公共健身服务供给、生态环境质量对城市居民健身行为影响的实证分析<br/>——基于CFPS数据

公共健身服务供给、生态环境质量对城市居民健身行为影响的实证分析
——基于CFPS数据

2017-03-07袁晓玲

天津体育学院学报 2017年4期

李浩，袁晓玲

健康是幸福起点，立身之本，立国之基。健身行为是在人们健身意愿的支配下，为达到一定健身目的所进行各种健身锻炼活动的外在表现。目前，由于身体活动不足引发的各种慢性疾病导致人口生活质量下降已引起全世界极大关注[1]。按照世界卫生组织的认定，缺乏身体锻炼活动是一种全球性非传染性疾病。良好健身意愿、科学健身方式、健全健身设施及适宜健身环境，使居民在生理、心理上达到预期健身效果，进而获得健康体魄与愉悦心情[2]。近年来，全民健身活动正呈现出由经济发达地区向欠发达地区辐射，由城市向乡镇延伸的发展态势。居民健身意识不断增强，自觉参与健身的积极性日益高涨。居民的健身行为正从满足基本身体需求到注重健身的个性与品质，居民健身意愿正沿着“要我健身→我要健身→我爱健身→我会健身”的轨迹逐步提升。

相关研究表明，城市居民的健身行为往往受到多种因素的制约与影响[3]。多年来，随着我国城市化快速发展与无限制扩张，引发我国城市人口急速集聚、房价飙升、淡水和能源供应紧张、交通堵塞、环境污染加剧等一系列“大城市病”，严重影响城市居民健身锻炼积极性，甚至危及到居民身体健康[4]。城市公共健身服务供给，基本上取决于城市管理者自身利益偏好，忽略了城市居民主体地位及利益表达，存在“压力紧，供给足；压力松，供给缺”等缺位现象[5]。在“自上而下”的城市公共健身服务供给模式下，城市公共健身服务供给强度、供给范围和供给数量等，都存在供给不充分、不平衡和整体效益不高等问题，继而通过场地设施、信息传递、活动组织等途径，间接影响城市居民健身行为[6]。

党的“十九大”报告明确提出“实施健康中国战略”“为人民群众提供全方位全周期健康服务”。这是从实现民族复兴、增进人民福祉的高度，将健康中国建设上升到国家战略地位。因此，结合新时代健康中国建设视角，对影响城市居民健身行为的公共健身服务供给与生态环境等因素再做学术探讨与跟进研究，就显得极为必要。对降低城市公共健身服务的低端供给及无效供给，切实保证城市公共健身服务供给的充分性、针对性、适宜性和实效性，不断满足城市居民日益多样化、生态化、理性化与科学化的健身需求，调动城市居民参与健身活动的积极性，推动生态文明建设与健康中国建设，为实现中华民族伟大复兴的中国梦具有重要意义[7]。

1 研究对象、研究方法与数据来源

1.1 研究对象

本文主要研究城市公共健身服务供给水平差异与城市生态环境质量变化对城市居民健身行为的影响。居民健身行为是人们为达到健身目的而进行各种健身锻炼活动的总称[8]。由于（CFPS）项目仅涉及居民每周身体锻炼的次数及锻炼时长，并未包括具体的锻炼形式与锻炼方式等内容。考虑到研究数据的可得性，本文选取（CFPS）调查项目中“每周是否进行锻炼”作为研究居民健身行为的被解释变量，而其他与居民健身行为发生联系的健身形式与休闲方式等因素不纳入本文研究范畴。

1.2 研究方法

1.2.1 二元Logistic回归分析法通常情况下，城市居民“每周是否进行健身锻炼”可分为进行锻炼与不进行锻炼2种情况，从统计学意义上讲是二分类变量问题。本文采用Logistic回归模型进行实证分析，不仅符合科学性原则，而且容易对回归结果进行解释。其中，居民健身行为用“每周是否进行健身锻炼”作为被解释变量，城市生态环境、城市公共健身服务供给水平和居民个体特征等因素作为解释变量。

1.2.2 熵权法本文选取的解释性指标主要有城市公共健身服务供给水平、生态环境质量和居民个体特征等变量，由于这些指标数据存在单位和量纲的不统一性，因此首先利用熵权法确定评价指标权重。熵权法对指标赋权可避免各评价指标权重的人为因素干扰，使评价结果更符合实际。熵权法是根据指标变异性大小确定客观权重，指标信息熵越小，表明指标值变异程度越高，所包含信息也就越多，在整体评价体系中所体现作用也就越大，权重也就相对越大[9]。

