供给视角下公众体育锻炼积极性的影响因素

张 望，张 宇

(扬州大学 政府治理与公共政策研究中心，江苏 扬州 225127)

近年来，随着经济的快速发展，人们越来越追求高品质的生活，同时，对自身的健康水平提出了更高的要求，而公众体育锻炼的积极性对优化生活品质、提高身体素质均发挥着尤为关键的作用。另一方面，国家为提升全民身体素质，提高社会整体健康水平，多次出台有关践行全民健身目标的相关文件。2020年10月，《中共中央关于制定国民经济和社会发展第十四个五年规划和二○三五年远景目标的建议》中明确指出“到2035年建成体育强国、健康中国”[1]。2021年国务院办公厅出台的《全民健身计划》(2021-2025年)中也明确提出“要使人民群众体育健身更加便利，健身热情进一步提高”[2]。从文件精神中不难看出，提高国民体育锻炼的意愿、提升国民身体素质已成为我国新发展阶段的应有之义。

大量文献[3-5]从多维度探寻公众体育锻炼的积极性，但多数研究均是围绕人口学特征、主观因素、环境因素、心理因素等层面去透析公众体育锻炼意愿的影响因素，还有部分学者从青少年[6]、老年群体[7]、大学在校生[8]、白领女性[9]等不同群体角度对体育锻炼活动进行动机分析，却较少基于体育服务供给视角的宏观逻辑层面对当前公众体育锻炼的行为意愿进行实证分析。鉴于此，本文以江苏省扬州市居民为研究样本，从服务供给视角出发，构建公众体育锻炼意愿的行为逻辑框架。结合结构方程模型，探究在公共体育服务客观资源供给中对公众体育锻炼积极性具有显著影响效应的因素及其作用机制，以期在为后续实践中政府提升国民锻炼积极性的相关政策提供参考性建议。

1 理论逻辑分析

1.1 理论分析

1.1.1 锻炼积极性的模型重塑

体育锻炼积极性指的是个人或群体渴望参与具有一定频率、强度的实践性体育运动的心理欲望，是在一定时间内，结合特定的体育运动方式进行体育运动活动的外在操作化行为意图表现[10]。一般而言，参与体育锻炼不外乎防治疾病、减脂塑形和娱乐消遣这三种主要目的。

20世纪70年代末，班杜拉在其倡导的社会认知理论中指出个人的认知、行为与环境三个维度均会对人类行为产生影响。该理论认为若社会环境中能够丰富体育锻炼资源与选择类型，在达到有效供给的基础上，会驱使个体产生体育锻炼的行为[11]，简言之，在社会认知理论中，体育环境资源对个体体育锻炼的行为意向具有重要影响作用。既有研究发现，外部环境因素是影响国民体育锻炼行为3个主因子中最具影响力的因素[12]，且公共体育服务的供给是运动环境资源的先行变量。因此，基于社会认知理论，个体进行体育锻炼的行为路径应深化为“服务供给→环境资源→行为意愿→行为响应”的范式。这也正如环境行为理论中所架构的一般：人的自由意识受到社会环境控制，由自然要素或人为因素所引起的环境转变，会相应地引起相关个体社会性的行为变化[13]。

而在公共体育服务的供给环境构成要素的研究中，学者们观点各异。洪婧婧从物理场域视角出发，将供给环境分为学校、家庭及社区三个独立区域进行研究[14]，但体系中未对服务供给有所侧重；另有学者通过公共体育客观层面，总结出供给环境应包括体育规模、空间安全、服务布局、服务结构四个方面[15]。Morales V将SERVQUAL模型嵌入于因子模型中，构建出有形性、可靠性 、安全性、服务性的供给服务评价指标体系[16]；无独有偶，楼兰萍也基于社会评价方法，优化指标后构建了相类似的“资源配置—保障制度—服务效益”三维供给评价体系[17]。综上而言，本研究为保证合理的供给环境要素组合对供给环境进行高度概括与凝练，遵循指标的科学性、代表性及改良性原则，将公共体育服务供给剖析为有形资源、安全保障及多元需求3个维度进行后续研究。

