体育社会资本的理论建构和现实意义

边燕杰，鲁肖麟

（西安交通大学 实证社会科学研究所，陕西 西安 710049）

党的十九届五中全会提出，到2035年将我国建成体育强国[1]。 如何实现这一宏伟目标？本文提出体育社会资本的概念，探讨其理论结构和现实意义，并从以下2个方面分析、论证：在理论结构层面，从体育强国的核心内容出发，将社会资本置于体育锻炼参与的具体场域中，提出体育社会资本这一概念，并将其作为体育强国战略的一个实现途径；在实证研究层面，尝试使用全国大型抽样调查数据测量体育社会资本，并将提高身心健康水平和生活满意度作为标准，检验此概念的有效性。

1 体育强国目标与体育社会资本

1.1 体育强国目标

党的十九大报告高度强调了建设体育强国的战略意义。建设体育强国、实现全民健康是全面建成小康社会、实现“两个一百年”目标的物质基础和重要前提[2]。体育强国是一个动态的、综合性的、与时俱进的范畴[3]，对体育强国的认识经历了从狭义的“竞技体育成绩单维导向”“竞技体育与群众体育协调发展的双维导向”向广义的“多维化体育强国系统认识”转变的过程[1]，不但在概念和理论层面越来越关注全民健身，而且在实践层面开始改变体育资源投入失衡、大众体育发展水平滞后的现状[4]。

建设体育强国的根本目标就在于通过全体人民的共同参与，提升健康水平和生活品质，实现对美好生活的追求。习近平[5]总书记指出：“体育是提高人民健康水平的重要途径，是满足人民群众对美好生活向往、促进人的全面发展的重要手段，是促进经济社会发展的重要动力，是展示国家文化软实力的重要平台。 ”随着我国经济社会的全面发展，不但重视国民健康的要义从未改变，而且越来越将身心健康和生活美满作为人民群众美好生活需求的核心内容[6]。体育强国的建设目标从根本上说就是提升全民健康水平和福祉，与建设小康社会的战略目标高度一致。这不仅是体育学在新时期面临的重要理论与现实问题，也是一个需要跨学科、跨领域交叉融合研究的议题。

体育强国实践的主导是政府，基石是群众。只有充分发挥群众力量、社会力量，实现多元主体协作，才能切实推进体育强国的政策实践。进入中国特色社会主义新时期，作为顶层设计的《“健康中国2030”规划纲要》也强调充分发挥社会体育组织的载体性功能，推动体育强国建设[7]。只有结合基层民主建设、社区文化建设、校园文化建设、企业文化建设，大力发展草根体育组织，鼓励公民参加各类体育协会，倡导志愿服务精神，编织覆盖全社会、基于社区和志愿者服务的新型体育联系网络[8]，才能解决基层体育活力不足的问题。

体育强国的政策框架在体育学、预防医学、公共卫生领域催生了诸多成果，但已有研究更多地关注体育公共设施建设、体育产业支持等硬件方面的措施，对社会层面的关注略显不足。实际上，社会资本与社会网络对居民身心健康和福祉的影响早已引起心理学、社会学、公共卫生等领域研究者的关注。在体育强国的推进路径探索中，应运用社会资本的视角，使社会资本的联系性落脚于体育参与的群体性，予以综合考量。这种考量的直接理论成果就是明确提出体育社会资本的概念，并将其作为构建体育联系网络、建设体育强国的有效推进路径。

1.2 体育社会资本的概念

在学术研究中，社会资本的概念虽然定义繁多[9-10]，并有个体和集体2个层面的存在形式[11]，但其理论本质是人际联系性，以及嵌入人际纽带和网络结构的可动员的社会资源[12]。基于此，体育社会资本是指在体育参与过程中通过人际互动而形成的纽带联系和网络结构，以及嵌入其中的社会资源。从知识结构的视角看，体育社会资本可被视为社会资本在体育场域中的具体表现，是个体在体育参与过程中积累和动员的社会资本，其具体途径包括竞赛观赏[13]、身体锻炼[14]、志愿者服务[15]、体育社团活动[16]等。这些体育参与途径具有共同的理论本质—群体性，也就是说体育参与是在群体内外的人际交往和互动中实现的[17]。尤其是集体和团队形式的体育活动包含了分工与合作、竞争与对抗等人际互动，是体育社会资本的重要源泉，也是体育活动愉悦身心、促进健康的重要机制。可以说，体育参与的群体性与社会资本的联系性具有韦伯提出的选择性亲和（elective affinity）的特征，在理论上实现了辩证统一。