在熵权法中，假设有m个评价指标，n个被评价对象，第 j个指标的权重ωj计算公式如下：

计算得出城市公共健身服务指数得分介于0～1分之间，分值越大，表明公共健身服务供给水平越高。

在城市生态环境质量方面，同样利用熵权法分别计算城市环境的污染排放指数与环境吸收指数。然后，利用关系式[10]：生态环境综合指数=污染排放指数×（1-环境吸收指数），分别计算受访者当年居住城市生态环境质量综合指数。其中，城市生态环境综合指数值越大，表明城市生态环境质量越差。

1.3 数据来源

本文采用北京大学中国社会科学调查中心（ISSS）在全国范围内开展的中国家庭追踪调查项目数据（China Family Panel Studies，CFPS），CFPS项目涵盖面广、权威性高，样本信息量大，具有较强的代表性[11]。该数据详细调查全国（除西藏、青海和港澳台以外）29个省（自治区、直辖市）的城市居民与乡村居民家庭，覆盖全国大部分地区人口。调查主要通过面访、电访2种方式，其抽样采用内隐分层和与人口规模成比例的系统概率抽样方式，以行政区域和个人特征为主要分层变量。

本文首先对最近3期（2010、2012和2014年）CFPS项目数据库进行筛选，剔除调查问卷中不符合要求的样本及农村家庭样本；其次，将3期数据库中都包含的同一个体样本数据合并成平衡面板数据；最后，通过统计整理得到有效面板数据（样本）总量为11550个，每一期样本中包含有效数据3850个。此外，本文选取的城市公共健身服务供给水平指标与生态环境质量指标的数据，主要来源于对应年份《中国统计年鉴》《中国城市统计年鉴》《中国环境统计年鉴》和中国环境质量检测网等相关网站。

2 变量选取

2.1 城市居民的健身行为

本文选取CFPS项目中，有关城市受访者“每周进行锻炼次数”的调查结果作为评价城市居民健身行为的研究对象，据此将从来不进行健身锻炼的受访者编码为“不参与锻炼”且用数值0表示，每周进行健身锻炼受访者编码为“参与锻炼”且用数值1表示。经过整理上述3年城市受访者健身锻炼情况，得到总体面板数据（见表1）。

表1 受访者身体锻炼情况表

可见，2010、2012和2014年我国城市居民进行锻炼的人数占比分别为34.28%、37.56%和41.2%，合成面板数据中居民锻炼人数占比为35.35%。这与国家2014年公布我国城乡居民经常锻炼人数占比33.9%较为接近，表明本文所选样本数据真实性较高。

2.2 城市公共健身服务供给水平

公共健身服务供给，是由政府或公共组织，为满足社会公众对公共健身的需求所提供的一系列公共产品或服务的总称[12]。良好的公共健身服务供给不仅是居民进行健身锻炼的基础条件，而且会影响居民健身观念、健身方式与健身效果，进而影响居民健身锻炼积极性[13]。考虑到城市经济发展水平会对城市公共健身服务供给水平有着重要影响及实际城市公共服务供给相关数据的可得性，本文构建的城市公共健身服务供给水平评价指标包括：人均GDP、第二产业增加值占GDP的比重、第三产业增加值占GDP的比重、人均社会消费品零售总额、城镇居民家庭平均每百户健身器材、城镇社区体育综合性服务中心个数、城镇居民人均健身面积、城镇居民社区指导员平均人数、城镇居民家庭体育消费水平和城镇公共体育固定资产投资等[14-17]。

