时间挤出、收入促进与参与型体育消费

马天平，卢旭蕊

（北京体育大学 体育商学院，北京 100084）

近十年来，繁荣体育消费、促进体育产业健康发展一直是政府工作的重点之一。2014年10月20日，国务院印发《关于加快发展体育产业 促进体育消费的若干意见》，提出了体育产业发展目标，突出强调了体育消费的作用。2018年9月20日，国务院印发《关于完善促进消费体制机制 进一步激发居民消费潜力的若干意见》，体育消费被认定为带动力强的消费新增长点，被赋予消费升级和结构优化的重要意义。2019年9月17日，国务院办公厅印发《关于促进全民健身和体育消费 推动体育产业高质量发展的意见》共提出10个方面35条指导意见，以强化体育产业要素保障，激发市场活力和体育消费热情。可见，体育消费是拉动内需和保障我国经济增长的重要力量，提升体育消费水平是提高居民幸福感和建设健康中国的重要途径。除政府高度重视外，随着城镇居民生活水平的不断提高，居民消费观念和消费需求发生变化，体育消费作为享受型和发展型消费逐步被人们所认识，包括物质产品和服务产品在内的体育消费正成为居民消费的重要组成部分。

近年来，体育消费逐渐成为研究热点。从已有研究看，学者们对我国整体、区域或家庭体育消费现状以及不同阶层或不同群体的体育消费现状描述较多。通过不同年份的调研、体育消费意愿的测评，郭立平[1]发现我国体育消费总体水平不高、黏性不强、盈利不足和结构发展失衡，城镇居民家庭体育消费处于中低水平。单纯、笼统性的体育消费现状描述和分析已不能满足从深层次洞察体育消费规律的要求。体育消费是一个涵盖体育各领域的综合概念，范围较广。相较于一般的实物型体育消费，参与型体育消费是体育消费的基础，是体育产业的核心与关键[2]，是体育消费区别于其他消费的重要内容。

以往对参与型体育消费的研究仅考虑经济能力的影响因素，如停留在研究收入的单一层面因素，而参与型体育消费与一般体育消费的最大不同在于消费者会在体育活动时间的约束下确定消费方案[3]，这些研究忽略了可用于体育参与的时间这一关键因素。

参与型体育消费需要以体育参与时间为前提，否则体育参与需求和能力无法转换为有效需求。Bittman[4]提出，“有能力参加休闲娱乐消费，既意味着获得物品和服务，又意味着充足的活动时间量”，参与型体育消费更是如此。随着经济收入的增长，我国居民逐渐从物质追求向精神追求过渡，与此同时工作和生活节奏持续加快，由于时间约束，体育参与意愿可能很难转化为放松行动和有效的参与型体育消费。

当下的研究未更细致考虑参与型体育的特征，忽视了从参与时间角度进行观察，与体育消费应释放内需潜力、推动经济转型升级以及保障和改善民生的使命不相匹配。参与型体育消费对收入和时间的变化均高度敏感，探究时间和收入的双重约束机制，是突破体育消费发展障碍的重要方式。因此，本文以参与型体育消费为切入点，从微观家庭主体视角入手，集中探讨以下2个问题：①工作忙碌程度是促进还是制约了参与型体育消费，探析其在体育参与时间和收入上的交互机制，得出净效应；②立足我国所处的宏观和微观阶段，解释上述净效应产生的原因。回答以上问题将有利于全面综合地剖析参与型体育消费中的制约机制，为体育消费政策的制定提供更细致的依据。

1 文献回顾

国内较早的文献从消费主体、消费目的和消费关系3个方面对体育消费进行界定，如20世纪初，林建君等[5]认为体育消费是有消费能力的主体为满足消费需求对消费资料和劳务的行为依赖关系。钟天朗等[6]将体育消费定义为人们在体育活动方面的个人消费支出，它不仅包括人们购买体育用品、观看体育赛事和进行健身锻炼的消费，也包括人们为了满足身心发展需要、追求高质量生活而进行的适合自身需要的体育活动，是一种消费总称。这些界定较为笼统，我们可以将体育消费简化分为两类——实物型体育消费和非实物型体育消费，即参与型体育消费和观赏型体育消费。