体育社会资本与现代化进程息息相关。市场经济的快速发展使得市场理性渗透到社会生活各个领域，相当数量的个人获得了经济和行动的自主性，挣脱家庭、氏族、城乡社区、工作单位甚至国家组织的结构束缚，形成了欧洲社会学家担忧的“个体化”社会秩序[18]，部分国家和地区出现了人际联系的下降。帕特南[19]认为，一个社会的人际联系性强、社会资本高，社会凝聚力和普遍信任度就高，人们对于集体和政治事务的自愿参与率就高，政治民主的社会基础就强。第二次世界大战以后，美国宗教活动、社区体育活动等的志愿群体的参与比例越来越低，帕特南以“独自打保龄球”形象地比喻美国社会联系性的下降。保龄球在美国是一种非常普遍的小群体自发性体育活动，如果连打保龄球都是自娱自乐，那么民众的个体化、孤独感等现代性问题可见一斑。改革开放后的中国是否存在类似问题呢？有学者[20]认为，我国市场化的兴起、单位制的衰落、个体维权意识的上升都在推动极端自私和欲望导向的个性膨胀，最终导致个人与社会脱节。实证研究[21]表明，在中国市场化和个体化迅速发展的1999—2014年，虽然家庭场域的社会资本存量略有下降，但是工作场域的社会资本存量显著上升，因此城市居民的社会资本总量呈现提升趋势。这是改革开放后的中国社会个体化负面结果得到抑制、令人欣慰的社会关系图景。

嵌入于稳定人际联系的社会资本是克服个体化弊端的重要社会机制[22]，也是我国在体育强国建设中能够加以利用的本土文化资源。事实上，现代社会的个体化并非孤立化、原子化，而是传统的血缘和地缘纽带逐步被个体选择性更强的业缘、趣缘纽带替代的过程，如基于共同兴趣的小群散步活动、结伴健身活动、对抗比赛活动等正借助互联网平台日益发展壮大，成为自发性人际联系的重要载体，是对抗个体化弊端的重要途径。研究[23]表明，体育参与不但增加了人际互动的广度和深度，还为个体提供了一个跨越血缘、地缘的社交平台，围绕趣缘建立社交关系。在现代休闲体育活动中，信任模式也突破了传统的基于亲情的信任，发展为由共同的兴趣而产生的信任。尤其是在集体性体育活动中，为达到团队目标而与他人通力合作、协调配合，可以强化成员之间的支持和信赖，发展协同与合作精神，由此积累社会资本[24]。

1.3 体育锻炼参与方式

帕特南关于体育参与和社会资本的论述基于西方社会文化环境，关注体育的正式参与过程，并以参加体育社团或体育俱乐部的人口比例作为社会资本培育和流失的重要指标[25]。我国的社会环境和文化传统不同于西方，社会资本的培育主要依赖非正式的人际网络，而不是正式的社团组织[26]。从本土现实出发，本文将体育社会资本的核心指标构建聚焦于自发的、非正式的集体性体育参与。集体性体育参与的形式是多样的，因此体育社会资本的培育也有多种途径，包括在结伴赛事观赏、集体身体锻炼、体育志愿服务等过程中培育的社会资本。必须指出，体育社会资本概念的操作化才刚刚起步，现有大型调查尚未发展出多变量的题器。基于中国健康与营养调查数据库，从身体锻炼（或称体育锻炼）参与方式的视角测量体育社会资本，不但有助于简化理论论述，更重要的是契合全民健康的体育强国建设目标。