因此，提出如下研究假设：

H1a：供给中有形的资源越充足，公众参与体育锻炼的积极性越高。

H2a：供给中安全保障越受关注，公众参与体育锻炼的积极性越高。

H3a：供给中多元需求越被满足，公众参与体育锻炼的积极性越高。

1.1.2 公民满意度的间接关系

合理行为理论又被称为理性行为理论，最早由美国学者Fishbein与Ajzen于1975年提出，该理论的基本假设为：个人的行为意图直接决定其是否产生主动性行为，而其行为意图会显著受到个体的态度观念及主观体验的影响[18]。有研究发现，在个人体育锻炼积极性的影响机制中，在外界环境因素与主体行为意愿的影响路径中，存在着非理性的主观因素承担着中介的作用，公民对体育服务的满意度便是其中重要角色之一[19]；周成林在研究中证实：因个体在认知系统内对公共体育服务具有不同的主观体验，遂致使个体间存在体育锻炼积极性的普遍差异[20]。除此之外，公众满意度理论中强调：公众在接受某特定的公共物品时，供给资源的充足性对公众的主观感受与评价标准会产生显著的积极影响。

综上所述，公共体育服务中的有形资源、安全保障与多元服务等方面的供给，不仅为公众营造了良好的运动环境与氛围，还为公众创造了体育锻炼的良好条件、运动机会，助于公众产生愉悦体验与正向情绪、提升公民满足度，并同时塑造有关体育锻炼行为决策的良好信息记忆，从而激励产生下一次的锻炼行为，使得公民积极、规律的体育锻炼成为可能。其中，公民满意度在作用机理中扮演着重要的中介角色。

因此，提出如下研究假设：

H1b：供给中有形的资源越充足，公民对公共体育服务的满意度越高。

H2b：供给中安全保障越受关注，公民对公共体育服务的满意度越高。

H3b：供给中多元需求越被满足，公民对公共体育服务的满意度越高。

H4：公民对公共体育服务的满意度越高，其体育锻炼的积极性越高。且其满意度在有形资源供给(H4a)、运动安全保障(H4b)、满足多元需求(H4c)与公众参与体育锻炼的积极性的关系中起到中介作用。

1.2 模型设计

基于上述理论分析与假设，初步架构出图1所示的“公众体育锻炼积极性的结构模型”。该结构模型中包含有形资源(Tangible Resources，TR)、安全保障(Security Guarantee，SG)、多元需求(Diverse Demand，DD)、公民满意度(Citizen Satisfaction，CS)、锻炼积极性(Exercise Enthusiasm，EE)5个潜变量与测量模型，公民满意度为中介变量，其中5个潜变量所联结的10条因果路径，从公共体育服务供给视角下预设了公众体育锻炼积极性结构模型的内在运作逻辑与机理。

图1 公众体育锻炼积极性结构模型

1.3 指标选取

本研究的潜变量测量指标均选取于国内外较为成熟的操作化变量，借鉴已有文献中的量表，结合上述的理论推演逻辑，最终汇编形成模型变量的测量量表，见表1所示。关于测量标度，采取Likert的五点量表法，分别用数值1、2、3、4、5量化调查者对题项的认同程度，从1到5赞同度逐渐增加；锻炼频率也采用由“从不”到“非常频繁”的选项量级方式，以便调查者在主观层面上做出具体区分。

表1 测量模型指标选取

2 数据来源与研究方法

2.1 数据收集及描述性统计

为了研究样本更具有代表性，本研究选取了江苏省扬州市作为问卷发放地区。截至2021年，扬州市共建成生态体育公园近400个，全市人均体育场地面积达3.21平方米，一直走在新时代高质量体育发展的前列[22]。问卷发放遵循PPS抽样法，依据规模大小成比例进行概率抽样。选取扬州市辖区下邗江区、宝应县等6个县(区)作为实地调研区域，基于行政区域内的常住人口数决定发放问卷比例与数量。最终，共计发放问卷520份，收回有效问卷490份，问卷有效率为94.2%，有效样本数量达到样本量大于300的统计要求[23]，具有一定代表性。

