職業、職位特征與體育運動參與

王 玉

體育運動參與反映國民健康水平，是經濟社會發展進步的重要標志之一（萬炳軍等，2017）。黨的十九大報告指出，“廣泛開展全民健身活動，加快推進體育強國建設?！比欢?，相對于經濟的增長速度，我國群眾總體運動參與水平仍然偏低（盧文云，2018）。此外，各類人群體育運動參與水平仍不均衡，表現在兒童和老人參與度高、中青年參與度低，總體呈U型結構（李驍天等，2014）。如何在保持高低年齡段人群體育參與度不降低的同時實現中年齡段體育人口穩健增長，是我國當前群眾體育發展的一大命題。了解國內人口數量眾多、年齡分布廣泛的各類從業人員其職業、職位特征與體育運動參與的關系，是解決該問題的基礎之一。

雖然個人職業或職位是否促進體育運動參與尚無定論，但一個人的職業與職位特征會影響其運動偏好、體育消費，是普遍接受的事實（仇軍等，2010）。現有研究認為，職業因素在可支配空余時間（相對失業、退休）分類變量上對體育運動的參與頻率有影響，但對體育運動參與決策不會產生作用（Kutner et al.，2004）；職位作為衡量職業穩定特征的分類變量，更密切地關系個人余暇時間的分配，在居民每天擁有相近余暇的前提下，職位級別與參與體育運動的時間分配應呈此消彼長的關系（成慧君等，2015）。彭大松（2012）采用Binary Logistic模型分析發現，在職人群因為生活、社會壓力對體育愛好產生擠出效應，職業生涯的長期性導致體育活動低參與度狀態難以發生轉變。劉大維等（2012）認為，工作性質差異是影響在職人員參與體育活動概率的根本原因，在控制工作時間因素的前提下，政府公務員參與體育運動的概率最高，企業工作者次之，個體經營人員最低，而務農者參與概率與其工作時間成反比。上述觀點初步表明，目前非生理因素（身份、職業職位、社會屬性等）對體育運動參與的影響已經引起了學界關注。那么，占據人口最大比重的在職人群，其個人職業、職位背景對體育運動參與行為的影響效應究竟如何？這是值得深入探討的問題，也是研究的意義所在。因此，本研究試圖以定量方式實施經驗檢驗：當前社會的在職人群，因職業不同、職位不同，對其體育運動參與概率及參與時間產生的影響。

1 文獻綜述與理論基礎

非生理因素（身份、職業職位、社會屬性等）影響體育運動參與這一事實日益引起學者的關注。已有研究主要從個人基本特征、從事職業性質、區域社會因素等方面論述對體育活動的影響。

關于個人基本特征對體育運動影響的研究，目前尚未形成一致性意見。Benjamin等（2007）分析了95名超級馬拉松運動員競賽數據，指出個人特征、所處環境、社會實踐等因素均可能構成運動參與依賴，引起運動參與動機最強的因子是個體因素的年齡和體質量指數。章羅庚（2010）對220名健身者的研究顯示，個人年齡的增加與運動依賴關系較弱。彭大松（2012）在分析CHNS 2006數據的基礎上得出，個人年齡、健康狀況與體育運動參與概率呈非線性關系，婚姻因素對體育參與影響顯著，離婚會對體育運動參與造成負向影響。褚婷（2015）分析山西省居民體育參與行為得出，文化水平、區域等因素對體育運動參與有顯著影響，收入因素通過體育消費渠道對體育參與產生正向作用。

關于職業、職位因素對個人體育運動影響方面，孫文琦（2013）對全國7類職業人群體育投入現狀分析后認為，影響各類職業人群參與體育育運動較少的主要原因是缺乏系統組織及體育場所。各類職業中，軍人體育運動參與度最高，農林牧漁類職業人員體育運動參與度最低且時間不足。收入不是影響各類職業體育參與不同的主要因素。李相如（2010）研究了女性職業與體育參與關系，認為女性職業性質、收入水平與體育參與高度相關，其體育行為會受到職業與收入的雙重影響。其中，單位負責人、技術人員等家庭收入普遍較高，體育消費能力較強。女性體育運動參與顯著受到心理的影響。職位因素方面，就公務員群體而言，體育運動對促進不同職位群體緩解心理壓力方面在多維度上存在顯著差異，中等職位（縣處級）公務員的壓力緩解效果最為理想（金鵬，2014）。顧曉艷（2011）考察了職位因素在戶外體驗式培訓（Outdoor Experiential Training，OET）中的減壓效應，認為體育運動對不同職位的減壓效果存在顯著區別。