体育锻炼参与可分为集体锻炼和个体锻炼，二者之间存在重要差别。集体锻炼和团队体育项目如群操、街舞、踢毽子、球类等都需要知识传导、技艺切磋、经验交流、默契配合，都是交流性互动，易于强化联系性，提高人际社会资本[17]。由于集体锻炼参与极大地促进了社会资本的提升，由体育锻炼和社会资本的共同作用所带来的身心健康水平提升效应远远大于单纯的个体锻炼参与。个体锻炼项目往往是锻炼者单独进行的，在锻炼过程中缺乏人际交流与互动，因此无法实现相互学习、切磋、鼓励、竞争等体育社会资本对于身心健康的促进效应。例如，足球等群体性项目的体育锻炼参与能极大地提升“我群”感[27]，相关调查研究[28]也发现，越是有机会参加不同种类的体育项目，特别是团队体育项目，人们的社会资本水平越高。两人或两人以上参加体育锻炼比个人独自锻炼更容易获得运动愉快感[29]，也比独自进行锻炼计划的个体行为坚持性更好；进行群体锻炼的个体出勤率高于独自进行锻炼的出勤率；群体锻炼与锻炼习惯的形成具有互动作用[30]。

2 理论命题与研究假设

体育社会资本是实现体育强国的有效途径，不但广泛分布于不同的社会群体之中，也能有效促进全民身体健康、提升人民的生活满意度。为此，本文关注体育社会资本的群体差异和主客观效应，提出3个相关的实证研究问题：①体育社会资本存在哪些社会群体差异？②体育社会资本能否促进全民健康？③体育社会资本可否提升人民的生活满意度？为了回答这些问题，提出如下3个理论命题和相关研究假设，以便指导数据分析。

2.1 命题一：优势社会群体地位提升体育社会资本

个人是体育社会资本的基本承载体，所以要从个人层面探究其影响因素。体育社会资本是个体长期以积极姿态参与集体性体育锻炼并以此为基础开展社会交往的结果，那么具有何种群体特征的个体持续拥有这种锻炼方式呢？“关键社会地位”（master social status）的社会学理论给我们的启示是，在资源分配不平衡的阶层化社会结构中，那些处于稳定优势地位的人们既有动机又有能力选择集体项目锻炼方式[31]。相较于弱势群体，体育参与对优势群体的社会资本提升作用更加显著。这类人群拥有相对丰富的体育参与资源、明确的体育参与意识和积极的体育参与行为[23]。

从社会分层结构的现实出发，本文关注3个方面的关键社会地位。①人口特征地位，包括性别和年龄。在体育锻炼的总体强度和活跃度方面，我国男性群体超过女性[32]。但由于女性在锻炼活动中更注重活动的社交功能，具备更强的社交动机，因此女性参与气功、舞蹈和操类等中低强度的集体锻炼活动[33-34]，以及参与社区体育组织的比例远高于男性[35]。由此可以推测，女性体育社会资本的存量高于男性。从生命历程观点看，非正式体育社团成员的网络联系随着年龄增长逐渐下降[36]，所以在体育社会资本的年龄组分布上，青年高于中年和老年。②社会阶层地位，包括受教育程度和家庭收入。受教育程度越高越有人力资本积极参与集体性体育锻炼，而家庭收入越高，在集体锻炼参与方面的支付能力就越强[37]。③体制身份地位，包括城乡户籍和所在地区。研究[38-39]结果显示，城市户籍、东部地区居民相较于农村户籍、中西部地区居民拥有交往优势的体制资源，所以也可能体现为体育社会资本的累积优势。由此提出命题一的研究假设：假设1-1，体育社会资本存量女性高于男性，青年高于中老年；假设1-2，个人受教育程度和家庭收入越高，其体育社会资本存量越高；假设1-3，体育社会资本存量城市高于农村，东—中—西部地区呈现从高到低的态势。

2.2 命题二：体育社会资本提升健康水平

集体体育锻炼方式对健康的积极影响首先来自体育锻炼与社会资本的叠加效应和交互作用。例如：身体活动和社会支持能共同降低老年痴呆的发病概率[40]；针对大学生的研究也发现，体育活动和同辈交往对体质量变化存在交互影响[41]。社会参与和社交网络方面的社会资本通过促使居民增加体育锻炼等健康行为改善心理状态，提升个体健康水平[42-43]。围绕社会资本与体育锻炼关系的研究发现，社会资本能够通过传播健康信息、提供社会支持、促进社会竞争等机制使个体保持和强化体育锻炼行为[44]；个人关系网络规模、互动频率以及网络成员同质性都对个人的体育参与具有促进作用[45]。体育锻炼在一定程度上也能提升个体社会资本[14，46]，从而进一步提高身心健康水平。