对样本数据统计分析后可知，样本中的男女比例与受教育程度与人口学统计学数据结果较为一致；关于有形资源方面，民众对各题项的赞同度大小分别为：体育锻炼时有充足的器材供给>体育锻炼时有足够的运动场地>体育锻炼时周围环境干净优美，均值处于[3.16,3.37]，反映民众很大程度上认同现有的公共体育服务供给充足性，但也仍有继续加强的空间；关于安全保障方面，民众对各题项的赞同度大小分别为：锻炼活动有专业人员指导>体育锻炼的器械未有成旧>体育锻炼器械被定期维修，均值处于[2.71,2.88]区间；关于多元需求方面，民众对各题项的赞同度大小分别为：体育锻炼或活动具有针对性>体育锻炼的需求被充分满足>体育锻炼的器械呈现多样化，均值处于[2.86,2.97]。两个维度民众的认同度均值皆未到中值，可见在供给过程中，对民众体育锻炼安全性的保障与多元化需求的满足方面，仍有较大上升空间；在公众满意度方面，满意度由大至小的排序依次为：服务内容>服务政策>硬件设施，区间为[3.21,3.43]，说明民众对公共体育服务的整体满意度水平较高；关于锻炼积极性方面，民众每周锻炼的频率均值为3.04，整体体育锻炼的积极性水平适中。

2.2 研究方法

本研究中用以检测理论模型与研究假设的实证方法为结构方程模型(SEM)。相较于其他传统的统计计量方法，结构方程模型更适合运用于检验无法直接测量的多变量逻辑关系。结构方程模型具有更加宽松的研究前提假定：能够允许自变量与因变量的测量误差；同时，可以处理多个研究变量包括误差变量的假设关系、能够得出模型整体与数据的拟合程度、便于结构模型的调整与修正，具有更为全面的统计能力[24]。故此，本研究主要采用AMO24.0软件来进行后续的模型检验与路径分析，辅以SPSS26.0软件来完成数据信效度检验的工作。

3 实证结果分析

3.1 模型拟合检验

3.1.1 信效度检验及验证性因子分析

经统计软件运算后，问卷数据的信效度检验与验证性因子分析结果如表2所示，量表中各指标的标准化因素载荷均大于0.4；题目信度(SMC)皆大于 0.19；组成信度(CR)的范围为0.584～0.743；结构效度的KMO值为0.760，Bartlett球形检验的结果为显著；此外，就区别效度而言，测量模型中的平均萃取变异量(AVE)均大于模型观测变量间相关系数的平方值。以上指标的检验结果均满足Kline所建议的信效度检定标准[25]，表明本研究量表与数据具有良好的信度与效度，可以用于进行后续的研究分析。

3.1.2 数据CMV检验

在运用结构方程模型进行拟合分析与路径检验之前，应对研究数据进行同源偏差分析，检测样本数据是否存在共同方法变异(CMV)。因此，采取Harman的单因子检测法[26]与Lindell所建议的CFA标签变量法[27]共同进行验证，保证验证结果的稳健性。结果得出，单因子检测法中所有指标在因子分析中的第一主成分解释率为31.363%<50%，CFA估计法中标准化负荷量平方的均值为20%，并不严重。综上而言，研究中的理论模型并不受到CMV的影响，且研究所用数据并不存在同源性偏差。

表2 信效度及验证性因子分析结果

3.1.3 模型配适度分析

结构方程在模型检定前，应使用模型修正指标(Modification Indices)来判断观测变量的残差间是否存在共变性特征，即有形资源、安全保障与多元需求这三个测量模型中的变量间是否存在较高的共变相关关系。由此，模型中增设了e1与e2、e1与e5、e2与e8、e2与e9、e3与e8、e4与e8、e6与e7共7组残差共变关系，从而降低模型卡方值，达到优化模型适配度的结果[28]。