2.3 城市生态环境质量

生态环境是人类生存与发展具有重要影响的自然因子载体。优良生态环境能使人们心情愉快，健身锻炼积极性就越高，而且人们在山清水秀、风景优美的生态环境中进行健身锻炼，往往会产生“心旷神怡，荣辱皆忘”的感觉，健身锻炼的效果就会好。城市生态环境质量主要包含空气、土壤及水体等。考虑到生态环境质量指数通常是以城市为单位按照年度公布，而CFPS项目中家庭调查的微观数据只公布受访者所在省份相关信息，没有具体到省份中某一具体城市，本文考虑生态环境的外溢性与负外部性特征，生态环境质量指数近似选取调查省份所有城市生态环境质量指数的平均值。同时，考虑生态环境是一个动态循环系统，当生态系统没有超过自身承载力时，可不断地对生态环境中污染物进行自净化处理，从而达到改善城市生态环境质量的目的。因此，本文在借鉴西安交通大学中国环境综合评价中心提出的“环境质量、污染排放、环境自净能力”测算方法的基础上，计算受访者所在城市的生态环境综合指数[10]。其中，环境污染排放所选取的排污指标主要包括：氮氧化物排放总量、二氧化硫排放总量、烟（粉）尘排放总量、二氧化碳排放量、固体废物产生量、生活垃圾清运量、化肥施用量和氨氮排放量；环境吸收主要包括：城市绿地面积、城市平均相对湿度、年降水量、水资源总量、湿地面积和森林面积。

2.4 居民个体特征变量

居民健身锻炼行为与其个体特征因素有很大关联性，为全面研究我国城市居民健身行为的影响因素，本文还选取CFPS中城市受访者的一些个体特征变量。选取的变量标识如下：性别（男=1、女=0）、婚姻情况（已婚=1、未婚=0）、年龄以及年龄的平方、收入（个人当年总收入的自然对数）、工作情况（有工作=1、失业=0）、身体状况（根据受访者个人回答，分为非常健康、很健康、比较健康、一般、不健康5个等级，分别赋值为4～0）、教育年限（根据受访者自填所受教育相应年数）、是否有保险（有保险=1、无保险=0）、个人生活习惯（是否吸烟喝酒，是=1、否=0），受访者身体质量指数（身体质量指数=体重/kg÷身高平方/m2），是目前国际上常用的衡量人体胖瘦程度以及是否健康的一个标准。

3 结果与分析

3.1 整体回归结果分析

本文选择的二元Logistic回归模型可表示为：

式中：p表示居民进行健身锻炼的概率；pfs、env和self分别代表受访者所属省份城市公共健身服务供给水平、城市生态环境质量指数和受访者个体特征变量（如性别、年龄、学历、收入、是否抽烟喝酒、身体质量指数等）；β0为常数项；β1、β2、β3为对应变量的回归系数。

使用面板数据进行回归分析，不仅可对居民个体动态健身行为进行有效分析，还能够有效解决影响居民健身行为的一些变量遗漏问题，进而减少内生性偏误[18]。因此，首先使用STATA13.0软件对单独年份的调查数据进行回归分析，然后将3年调查数据再整理成面板数据，并对城市公共健身服务供给水平与生态环境质量对城市居民健身行为的影响进行回归分析，整体回归结果经整理后见表2。

表2 各年份受访居民健身锻炼情况回归结果

对于面板数据而言，主要有固定效应与随机效应2种模型，可利用Hausman检验对模型进行选择，检验结果表明更支持固定效应模型，因此，选取固定效应模型进行回归分析。

3.1.1 城市公共健身服务供给水平与城市居民健身行为研究显示，2010年城市公共健身服务供给水平与城市居民健身行为之间回归结果并不显著，但在2012年与2014年二者却显著正相关（见表2）。表明，在不同年份，城市公共健身服务供给水平对居民健身行为的影响不一致。采用城市公共健身服务供给水平的面板数据对居民健身行为的影响进行回归分析发现，城市公共健身服务供给水平与城市居民健身行为之间表现为显著正相关关系，城市居民健身锻炼积极性整体上会随着城市公共健身服务供给水平提升而更加积极。一种可能解释为，城市公共健身服务供给水平越高，往往意味着城市公共健身场所、休闲广场及健身器材等设施更加完善。在良好外部健身环境下，城市居民健身活动的内容与活动方式更多样化和丰富化，健身锻炼氛围将更加活跃。这就要求城市管理者尊重居民主体地位，从居民健身需求出发，尽可能调动社会各方面力量参与到城市居民公共健身服务供给体系中，以实现城市公共健身资源优化与高效配置。同时，地方政府可以通过举办各种城市体育赛事及健身活动，激发城市居民健身欲望，调动城市居民参与健身锻炼的积极性。