参与型体育消费是居民以身体健康、娱乐休闲为目的参与体育活动而支出的费用，涵盖体育娱乐休闲消费和健身、健美等各种体育锻炼及体育技术培训消费。参与型体育消费是以体育运动为载体、以参与体验为形式、以促进身心健康为目的，选择、购买、使用和展示体育相关产品和服务的行为过程[7−8]。Funk[9]也认为参与型体育消费是个人选择、购买、使用和处理体育相关产品和服务以满足需求和获得利益的过程。体育参与是参与型体育消费的行为基础和消费前提。因此，参与型体育消费作为实质性消费，是一种消费主体以体育参与和时间消耗为前提，功能性地解放体育消费资料而满足消费需求的实践过程[10]。需要辨析的是，体育参与不一定产生消费，但是参与型体育消费一定存在基于体育参与基础上的收入支出。同时，并非所有的体育消费均面临严格的时间约束，参与型体育消费需要以时间消耗为前提。

从这些研究可以看出，参与型体育消费的2个必要条件是时间和消费。参与型体育消费是体育参与和体育消费的交叉部分，同时面临较强的收入约束和时间约束。因此初步推测，工作忙碌将直接减少体育参与时间，可能会挤出参与型体育消费，而工作时间延长带来的收入水平的提升又会为参与型体育消费提供收入支持。工作忙碌对参与型体育消费的影响是两方面共存的，具有一定的冲突性。

1.1 工作忙碌导致体育参与时间被占用

在居民体育消费模型中，Grossman[11]通过引入家庭内部生产过程而考虑到了时间投入这一因素。按照该理论，参与型体育消费除了费用支出外还需要时间的投入。在理论上该约束主要来自可支配的体育参与时间，参与型体育消费是在完成正常的工作和必要的家务劳动等时间之外的闲暇时间里的个人消费行为[12]。由于总时长是固定的，工作时间延长，用于参与型体育消费可支配的体育参与时间就会减少。

在实证研究方面：蔡军[13]发现体育活动时间、体育运动水平和体育社会化程度是制约我国居民体育消费的主要因素。骆秉全等[14]发现，除空巢家庭外，在北京其余家庭类型中，体育活动时间相对不足仍是制约家庭体育消费的重要因素。因人们在享受体育休闲娱乐时，无论是作为观众还是作为活动的参与者，都必须拥有一定的体育参与时间[15]。于乐等[16]也认为居民的可支配时间是制约居民体育消费的主要因素。王裕雄等[17]采集了2018年北京居民体育消费数据，使用Double-hurdle模型分析了他们在参与体育消费和体育消费支出2个决策阶段的影响机制，也认为时间因素是制约居民参与体育消费决策的主要因素。

参与型体育消费行为在一定程度上是对可支配体育参与时间的消费。从此意义而言，时间是参与型体育消费得以实现的必要条件，是影响消费行为的重要因素。在时间资源紧缺的现今社会，工作忙碌产生。间制约，可能会制约参与型体育消费。

1.2 工作忙碌带来的收入支持

凯恩斯的绝对收入理论认为，收入的增加会以一定的比例转化为消费。随后的消费函数研究都将收入作为重要影响因素，收入对消费的影响不言而喻。

参与型体育消费不同于一般以满足个人生理需要为基础的物质产品消费，是在一般的物质消费基础之上的精神文化层次的消费，它必须以一定的物质占有为前提。当居民的收入提升到体育消费品需求可以在数量上得到基本满足后，便会产生更高层次上的体育消费要求[18]。参与型体育消费是在满足了基本的生存消费之后，追求发展和享受等方面需求的个人消费行为，其消费前提是人们具备一定的经济基础，这只有在人们的收入水平足以支付生存消费并且有一定剩余后才能实现[19−20]。

实证研究也发现，参与型体育消费受到居民家庭经济收入的严重制约，影响我国城市青少年体育消费心理预期的主要因素为家庭经济状况、社会经济发展状况等[21]。当收入水平较低时，我国城镇居民倾向于保守、忍耐，减少体育消费[22]，保守、忍耐倾向的特点就是人们有意识地把需求抑制在生存层次。当收入增加时，有助于提高体育需求并增加体育消费支出[23]。此外，收入水平还可以改变体育消费结构，因实物型体育消费是基本消费，在满足基本体育消费后，人们会更注重享受型和健身活动型体育消费[17]。