還有研究注意到影響個人職業、職位特征與其體育運動參與的社會學背景，如社會分層、城鄉區別、人口區域等。Toftegaard（2011）從社會經濟狀況和人口因素角度對青少年的體育運動參與行為進行研究，認為所在城市的政治經濟環境也會對其體育運動產生重要影響。劉大維（2012）采用Logit模型對我國居民運動參與進行“全景式了解”研究，認為收入、戶口、地理區域職業狀態等社會因素會顯著影響運動參與。然而，前期相關文獻主要集中在職業分類對體育參與程度的影響方面，與職業伴隨的職位因素，是否也會對其體育運動的參與可能或參與偏好產生影響？如單純考慮職位因素，或某一職業的不同職位，對其體育運動參與的作用效果如何，特別是作用程度有多大？運動參與概率與運動參與程度（時間）是否存在聯系？職業收入帶來經濟基礎上的支持，職位優勢帶來業余時間的充裕，那么職業、職位與體育運動參與是怎樣的作用機制？目前鮮見國內外系統的研究成果，尤其是關于職業社會因素范疇普遍存在的工作強度、心理壓力等因素的邊際影響效應，當前未見實證。

基于上述分析，現采用4期中國健康與營養調查（China Health and Nutrition Survey，CHNS）微觀數據，嘗試對個人職業、職位與運動參與的關系進行實證研究。

2 數據來源與模型設定

研究使用近4期（2015、2011、2009和2006年）CHNS微觀數據①CHNS是由美國北卡羅來納大學和中國疾病控制預防中心合作建立全國范圍大規模抽樣調查項目，覆蓋我國15個省份的城市和農村地區（2015年），調查采用多階段分層抽樣，具備科學的廣泛性及隨機性特征。因研究需要，僅選擇年齡介于18～60歲的樣本。CHNS 2015少部分數據暫未更新，不影響本研究。，評估個人職業、職位特征對運動參與的影響。本文關注的主要因變量為個人是否參與體育運動啞變量，利用每一期個人調查問卷第18項中的問題，從中篩選出U98選項、U145～U155選項兩個變量作為體育活動參與的定義依據。當這兩個變量出現一項肯定回答時，認為個人參與體育活動①個人問卷中U98為對是否“參加體育運動”的提問，被選項為“是”“否”或“不知道”；U145～U155為具體參與體育活動的提問，如武術、體操、田徑等。研究認為，一項或多項體育運動參與均應判定為“是”。。解釋變量為個人職業職位、基本特征、社會特征等變量。

CHNS問卷B4選項（你的主要職業是什么？）提供了13類（高級專業工作者、一般專業工作者、管理者、辦公人員、農/漁民、技術工人、普通工人、軍官/警官、士兵/警察、司機、服務業人員、運動員/演員、其他等）主要職業分類。研究結合前期成果及模型需要（王崇喜等，2001），采用“工作性質相似”為主的職業分類準則，將問卷職業類別匹配《職業分類與代碼》的6項分類（由于樣本稀缺及職業不確定性，刪除了“軍人”“其他”兩大分類）（表1），無職業賦值0作為6類職業的參照。對于職位因素，B5選項依據工作性質列出9種職位，研究依據各類職位是否參與社保條件作“固定”“非固定”的二分類處理，以降低計算復雜度及自由度消耗（表1）。

表1 主要變量定義與描述性統計Table 1 Definition of Main Variables and Descriptive Statistics

微觀層面的關系模型分析，主要采用二分因變量Probit回歸方法，在控制個人因素、社會屬性及其他特征因素的基礎上，估算個人職業、職位因素對體育運動參與行為的影響。以pi表示第i個觀測案例發生體育參與行為的概率，由以下標準正態累積分布函數給出：

其中，zi是標準正態分布變量，上式可記作pi=Φ（Ii），Φ（*）表示標準正態分布的累積分布函數（Cumulative Dis‐tribution Function，CDF），通過取其反函數，即得 probit變換，即：