3.1.2 生态环境质量与城市居民的健身行为 2010年与2014年，生态环境质量与城市居民健身行为之间关系并不显著，但在2012年二者之间却表现为显著负相关关系（见表2）。面板数据回归结果显示，环境污染与居民健身行为之间表现为显著负相关关系，表明在单独年份或在短时间内生态环境质量的恶化虽不会对居民的健身行为产生显著影响，但随着生态环境质量持续恶化，城市居民健身行为会显著受到影响。根据环境心理学理论，人们的情绪、态度及行为，不仅受自然环境和社会环境的影响，还会受人们自身生理及心理等因素的影响。当生态环境质量变差时，在外部污染环境刺激下，人们往往不愿到户外进行健身运动[19]。若室内健身场所及设施不足，人们健身锻炼积极性自然会降低或消退。可见，环境污染会减少居民室外健身的意愿与次数，降低城市居民室外健身锻炼积极性，也彰显出我国城市居民的健身行为日益理性化与生态化。

3.1.3 居民个体特征与其自身健身行为 “性别”与“健康”变量回归结果显示，2010年受访居民的性别及“健康情况”对其健身行为影响并没有显著关系，2012年与2014年城市男性居民参与健身锻炼的积极性要高于女性，身体健康的居民更加注重健身锻炼（见表2）。面板数据进一步发现，城市男性居民整体参与健身锻炼的积极性普遍高于女性，居民健身行为与其自身健康情况并没有显著关系。一种可能的解释是，现实生活中女性承担的多重角色剥夺和分散了女性的余暇时间，从而导致女性参与健身锻炼的时间减少[20]。身体健康的居民，往往会通过健身锻炼保持健康身体，而身体健康情况较差的居民，则希望通过自身健身锻炼，从而改善健康情况。因此，居民是否进行健身锻炼与其自身健康情况并没有明显关系。

“年龄”与“年龄平方”变量在单独年份及面板数据的回归结果均显示，城市居民年龄与其健身行为之间呈正U型曲线关系，U型曲线平均拐点为35岁。说明城市年轻人与老年人相对于中年人（35岁左右）更加注重健身锻炼。可能的解释是，中年人处于上有老下有小的“尴尬”年龄阶段。35岁左右的居民拥有家庭，工作刚步入正轨，孩子开始上学，工作及生活压力较大，很少有时间顾及自身身体状况并参与健身锻炼；35岁以上的居民，其家庭及工作已经趋于稳定；低于35岁的年轻人大多处于学生时代或刚参加工作不久，往往有更多的时间与精力进行健身运动；而退休的老年居民出于健康养老、延年益寿等需要，进行健身锻炼可能是第一要务[21]。

在“个人收入”方面，2010年城市居民健身积极性会随着个人收入提高而显著提高，2012年居民健身锻炼的积极性随着个人收入的提高而降低，2014年居民健身锻炼的积极性与其收入之间并没有显著相关关系。由于使用面板数据进行回归分析可以有效减少其他因素影响，通过面板数据进一步回归分析发现，城市居民健身锻炼积极性却随着居民个人收入提高而提高，这与单独年份数据回归结果显然不同。说明在不同时期，城市居民的健身行为与其收入水平之间有着不同的相关关系。但总体而言，城市居民的健身锻炼积极性会随着居民收入水平提高而得到相应提高，城市居民健身行为显著受到个人收入水平的正向影响。

单独年份与面板数据回归结果均表明，居民健身行为与其“教育年限”之间显著正相关，与其“婚姻情况”“工作情况”显著负相关。一种可能解释是，接受教育年限长的居民往往更具有健康意识。这类居民群体在余暇时间支配上，除用于提高自身专业素质外，把更多时间与精力投入到自身健身活动中[21]。事实上，已婚居民健身行为往往会受到夫妻关系、家庭生活、工作压力、健身时间等多因素制约[22]。此外，由于本文受访城市居民群体包括学生及退休职工，此类居民群体健身锻炼的时间明显多于有工作居民群体，正如回归结果所示，无工作受访居民健身积极性明显高于有工作受访居民。

2010年与2014年“医疗保险”回归结果显示，居民健身行为与其拥有医疗保险之间显著正相关，但在2012年二者却表现为不显著关系。面板数据回归结果表明，拥有医疗保险的受访居民参与健身锻炼的积极性显著高于没有医疗保险的居民群体，说明拥有“医疗保险”的居民群体更具有健康意识，为了自身健康与家人幸福，往往更加注重健身锻炼。

