体育锻炼、自感身心健康与居民主观幸福感——基于CGSS2015调查数据的实证分析

王 旭,张 勇,李张玉

(吉林体育学院 研究生处，吉林 长春 130022)

改革开放40年来，我国经济水平得到不断提升，人民物质生活得到了极大改善，与此同时，人民群众对于幸福生活的向往也越来越强烈。提升幸福感不仅是居民个人的美好夙愿，也是党和政府执政兴国的重要目标之一[1]。因此，如何提升居民的幸福感不仅是一个现实问题，而且也是学术界需要关注的重要议题。

幸福感是居民心理健康状态和个人情绪状况的直接反映，不少研究已经证实，参与体育锻炼有益于个体身心健康的良性发展，影响居民主观幸福感的因素颇多，那么参与体育锻炼能否提高居民主观幸福感？参与体育锻炼又是通过怎样的作用路径影响居民的主观幸福感？梳理相关文献后发现，已有研究主要从锻炼方式和锻炼满意度等方面探讨了体育锻炼与不同群体(老年人、大学生、青少年等)主观幸福感之间的关系[2-4]，且认为参与体育锻炼能够提升个体的生活满意度和主观幸福感，却尚未在两者之间的作用路径和影响机理方面达成共识，因此，关于体育锻炼如何提高居民的主观幸福感仍是值得研究的议题。

本文基于中国综合社会调查(CGSS)2015年度数据，通过逻辑斯蒂回归分析，即采用Ologit模型实证研究参与体育锻炼对居民主观幸福感的影响。同时，在现有研究的基础上，提出自感身体健康和自感心理健康在参与体育锻炼与主观幸福感之间具有重要的中介作用，检验并探讨参与体育锻炼影响居民主观幸福感的作用路径，以期鼓励居民积极参与体育锻炼，推动身心健康发展，提高生活质量，从而促使居民主观幸福感的不断提升。

1 文献综述与研究假设

主观幸福感是指人们根据自身生活标准和价值观，对其整体生活环境和生活质量所作出的主观性评价，作为衡量人们生活质量和身心健康状态的重要指标，其具体包括三方面内容，即积极情绪、消极情绪和生活满意度[5]。Diener(2000)认为影响主观幸福感的因素主要包括外部因素(环境因素)和内部因素(个体因素)两大部分[6]。在前期研究中，相关学者多关注外部环境因素对人们主观幸福感的影响，例如倪志良等人(2017)通过实证研究分析了政府财政文化支出对于居民主观幸福感的影响，发现政府增加财政文化支出有利于提高居民的主观幸福感[7]。殷金朋(2019)在研究主观幸福感时，认为公共教育投入、社会阶层对于居民主观幸福感具有显著的影响作用[8]。相关学者还分析了家庭环境、社区环境、社会体制、同伴支持等外部环境因素对于我国居民主观幸福感的影响，大量的研究成果为后续研究奠定了理论基础[9-10]。与影响居民主观幸福感的环境因素研究相比，关于影响居民主观幸福感的个体因素研究略显不足。为丰富个体因素对于居民主观幸福感的研究，本文以参与体育锻炼为核心解释变量，探讨居民参加体育锻炼对其主观幸福感的影响。

1.1 城乡居民主幸福感的差异比较

随着区域经济的不断发展，城乡居民的收入差距也不断扩大，农村居民与城市居民相比，在居住环境、教育基础、交通设施和医疗条件等方面均存在着显著差异，导致农村居民在生活条件和个人发展方面远落后于城市居民[11]。主观幸福感能够体现居民对于自身生活质量和生活状态的满意程度，是居民物质生活质量及水平的直接反映。城市居民居住环境良好，生活资料丰富，城市居民的主观幸福感理应显著高于农村居民的主观幸福感。然而，大量的实证分析表明，我国城市居民的主观幸福感普遍低于农村居民的主观幸福感[11-12]。不同的生活和工作环境给城乡居民带来了不同的压力，巨大的生活压力往往导致城市居民主观幸福感的降低。基于此，提出假设：H1 城乡居民主观幸福感存在显著差异，且农村居民的主观幸福感高于城市居民的主观幸福感。

