社会分层下中国城乡居民体育参与对幸福感的影响

季树宇，董德龙，2

(1.鲁东大学 体育学院，山东 烟台 264025；2.福建师范大学 体育学博士后科研流动站，福建 福州 350007)

习近平总书记指出：“体育即是国家强盛应有之意，也是人民健康幸福生活的重要组成部分”。《国务院关于实施健康中国行动意见》(国发〔2019〕13号)指出实施全民健身行动，引导群众建立正确健康观，加强早期干预，形成有利于健康的生活方式、生态环境和社会环境，全方位全周期保障人民健康。由此可见，体育参与是幸福生活的重要组成部分，也是国家实施健康中国行动战略的主要手段。全民体育参与的研究视角广泛，其中，以幸福感为因变量的城乡居民体育参与研究是近几年的一个研究热点，诸多学者分别从经济学[1]、教育学[2]、医疗保障[3]、生态环境[4]和社会资本[5-7]等视角切入研究，为人们提供了不同的研究思路、方法和视点。然而众学者在诸多的研究当中，对社会分层的影响效益却鲜有说明，在群体异质性方面的研究还有待进一步深入。伴随着我国社会经济结构的不断转型，社会分层结构正在逐渐转化并呈现出新的特点，如何更好地满足不同群体和社会分层群体的体育参与需求，继而提升全民体育参与治理的针对性和全面性是一项重要的研究任务。

关于社会分层的研究由来已久，社会分层下体育参与研究也逐渐形成体育社会学的一个重要分支，社会分层的概念也由马克思的阶级分层理论，逐渐形成了布迪厄的三要素(经济、文化和社会资本)分层理论、韦伯的经济、政治及社会标准分层理论等，我国学者对于社会分层的研究有其各自的主张，其中，以陆学艺的职业分层为经典代表，通过职业类型划分社会阶层。但在当下的中国，体育参与已成为大众化活动，单纯以职业类型划分社会阶层，不能更好地反映体育参与群体的差异。为此，本研究以布迪厄体育社会分层理论为划分依据，即以经济资本、文化资本和社会资本三要素为划分依据，比较不同社会分层视角下城乡居民体育参与对幸福感影响对作用机制。同时，本文拟以中国调查与数据中心于2020年10月1日发布的中国综合社会调查(CGSS)为数据来源，分别就体育参与影响的居民幸福感是否存在城市与乡村之间的差异、社会分层视角下体育参与对城乡居民幸福感的影响是否存在差异等问题展开论证。

1 文献回顾与研究假设

1.1 城乡居民的幸福感研究

国外学者对城乡居民幸福感的研究较早，主要从“效用论”“社会比较论”“社会融合论”等心理学、经济学方向进行阐述。直到2006年，国内才进行居民幸福感的首次研究，得出乡村居民幸福感低于城市居民的结论[8]。一项基于改革开放对居民幸福感的影响研究显示，制度、贸易对居民幸福感有显著影响，其中对高收入者、城市居民和东部居民无差异，但对低收入者、乡村居民和中西部居民有显著正向影响[1]。胡宏兵(2019)证实了教育程度可以提升居民幸福感，具有直接与中介两种效应，并存在城乡差异[2]。医疗保障的充足、公共与便利等问题的不协调导致居民幸福感存在地域差异[3]，这种差异伴随着收入差距的增加导致城市居民幸福感与乡村居民幸福感之间的差距持续扩大[5]。综上所述，生活与工作保障、教育程度、医疗保障、个人收入、制度等所带来的公平感和普遍信任是影响城乡居民幸福感的重要因素。

1.2 城乡居民体育参与对其幸福感的影响研究

西方学者Snyder早在1974年就已经开始进行体育参与和幸福感的研究[9]，认为体育参与可以显著提升心理幸福感。直到21世纪初，体育参与对居民幸福感的研究在国际上掀起热潮，世界各地学者纷纷基于BHSF数据[10]、英国的ISSP数据[11]、美国的BRFSS数据[12]、EBSS数据[13]、德国的CAPI数据[14]进行研究，发现个人幸福感的正向影响程度更高，尤其是男性在体育参与中获得的效益更佳。我国学者张彦峰等人研究发现，城市居民更能主动参与到体育锻炼中来，只是选择的运动项目具有显著差异[15]，且存在代际效应(刘米娜，2017)[7]。综上所述，国内外学者对体育参与影响幸福感的研究十分关注，那么体育参与能否对中国城乡居民的幸福感产生正向影响？影响的幸福感是否存在城市与乡村之间的差异？基于此，提出本研究的前两个假设。