进一步而言，集群性较高、需要配合的体育锻炼形式比集群性较低、不需要配合的体育锻炼形式对老年人心理健康水平的积极影响更加显著[47]，参加集体活动的老年人在身体健康、运动功能、认知功能、正向情绪、社会适应等方面均优于不参加集体活动的老年人[48]。以我国的太极拳锻炼为例，中老年人进行太极拳锻炼的群体性、太极拳的文化特征等社会因素同样提升锻炼者的身体和心理健康水平，这种群体性可为其创造一种和谐的心理背景[49]。 由此提出命题二的研究假设：假设2，体育社会资本存量越高，个体的身心健康状况越好。

2.3 命题三：体育社会资本提升生活满意度

生活满意度是指个体对自己生活质量的认知评估，也是主观幸福感的重要源泉[50]。我国实证研究[51]表明，与他人一起参与体育活动可以极大地促进个体的积极体验，其效果远远超过独自参加体育锻炼。大多数针对老年群体的研究也发现，规律锻炼者的生活满意度高于不锻炼者。集体组织形式的锻炼可以拓展老年人日常生活的人际交往渠道，增加其获得家庭之外社会支持的可能性，满足老年人对社会交往和社会支持的需要，从而提升生活满意度[52]。实验研究[53]发现，在锻炼活动中产生的社会互动、社会关系、社会支持作为体育锻炼环境的一部分，是提升人们生活满意度的重要因素。体育锻炼可以通过增强社会支持[54]、促进社会参与和社会信任等路径提升生活满意度[46]。根据这些已有研究可以推断，个体的体育社会资本存量越高，在体育锻炼和社会资本的良性再生产过程中，对生活满意度的积极影响越明显，生活满意度也就越高。由此提出命题三的研究假设：假设3，体育社会资本存量越高，个体的生活满意度越高。

3 研究设计

3.1 数据来源

本文使用中国健康与营养调查（CHNS 2015）横截面数据进行实证分析。CHNS 2015的调查范围包括我国15个省级行政区，各省均采用多阶段系统随机抽样方法，抽取的调查对象包括16 470 位各年龄段的城乡居民。本文采用的样本包括14 307位16岁以上的居民。调查问卷不仅询问了被访者的体育锻炼情况，也询问了健康状况和生活满意度，各省样本按照统一的多段随机原则抽取，测量题器得到广泛认可。

3.2 体育社会资本的测量

针对在体育活动中建立和积累的社会资本，目前国内大型调查数据中尚无非常恰当和直接的测量，大多只询问了体育锻炼参与情况，或未区分与他人一起参与文体娱乐活动的情况。本文选用CHNS 2015数据中测量体育锻炼具体项目的题器，其中每个项目均询问了被访者是否参与该项锻炼活动，选项包括“是”和“否”。将该题所有条目中需要2人以上才能进行的锻炼项目界定为集体项目，如足球、篮球、乒乓球、排球、羽毛球等，作为体育社会资本的近似测量，同时将散步、跑步、游泳、武术等项目界定为个体项目。

最终的变量赋值：将不参加任何形式锻炼的居民取值为0，作为不锻炼群体；将只参加个体项目的居民取值为1，代表个体项目锻炼群体；将既参加集体项目又参加个体项目的群体和只参加集体项目的群体合并，取值为2，代表集体项目锻炼群体。

3.3 因变量的测量

考察的因变量包括身心健康和生活满意度，其中身心健康分为身体健康和心理健康2个方面，因此共产生3个因变量（表1）：身体健康、心理健康和生活满意度。

表1 主要变量描述性统计结果Table 1 Descriptive statistics of relevant variables

（1）身体健康。世界卫生组织提出的5点自评健康量表（5=很健康，4=比较健康，3=一般，2=不太健康，1=很不健康）被多次运用于大型调查。使用类似题器（与其他同龄人相比，您认为您现在的健康状况怎么样？）测量身体健康状况。在分析中分别使用原始数据的5点测量，将身体健康简化处理为二分类变量、三分类变量，先后纳入线性和非线性模型。在二分类变量处理中，将很健康和比较健康合并取值为1，一般、不太健康和很不健康合并取值为0（1=健康，0=不健康），取值为健康的样本占52.77%。在三分类变量处理中，将很健康和比较健康合并取值为2，一般取值为1，不太健康和很不健康合并取值为0。