1.2 参与体育锻炼与主观幸福感

体育锻炼是个体根据自身维持身心健康的需要，通过各种不同的体育方式及手段，利用相关器材及设施，以增强体质，增进健康为主要目的的活动。个体参加体育锻炼不仅能够增强体质，预防疾病，还能够起到放松心情，舒缓心理压力的作用[13]。同时，参与体育锻炼还能够帮助个体形成乐观积极的生活态度，增进与同伴的友谊，提升自我调节能力和自信心，从而培养个体对生活的满意度和积极情绪。国外学者指出体育锻炼是产生幸福和快乐的源泉，个体参与体育锻炼能够产生愉悦感，从而提升其心理幸福感[14]。此外，国内学者陈章源(2015)研究主观幸福感时发现，体育锻炼在大学生主观幸福感得以提升的过程中扮演着极其重要的角色，且认为参与体育锻炼对提高大学生的主观幸福感具有显著的正向影响作用[2]。基于此，提出假设：H2 参与体育锻炼能够提升居民的主观幸福感。

1.3 参与体育锻炼与自感身心健康

体育锻炼的健身功能在学术界已经达成共识，参与体育锻炼能够有效提升个体的身体健康素质，同时起到预防和治疗疾病的作用[15]。此外，心理健康也属于现代健康的重要组成部分，参加体育锻炼在改善居民情绪状态、增强社会信任、缓解工作压力，完善自我性格等方面发挥着重要作用[16]。居民长期参与体育锻炼能够提高自身身体素质，减轻工作和生活中产生的心理压力，同时可以培养乐观积极的生活态度，对其长期保持身心健康具有重要意义。基于此，提出假设：H3 参与体育锻炼能够促进居民的自感身体健康；H4 参与体育锻炼能够促进居民的自感心理健康。

1.4 自感身心健康与主观幸福感

健康的身心状态是提升个体主观幸福感的重要催化剂，当居民的身心状态良好时，人们更加关注生活中更为美好的事物，发展个人兴趣，努力挑战和提升自我以获得更高的幸福感；而居民的身心健康状态较差时，疾病所带来的身体痛苦和心理问题造成的巨大压力极大阻碍了人们追求幸福的脚步。此外，当居民面临身体健康问题和心理健康问题时，巨大的病痛折磨与心理压力常常引起恶性循环作用，极大影响了居民的幸福感[17]。良好的身体健康和心理健康状态是居民感受幸福的基本条件，是居民享受美好生活的基础，保持良好的身心健康状态有利于居民幸福感的提升。基于此，提出假设：H5 自感身体健康能够提升居民的主观幸福感；H6 自感心理健康能够提升居民的主观幸福感。

1.5 自感身心健康的中介作用

幸福感是由众多因素融合而成的复杂概念，影响个体幸福感的因素也很复杂。体育锻炼是影响居民幸福感的个体因素之一，同时参与体育锻炼能够给居民带来生理、心理、精神等方面的诸多良好体验，也是提高居民生活质量的重要非物质因素之一。因此，参与体育锻炼能够影响某些中介因素从而进一步影响居民的主观幸福感。陈爱国(2010)研究发现，参与体育锻炼能够改善老年人的孤独感，从而提升其主观幸福感[18]。刘米娜(2016)则在研究体育锻炼和国民幸福感关系时，发现了社会资本的中介作用，即参与体育锻炼能够提升个体的社会资本，进一步提高国民的主观幸福感[19]。身体健康状况是影响个体主观幸福感的直接影响因素[20]，心理健康状况也是促进个体幸福感提升的重要因素[21]，而参与体育锻炼又是影响居民身心健康的重要因素。基于此，在居民参与体育锻炼对其主观幸福感的影响过程中，自感身体健康和自感心理健康可能起到中介作用。综上所述，提出假设：H7 自感身体健康在参与体育锻炼影响居民主观幸福感中具有中介作用；H8 自感心理健康在参与体育锻炼影响居民主观幸福感中具有中介作用。参加体育锻炼提升居民主观幸福感理论模型如图1所示。