通过梳理已有研究发现，在时间和收入与家庭参与型体育消费的关联中存在挤出效应和促进效应。为了更清晰地分析这一逻辑机理，笔者尝试建立理论分析模型并提出研究假设。

2 理论分析与假设提出

为了说明挤出和促进效应之间的关系，在借鉴已有相关理论的基础上构建一个简化的理论模型[24]，并根据理论分析和前述文献梳理结果提出相应的研究假设。

2.1 理论分析

假定：①消费者的全部时间分为工作时间和体育参与时间2个部分；②时间用于非体育参与，可以产生收入，收入可以反向促进参与型体育消费；③消费者收入全部来自消耗工作时间后带来的收入；④只消费一种参与型体育消费。消费者的效用函数可写成：

式中：U为效用函数，连续且下凸；T为参与体育的时间；Q为消费者的参与型体育消费量。此时，消费者将面临2种约束，即时间约束和消费量约束。

设P为参与型体育消费商品的价格，N为工作时间，W为单位工作时间的回报率即工资率，则有：

由此，参与型体育消费量Q和体育时间T的挤出关系，可以表示为二者的边际替代率MRS等于实际工资率W与体育消费产品的价格P之比，即：

上式即为参与体育消费的挤出效果，其表示在工资率为W的情况下，个人将时间投入至体育活动参与需要在边际替代关系上让消费价格等于工资率。当消费者在体育参与损失边际工资收入W时，至少需要与花费在体育上的消费品价格P相等。如果用经济学图形表示则如图1所示。

图 1 参与型体育消费的挤出效应和促进效应Figure 1 Crowding out and promoting effects of participatory sport consumption

在图1中：横轴为可用于体育活动的时间T，最多可以为每天24 h，当T=24时，无法通过工资获得收入，没有收入的支撑，不能够进行参与型体育消费，消费数量为0；纵轴为参与型体育消费量Q，当全部时间用于工作时，不参与体育活动，则带来24W的收入，除以消费价格P以后，消费数量为24W/P。在此取舍中，分别刻画了二者的挤出效应和促进效应。由图1可见，U1为初始效用，与预算线L1相切于T1点，当因工作忙碌导致参与体育的时间从L1缩短至L2时，收入带来的促进效应为图1中的T1、T3部分；同时，也带来了时间上的挤出效应，为T2、T3的变化。二者的净效应需要根据实际数据进行验证。

2.2 假设提出

基于以上分析可见，较高的可支配收入带来支持，是由基本生存消费转向更高水平消费的经济基础，是我国居民家庭进行参与型体育消费的优势。尽管工作忙碌带来体育参与时间的减少直接降低了参与型体育消费水平，但忙碌带来收入的提升可能产生收入支持，进而促进参与型体育消费。综合以上分析，提出假设1。

假设1：一方面，工作忙碌直接减少参与型体育消费，产生挤出效应；另一方面，工作忙碌通过提高收入进而增加参与型体育消费，产生促进效应。

体育参与和一般商品存在显著差异，其完成既需要投入相关的商品或服务，也需要消耗个人的时间[23]。因此，参与型体育消费必须考虑时间约束。根据经济学分析范式，参与型体育消费是在满足基本需要的前提下所引发的，为适应更高层次需要所做出的一种选择[25]，且受到时间成本约束。具体而言，参与型体育消费主要受制于上文分析的2个要素——时间挤出和收入支持。

基于现实，本文的关注点落脚于我国居民收入不断攀升以及有偿劳动工作时长已进入世界前列的当下[26]，分析工作忙碌程度对于参与型体育消费的净效应。结合上述分析，提出假设2。

假设2-1：从净效应看，挤出效应占主导作用，工作忙碌程度对中国家庭的参与型体育消费产生挤出作用。

假设2-2：从净效应看，促进效应占主导作用，工作忙碌程度对中国家庭的参与型体育消费产生促进作用。

3 数据来源与变量选择

3.1 数据来源

为了检验以上分析和假设，本文采用了西南财经大学中国家庭金融调查与研究中心2017年中国家庭金融调查（China Household Finance Survey，CHFS）数据， 2017年是目前最新公布的第4轮调查，样本覆盖全国29个省（自治区、直辖市）355个县（区、县级市）1 428个村（居）委会，样本规模为40 011户。本文采用Stata 15软件进行数据处理。