可等價為：

依據上式，首先考慮個人職業因素對運動參與的影響效應，基礎模型設定如下：

其中，因變量SPparticipatei是關于個人體育運動參與狀態的虛擬變量，如果有體育參與行為，賦值為1，否則賦值為0。方程右側解釋變量occupationi代表個人從事職業類型的指標，此處i取值0～6，對應“無職業”及“機關黨群、企事業負責人”“專業技術人員”“辦事相關人員”“商業、服務業人員”“農林牧漁水利生產人員”“生產、運輸設備操作人員”6類職業類別。

α1表示個人職業類別對體育參與概率的影響。β為可能影響體育運動參與的系數向量。X為包含個人基本特征、社會因素的多個解釋變量，包括：性別，男性賦值0，女性賦值1；年齡，介于18～60歲的連續變量；婚姻，處于結婚狀態和非婚狀態的啞變量；教育水平，介于0～6的分類變量；戶口及少數民族啞變量；反映地方經濟水平及人口健康②這兩類變量由CHNS相應年度社區調查問卷（CXXComm_Chi，XX為年度）提供。，介于0～10分的連續變量。

將上述模型職業變量替換為職位變量，即得到職位對個人體育運動參與的影響估計。依據問卷設定，將position作為職位是否固定的啞變量，固定則取值1，否則取值0，估算方程如下：

其中，α2表示個人擁有固定職位對體育參與概率的影響，α3表示當個人同時擁有某一職業及該職業的固定職位時，相對其他情況體育參與行為概率上的差異①其他情況有3種類型：沒有擁有該職業及固定的職位；擁有固定職位但并非該職業；擁有該職業但沒有固定職位。。另外，為了評價個人參與體育運動程度上的差異，研究模型采用運動時間作為因變量，回歸模型采用OLS（常規最小二乘）方法。

3 基礎回歸：職業、職位與運動參與關系的實證

3.1 職業特征與體育參與

職業類型與運動參與基礎回歸模型（表2）列出了個人不同職業、職位類別對其體育運動參與概率的估計結果。其中，模型1～4為非線性回歸模型的系數估計，模型5～8為上述模型分別對應的邊際效應。估計模型1、3對應方程（1）的迭代結果，用以評估職位單一因素對個人體育運動參與的影響。其中，模型1表示在控制個人基本特征及社會相關因素的前提下，以無職業人群為參照，各類職業人員經常參與體育運動的概率。研究顯示，擁有職業的個人，相對無業者，其體育運動參與概率均表現出負向影響。專業技術職業人員未達到顯著性水平，因此認為該職業人群體育運動參與度較高。機關黨群類職業在1%水平上顯著為負，從事該職業的人員體育運動參與概率降低3.27%。辦事相關、個體服務、農林牧漁、設備操作類職業人員運動參與水平在0.1%水平上顯著為負，表明這些職業人員參與體育運動的意愿更低，尤其是從事農業的人群，其體育運動參與的可能性降低10.29%，其次是設備操作類職業，參與運動概率降低8.47%。模型3顯示各類職業之間體育運動的參與概率，以機關黨群類職業為參照，專業技術人員參與度顯著為正，且達到5%水平。個體服務、農林牧漁、設備操作類別職業依然顯著非負，且達到0.1%水平，尤其是農業類職業人群，相對機關人群體育參與概率降低6.63個百分點。上述結果可初步總結為：相對無業者，擁有職業并不會提高體育運動的參與概率；以機關黨群類職業為參照，農業類職業人群體育運動參與度最低。

表2 職業類型與運動參與基礎回歸模型Table 2 Basic Regression Model of Occupational Type and Sports Participation

通過研究固定職位因素對個人體育運動參與的影響發現，擁有相對固定職位對于體育運動參與的影響效應均表現為正，且達到1%顯著水平，表明固定的職位對體育運動參與會產生積極作用（表2）。

參與模型控制的個人特征、社會因素對體育運動參與行為產生顯著影響。年齡系數為負、年齡平方系數為正，再次驗證了我國18～60歲年齡段人口體育參與呈U型的事實。性別因素顯著為負，說明女性參與鍛煉的概率更低，在控制其他因素的前提下，相對男性大約低2.3個百分點。教育因素對體育參與有顯著正向影響，其他條件保持不變，學歷每提高一個等級，參與體育運動的概率約增加1.9%。結婚狀態對運動參與有負影響，平均約降低3.0%的參與概率。戶籍因素的影響不可忽略，城鎮戶口相對農村戶口大約提高5.5%～6.5%的運動參與水平。少數民族參與體育運動有降低趨勢，但未達到顯著水平。更高的地區健康、經濟水平伴有更高的居民體育參與度，這一正相關符合經驗認知。