图1 参加体育锻炼提升居民主观幸福感理论模型

2 研究设计

2.1 数据来源

研究采用中国综合社会调查(CGSS)2015年度数据，该调查问卷设计合理，抽样覆盖全国范围内28个省、直辖市、自治区，调查数据权威、专业且具有代表性，从而保证了本文研究结果的可信度与解释力。

2.2 变量选取

本文的因变量是主观幸福感，CGSS来源题项为A36，问项为“总的来说，您觉着您的生活是否幸福？”，原始数据遵循李克特计分原则，将“非常不幸福”至“非常幸福”依次赋值为“1”至“5”。幸福感是一个多维度的概念，以往学者主要采用成熟的幸福感量表，通过生活满意度、情感幸福感、认知幸福感、社会幸福感等维度来衡量个体幸福感[22]。由于很难通过简单的主观幸福感题项测试出居民的真实幸福感，因此得到了部分学者的质疑。然而，也有学者指出，通过单项问题测量被试者的综合幸福感在世界各国的综合社会调查中得到了普遍应用，且通过专业量表评估与被试者自我主观评估结果相仿，可以认为通过主观幸福感题项测试能够有效反映出居民的幸福感[23]。基于此，本文认为通过CGSS的A36选项反映居民的主观幸福是适切的。

本文的自变量是参加体育锻炼，CGSS来源题项为A3009，问项为“过去一年，您是否常在空闲时间从事以下活动—参加体育锻炼？”，原始数据为“1=每天”，“2=一周数次”“3=一月数次”“4=一年数次或更少”“5=从不”。参照雷鸣(2020)的研究方法[13]，将参加体育锻炼的频率依次划分为高频、中频和低频。对数据进行重新编码：将答案“一年数次或更少、从不”赋值为1(低频)，“一周数次、一月数次”赋值为2(中频)，“每天”赋值为1(高频)。

本文的第一个中介变量是自感身体健康，CGSS来源题项为A15，问项为“您觉着您目前的身体状况是？”，原始数据遵循李克特计分原则，将“很不健康”至“很健康”依次赋值为“1”至“5”。本文的第二个中介变量是自感心理健康，CGSS来源题项为A17，问项为“在过去的四周中您感到心情抑郁或沮丧的频繁程度？”，原始数据同样遵循李克特计分原则，将“总是”至“从不”依次赋值为“1”至“5”。

为控制其他因素对主观幸福感的影响，本文将以下变量作为控制变量。人口统计变量包括性别、年龄、收入、教育水平、宗教信仰、政治面貌，分别对应CGSS来源题项为A2、A301、A8a、A7a、A501、A10；其次，通过选取居民的居住地类型作为控制变量，即被试的户籍为城市还是农村，将样本分为城市人口和农村人口，以验证不同地区参加体育锻炼对主观幸福感的影响，CGSS来源题项为A18。根据本文的研究主题，选取适切的研究变量，在剔除“不知道”“不适用”“拒绝回答”以及填答不完整和缺失值样本后，剩余有效样本量为8 513个，农村人口样本量为4 533个，其中城市人口样本量为3 980个。变量测量与数据处理如表1所示。

表1 变量测量与数据处理

2.3 研究方法

因变量主观幸福感是1-5的有序离散变量，因此，为保证自变量能够有效预测因变量，本文借鉴郑君君(2015)的研究方法[24]，通过逻辑斯蒂回归分析，即采用Ologit模型分析参与体育锻炼对居民主观幸福感的影响，建立基准模型a如下：

Happinessi=α1Exercisei+α2Controli+ε1

(a)

其中，Happinessi代表主观幸福感，Exercisei代表参加体育锻炼的频率，Controli代表相关控制变量，随机扰动项为ε，对应的回归系数为α。

此外，本文认为参加体育锻炼能够提升居民的主观幸福感，同时，参加体育锻炼也能够通过提升居民的自感身体健康和自感心理健康间接影响其主观幸福感。因此，为进一步检验自感身体健康和自感心理健康在参加体育锻炼提升居民主观幸福感中的作用机制，本文主要采用了聂伟(2019)[25]和钟华梅(2020)[26]等学者的中介作用检验方法，采用逐步检验法，构建模型b和模型c。