3.2 变量设定与描述性统计分析

3.2.1 被解释变量

被解释变量为参与型体育消费额（ln fitness），其指标来自于家庭金融调查问卷的问题 “[G1020]去年，您家的保健、健身锻炼支出花了多少钱（单位：元）”。为了减小异方差的影响，同时保留零点的消费数据不丢失，将被解释变量以ln（1+参与型体育消费额）的形式引入模型。

3.2.2 解释变量

由假设可知，本文的核心解释变量为工作忙碌程度（ln avbusy）。受限于数据，本文暂时无法获取具体可支配的体育参与时间量，但是居民人均工作时间可以用来衡量居民家庭生活和工作的平衡程度，因此本文用家庭平均工作时间来衡量居民家庭的忙碌程度，该数据来源于问卷中的问题“[A3112]平均每个月工作多少天”以及“[A3113]平均每天工作几小时”。考虑到家庭活动的内部联动性，将所有工作的家庭成员的工作时长进行平均①本文针对工作的忙碌程度进行分析，因此在计算该指标时，未工作的未成年人和老人不计入。，计算出了家庭平均每年工作小时数，即工时，再以工时/每年小时总数（8 760 h）计算出工时率，即工作时间占总时间的比例，用来表示家庭的忙碌程度。

3.2.3 其他变量

除了核心解释变量外，收入水平（ln avwage）也是重要变量，为了对应工作的忙碌程度，本文以工作收入来衡量收入水平的约束。同时，根据已有文献的研究，家庭的人口特征与家庭消费显著相关，因此本文控制了家庭人口特征，包括衡量家庭规模的指标、户主的年龄和性别、婚姻状况、家庭所处的城乡和地区等。

此外，为了排除家庭参与型体育消费意愿的干扰，本文根据家庭的健康自评衡量家庭对参与型体育消费的需求，数据来自问卷中的问题“[A2025b]与同龄人相比，现在的身体状况如何”。在此基础上构造了不健康人数占家庭人口的比例，衡量家庭参与型体育消费的主观意愿。主要变量的具体解释见表1，变量的描述性统计分析见表2。

表 1 主要变量解释及说明Table 1 Explanation and description of main variables

表 2 变量的描述性统计分析结果Table 2 Descriptive statistical analysis of variables

从表2可以看出，被解释变量参与型体育消费额存在零值，说明部分家庭并不进行相关消费，同时，数据存在收入水平差异较大等特征，在后续分析中考虑这一特征。

4 模型设定与实证检验

本文数据的一个特点是，被解释变量中存在较多零点，属于受限因变量，此时被解释变量的分布为一个离散点与一个连续分布组成的混合分布，如果采用OLS来估计，无论是采用全样本还是去掉离散点的子样本均不能得到一致估计，因此采用Tobit模型进行估计。Tobit模型也称受限因变量模型，包含2种方程，一种是受限制的连续变量模型，另一种是反映选择问题的离散数据模型，本文属于第一类。值得注意的是，Tobit模型所估计出的原始系数并没有特定的经济意义，在估计Tobit模型后计算偏效应（marginal effects）进行解释。

4.1 忙碌程度对参与型体育消费的挤出效应检验

根据文献回顾，工作时间越长、越忙碌，体育参与的时间越少，可能不利于参与型体育消费，即工作忙碌程度直接降低了参与型体育消费，产生了挤出效应。为了验证以上内容，设计模型（7），先采用Tobit估计，随后采用最小二乘法并采用稳健标准误进行估计，作为Tobit回归的结果对比。

其中：被解释变量ln fitness表示参与型体育消费，为1+参与型体育消费额，再取对数；ln avbusy表示忙碌程度；其余变量为控制变量。 β1∼β8表示变量的系数。模型（7）的回归结果见表3。

表 3 忙碌程度对参与型体育消费的挤出效应检验结果Table 3 Test results of crowding-out effect of busyness on participatory sport consumption

表3列（1）和列（2）的结果为Tobit回归后计算出的偏效应，相对于回归的原始系数，具有更准确的经济意义，表示y>0时的实际效应。列（3）和列（4）为OLS回归结果。可以看出，在Tobit估计和OLS估计中，控制了其余变量的影响后，工作忙碌程度的系数分别为−0.776和−0.477，均达到1%的显著性水平，即越忙碌的家庭，其可用于参与型体育消费的时间直接越少，导致居民家庭的参与型体育消费额降低。假设1得到部分验证，即工作忙碌程度提升直接减少参与型体育消费，产生挤出效应。这是因为参与型体育消费以体育参与为基础，属于典型的耗时性体育消费类目。