從我國當前情況看，擁有職業并未激發成年人口的體育參與熱情，相反表現出負相關關系（表2）。但是，相對穩定的職位會增加體育運動的參與機會。固定的職位通常有相對穩定的工作時間，在工作時間之外的閑暇時間也會更有規律。研究部分驗證了翟水保等（2011）的觀點，即職業在可支配閑暇時間因素上對經常性參與體育運動有影響。此外，固定的職位可以認為是擁有規律的工作時間及閑暇時間，因此，閑暇時間的規律性可能也是增加個人參與體育運動的潛在因素。

3.2 職位細分與運動參與

雖然初步分析表明，職業因素對個人體育運動參與行為有負向影響，但擁有固定職位卻可以顯著增加體育運動的參與概率。在經濟社會中，職位通常代表執行一定任務的位置，是個人能力的一種體現（韓秋紅，2015），那么這種參與度的提高是僅限于職位的有無情況，還是各個級別的職位間普遍存在？在控制職位因素后，女性體育運動參與概率出現上升趨勢（表2），性別差異因素對體育運動參與又會產生怎樣的影響？

為進一步檢驗各類職業的細分職位對運動參與影響的異質性，在控制各職位類別的基礎上評估不同性別體育運動參與情況（表3）。

表3 職位類別與體育運動參與Table 3 Job Categories and Sports Participation

職位細分對不同性別體育運動參與概率的影響有顯著區別（表3）。對女性樣本而言，各職位細分相對缺省樣本均表現出負向影響，且普遍超過1%顯著水平。隨著職位類別的穩定性降低，體育運動參與概率不斷下降且總體呈線性負相關。但是，不同類別職位對男性樣本體育參與的影響卻有很大差別。相對沒有職位的男性，擁有長期職位、合同職位的男性，表現出更積極的體育活動行為，參與概率大約提升4～5個百分點，而個體經營類職位的男性體育參與概率表現出減少趨勢，大約降低6%，其他職位的男性體育參與均表現出負向影響，但未達到顯著水平。研究得出，職位因素對女性體育參與的影響要顯著大于男性；職位期限越長的女性，其體育運動參與意愿越強；職位細分因素對男性體育運動的影響雖然總體表現出下降趨勢，但影響有限（表3）。

3.3 職業、職位特征與運動參與偏好

結合前期研究——職業類別與體育運動參與類型的潛在相關性（李驍天 等，2014；彭大松，2012；孫文琦，2013），是否可以推測，體育運動形式的多樣化就是引起體育參與行為職業相關性與性別差異性的原因？因此，進一步的論證包括兩個主要方面：職業、職位因素與運動參與項目的關系；職業、職位因素與運動參與程度的關系。

首先分析職業、職位背景與運動項目參與概率的關系。群眾體育參與項目形式多樣，按照體育活動的相關性劃分，可分為4個類別①劃分主要依據是易觀（2016）《2016中國群眾體育市場專題研究報告》大數據分析，結合了王崇喜（2001）等的分類思想。：路跑運動，包括健身跑、馬拉松、越野賽等；大球運動，包括足球、籃球、排球等；小球運動，包括乒乓球、羽毛球、網球等；健身運動，如健美操、瑜伽、游泳、器械健身等。某些運動項目在職業人群中較為普及，如散步、羽毛球、乒乓球等活動，某些體育運動可能與職業有一定關聯，如機關、企事業單位人員相對其他職業人員在參與體育項目上更具有廣泛性；服務類人員可能更喜歡體操、民間舞蹈等項目；設備操作工人可能更喜愛臺球、武術、跳舞等運動；棋牌、民俗體育項目可能在從事農林牧漁類職業的人員中更為普及（國家體育總局，2015）。

將體育運動分為路跑、大球、小球、健身運動4個類別①CHNS調查中U145～U155選項列出了武術、體操、舞蹈、雜技等各種體育活動類型并提供二分類選擇，U151的網球被歸入大球，U153排球被歸入小球類別，且無法分離。考慮網球、排球兩種運動在中年階段普及較為有限，研究忽略了這兩個運動類別的影響，結果可能與實際有所偏差。，并使用Probit方程進行擬合，得出個人職業、職位對運動參與項目的影響估計情況（表4）。