H1:体育参与对城乡居民幸福感有显著的正向影响。

H2:体育参与影响的幸福感在城乡居民之间具有显著差异。

1.3 社会分层视角下城乡居民体育参与对其幸福感的影响研究

学者李春玲(2019)[16]指出，我国的社会分层既受西方社会分层理论的影响，又透出时代特征和中国特色，吸引着众多学者进行研究。法国社会学家布迪厄于1978年通过《体育与阶层》一书，确立了体育的社会学地位，构建出由文化资本、经济资本和社会资本来决定的社会分层理论[17]。满江虹(2016)指出阶层认同程度的高低直接影响体育参与程度，二者属于线性关系[18]。许玮(2020)经过CGSS2005-2015的数据对比发现中国公民体育参与率逐渐提高，并呈现社会分层的多样化特征[19]。中小城市居民体育参与主要以个人参与为主，其他参与方式呈现显著的社会分层化特征[20]，并且各阶层对体育参与价值的认知、体育消费的意愿均有不同程度的差异，那么体育参与对城乡居民幸福感的影响是否存在社会分层等级之间的差异呢？基于此，提出本研究的后两个假设。

H3:体育参与影响的幸福感存在显著的社会分层差异。

H4:在社会分层影响下，体育参与更能促进城市居民的幸福感。

2 研究设计

2.1 数据来源与样本选择

本研究数据源自中国人民大学主持的中国综合社会调查项目(CGSS)，该项目包含中国境内的28个省、自治区和直辖市(新疆、西藏、海南和港澳台不在该次调查范围之内)，有效样本12 582份。

2.2 模型设置

本文拟以居民幸福感为因变量，以“体育参与”“社会分层”“城乡”作为核心解释变量。控制城乡居民幸福感其他影响因素的前提下，拟构建线性回归模型，以验证本文的4个假设。为确保拟构建的线性回归模型能够良好运行，本文选择进行因变量与解释变量之间、解释变量与解释变量之间的线性相关性检验和多重共线性诊断。

2.2.1 线性相关性检验

本文虽拟构建了线性回归模型，但在实际的研究当中，需考察多个指标之间是否存在线性相关关系，即线性相关性。因此，本文通过线性相关性检验得出的相关系数及其显著性来判断因变量和各解释变量之间的线性相关性，线性相关系数的P值小于0.05表示存在线性相关关系(两两指标之间服从双正态分布)。如表1所示，经线性相关性检验，因变量和各解释变量之间虽有正向相关、负向相关和显著程度上的差异，但所有指标之间，相关系数的P值均小于0.05，表示所有的指标之间均存在显著的线性相关关系，可以进行线性回归模型分析。

表1 线性相关性检验(n=12 582)

2.2.2 多重共线性诊断

多重共线性诊断是来判别解释变量之间是否存在精确的相关关系或高度相关关系，从而导致线性回归模型估计失真或难以准确估计等问题，以及R2和F检验显著，单个变量检验的系数不显著(例如t检验)，或出现系数估计波动较大等问题。如果单个变量的t检验显著，则可不考虑解释变量之间的多重共线性问题，同时，本研究的样本量为12 582份，充足的样本量同样可以解决该项问题。因此，为保证不出现上述问题，将不采用多重共线性诊断，以充足的样本量和单个变量的t检验来解决解释变量之间的多重共线性问题。

2.2.3 线性回归模型

在线性相关性检验和充足的样本量的前提条件下，解决了因变量与解释变量之间、解释变量与解释变量之间存在的某些问题，保障了线性回归模型的良好运行。本文构建的线性回归模型的运行方程如下：

上述方程中，RH(Residents’ Happiness)居民幸福感为因变量，α为截据项，β是自变量的参数。x主要包含体育参与、社会分层、城乡居民、人口特征、社会保障及健康状况等自变量，θ为干扰项。模型的具体测算由stata 14.0软件完成。