（2）心理健康。对心理健康的测量考察了压力感。在问卷中使用心理学研究常用的标准化压力感量表（PSS），按照Cohan等[55]的计算方法将14个条目的同意和不同意得分进行加总，得到一个取值范围在10～72的连续变量。将此连续变量标准化为1～10的连续标准分，取值越大表示压力感越强，并先后构建为二分类变量和三分类变量。在二分类变量处理中，分别将大于和小于均值的样本取值为1和0（1=高压力，0=低压力），高压力的样本占比为57%。在三分类变量处理中，按照压力感连续变量的取值分布将样本分为3组，得分最高的28.52%取值为2，代表高压力群体，中等压力和低压力群体分别取值为1和0。

（3）生活满意度。在问卷中询问被访者：“您觉得自己现在的生活怎么样？”原始数据采用5点自评测量，取值越大表示生活满意度越高，均值为3.72。在模型分析中，先后采用原始的5点连续测量、二分类变量和三分类变量。在二分类变量处理中，将很好和好合并取值为1，中等、差和很差合并取值为0（1=满意，0=不满意），取值为满意的样本占比为58.45%。在三分类变量处理中，将很好和好合并取值为2，中等取值为1，差和很差合并取值为0。

3.4 控制变量的测量

已有研究[17,56]发现，人口特征、阶层地位、体制身份均对幸福感存在一定影响。因此，在统计模型分析中，从人口特征、阶层地位、体制身份3个角度选取7个最具代表性的特征变量加以控制。在人口特征变量中，性别为二分类变量，年龄按照世界卫生组织的年龄段划分方式分为青年、中年、老年3个组别，便于群体差异比较。在阶层地位变量中，受教育程度以是否接受过高等教育为标准分为2组，接受过高等教育的样本占比为14.15%；在家庭年收入方面，为消除偏态分布的影响，使用分组变量，采用李强等[57]提出的划分标准，将家庭年收入6.9万元以下群体作为低收入群体，6.9万～23.6万元为中等收入群体，23.6万元以上为高收入群体，低收入群体占比为60.54%；职业类型分为未就业、体力劳动者、高级技术和管理人员、其他非体力劳动者4类，其中，未就业包括退休、在读、全职在家、失业、待业等情况。在体制身份变量中，户籍和所在地区均为分类变量，分别将城乡和东、中、西部地区进行对比。相关变量的均值及百分比分布等描述见表1。

3.5 内生性问题及其改善

内生性问题是横截面数据分析中经常遇到的因果关系问题，应予重视。实证分析的初始模型使用了横截面数据，其内生性问题主要来源于体育锻炼方式和身体健康之间的联立性偏误，或称双向因果问题。体育锻炼方式可以影响身体健康状况，而个体的身体健康状况也在一定程度上决定了其对体育锻炼项目和锻炼与否的选择。例如，一些健康状况较差或长期卧床的病人，其体育锻炼方式的选择可能受健康水平限制，从而带来双向因果的问题。这就使得在不考虑内生性问题时，得到的估计结果可能有偏误和不一致。为解决这一问题，使用2种策略改善统计分析模型。

（1）解释变量滞后项。在模型中引入解释变量的滞后项是打破解释变量和被解释变量间双向因果关系的方法之一。可以假定，个体在t+1时点的行为仅受t时点组群行为的影响。参照Hanushek等[58]提出的方法，以滞后变量作为解释变量现值的一个代理变量引入模型，即以t时点的锻炼方式考察其对t+1时点健康状况的影响。利用多期追踪数据，以锻炼方式的2011年观测值作为解释变量，因变量则选用2015年的健康状况，在一定程度上避免了健康状况对锻炼行为的影响干扰估计结果。2011年的锻炼方式变量分布见表1。