表4 個人職業、職位對運動參與項目的影響估計Table 4 Estimation of the Impact of Individual Occupations and Positions on Sports Participation Projects

研究發現，職業背景因素顯著影響個人的運動參與偏好（表4）。以路跑類項目為例，在控制個人因素、社區因素的前提下，機關黨群類職業者參與度最高，其他職業者相對參與度有不同程度降低。除了專業技術類職業系數不顯著，其他職業均達到顯著性水平且參與概率普遍降低0.2～0.3個probit單位，說明從事機關黨群、技術類職業的人群對路跑運動普遍接受度更高；對大球項目而言，以機關黨群類職業參照，專業技術類職業參與概率提高0.24個probit單位且達到顯著水平，設備操作類職業降低0.18個probit單位，其他職業未達到顯著水平，表明球類運動在專業技術類職業人員中更受到歡迎，設備操作類職業依然是大球運動的低參與度職業；小球運動及健身運動表現出相似的估計結果，以機關黨群類職業為參照，專業技術類職業在這兩項運動中均表現出更高的參與度，大約提升0.17個probit單位，農林牧漁及設備操作職業參與度最低，大約降低1.6～2.8個probit單位且均達到了顯著水平。擁有固定職位背景，在路跑、大球、小球運動項目上表現出正向影響，而在健身類項目上表現出負向影響，但因統計標準誤較大，認為職位因素對于運動參與偏好影響有限。上述結果可以看出，擁有黨群機關職業背景的個人，相對其他職業人群路跑類項目的參與意愿更強；專業技術人員在大球、小球及健身類活動中相對更為活躍；辦事相關、個體服務類職業人員體育運動項目參與較為均衡，參與概率也處于中等水平；農林牧漁、設備操作類職業人員各類體育項目參與度均較低。

除了參與頻度，運動強度也是評價體育參與程度的必要指標（韓秋紅，2015）。CHNS問卷中并未出現運動強度的相關提問，但U327_mn～U338_mn選項提供了運動參與時間的備選項，可以作為運動參與強度的代理變量②問卷中運動參與時間區分工作日和周末，研究將二者合并，取周運動時間/min。。個人職業、職位特征與運動參與時間的估計結果③運動參與時間為連續變量，此處采用OLS方法。（表5）如下：

表5 個人職業、職位對運動參與時間的估計Table 5 Estimation of the Time of Participation in Sports for Individual Occupations and Positions

以路跑運動為例，不僅職業、職位背景因素對該項運動的參與時間影響較小，個人特征、區域屬性等變量系數也均未達到顯著性水平；大球運動參與時間在專業技術類職業和性別因素上表現出一定差異（0.05＜P＜0.10，勉強顯著），在控制其他條件的前提下，以機關黨群類職業為參照對象，保持其他條件不變，專業技術類人群每周大球參與的時間平均增加39.55 min，女性平均減少47.79 min；小球運動以辦事相關、農林牧漁類職業人員參與時間較多，相對其他職業平均值，辦事相關職業人群平均每周增加21.93 min，農林牧漁類職業人群平均每周增加26.65 min；健身運動時間僅性別因素表現出顯著差異，男性每周健身時間平均比女性多38 min。綜上，個人職業、職位背景對其體育運動參與時間的影響相對有限（表5）。

4 個人職業、職位對運動參與的影響機制：先驗的證據

上述研究具體分析了個人職業、職位特征影響其體育運動參與的趨勢及程度。梳理前期文獻發現，現有關職業職位與運動參與的研究，多探討了收入、時間、意識等因素的協同影響（滿江虹，2016），那么，這些客觀存在的外界條件是怎樣作用于二者之間關系的呢？基于經驗，研究總結出3種個人職業、職位可能影響運動參與概率的機制：1）收入水平。反映經濟情況，進而影響其體育消費水平（翟水保等，2011）。2）有固定的可支配時間。工作、家務可能成為阻礙體育運動參與的主要原因（王景亮，2003）。3）運動健康認知。對“體育運動重要性”的認知程度越高，就越傾向于參與體育運動（彭大松，2012）。因此，基于上述分析，分別選取家庭凈收入、上年度擁有固定收入、對孩子堅持體育運動的態度3個指標，作為上述3類因素的代理變量，在先驗的基礎上識別個人職業職位與運動參與的影響機制（表6）。