一般而言，研究数据与结构方程理论模型的配适度检验指标被划分成绝对拟合指标、增值拟合指标和简约拟合指标这3种类型。经由AMOS24.0计算出的修正后模型配适度指标检验结果与其检定标准如表3所示。读表可得，修正后结构模型的配适度指标χ2/df、SRMR、GFI、IFI、NFI、CFI、PCFI、PNFI等，皆符合检定标准，研究数据与修正后的模型拟合度整体较高。

表3 模型配适度检验结果

3.2 假设检验

3.2.1 结构路径分析

研究假设关系成立的检定标准如下：若该结构路径系数通过了0.05水平的显著性检验，则研究假设成立，反之则研究假设不成立。根据上述标准，对本研究假设的结构路径进行实证检验，利用AMOS26.0软件所得的结构模型路径分析结果如表4所示。

在这些供给层面的影响路径假设中，有形资源(β=0.206，t=1.271，P>0.05)对公民体育锻炼的积极性影响未能通过显著性检验，假设H1a未得到数据支撑。可能的解释是：对有形资源的供给落脚于提供场地与器材方面，仅着力于物质层面而未从群众切身角度出发，未能有效激起群众参与体育锻炼的积极性；而安全保障(β=0.615，t=3.358，P<0.001)、多元需求(β=0.974，t=6.123，P<0.001)的满足度与公民对公共体育服务的满意度(β=0.644，t=3.858，P<0.001)显著地正向影响公民的体育锻炼积极性，假设H2a、H3a、H4得到支持。即从公民视角出发，当体育锻炼时的安全系数越高、服务供给的全面化与针对性程度越高、公民对公共体育服务的满意程度越高时，越有助于推动民众产生想要进行体育锻炼的积极想法。且就影响效应而言，排序为：多元需求>公民满意度>安全保障，符合马斯洛需要层次中关于自我实现与被尊重需求高于安全与生理需要的理论内容[29]。

表4 结构模型路径分析结果

有形资源(β=0.662，t=5.408，P<0.001)显著地正向影响公民对公共体育服务满意度，假设H1b得到了数据支撑；而安全保障(β=0.125，t=1.253，P>0.05)与多元需求(β=-0.140，t=-1.286，P>0.05)对公民的体育服务满意度却未有显著影响，假设H2b、H3b未得到支持。由此观之，公民对公共体育服务的满意度多从有形资源等直观指标进行考量，较少从自我实现等角度出发。整体呈现出“重物质，轻精神”的评价态势，也符合一直以来群众衡量政府供给情况的思维定式。综上所述，供给程度越高的有形体育锻炼器材或体育锻炼场地，公民对公共体育服务的满意度也会越高。

3.2.2 中介效应检验

本研究中介效应的检验过程采用Bootstrap的方法进行，该方法相较于其他中介效应验证方法更具统计检定力。将Bootstrap的重复抽样次数设定为2 000次，置信区间阈值设为95%的显著性水平，再通过AMOS软件输入测量模型内中介效应的代码指令，最终得出的各中介路径的估计值与置信区间结果如表5所示。

表5 公民满意度的中介效应检验

运行结果表明，经由公民满意度从有形资源到锻炼积极性的中介效应，其点估计值在0.001的统计水平上显著，且置信区间内不含0，可知此中介路径的总效应显著；其间接效应的点估计值呈现显著结果，置信区间不包含0，间接效应显著，即存在中介效果。再者，其直接效应的点估计值未通过显著性检验，置信区间内含0，直接效应不显著；综合可得，公民满意度在有形资源到锻炼积极性的作用路径中起到显著的中介作用，且为完全中介，假设H4a获得支持。

经公民满意度从安全保障到锻炼积极性的中介效应，其点估计值在0.01的统计水平上显著，且其置信区间内不含0，可知此路径的总效应显著；而其间接效应的点估计值未通过显著性检验，置信区间包含0，间接效应不显著；因此可得，公民满意度在安全保障到锻炼积极性的作用路径中未起到显著的中介作用，假设H4b未获得数据支持。

