較低的情況下，增大公共財政對體育的支持，提高體育公共服務(wù)的可及性和便利性、提高體育商品（服務(wù)）供給的有效性仍將是推進(jìn)農(nóng)村體育事業(yè)發(fā)展和促進(jìn)農(nóng)村體育消費(fèi)的重要手段。（1）進(jìn)一步落實《體育法》要求，貫徹全民健身戰(zhàn)略，構(gòu)建全民健身公共服務(wù)體系，鼓勵和支持公民參加健身活動，促進(jìn)全民健身與全民健康深度融合。一方面是擴(kuò)大公益性和基礎(chǔ)性公共體育服務(wù)供給，推動基本公共體育服務(wù)均等化，逐步健全全民覆蓋、普惠共享、城鄉(xiāng)一體的基本公共體育服務(wù)體系；另一方面是支持通過政府購買服務(wù)的方式提供公共體育服務(wù)，激勵社會資本投入體育產(chǎn)業(yè)，建設(shè)體育設(shè)施，開發(fā)體育產(chǎn)品，提供體育服務(wù)，提高體育行業(yè)發(fā)展水平和支撐保障公共體育服務(wù)的水平。（2）多措并舉，擴(kuò)大體育產(chǎn)業(yè)有效供給、推動體育產(chǎn)業(yè)持續(xù)升級，更好匹配和滿足中國農(nóng)戶家庭的體育需求。中國農(nóng)戶家庭體育消費(fèi)偏弱在某種程度上也意味著體育產(chǎn)業(yè)的有效供給不足，通過財政、稅收、金融、土地等優(yōu)惠政策鼓勵體育產(chǎn)業(yè)與健康、文化、旅游、養(yǎng)老、科技等領(lǐng)域深度融合，擴(kuò)大體育產(chǎn)業(yè)規(guī)模、提高體育產(chǎn)業(yè)科技水平、增強(qiáng)體育產(chǎn)業(yè)活力，促進(jìn)體育產(chǎn)業(yè)針對需求變化的適應(yīng)性和靈活性。

注釋：

① 由于大量家庭的體育消費(fèi)金額為0，將體育消費(fèi)金額數(shù)值加1后求自然對數(shù)的做法可以避免這類樣本的缺失問題。本研究中其他變量做取對數(shù)處理的也是類似做法。

② 四個變量教育水平-小學(xué)～教育水平-大學(xué)均為虛擬變量。當(dāng)戶主的教育程度為小學(xué)時教育水平-小學(xué)取值為1，否則取值為0；當(dāng)戶主教育程度是初中時教育水平-初中取值為1，否則取值為0；當(dāng)戶主教育程度為高中時教育水平-高中取值為1，否則取值為0；當(dāng)戶主教育程度是大學(xué)及以上時教育水平-大學(xué)取值為1，否則取值為0；當(dāng)教育水平-小學(xué)～教育水平-大學(xué)四個變量全部取值為0的樣本是沒有接受教育的樣本。

③ 當(dāng)戶主性別為男性時Male取值為1，當(dāng)戶主性別為女性時取值為0。

④ 已婚家庭Married取值為1，未婚家庭Married取值為0。

⑤ 家庭成員數(shù)量超過1時Family取值為1，否則取值為0。

⑥ 權(quán)重變量為CHFS數(shù)據(jù)自帶的weight_hh指標(biāo)，因篇幅原因未匯報變量的描述性統(tǒng)計，備索。

⑦ 從規(guī)模看，中國城鎮(zhèn)人口從1978年的17 245萬人到2022年的92 071萬人，增長74 826萬人，這一增量超過歐洲人口總和。[數(shù)據(jù)來自：央視網(wǎng).中國常住人口城鎮(zhèn)化率突破65% 城鎮(zhèn)化進(jìn)入“下半場”[N/OL]. （2023-03-29） [2023-09-27]. https：//news.cctv.com/2023/

03/29/ARTI0oMQJO0p8MNxpyBMCn3O230329.shtml

⑧ 本研究樣本中農(nóng)戶家庭收入平均值為61 705.34元，中位數(shù)為35 990元；農(nóng)業(yè)收入的均值僅為7 303.03元，中位數(shù)更只有827元。所以農(nóng)業(yè)收入與農(nóng)戶家庭總收入的均值之比為11.84%，中位數(shù)之比僅2.30%，對收入影響更是微乎其微。

⑨ 本研究樣本中農(nóng)戶家庭收入平均值為61 705.34元，中位數(shù)為35 990元；工資收入的均值為30 210.33元，中位數(shù)12 000元。所以工資收入與農(nóng)戶家庭總收入的均值比為48.96%，中位數(shù)之比為33.34%。

⑩ 根據(jù)行為經(jīng)濟(jì)理論，消費(fèi)者會將工資性收入、農(nóng)業(yè)收入納入日常工資心理賬戶，而將財產(chǎn)性收入、轉(zhuǎn)移支付收入納入意外之財心理賬戶，意外之財?shù)氖杖敫菀妆幌M(fèi)掉（Thaler，1999）。

一方面，根據(jù)中國人民銀行調(diào)查統(tǒng)計司城鎮(zhèn)居民家庭資產(chǎn)負(fù)債調(diào)查課題組《2019年中國城鎮(zhèn)居民家庭資產(chǎn)負(fù)債情況調(diào)查》我國城鎮(zhèn)居民家庭的實物資產(chǎn)中，74.2%為住房資產(chǎn)，居民住房資產(chǎn)占家庭總資產(chǎn)的比重為59.1%。[數(shù)據(jù)來自：觀察者網(wǎng)，2020. 央行報告：中國城鎮(zhèn)居民家庭戶均總資產(chǎn)317.9萬元[N/OL]. （2020-04-24）

[2023-09-27]. https：//www.guancha.cn/ economy/2020_04_

24_548107_s.shtml]；另一方面，現(xiàn)行的戶籍和土地管理制度注定了農(nóng)村房屋的流動性非常差，中國房地產(chǎn)市場實際基本只在城鎮(zhèn)才存在，所以學(xué)術(shù)界也只研究城鎮(zhèn)房地產(chǎn)資產(chǎn)的影響。

城鎮(zhèn)家庭總收入的均值為117 470.90元，工資性收入50 994.63元，農(nóng)業(yè)收入的均值為1 650.72元，財產(chǎn)性收入的均值為4 843.567，轉(zhuǎn)移支付收入的均值為44 699.17元，可見工資性收入金額最高，農(nóng)業(yè)收入金額最低。

城鎮(zhèn)家庭中擁有土地資產(chǎn)的僅有1 282家，僅占全部家庭的7%，這部分家庭的土地資產(chǎn)均值為95 845.15元，占家庭總資產(chǎn)均值的比例僅為9.7%。

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