表6 職業、職位影響運動參與機制的相關解釋變量Table 6 Relevant Explanatory Variables of Occupational and Post-influenced Participation Mechanisms

個人職業、職位可能影響體育運動參與機制相關變量的邊際效應及顯著水平如下（表7）：

表7 解釋變量的邊際效應及顯著水平Table 7 Explains the Marginal Effects and Significant Levels of Variables

其中，模型1是在控制職位職業及個人、地區因素的基礎上引入家庭凈收入對數變量的估計結果，發現收入因素對個人體育參與有顯著正向影響，家庭凈收入對數每提高1個單位，體育參與概率增加0.7%。模型2引入上年度收入固定因素后，發現同樣具有正向顯著影響。擁有固定收入的個人，參與體育運動的概率增加4.9%。模型3加入了健康鍛煉意識變量，發現擁有讓孩子堅持鍛煉認知的父母，其自身也會更積極地參與體育運動（增加1.1%，非常顯著）。模型4同時放入了上述3個變量，發現收入對數因素不再顯著，而其他兩個因素仍達到顯著水平，說明相對經濟條件，可支配時間及健康鍛煉意識因素對體育運動參與的解釋效應更為顯著。

研究表明，收入、時間支配、體育健康意識等因素會對個人體育參與行為產生影響，那么，對于同一職業或相同職位，這些因素的影響作用是否也會非常顯著，研究引入了交互（interaction）模型，進一步評估職業、職位特征在這3類因素基礎上對體育運動參與的影響機制。評估機制設定如下：將職業、職位因素視為第1組自變量，將3類影響因素視為第2組自變量，當其中一組變量效果在另一組變量每一水平上表現出不一致時，認為個人職業、職位對體育運動參與的影響會受到收入水平、支配時間固定、運動健康認知的影響（表8）。

表8 解釋變量對職業、職位的影響效應Table 8 Explain the Effect of Variables on Occupations and Positions

通過研究收入水平對于各類職業及擁有固定職位個體的估計效應發現，收入因素對各類人群體育運動參與的影響均未達到顯著水平（表8）。但是，對于商業操作、農林牧漁、設備操作類職業有正向影響，這一定程度上支持了彭大松（2012）的觀點，即農民收入越高，參與體育意愿更強，但強的程度相對有限。擁有支配時間因素對于各類職業類別個人體育參與影響均未達到顯著性水平，但對擁有固定職位因素有顯著負影響。擁有固定的可支配時間但職位非固定的人群，反而有增加體育運動的趨勢，表明固定職位會帶來閑暇時間的減少，體育運動也會減少。運動健康認知僅相對于農業類職業有顯著影響，對職位是否固定影響不大。但該因素對農林牧漁類職業的影響呈負相關，這顯然有悖于常識，可能職業健康認知越強的個人，其能力水平及社會地位相對越高，更高層次社會角色的適應導致其體育參與度降低。

總體來看，來自先驗的收入水平、支配時間固定、運動健康認知因素的確會影響個人運動參與概率且至少達到1%水平，但結合具體職業及職位特征時，其影響作用顯著減弱。

5 關系模型的擴展：體力勞動及精神壓力

綜合分析結果，擁有職業會顯著降低個人體育運動參與概率，但固定職位會增加運動參與概率，職業職位對運動項目偏好有影響，但對運動時間影響不大。這與已有的結論或推測相似（劉大維等，2012）。進一步分析收入、可支配時間、健康認知等因素的作用機制發現，僅支配時間固定對固定職位個體運動參與及運動健康認知對農林牧漁類職業有低水平負影響，對大多職業、職位的運動參與水平則無法解釋。考慮已有的相關成果在分析職業職位與體育參與行為時，多提及與工作相關的體力負荷及心理壓力等影響（蔡睿 等，2009；陳小蓉 等，2010），而CHNS最新數據①僅CHNS 2015數據包含個人心理健康測定。已包含此類影響因素的定量描述，因此擴展分析主要從體力負荷及社會心理兩個方面進一步考察個人職業、職位因素與運動參與是否存在關聯，試圖找出深層原因。