Mediationi=β1Exercisei+β2Controli+ε2

(b)

Happinessi=γ1Exercisei+γ2Mediationi

+γ3Controli+ε3

(c)

其中，Mediationi为中介变量，包括自感身体健康和自感心理健康，α1、β1、γ1、γ2分别代表控制基本变量后，自变量对因变量的相应影响系数(回归系数)，剩余变量与模型a相同。如果α1、β1、γ1三者均显著，且α1>γ1，则表示具有部分中介效应存在；若α1、β1二者显著，γ1不显著，则表示具有完全中介效应存在；若α1、β1中任意一项不显著，则需通过Sobel中介检验方法深入判断中介效应存在与否，得到如下所示的相关检验公式，其中Sα1、Sβ1分别代表α1、β1的标准误差[27]。各变量描述性统计结果如表2所示。

表2 变量名称及描述性统计

3 实证结果与分析

3.1 城乡居民主观幸福感的异同

城乡居民的主观幸福感频率分布状况如图2所示。首先，城市居民和农村居民总体上都呈现出幸福状态，其中就比较幸福和非常幸福这一项而言，城市居民占比80.93%，农村居民占比75.87%。其次，城市居民比较幸福和非常幸福者所占的百分比均高于农村居民，相反，农村居民非常不幸福、比较不幸福和说不上幸福不幸福者所占的百分比均高于城市居民。初步验证了城市居民和农村居民主观幸福感存在显著差异的假设，且城市居民的主观幸福感有可能高于农村居民。为比较城乡居民幸福感的异同，本研究通过卡方一致性差异检验不同户籍居民幸福感的差异，经检验，卡方值44.482，P值为0.000<0.01，说明不同户籍居民的幸福感存在显著差异。综上所述，城市居民和农村居民的主观幸福感存在显著性差异，初步验证了本研究所提出的假设H1。

图2 城乡居民主观幸福感频率分布

3.2 相关分析

相关分析作为回归分析的基础性条件，通常被用来验证不同变量间的相关程度。本研究通过Spearman相关分析方法，对参加体育锻炼、自感身体健康、自感心理健康和主观幸福感变量进行相关关系的检验。经检验，在排除控制变量的影响后，参加体育锻炼、自感身体健康、自感心理健康和主观幸福感两两变量间均存在显著(P<0.01)的正向相关关系(见表3)，且相关系数均小于0.7，表明变量间不存在共线性现象，适合进行回归分析。

表3 相关性分析

3.3 回归分析

为检验居民参加体育锻炼对其主观幸福感的提升作用，根据上文所构建的基准模型a，以主观幸福感为因变量，依次纳入自变量(参加体育锻炼)，控制变量(性别、年龄、学历、收入等)，中介变量(自感身体健康和自感心理健康)进行Ologit回归。回归结果如表4所示。

表4 参加体育锻炼提升居民主观幸福感的Ologit回归结果

表4中模型1检验了在没有增加控制变量的情况下，参加体育锻炼对于提升居民幸福感的影响作用。结果显示：参加体育锻炼显著提升了居民的主观幸福感(P=0.000<0.01)，同时，回归系数为0.415，OR值(exp0.415)为1.514，由此表明相较于不参加体育锻炼的居民，参加体育锻炼的居民提升一个幸福等级的概率为51.4%；模型2在模型1的基础上纳入了控制变量(性别、年龄、学历、收入等)，结果显示：参加体育锻炼对于提升居民主观幸福感的影响作用虽有降低，但仍具有显著性(P=0.000<0.01)，同时，回归系数为0.346，OR值(exp0.346)为1.413，说明相较于不参加体育锻炼的居民，参加体育锻炼的居民能够提升一个幸福等级的概率为41.3%。这充分表明了居民参加体育锻炼能够显著提高其幸福感，因此，本研究所提出的假设H2得到了支持。