此外，公民满意度从多元需求到锻炼积极性的中介效应，其点估计值在0.001的统计水平上显著，且其置信区间内不含0，可知此路径的总效应显著；而其间接效应的点估计值未通过显著性检验，置信区间包含0，不存在显著的间接效应；因此，公民满意度在安全保障到锻炼积极性的作用路径中未有显著的中介效应，假设H4c未获得数据支持。

通过上述分析，可以得出供给视角下的公民体育锻炼积极性的作用机理模型，如图2所示。在公民体育锻炼的行为意图中，如若体育锻炼设施或场地安全可靠、有专业人士指导或能够满足自身的多样化锻炼需求时，会对公民更具有吸引力，显著影响着公众走出房间去锻炼身体的决心。同时在公共体育供给中，充足的运动器械与场地会大幅提升公众对体育服务的满意度，提升公众的体验感与心理态度，从而激励民众去参与体育锻炼活动，公民满意度在有形资源与锻炼积极性的关系中起到完全中介作用。此外，公共体育服务的可信任度与多样化服务等特质也会显著增强公民对公共体育服务的满意程度，想要去体育锻炼的积极性也会越强，进一步促进公共体育资源的充分利用。

图2 作用机理模型

4 结论与政策建议

4.1 研究结论

(1)在公共体育服务供给层面，公众的认可程度排序依次为：有形资源>多元需求>安全保障。对供给主体而言，在针对性满足公众多元化需求，尤其是对公众体育锻炼安全性保障工作中，仍有较大的上升空间；在公民满意度方面，满意度由大至小的排序依次为：服务内容>服务政策>硬件设施，公民整体满意度水平较高；此外，公民整体对体育锻炼的积极性处于适中水平。

(2)公众对体育服务的有形资源、安全保障、多元需求的被满足度都直接或间接影响着其进行体育锻炼的意愿与行为。其中，满足多元需求对体育锻炼意愿的直接影响效应最大，安全保障的需求则次之，而有形资源的需求对公众体育锻炼的意愿起到间接影响作用。

(3)公民对公共体育服务的满意度会显著影响着其体育锻炼的积极意愿，同时，公民满意度在有形资源供给对公众体育锻炼的意愿的影响过程中，起到显著的中介作用。即公共体育服务的充足性、可信任度与多样化等特质会显著增强公民对公共体育服务的满意程度，有效助力公民的满意度转化为积极的体育锻炼行为。

4.2 政策建议

(1)建立多元主体模式，补齐资源供给短板。在传统的政府主导体育资源供给模式下，引入企业、非营利组织等多元主体，构建多中心主体供给体系。同时明晰各主体的权责内容与边界，促使多元主体供给模式常规化运转。从而弥补地方政府绝对主导造成资源链单一的根本性缺陷，满足公众关于体育锻炼的行为需求，提升公众体育锻炼的积极性。

(2)建设信息公开系统，做好安全保障措施。一方面是要坚持建设透明化、公开化的服务模式。使公众对服务供给具体机制与模式逐渐清晰化，减少了传统公开方式的空间局限性强、信息传播性弱的弊端，直接让公众感受到服务供给过程，增强公众信任度；另一方面，将公众的人身安全放在制高位。着重加强体育服务供给中的安全保障措施，健全相关政策法规。做好预防与防范工作，及时排查出安全隐患，从根源上杜绝安全事故发生，给予公众在体育锻炼时充足的安全感，从而提升公众体育锻炼的积极性。

(3)优化体育资源配置，以公民需求为导向[30]。从供给主体角度而言，应将公众的要求与需要作为服务第一要义，从单一的器械、场地供给模式转为多样化、针对化的新供应链。另外，从供给客体角度出发，公众也应充分发挥自主参与的自治作用，扩大资源客体的话语权。政府等服务供给主体须充分考虑多方有关资源供给的意见，避免民意失效与不必要的资源浪费。最终有效满足公众有关体育锻炼的多元需求，从而激发体育锻炼的动力与热情。