5.1 體力勞動的擠占效應

大強度勞動是某些職業的基本特點與生存狀態，重負荷會使從業者困乏，從而在本能上拒絕參與任何形式的體育活動（陳小容，2010）。那么，高強度的體力勞動會擠占在職人群的體育運動參與過程嗎？CHNS問卷在調查中對有工作者詢問不同強度的體力勞動持續時間，通過選取重體力勞動時間（min/周）作為衡量體力勞動強度的代理變量，分別計算體力勞動對不同職業人群體育參與的擠占影響。另外，研究側重考慮體力勞動對運動參與的擠占效應，運動時間應界定為工作日運動時間（單位分鐘/周）（表9，表10）。

表9 運動參與因變量設定與說明Table 9 Movement Participation Variable Setting and Explanation

表10 體力勞動對不同職業職位個人運動參與的影響Table 10 Impact of Manual Labor on Individual Sports Participation in Different Professional Positions

至此，總體上描述了在控制個人及社會相關變量的前提下，勞動負荷對不同職業、職位的人群體育參與時間的影響（表10）。其中模型1～3是勞動負荷對不同職業、固定職位效應及二者綜合效應的估算結果，模型4是綜合上述結果得出的邊際效應。前3個模型重點關注勞動負荷因素的交互作用。模型1顯示，勞動負荷對體育運動總體表現出正向影響，但不顯著。同時，相對機關黨群類職業，勞動負荷與其他各類職業的交互作用均超過5%顯著水平，表明擁有不同職業背景的個人，體育運動參與行為普遍受到勞動負荷的影響，其中專業技術、辦事相關類別職業人員，受勞動負荷正影響，即隨著勞動負荷的增加，從事該職業人群體育運動參與時間有上升趨勢?？赡艽祟惵殬I重體力勞動時間相對較少，隨著勞動負荷增大，體力的透支使從業人員意識到必須增加體育運動來強健體魄，增強對工作的勝任度。商業服務業、農林牧漁及設備操作類職業與勞動負荷交互項的系數為負，產業工人及個體經營者普遍勞動強度大，工作時間長，隨著勞動負荷增大，本能地減少了體育運動時間，這基本印證了陳小蓉等（2010）的觀點，即體力勞動擠占了體育參與過程。模型2對固定職位因素的估算表明，體力勞動的交互影響效應為正，但不顯著。模型3同時控制了職業、職位因素及職業與體力勞動的交互作用，發現勞動負荷及固定職位因素均不再顯著，但勞動負荷與職業因素的交乘作用仍保持顯著水平。經以上分析，在我國當前環境下，勞動負荷與職業這兩個因素對體育參與具有影響且并不獨立，當其中一個條件發生變化時，對運動參與的影響會受到另一個條件的影響。模型4給出了這種影響的邊際效應（圖1）。

圖1 體力勞動對不同職業運動參與的邊際效應Figure 1.Marginal Effects of Physical Labor on the Participation of Different Professional Sports

前3類職業的運動參與邊際效應為正（圖1）。其中，機關黨群類職業人群重體力勞動時間每增加1個單位，則體育參與時間增加0.003個單位，但置信區間包含0，在統計上不顯著；專業技術類職業人群重體力勞動時間每增加1個單位，體育參與時間增加0.014個單位，且在0.1%水平上顯著；辦事相關類職業人群勞動負荷的邊際效應最高且在0.1%水平上顯著為正，重體力勞動時間每增加1 min，體育運動參與時間增加0.022 min。后3類職業人群運動參與邊際效應為負，但僅農林牧漁類職業達到了1%顯著水平。

5.2 壓力情緒的緩解效應

參與鍛煉可能是緩解情緒壓力的有效途徑（吳善玉等，2009）。根據以往研究，引起心理壓力的來源及性質不同，但需要采取某種態度去適應（徐道穩，2010），因此，評價心理壓力的緩解效果應體現在處于不同壓力狀態下體育運動參與強度的變化，及由于運動強度的改變帶來的心理因素調節兩個方面。利用CHNS 2015心理健康測試相關數據，在控制個人和家庭特征變量后，選取壓力感（U553）、情緒控制（U559）兩個指標，繪制與運動參與時間關系的二維散布圖（圖2，圖3）。