2.3 变量操作化与说明

表2为以下变量的描述性统计分析，并包含各个变量的编码方式。

表2 样本描述性统计特征

因变量：居民幸福感(简称RH)，以反映城乡居民、不同社会分层等级居民的幸福指数，在CGSS问卷中，以“(A36)总的来说，您觉得您的生活是否幸福？”来测量居民的自述幸福感。备选项是“非常不幸福、比较不幸福、说不上幸福不幸福、比较幸福、非常幸福”。

自变量：从目前对幸福感的研究来看，大部分学者选择如下几个角度作为控制变量，因此，本文也从这几个角度进行选择，即年龄[2-7]、性别[2，5，7]、婚姻[6-7]、公平感[8]、医疗与养老保险[3，7]、三种信任(普遍、邻居、亲戚)[7，9]。其中，根据我国学者李骁天的经验文献，将年龄划分为五个世代[6]，即传统、失落、幸运、转型、独生，分别探究各世代之间体育参与对其幸福感影响的差异；婚姻变量的编码方式：将未婚、同居、离婚、丧偶编码为单身=1；初婚、再婚、分居编码为已婚=2；控制变量的CGSS问卷题号：A3年龄、A2性别、A69婚姻、A35公平感、A61-1医疗保险、A61-2养老保险、A33普遍信任、A31邻居信任、A32亲戚信任。

“体育参与”：以体育参与为影响核心，探讨城乡居民之间幸福感的差异和不同社会层级居民幸福感的差异，在CGSS问卷中以“(A30-9)是否经常参加体育锻炼”为题进行调查，其编码为“每天=1、每周=2、每月=3、每年=4、从不=5”。设置体育参与和性别的交互变量，验证不同性别的城乡居民通过体育参与获得的效益是否与国内外研究成果相统一。

“社会分层”变量是进一步分析各社会阶层的城乡居民体育参与对其幸福感影响的操作变量。根据布迪厄社会分层理论[9，17]，划分为经济资本、文化资本、社会资本三点进行解释。为更深入地探讨社会分层带来的影响，本文考虑将以上三点进行更为细致的划分。基于中国居民的经济资本存在巨大差异的考虑，在纳入个人收入的基础上，继续纳入家庭经济评价、住房产权和住房面积，共4个影响因素进行探讨；以教育程度和文化实践体现文化资本影响下的社会分层；社会资本由有无工作和社交频率来进一步体现。CGSS问卷中，经济资本所含变量以“(A62)您去年全年个人总收入是多少？”为题，询问居民的个人收入情况，家庭经济评价的测试题项为“(A64)您家的家庭经济状况在所在地属于哪一档？”，以“(A12)您现在的这座房子的产权属于谁？”和“(A11)您现在住的这座房的套内建筑面积是？”分别测量居民的住房产权和住房面积；文化资本所包含变量以“(A7a)您目前的最高教育程度是？”和“(A30-5)您是否在空闲时间参加文化活动，如音乐会、演出”为题，测量被试的教育程度与文化实践；社会资本所包含的有无工作以“(A58)您的工作状况是？”进行测量，社交频率以“(A30-6)您与邻居、其他朋友社交娱乐的频繁程度如何？”进行测量。

“城乡居民”作为本研究的核心分类变量，主要明确城市与乡村居民的幸福感差异，为方便模型操作，以户籍进行体现，将乡村编码为“1”，城市编码为“2”。在CGSS问卷中的具体题项为“(A18)您目前的户口登记状况是？”。

“健康”是体育参与所要达到的最终目的，但在各学科领域有其各自的定位，本文沿用社会科学对健康的定位，即心理健康与身体健康。因心理健康的评价指标众多，本文根据主旨特点采用自述心情来鉴别心理健康带来的影响，身体健康则沿用社会科学对其的定位，即自述健康。CGSS问卷中以“(A17)您感到心情抑郁或沮丧的频繁程度是？”测量被试的自述心情；以“(C15)您觉得您目前的身体健康状况是？”测量被试的身体健康。

3 体育参与促进居民幸福感的城乡差异分析

通过设置嵌套模型，深入探讨城乡居民体育参与对其幸福感的影响分析。从设置仅有控制变量的基础模型，加入体育参与变量，再将其分化成乡村模型和城市模型(即筛选出乡村样本与城市样本进行独立分析)，由于不断增加新变量，导致模型间的自由度产生变化，为综合这种影响，以模型的调整解释率(以下简称解释率，Adj R2)的变化和系数显著性，呈现各个变量对居民幸福感的影响效果。