4.2 忙碌程度对参与型体育消费的促进效应检验

由前文分析得知，忙碌程度可能通过收入水平的提升而提升参与型体育消费，表现为促进效应。为了检验这一促进效应是否成立，将收入水平设定为中介变量，引入模型。运用中介效应检验方法，依次构建以下检验模型，采用逐步回归法对上述作用机制进行检验，设定路径模型：

其中，模型（7）和模型（9）的被解释变量为参与型体育消费额，解释变量为工作忙碌程度，而模型（8）中的被解释变量为lnavwage，代表收入水平这一中介变量，其余变量为控制变量。首先按照路径模型进行依次检验，随后再次采用Sobel法和Bootstrap法进一步验证。模型（7）至模型（9）的逐步检验结果见表4。

表 4 忙碌程度对参与型体育消费的促进效应检验结果Table 4 Test results of the promotion effect of busyness on participatory sport consumption

表4列出了收入水平对工作忙碌与参与型体育消费的中介效应结果，检验了忙碌程度对参与型体育消费的促进效应。表4列（2）为模型（7）的结果，参与型体育消费对工作忙碌程度的回归系数在1%的水平上显著为负，表明工作越忙碌，可进行体育参与的时间就越少，抑制了参与型体育消费。表4列（3）表示在路径模型（8）中，收入水平对忙碌程度的回归系数在1%的水平上显著为正，而当把收入水平加入模型（9），从表4列（4）的结果可以发现，收入水平以及忙碌程度的回归系数均在1%的水平上显著。对比系数可以发现，引入收入水平后，忙碌程度的系数绝对值由0.771变为0.818，说明忙碌程度确实通过收入水平间接影响着参与型体育消费。

通过Sobel检验得出的Z值分别为2.847和2.914，在1%的水平上显著。此外，应用Bootstrap法对全样本抽样1 000次进行再次检验。检验结果显示，收入水平的间接效应置信区间分别为（0.001 900 1，0.011 511 7）和（−0.607 821 2，−0.427 866 9），区间均不包含0，说明Sobel法和Bootstrap法的检验结果与逐步检验法的结果一致。

以上结果表明，假设1得到全部验证。虽然工作忙碌直接导致了时间挤出，对参与型体育消费表现为挤出效应，但是由于工作时间延长会增加收入，而收入水平的提升带来支持，会显著促进参与型体育消费。因此，工作的忙碌程度又对参与型体育消费表现为间接的促进效应。

4.3 挤出与促进的净效应检验

4.3.1 挤出与促进净效应的基础检验

上文的检验证明，忙碌程度分别在直接的时间挤出和间接的收入支持上，对参与型体育消费表现为挤出和促进的冲突效应。参与型体育消费的完成，既取决于体育参与时间，又取决于收入水平，同时受到时间挤出和收入支持的共同作用。为了检验该净效应最终表现为挤出效应还是促进效应，在模型（9）的基础上构建模型（10）：

在模型（10）中，若交叉项系数为正，则一个变量的边际效应随着另一变量的增加而递增，净效应为促进效应，反之则为挤出效应。回归结果见表5。

表 5 挤出或促进净效应的基础检验结果Table 5 Basic test results of crowding-out or promoting the net effect

从表5列（4）中可以看到，交叉项的系数为负，绝对值为0.067，达到5%的显著性水平。交叉项的系数为负，说明收入带来的收入支持弱于时间挤出的制约作用。当时间减少和收入提升同时发生于居民家庭时，两者对参与型体育消费的净效应为挤出效应。由此可以验证假设2-1成立，即从净效应来看，挤出效应占主导作用，工作忙碌对中国家庭的参与型体育消费产生挤出作用。

4.3.2 从参与型体育消费的便捷性差异考察净效应

为了细化观察工作忙碌对参与型体育消费的影响，继续考察不同家庭进行参与型体育消费的便捷性存在差异时的净效应差异。近几年，部分地区体育设施迎来了建设高潮，聚集效应、人民生活水平的提高、体育参与时间的增加都使参与体育活动人数大幅增加。因此，部分地区积极引进先进的体育设施项目，以此来丰富体育设施类型。另有地区经济基础薄弱，管理体制不健全，相对而言参与型体育消费渠道较匮乏[27−28]。这种供给的丰富性和匮乏性造成了当地消费者在“搜寻”和“获取”参与型体育消费的过程中花费的时间有较大差异。对于参与型体育服务供给较少的地区，相当于间接挤出了可支配的体育参与时间，造成了更为严重的时间挤出，可能加大工作忙碌的挤出效应。因此，净效应则可能存在差异。