圖2 壓力感與運動參與Figure 2. Pressure Sense and Participation in Sports

圖3 負面情緒控制與運動參與Figure 3.Negative Emotion Control and Participation in Sports

橫坐標為變量對應的強度值（圖2，圖3），數值1為無壓力或沒有負面情緒控制能力，值越大代表壓力越大或情緒控制力越強，縱坐標為運動參與時間的對數。重點觀察縱坐標的極值。無壓力狀態的個體，運動參與時間分布較為均衡，壓力上升1個單位，運動參與時間無論最高值還是最低值，均有所降低，表明低強度的心理壓力對運動時間有負影響；處于中等壓力情境下，個人體育參與時間出現普遍上升，表明對于體育運動，無論低參與度還是高參與度人群在處于適度心理壓力時，均有增加體育運動的趨勢；壓力感更大的樣本，最低參與時間保持不變，但最高值仍有上升趨勢；在極限心理壓力感受下，體育運動參與時間大幅下降，說明此時體育運動已經失去了調節心理的作用，緩解高強度壓力需要訴求其他方法（圖2）。體育運動對于負面情緒控制的相關效應（圖3），從總體來看，處于不同情緒控制力的樣本，體育運動參與時間分布較為松散，因此認為運動參與和個人負面情緒的控制力關系不大；另外，沒有情緒控制力或情緒自控力弱的個人，不會較積極地投入體育運動。

就2015年大約2 000個樣本來看，無論單獨控制職位還是職業指標，壓力感與運動參與時間的線性關系均表現為負向1%水平顯著（表11），可能是極限壓力下運動參與時間銳減產生了杠桿作用，降低了總體的參與趨勢。相對機關黨群職業，其他職業壓力調節作用均為正。負面情緒控制方面，各類職業交互項系數不穩定且置信區間均包含0，不同職位也表現出同樣的特征，表明該因素對運動參與的影響有限。說明在我國當前職業環境下，心理壓力對運動參與時間的影響呈非線性相關關系。無壓力狀態時，個人運動參與具有隨機性且持續時間分布均勻，隨著壓力增大，體育參與時間有延長趨勢，但極限狀態的心理壓力會嚴重降低體育運動積極性。因此，應重視在職人群的心理狀態，適度的心理壓力可能會增加其對自身健康水平提升的緊迫感，通過增加體育運動頻率來緩解壓力。過度壓力會大幅擠壓在職人群健身活動時間，對其健康造成不利影響。另外，體育運動對于負面情緒控制的調節作用均不顯著，增強職業人群負面情緒的控制力應涉及體育運動之外的其他因素。

6 結論與建議

6.1 結論

1）各類職業背景對于體育運動參與概率顯著低于無業者的運動參與概率。固定職位會增加體育運動機會，與女性體育參與呈線性正相關，但對男性運動參與行為影響不大。

2）職業背景顯著影響運動參與偏好，但個人職位因素對于運動偏好影響有限。在體育運動參與時間方面，個人職業、職位背景對運動時長幾乎沒有影響。

3）經濟收入、時間支配、體育健康意識等因素均會對個人體育參與行為產生影響，與經濟收入相比，可支配時間及體育健康鍛煉意識對體育運動參與的解釋效應更為顯著。

擴展模型發現，重體力勞動負荷幾乎影響所有職業的體育參與，但影響方向及程度有顯著區別。勞動負荷因素不僅擠占運動參與時間，還會起到促進體育參與的作用。對于普遍關注的體育運動壓力緩解及情緒控制作用，采用CHNS 2015年度最新心理調查數據估算兩類因素影響，發現壓力感與運動參與時間呈水平S型結構，輕微壓力與過度壓力均使運動參與呈減少趨勢，適度壓力與體育參與積極性表現出正相關性，而體育運動對情緒控制的作用有限。

6.2 建議

研究驗證了擁有職業的個人體育運動參與概率保持較低水平，在一定程度上反映了工作中體育運動環境的缺失，同時，處于固定職位帶來規律的閑暇時間將顯著提高運動參與的機會。因此，應重視營造良好的體育生態環境，加強社區、學校、企事業單位體育設施資源共享力度，完善人員及設備管理體制，為職業人員提供更多接觸體育活動的機會。

研究得出不同職業類型的體育運動偏好趨向為不同職業體育運動的嘗試開展或長期組織提供了參考依據。如黨群機關類職業更適宜組織路跑類項目；專業技術類職業更易于接受球類運動；辦事相關、個體服務職業未表現出顯著的項目偏好，開展體育項目不受到限制；農林牧漁、設備操作類職業總體體育參與水平較低，應從國家、社會層面加強運動健康認知引導，創造有利于體育參與的條件。另外，對體育運動更有解釋力的是支配時間及運動健康意識，完善這兩個因素條件是促進體育參與行為的前提。