表3为4个线性回归模型的统计分析结果。模型1为基础模型，由人口特征、社会保障和健康状况等因素构成；在模型1的基础上增加“体育参与”变量、体育参与和性别的交互项构建成模型2；将模型2中的样本按户籍进行筛选，筛选出6 767份乡村样本，构建模型3(乡村模型)，筛选出剩余的5 815份城市样本，构建模型4(城市模型)。据统计结果显示，模型解释率(Adj R2)分别为0.188、0.193、0.178、0.222；所有模型均通过显著性检验，这表明体育参与对城乡居民幸福感具有一定的解释能力。

表3 体育参与对城乡居民幸福感的影响分析

3.1 体育参与对城乡居民幸福感的影响

根据表3显示，体育参与对城乡居民幸福感有显著的正向影响，验证了本文的H1假设。但将样本分成乡村与城市后，“体育参与”变量对乡村居民幸福感影响的显著性并未消失，对城市居民幸福感影响的显著性消失了，这意味着，“体育参与”对居民幸福感的影响作用并不稳定。从模型3和模型4的解释率Adj R2可见，乡村模型Adj R2=0.178、城市模型Adj R2=0.222，城市居民的幸福感明显高于乡村居民，验证了本文的H2假设(体育参与影响的幸福感在城乡居民之间具有显著差异)。可见城市模型的常数项为负，说明居民的自述幸福感越高，体育参与及控制变量带来的效益越优。

3.2 体育参与对城乡居民幸福感的影响机制

人口特征方面，已婚人群体育参与获得的幸福感体验高于未婚人群。将年龄划分成5个世代对比分析均显著，方向为负，说明年龄越大的居民其体育参与获得的幸福感体验越强，但乡村模型中失落一代的显著性检验接近不显著水平，这说明失落一代与传统一代体育参与对其幸福感的体验相近，可能是因为农活繁重，致使身体功能衰退严重和随着年龄的增大[21]，对体育参与提高身体健康的意识更加注重[22]，导致55岁以上的乡村居民体育参与得到的幸福感效益相近；模型3与模型4中，独生一代的显著性相对降低，且城市居民更低。自2013年国家开始实施精准扶贫政策，确立了体育扶贫的战略地位[23-24]，乡村体育设施发生翻天覆地的变化，而城市居民工作压力持续增加，体育参与频次遭到压缩，因此，拉近了独生一代城乡居民之间的幸福感差异。

社会保障方面，拥有较高的公平感、普遍信任和亲戚信任可以有效提高居民幸福感，但医疗保险则出现城市与乡村之间的差异，乡村居民拥有农村合作医疗作为保障，城市居民则需要按时缴纳医疗保险，因此导致医疗保险对乡村居民幸福感影响不显著，对城市居民显著；养老保险呈现出均不显著状态，是由于大多数居民距离养老阶段还非常遥远或因工作繁忙无暇顾及养老问题，所以未将其放在是否提高幸福感的考虑范围；邻居信任的显著性呈现出波动状况，可能与居民的社交频率有关，此因素在下文中与社会资本共同探讨。健康状况方面，不论是身体健康还是心理健康，对居民幸福感的影响均呈显著状态，且越健康其幸福感体验效益越佳。

模型3和模型4中体育参与和性别的显著性呈呼应关系，且模型4的体育参与和性别的交互项显著，方向为负。说明城市居民中的男性与女性对体育参与获得的幸福感体验并不一致，虽然对城市居民幸福感具有显著正向影响，但男性受到体育参与对幸福感的体验明显优于女性。这与Huang(2012)基于美国BRFSS数据分析结果保持一致[12]，与刘米娜(2017)基于CGSS2012数据对流动人口的分析结果相反[7]，即本研究数据显示体育参与对男性城市居民幸福感体验效果更佳。这可能是本文的出发视角为乡村居民和城市居民，并未考虑其是否流动，即群体的空间异质性；同女性相比，男性在主观意愿上更能主动参加体育锻炼，使得体育参与对其幸福感体验效果更好，也说明户籍和性别是体育参与对幸福感的影响机制。