此外，实证结果还显示，经常抽烟的受访居民参与健身锻炼的积极性显著低于不抽烟居民群体参与健身锻炼的积极性，受访居民是否喝酒与其是否参加健身锻炼之间并没有显著影响。随着人们逐渐认识到肥胖对自身健康带来的危害，以及居民自身对外在形象美的追求，居民更加注重健身锻炼并加强对自身体重控制，以达到保持自身良好身材的目的。因此，身体较胖者（身体质量指数较高者）进行健身锻炼的积极性更高。

3.2 影响城市居民健身行为的异质性因素分析

由于历史文化、自然条件及宏观经济政策等多种因素影响，区域间生态环境质量与经济发展水平差异较大，这些因素的存在势必影响我国城市公共健身服务供给水平，进而影响到居民健身行为。区域不同的城市公共健身服务供给水平的差异是否影响城市居民健身锻炼积极性的提升？同一城市公共健身服务供给结构同质化、普适化与居民个体特征的异质性问题是否也会影响居民的健身锻炼积极性？生态环境对城市居民健身行为的影响是否会受到居民个体异质性特征因素的制约？

本文按照国内多数学者观点，将中国划分为东部、中部与西部3大区域[23]，以及按照城市受访者性别、文化程度、收入及年龄等个体特征情况对面板数据进行分组回归分析，以考察影响城市居民健身行为的一些异质性因素。

结果显示，城市公共健身服务供给水平提升，对于东部、中部与西部城市居民健身行为均有正向影响，但对东部城市居民健身行为的影响并不显著（见表3）。一种可能的解释是，由于东部城市经济基础较好，城市各项公共健身服务供给比较充分，健身服务设施相对完善，使得东部城市居民健身行为并不受城市公共健康服务供给水平的影响。此外还发现，城市公共健身服务供给结构的同质化与普适化对居民健身行为的影响，并不会因居民性别及文化水平等不同而出现明显差异，二者均具有显著正向影响。除高收入群体以外，城市健身公共服务供给水平提高与供给结构优化会显著提高城市居民健身锻炼积极性。城市公共健身服务供给水平对各年龄段居民健身行为的影响并没有显著差别，均会因城市公共健身服务供给水平提高而变得更加积极。

表3 不同地区、性别、文化水平居民健身锻炼积极性分析

生态环境质量对我国东部、中部及西部城市居民健身行为的影响是不同的。对于东部城市居民而言，由于东部地区经济发展水平较高，财政支出用于城市公共健身服务供给能力较强，公共健身基础设施较为完善，因此生态环境质量的变差对于东部城市居民健身行为的影响并不显著。中部城市居民的健身行为受生态环境质量影响较大，生态环境的持续恶化会显著降低中部城市居民的健身行为。西部城市居民健身行为不会随着生态环境质量的变差而减少，反而促使其健身锻炼更加积极。一种可能的解释是，相对于中东部，由于西部客观环境条件的制约，在环境污染不至于影响居民生活与生存的情况下，为了适应环境变化反而更加注重自身健身锻炼。

生态环境质量对城市居民健身行为的影响，还会受到居民个体特征因素的制约。当生态环境质量恶化时，男性居民健身锻炼积极性并没有降低，而女性受访者健身锻炼积极性明显降低。对于文化程度较低（教育年限≤9年）的城市受访者而言，生态环境质量变化对其健身行为的影响并不显著。对于文化程度较高的城市受访者，由于他们对环境污染带来身体危害的知识了解较多，当环境质量变差时此类居民健身行为会随之减少。生态环境质量对于低收入、中等收入居民的健身行为具有显著影响，当生态环境恶化时，此类居民群体会适当减少自身健身行为。对于高收入居民群体，由于其经济条件较好，可以选择室内等多种健身方式进行健身活动，因此生态环境质量变差并没有对此类居民群体的健身行为产生显著影响。对于年龄低于20岁以及大于60岁的居民群体，生态环境质量的变化并不对其健身行为产生显著影响，但对20～40岁及40～60岁年龄段的居民群体，生态环境质量与其健身行为之间表现为显著负相关，即生态环境质量的变差显著降低此类居民群体的健身锻炼积极性。从侧面说明，我国城市居民健身需求已经演化为生态化、个性化与多元化趋势。