其次，从模型2中控制变量的回归结果来看，性别、年龄、学历、收入、宗教信仰、政治面貌、户口均对居民幸福感具有显著的影响作用。其中，性别、年龄、学历、收入居民幸福感呈显著正相关，说明女性、年长、受教育程度较高、收入较高者幸福感相对较高；宗教信仰、政治面貌、户口与居民幸福感呈显著负相关，说明有宗教信仰、中共党员、农村户籍居民的幸福感相对较高。同时，农村居民的主观幸福感高于城市居民，并结合上文分析(农村居民和城市居民的主观幸福感存在显著性差异)，共同证明了本研究所提出假设H1的正确性。

此外，在模型3和模型4分别加入中介变量自感身体健康和自感心理健康后，虽然参加体育锻炼对居民主观幸福感的回归系数逐步减小，但却仍具有显著性影响。同时，中介变量自感身体健康和自感心理健康的回归系数均显著为正，说明居民自感身体健康和自感心理健康对其主观幸福感具有显著的提升作用。由此证明，本研究所提出的假设H5和H6得到了支持。通过上述分析，说明居民参加体育锻炼提升其主观幸福感有可能通过提高自感身体健康和自感心理健康实现。

3.4 自感身体健康和自感心理健康的中介作用检验

通过上文所构建的模型a、模型b、模型c检验自感身体健康和自感心理健康在居民参加体育锻炼提升主观幸福感中的中介作用机制，检验结果如表5所示。首先，根据模型6和模型8可知，参加体育锻炼对居民自感身体健康和自感心理健康的回归系数(即β1)分别为0.164(P=0.000<0.01)和0.221(P=0.000<0.01)，且在0.01的置信水平上达到显著，说明居民参加体育锻炼对其身体健康和心理健康具有显著的正向影响作用，因此，本文提出的假设H3、H4得到了支持。其次，参加体育锻炼与自感身体健康对幸福感的回归系数分别为0.313和0.274；参加体育锻炼与自感心理健康对幸福感的回归系数分别为0.298和0.667，均在0.01的置信水平上达到显著。同时模型7和模型9中参加体育锻炼的回归系数均小于模型5，符合α1、β1、γ1均显著，且α1>γ1的条件，表明自感身体健康和自感心理健康在参加体育锻炼提升居民幸福感中存在部分中介作用，即参加体育锻炼通过提高身体健康和心理健康水平，进而提升居民的幸福感。因此，本研究所提出的假设H7、H8得到了支持。同时，自感身体健康的中介效应为0.164×0.274=0.045,中介效应占总效应的比例为0.164×0.274/0.346=12.99%，说明参加体育锻炼提升居民幸福感有12.99%是通过提高身体健康实现的。自感心理健康的中介效应为0.221×0.667=0.147,中介效应占总效应的比例为0.221×0.667/0.346=42.60%，说明参加体育锻炼提升居民幸福感有42.60%是通过提高心理健康实现的。

表5 自感身体健康和自感心理健康的中介效应检验

3.5 稳健性检验

本文将因变量主观幸福感作为连续性变量对待，选择多元线性回归模型作为分析工具，将参加体育锻炼的频率(低频、中频、高频)作为自变量，控制变量和中介变量不变，进行稳健性检验，回归结果如表6所示。

表6 参加体育锻炼提升居民幸福感的线性回归结果

同时采用Taylor等人[28](2008)提出的Bootstrap检验方法进一步考察自感身体健康和自感心理健康的中介效应(Bootstrap检验次数为5 000)。根据在95%置信区间下，间接效应是否包括0来判断自感身体健康和自感心理健康在参加体育锻炼提升居民幸福感中是否存在显著的中介作用，中介效应检验结果如表7所示。

表7 Bootstrap中介效应检验结果

由表6和表7的稳健性检验结果可知，参加体育锻炼能够显著提高居民的幸福感，中介效用的稳健性检验结果也表明参加体育锻炼对提升居民的身体健康和心理健康具有正向影响效应，同时证明自感身体健康和自感心理健康在参加体育锻炼提升居民幸福感中存在部分中介作用(直接效应显著P=0.000<0.01)，即参加体育锻炼通过提高身体健康和心理健康水平，进而提升居民的幸福感。稳健性检验结果表明，本文的实证研究结果具有较强的稳健性及可靠性，从而使得本文研究主题得到更有效的验证。