4 社会分层视角下城乡居民体育参与对其幸福感的影响

为探究乡村居民与城市居民幸福感的社会分层差异及其影响机制，设置表4中的6个模型，根据布迪厄[10，18，19]“社会分层”理论构建的线性回归模型。模型5在模型2的基础上增加“经济资本”所包含的变量，模型6在模型2的基础上增加“文化资本”所包含的变量，模型7在模型2的基础上增加“社会资本”所包含的变量，即模型5和模型7分别验证布迪厄社会分层理论指出的三个方向。模型8为包含所有变量的总模型；再将模型8中的样本进行分类，分别构建模型9(乡村总模)和模型10(城市总模)。

表4 体育参与对城乡居民幸福感影响的社会分层差异分析

续表

4.1 体育参与对城乡居民幸福感的社会分层差异

经数据分析后的模型对比，发现社会分层中的经济资本、文化资本和社会资本对城乡居民幸福感均有显著的正向影响，其中经济资本(Adj R2=0.213)的影响效益最高，其次为社会资本(Adj R2=0.195)和文化资本(Adj R2=0.194)。模型5和模型7中的体育参与变量并不显著，说明此三要素单独影响体育参与对城乡居民幸福感的解释能力较低。

将此三要素捏合在一起构成模型8后，对城乡居民幸福感仍然存在显著的正向影响，不仅解释率(Adj R2)增加，体育参与变量、体育参与和性别的交互项(方向为负)均显著，模型9和模型10将样本分成乡村与城市，社会分层变量对居民体育参与获得的幸福感的影响依旧显著，这说明不论是乡村居民还是城市居民，其社会分层等级越高，体育参与影响的幸福感越高，这一结果表明：(1)社会分层理论中的三要素对居民体育参与获得的幸福感的整体影响大于单一因素的影响，三要素代表的社会分层效应更有意义；(2)社会分层视角下的男性和女性受到体育参与对幸福感的体验与上文保持一致，即男性城市居民的受益效果优于女性城市居民，乡村居民不显著。(3)验证了本文的H3假设(体育参与影响的幸福感存在显著的社会分层差异)。

模型9与模型10的对比，发现在社会分层影响下乡村居民幸福感的解释率为0.206，城市居民幸福感的解释率为0.237，即验证了本文的H4假设(在社会分层影响下，体育参与更能促进城市居民的幸福感)。

4.2 社会分层差异对城乡居民体育参与获得幸福感的影响机制

在加入社会分层变量后，模型8与模型2相比，体育参与变量的显著性降低，幸福感的解释率提高。随着中国居民的经济资本、文化资本和社会资本的不断提高，体育参与带来的幸福感体验也随之降低，这证实了社会分层对居民幸福感的重要性，但并不代表体育参与就不会提高居民幸福感；然而体育参与和性别的交互项变得显著，这说明在中国居民中，社会分层等级越高，体育参与对男性获得的幸福感效益更佳；户籍变量由显著转变为不显著，这意味着不论乡村居民还是城市居民均存在社会分层差异。

从经济资本角度来看，不论乡村居民还是城市居民，其个人收入和家庭经济评价越高，对体育参与获得的幸福感越正向显著；但拥有住房产权的乡村居民幸福感越高，城市居民则不显著；住房面积越大的城市居民幸福感越高，乡村居民则不显著。这可能是两种居民的生活习惯产生的差异，城市居民更注重享受生活，乡村居民更注重资本所有权，形成经济资本的社会分层机制。

文化资本方面，文化实践对城乡居民不产生显著影响，只有较高(本科)的教育程度对乡村居民的影响显著，而城市居民的所有教育程度等级均不显著。乡村居民仅有2.45%拥有本科学位，城市居民则高达15.25%，这巨大的反差，使较高的教育程度成为城乡居民文化资本的社会分层影响机制。

社会资本方面，虽然社交频率和有无工作对城乡居民幸福感的影响均为正向显著，但社交频率对乡村居民更为显著，有无工作对城市居民更加显著，这与城乡居民的生活习惯和工作状态有关联，乡村居民的农忙与农闲时间分明，再加之街坊邻居众多，农忙时邻里之间相互帮助，农闲也时有交际，社会交往成为生活中既频繁又必不可少的部分，而城市居民以工作为主，除假期之外，均要工作，使邻里之间的接触次数与时间形成差异，其熟悉程度也产生差异，乡村居民的邻里之间更加熟悉自然其信任程度也更高，故而社交频率和邻居信任对乡村居民的幸福感影响更加显著。即社交频率和有无工作是城乡居民社会资本的社会分层影响机制。