4 结语

上述分析表明，城市公共健身服务供给水平与生态环境质量已经成为新时代影响居民健身行为的重要因素。我国城市居民的健身行为与城市公共健身服务供给水平、生态环境质量之间存在较大关联性。城市公共健身服务供给不充分、环境污染及居民个体特征异质性等，是影响城市居民健身行为的重要因素。“没有全民健康，就没有全面小康”，对影响我国城市居民健身行为因素进行反思与重构，将成为新时代城市工作与民生工作的一项重要任务。

（1）增强绿水青山就是金山银山意识，大力发展绿色循环经济。居民健身行为的生态化特征，决定了既要创造更多物质财富和精神财富满足人们日益增长的美好生活需要，还要提供更多优质生态产品满足人们日益增长的生态健身需要。因此，要秉持“创新、协调、绿色、开放、共享”的发展理念，增强绿水青山就是金山银山意识，处理好城市化发展、生态环境保护与居民健康之间的关系，不断优化区域产业结构，发展绿色循环经济，创新城市经济发展动力与方式，走中国特色新型工业化道路，让城市经济发展成果更多惠及城市居民健身需求。

（2）推动城市公共健身服务供给侧结构性改革，保障居民健身服务供给均衡。不难发现，我国城市公共健身服务供给由政府主导，由于政府供给与居民健身需求之间存在严重的信息不对称性，使得城市公共健身服务存在无效供给、供给不充分及供需错配等问题[5]。事实上，城市公共健身服务供给是否有效，关键要看城市公共健身服务产品是否符合居民健身需求。面对城市居民健身行为的个性化与多元化特征，要求城市公共健身服务供给必须以人民为中心，以供给侧结构性改革为主线，统筹推进城市公共健身服务供给体系的相关配套改革。政府通过简政放权、做服务型政府，逐步形成以政府供给为主、其他市场主体参与为辅的多元化供给模式，不断扩大居民健身活动供给增量，盘活居民健身活动存量，使得城市公共健身服务供给更充分、更均衡，最大限度地利用公共健身服务资源，满足城市居民对美好生活的需要。

（3）注重公共健身服务供给的品质与个性，满足城市居民生态化与科学化的健身需求。在全国范围内，人人享有使用公共健身服务供给的权利，保证不同阶层、不同居民个体与不同区域居民都享有公共健身服务权利，是实现全面建设小康社会的必然要求。区域经济发展不均衡、生态环境差异及居民个体特征异质性，要求城市公共健身服务供给必须尊重区域城市民族特点，注重城市公共健身服务供给的个性与品质，从而为城市居民提供更均衡、更精准的生态健身服务产品，满足城市居民日益理性化、生态化与科学化的健身需求，推动居民健身行为逐渐成为体现城市文明与社会文明的重要载体。

[1]COLMAN G，DAVE D.Exercise，physical activity，and exertion over the business cycle[J].Social Science&Medicine，2013，93：11-20.

[2]彭国强，舒盛芳.美国国家健康战略的特征及其对健康中国的启示[J].体育科学，2016，36（9）：10-19.

[3]杨勇涛，孙延林，吉承恕.基于“绿色锻炼”的身体活动的心理效益研究[J].天津体育学院学报，2015（3）：195-199.

[4]翁锡全，张莹，林文弢.城市化进程中居民体力活动变化及其对健康的影响[J].体育与科学，2014（1）：35-40.

[5]何元春，秦宇婷，何吉.我国城市公共体育服务供给侧改革研究[J].武汉体育学院学报，2017（9）：23-27.

[6]游国鹏，刘海瑞，张欣，等.基于DEA-Tobit模型的我国2012—2013年群众体育投入产出效益评价与影响因素研究[J].天津体育学院学报，2016，31（3）：209-215.

[7]教育部.政府工作报告[R].北京：中华人民共和国教育部，2016.

[8]沈定珠.独生子女大学生健康意识与健身行为的调查分析[J].上海体育学院学报，2001（s1）：42-43.

[9]章穗，张梅，迟国泰.基于熵权法的科学技术评价模型及其实证研究[J].管理学报，2010，7（1）：34-42.

[10]袁晓玲，杨万平，刘伯龙.中国环境质量综合评价报告[M].西安：西安交通大学出版社，2015：11-14.

[11]任国强，黄云，周云波.个体收入剥夺如何影响城镇居民的健康：基于CFPS城镇面板数据的实证研究[J].经济科学，2017（4）：77-93.

[12]王莉，孟亚峥，黄亚玲，等.全民健身公共服务体系构成与标准化研究[J].北京体育大学学报，2015，38（3）：1-7.