然而，若仅仅以城乡来衡量这种“搜寻”和“获取”的便捷性，误差较大。因此，本文以该家庭距离最近快递收取点的距离为基础，构造变量进行衡量。各城市快递自提点空间分布不均衡，均呈现出以主城区为核心向周边区域扩展的趋势，在主城区形成了明显的集聚现象，而周边地区相对稀疏[29]。这一距离在一定程度上反映了该家庭所处地区中各类生活服务的便捷性。因此，本文将家庭分为“搜寻”和“获取”参与型体育消费便捷和不便捷两类，便捷取值为1，否则取值为0。将变量引入模型，以不同形式考察其净效应差异，结果见表6。

从表6可以发现，忙碌程度和收入水平的交叉项均在5%的显著性水平下为负，而三者的交叉项均在1%的显著性水平下为正，这说明工作的忙碌程度通过直接的时间挤出和间接的收入支持，对参与型体育消费产生影响，并且净效应为挤出效应。但是获取服务越便捷在一定程度上减弱这种挤出效应，因其减少了“搜寻”和“获取”的时间成本，相对而言，有利于促进参与型体育消费。

表 6 从参与型体育消费的便捷性差异考察净效应的检验结果Table 6 The test results of the net effect from the convenience difference of participating sport consumption

综上可见，在我国经济高速发展的同时，时间已经成为稀缺资源，人们的忙碌和紧张并没有得到缓解。在当下发展阶段，相对于收入支持，家庭参与型体育消费更大程度地受到时间挤出的制约。

5 原因分析

前述的实证结论表明，在居民家庭忙碌程度对参与型体育消费的净影响中挤出效应占据主导作用，因为忙碌程度带来的时间挤出超过了收入水平带来的收入支持，而这是基于现象层面的讨论，其中缘由是更值得进一步分析并检验的内容。

5.1 基于经济发展水平的收入因素

我们猜测当下收入水平的收入支持正在减弱，当收入水平较低时，体育参与时间不够稀缺，多投入工作时间，创造更多收入是居民的主要诉求。居民收入水平逐渐提升，使得人们更重视体育参与时间，收入的增加会强化体育参与时间的价值。当居民家庭的平均收入水平到达一定层次，收入支持降低，可能小于时间挤出的制约。即工作忙碌程度对参与型体育消费的净效应部分取决于当前居民家庭已处的收入水平，从宏观上看，取决于我国所处的经济发展阶段。

因此，我国所处的经济发展阶段可能是目前居民家庭忙碌程度对参与型体育消费净效应为挤出效应的宏观原因。为检验这一原因需考察是否“经济发展水平越高，收入增多的同时体育参与的需求越强，则挤出效应越强”。由于经济发展水平难以划分，我们设计将不同区域的发展水平作为不同经济发展水平的衡量方式，以此检验不同经济发展水平下工作忙碌对参与型体育消费的制约程度。当前，我国东、中、西部具有不同的经济发展水平，因此具有不同的收入支持。可以考察在不同的经济发展水平条件下，工作忙碌程度对参与型体育消费影响的差异。综合上述分析，提出假设3。

假设3：经济发展水平升高，使得收入产生的支持对参与型体育消费影响减弱，工作忙碌的挤出效应占据主导作用。

若上述假设成立，则忙碌程度对中国家庭参与型体育消费的净效应，在不同经济水平下将有不同的表现。为此，利用我国东部经济发达地区、中部经济次发达地区和西部经济不发达地区3组样本，再次进行检验，检验结果见表7。

表 7 将经济发展水平作为净效应宏观原因的检验结果Table 7 Test results of the economic development level as the macro-cause of the net effect