5 启示

5.1 充分发挥体育参与提高居民幸福感的重要作用

经统计后呈现的结果可见，体育参与对中国居民幸福感的影响是显著的，虽呈现出多方面的差异，但总体上是促进了中国居民的幸福体验。不乏已婚人群高于未婚人群、年龄越高幸福体验越佳、公平信任以及医疗保险等方面的享有对体育参与带来的幸福感提升效益越高等现象。那么，如何充分发挥体育参与提高居民幸福感的重要作用呢？2020年10月，国务院办公厅发布《关于加强全民健身场地设施建设发展群众体育的意见》(以下简称“意见”)的通知，明确指出健身场地等设施的建设，是发展群众体育的重要环节，尤其是对非体育用地的使用和对体育公园等新载体的建设提出了明确的规定和要求。从建设场地、设施、环境和新载体等方面，为群众参加体育锻炼提供良好的条件[25]。针对目前所呈现的各种问题，设置相应的解决措施，增加多项目的建设与开展，发挥社会体育指导员的重要作用；从政策、公共服务等方面提高社会的公平感、信任强度和医保享有，提高居民幸福感的同时，更能确保社会稳定，人民安居乐业的重要手段，保障全民幸福感的稳固提升。

5.2 关注城乡差异，制定相应的居民幸福感提升策略

根据统计结果显示，体育参与提升的中国居民幸福感存在显著的城乡差异[26]。从我国城乡分布来看，现如今依然是乡村多于城市，虽然从改革开放以来，我国发展迅速，但城乡差距依旧明显，这必然导致中国居民体育参与获得的幸福感呈现出显著的城乡差异。分别从两次统计中的城乡模型进行观测，乡村模型(模型3 Adj R2=0.178，模型9 Adj R2=0.206)的标准化解释率Adj R2明显低于城市模型(模型4 Adj R2=0.222，模型10 Adj R2=0.237)，表明当前我国急需提高乡村人民的幸福感，自2013年开始实施精准扶贫以来，国家连续颁布了乡村振兴计划、美丽乡村建设等政策，不断加大对农村的建设力度，从多方面提高乡村人民的生活质量。因此，体育参与对幸福感的提升作用也是提高乡村人民生活质量的重要体现，在乡村建设进程中，体育参与方面的建设也至关重要，需考虑乡村人民的切实需求，从本质上解决当前出现的各种问题，例如场地、医疗、住房、教育等。同时，城市居民的幸福体验也并未达到极致，虽然体育参与对幸福感具有较强的正向影响，但城市的购房、工作、医疗等各种压力也限制了体育参与对幸福感的促进效益，体育场馆的空间附近可达，更是影响了城市居民的体育参与程度，需规划建设合理的健身圈、健身公园以解决空间附近可达的相关问题[27]。综上所述，虽然体育参与对城乡居民幸福感的影响差异较大，但城市与乡村存在不同类型上的具体问题，需根据不同地区的具体情况，制定相应的政策措施进行具有针对性的解决。

5.3 注重社会分层差异，从多元化视角提升居民体育参与带来的幸福体验

经统计，当前我国居民体育参与提升的幸福感存在显著的社会分层差异。具体呈现在个人收入、家庭经济评价、住房产权与面积、教育程度、社交频率和工作等方面因素以及单个因素的具体等级划分上，并且社会分层理论中，三要素的共同影响更能代表社会分层的具体意义，在后续的研究当中，应考虑三要素代表的社会分层(经济资本、文化资本、社会资本)。因此，体育参与对中国居民幸福感的影响应从多元化的视角进行审视，解决具体方面的具体差异来提高居民的幸福体验。个人收入在3万及以下的居民占47.26%，家庭经济评价在平均水平及以下的居民占91.73%，拥有住房产权的居民占47.18%，由此可见经济资本较低的中国居民数量较为庞大，那么切实满足该群体参加体育锻炼的需求是当前需要解决的重要问题；加大教育事业的投入力度，增强全民终身体育观念，提高文化实践的能力与频率，增强全民文化资本；创建社区联合会、交流会、小型运动会，由政府部门主办，以提供相应的保障及安全措施，增加全民的社会交流频率，提高社会资本。从社会分层理论出发，在经济资本、文化资本、社会资本等多元化视角下，创建全民体育参与所需的各项条件，进而提升中国居民的幸福体验。