4 结论与讨论

本文基于CGSS2015年度数据，在控制了个体特征变量后，通过构建模型对我国居民参与体育锻炼、自感身体健康、自感心理健康和主观幸福感之间的关系进行实证分析，证明了本文此前所提假设的正确性，并得出了以下结论。第一，在主观幸福感这一问题上，农村居民与城市居民存在着显著差异，且农村居民的主观幸福感高于城市居民。第二，参与体育锻炼对于提升居民主观幸福感具有显著的正向影响。第三，参与体育锻炼能够改善居民的身体健康和心理健康状况。第四，自感身体健康和自感心理健康能够显著提升居民的主观幸福感。第五，自感身体健康和自感心理健康在居民参与体育锻炼对其主观幸福感的影响中存在部分中介作用，即参与体育锻炼能够提高居民的自感身心健康，进而提升居民的主观幸福感，且自感心理健康的中介效果较大。

根据上述研究结论，对本文研究内容进行进一步讨论和分析。首先，城乡居民之间的主观幸福感存在显著性差异，且农村居民主观幸福感高于城市居民。城乡居民在住房、教育、交通、医疗等生活条件方面均存在着显著差异，从而导致城市居民和农村居民产生了不同的生活方式和价值观念。同时，城市居民虽在物质条件等方面优于农村居民，却比农村居民承受了更大的工作压力和生活压力，使得城乡居民面对幸福这一永恒话题时产生了不同的心态，进而导致城市居民的主观幸福感低于农村居民。因此，为实现我国城乡居民主观幸福感的共同提高，应积极完善政府财政支出结构，健全医疗服务设施建设，处理好经济发展与环境保护之间的关系，并建立居民与政府之间的信息传导机制，及时倾听我国居民的利益表达及生活诉求，妥善解决我国居民生活中的问题。同时，通过举办社区互助系列活动，关爱空巢老人及相关群体，使我国居民的生活心态得到改善。

其次，参与体育锻炼不仅能够显著提升居民的主观幸福感，同时也是提高居民自感身体健康和自感心理健康的重要因素。为使参与体育锻炼提升居民主观幸福感的积极作用得以有效发挥，从政府角度而言，相关部门应大力推进供给侧改革，从增加相关项目基金投入力度，完善体育场地及配套设施建设，全面提升公共体育服务质量及水平等方面入手，从根本上保障居民能够高频率、高效率地参与体育锻炼[29]。从社区角度而言，相关单位应积极举办体育活动和比赛，引导居民踊跃参与体育活动，在加大宣传力度的同时，也要努力营造健康的体育锻炼氛围，不断帮助居民树立积极的体育参与意识，提升居民参与体育锻炼的兴趣和动力，从而让社区内更多的居民加入到体育锻炼中。从个人角度而言，居民应提升自身体育参与意识，充分认识体育锻炼在促进身心健康发展方面的重要作用，树立并坚持健康体育锻炼的思想及行为惯性，通过参与体育锻炼达到身心解放的最终目的，从而促使个人主观幸福感不断得到提升。

此外，自感身体健康和自感心理健康在居民参与体育锻炼提升其主观幸福感的过程中存在部分中介作用，且自感心理健康的中介效果较大。究其原因，居民通过参加体育锻炼可以达到广交益友，排解焦虑，舒缓心情的良性目的，进而促进健康心理状态的形成及进一步发展。同时，心理健康是一种有效的传导机制，可以将居民参与体育锻炼所产生的积极情绪传递至居民主观幸福感的感知层面。居民保持规律的体育锻炼行为，能够消除烦恼、改善心情，促进身体健康和心理健康，从而培养居民形成健康积极的生活态度，进而提升其主观幸福感。综上所述，引导并鼓励居民积极参与体育锻炼，不仅能够增进个人身心健康，提升自身主观幸福感，从宏观意义上更具有促进社会和谐发展，实现“健康中国”宏伟目标的社会价值。