表7检验结果显示，工作忙碌和收入水平的交叉项，只有在东部地区显著为负，中部地区为负但不显著，西部地区甚至为正。这说明，当经济处于较高发展水平时，由于收入的增加，对工作忙碌的意愿降低，工作忙碌对体育参与时间的挤出成为主要制约因素。此时，时间挤出已经大于收入支持，忙碌程度对参与型体育消费净效应表现为显著挤出效应。相对东部地区代表的高收入水平，中部地区由于经济次发达，挤出效应已经存在，但目前阶段并不显著。在经济最不发达的西部地区，收入水平仍然是制约参与型体育消费的主要因素。由此，假设3得到验证，即在我国居民家庭中忙碌程度的净效应为挤出效应的一个宏观原因是我国所处的经济发展水平。当前，我国城乡居民的总体收入水平已经到达一定层次，人们经济基础已经奠定，此时在参与型体育消费中工作忙碌程度提升的促进效应已经被体育参与时间紧缺的挤出效应超过，工作忙碌程度对参与型体育消费的挤出效应占据主导作用。

5.2 基于家庭工作性质的忙碌因素

在微观上，家庭工作性质影响时间的可支配性，工作忙碌带来的收入提升对参与型体育消费的促进作用较弱，还可能是由于家庭的工作性质差异导致的。不同职业的时间弹性和收入不同。当人们签订劳动合同获取工作和收入时，其工作与闲暇在时间和空间上被分割。大部分人的工作时间与可支配的体育参与时间泾渭分明，而对于务农或创业等个体自由生产者，其可支配的体育参与时间和劳作时间混杂[30]，闲暇和工作的时间边界模糊，因此可以相对自由地支配闲暇时间，用于体育参与和消费。此类人群可能与签订劳动合同的人群在时间挤出上存在差异，因此不同的职业性质可能也是引起净效应差异的原因。因此可以认为，非自由职业家庭与自由职业家庭相比，工作忙碌带来的时间挤出更强。综合以上分析，提出假设4。

假设4：与自由职业家庭相比，非自由职业家庭的时间挤出加强，使得挤出效应占据主导作用。

若上述假设成立，在忙碌程度对中国家庭参与型体育消费产生的冲突效应中，与自由职业家庭相比，非自由职业家庭挤出效应更占据主导。数据显示，非自由职业家庭数量远远多于自由职业家庭。因此，若全样本的总体净效应倾向于非自由职业家庭，则从微观上检验了家庭职业性质对总体挤出效应的解释。

将样本按照工作是否签订正规劳动合同分为非自由职业和自由职业两类，检验假设4，结果见表8。

表 8 将家庭职业性质差异作为净效应微观原因的检验结果Table 8 Test results of the difference in family occupational nature as the micro-cause of the net effect

从表8列（1）和列（2）可以发现，非自由职业家庭中工作忙碌的系数绝对值为1.162，大于自由职业家庭的系数1.024，两者均在1%的显著性水平下为负。在表8列（5）和列（6）中，自由职业家庭的交叉项系数为负，但不显著，非自由职业家庭交叉项系数显著为负。以上结果说明，相较于自由职业家庭，非自由职业家庭由于无法相对自由地支配时间，导致时间挤出更加强烈，挤出效应更加占据主导。

近年来，随着国家政策的支持和互联网等现代信息技术的普及，我国迎来创业创新、灵活就业的热潮，但是在总体上非自由职业家庭仍占据绝对体量，因此总体情况倾向于非自由职业家庭。假设4得到验证，即与自由职业家庭相比，非自由职业家庭的时间挤出加强，使得挤出效应占据主导作用。以上结果说明，家庭的职业性质是目前我国居民家庭中净效应为挤出效应的微观原因。

6 考虑内生性问题的稳健性检验

前文的实证研究可能面临着潜在的内生性问题。对于内生性的处理，工具变量是一种有效的方法。合理的工具变量需要满足相关性与外生性2个条件[31]。本文基于消费者时间分配的角度，构建通勤成本这一工具变量。一方面，若通勤更便捷，则有助于缓解个人忙碌，因此通勤成本对家庭的忙碌程度有显著影响，能够满足工具变量的相关性条件。另一方面，对于时间约束下的消费者而言，通勤成本是由工作地点距离居住地的距离决定的，不受收入水平、性别、年龄的家庭人口特征的干扰，能满足工具变量的外生性要求。为了便于识别，构造2个指标来衡量通勤成本，分别为每天单程上班时间和每天单程上班距离。

从观察通勤时间（wtwtime）和通勤距离（distance）的均值可以发现，我国家庭居民的上班平均单程时间为75 min左右，平均单程距离在30 km左右，这与我国2020年公布的《全国主要城市通勤时耗监测报告》中的数据较为一致。这说明，我国居民的通勤成本较高，变相地加剧了工作忙碌程度，挤占了体育参与时间，可能不利于进行参与型体育消费。

由于通勤时间和通勤距离属于分类变量，难以在家庭成员中进行平均衡量。因此，采用户主的情况作为代表。在一定程度上户主个人的情况可以代表家庭运行的一般机制。与之相对应，家庭的收入水平则采用人均可支配收入来衡量。采用模型（11）进行估计：使用两阶段最小二乘法（2SLS）的回归结果见表9。从表9中的2SLS回归结果看，第一阶段回归的F统计量为61.68，大于10这一经验值，因此可以排除“弱工具变量”问题。同时，方程的不可识别检验的LM统计值为49.040，P=0.000 0，小于0.01，拒绝“不可识别”的原假设。过度识别检验的Sargan-Hansen统计量检验的结果不显著，无法拒绝所有变量都是外生的原假设，表明我们选择的工具变量较有效。此外，豪斯曼检验的统计值为13.39，P=0.000 3，拒绝了“所有解释变量均为外生”的原假设，说明2SLS工具变量估计与原估计模型存在差异，但估计系数支持上文结论。综合说明，前述基础回归模型的内生性较少，模型较为稳健，工作忙碌程度显著制约着家庭参与型体育消费的结论得到进一步论证。

表 9 使用工具变量的2SLS检验结果Table 9 2SLS test results using instrumental variables

7 结论与建议

体育消费被赋予带动体育产业发展、拉动内需和促进经济增长的重要使命，也是提升居民健康水平和幸福感的绿色消费领域。参与型体育消费在各类体育消费中具有后发优势，但相关研究忽视了其受参与时间限制的影响机制，难以满足实际发展需求。

本文从时间挤出视角考察参与型体育消费的约束机制，分析现阶段我国家庭中工作忙碌程度对参与型体育消费的净效应。研究发现，在微观家庭中：一方面工作忙碌减少了可用于体育参与的时间，直接制约参与型体育消费，表现为挤出效应；另一方面工作忙碌可以增加收入，而收入有利于高质量的消费，对参与型体育消费产生收入支持，表现为促进效应。两者同时作用于居民家庭时，工作忙碌程度对参与型体育消费表现为挤出的净效应。这主要有两方面的原因：①在宏观上，我国经济发展水平变高，居民收入增加，收入水平对体育参与消费的促进效应减弱；②在微观上，在我国家庭的职业性质中，非自由职业仍占据主位，时间的可支配性较低，时间的挤出效应较强。在总体上，工作忙碌正挤出居民家庭的参与型体育消费。

根据以上研究结论，对我国现阶段体育消费政策制定提出如下建议：

（1）相对于收入水平，我国体育消费更受体育参与时间的制约，因此在制定促进体育消费政策时，不应只是以增加收入为手段，更应深入关注居民家庭的有效体育参与时间。例如，在部分职工的合法节假日难以落实时，相关部门应积极完善职工休假政策，并加强监督；又如，城市居民受限于工作的通勤压力，体育参与时间被挤压，应对城市居民的通勤进行优化；再如，人们居家办公模式已较为成熟，应借助这一条件，适时针对相关行业推出弹性工作制度，提高居民支配体育时间的自由度。

（2）减少人们参与体育的额外时间约束，即增加人们参与体育消费的便捷性。例如，很多地区存在体育供给不足的情况，人们需要花费不必要的时间和精力去“搜寻”和“获取”体育服务，建议政府在“新基建”顶层设计中，采用新建或改建设施的方式强化体育场地和设施、设备的供给；又如，鼓励社会力量采取多种方式，针对不同人群的消费特征和体育参与需求差异，提供丰富多样的体育服务，高效开发体育场所和产品，发挥市场作为体育服务供给主体的作用。

（3）通过各种媒介，积极倡导居民树立正确的体育健康意识，优化体育参与的时间管理，积极主动地分配时间进行体育活动，形成绿色生活观念。

总之，现阶段制定体育消费政策时应以减少体育参与时间的约束为核心，多角度降低工作忙碌程度对参与型体育消费的挤出效应，促使居民形成更健康的运动生活方式，以此进一步培育和壮大我国体育消费市场。

作者贡献声明：

马天平：提出论文主题，设计论文框架，撰写、修改论文；

卢旭蕊：查阅文献，分析数据，撰写、修改论文。