（2）工具变量回归。双向因果也可视为一类特殊的遗漏变量问题，为此工具变量法能协助解决此问题[59]。当解释变量是内生变量时，寻找一个外生变量，该外生变量与内生解释变量密切相关，但不能直接影响因变量的变化，只能通过影响内生解释变量来影响因变量，从而剥离混淆变量的影响，得到解释变量对因变量影响的净效应[60]。引入2类工具变量，体育活动偏好与锻炼认知。2类变量均为主观变量，不能直接影响个体的身体健康状况，但可以通过影响个体的锻炼行为而作用于身体健康。为避免引入主观工具变量带来新的内生性，模型中使用工具变量的上一期滞后项，即以2011年的工具变量历史数据估计2015年当期自变量对因变量的效应，以排除反向因果，保证工具变量的外生性。工具变量一（体育活动偏好）在问卷中以“您是否喜欢参加以下活动”来测量，具体询问对3类体育活动的喜好程度，分别是散步、球类运动和健身，均为5点测量，取值越大表示喜好程度越高。工具变量二（锻炼认知）在问卷中通过询问对“体力活动有益健康”的赞同程度来测量。该变量取值范围为1～5，取值越大表示越赞同该观点。工具变量的分布情况见表1。

4 实证分析结果

4.1 体育社会资本分布的群体差异

体育社会资本分布的群体差异如表2所示。χ2检验结果显示，锻炼方式在不同群体间的差异显著。

表2 体育社会资本分布的群体差异Table 2 Inter-group variation of sport social capital

女性居民参与集体锻炼的比例大大高于男性，主要是由于女性更注重锻炼活动的社交功能，且参与比例最高的集体项目是舞蹈和操类，这类活动对场地和器械的要求较低，参与更为广泛。男性的集体项目参与主要集中于球类运动，对器械、场馆甚至天气的要求更高，因此参与比例相对较低。青年群体参与集体项目的比例比中年和老年高。受过高等教育的群体参与集体锻炼的比例高于未受高等教育群体。高级技术和管理人员参与集体锻炼的比例同样相对较高。城市居民参与集体锻炼项目的比例比农村居民高。从西部到中部再到东部，居民参与集体项目锻炼的比例依次增加。

以上实证结果支持相关研究假设。①在人口特征地位方面，体育社会资本的存量女性高于男性、青年高于中老年，支持假设1-1。②在社会阶层地位方面，受过高等教育群体的体育社会资本存量高于未受高等教育群体，中高收入群体显著高于低收入群体，支持假设1-2。③在体制身份地位方面，获得优势体制地位的居民，其体育社会资本存量较高，城市居民体育社会资本存量高于农村居民，东部地区居民高于中部、中部高于西部，支持假设1-3。

4.2 体育社会资本对身体健康的影响

体育社会资本对身体健康、心理健康、生活满意度3个因变量的影响效应的多元回归分析结果如表3所示。每个因变量分别获得OLS、Logit、Ologit模型的分析结果，以便从不同测量方式确证体育社会资本的影响效度是稳定存在的，用于检验假设2和假设3。在全模型分析结果中，所有控制变量的影响系数均与表2显示的群体差异方向一致，为此无须赘述。为简洁起见，表3删除了各个模型中的控制变量及其系数。

表3 体育社会资本对身心健康和生活满意度的影响Table 3 The effect of sport social capital on health and life satisfaction

身体健康的前3个模型结果显示，在控制了所有个体特征的情况下，体育社会资本对身体健康存在显著的正向影响。具体而言，OLS模型结果显示，参与集体项目的居民，其身体健康水平比个体锻炼者提升了0.13个单位，而不锻炼者的健康水平显著低于个体锻炼者。Logit模型结果显示，参与集体项目者的健康概率是个体项目锻炼者的1.4倍（e0.34），而Ologit模型结果显示，此影响效度是1.38倍（e0.32），两者非常接近。这些结果说明，基于集体锻炼而产生的体育社会资本对居民身体健康具有积极作用，显著超过个体锻炼的作用。

在身体健康分析中，增加工具变量模型和滞后项模型，以甄别和解决可能存在的内生性问题。在工具变量模型中，Wu-Hausman 统计量显著（P＜0.001），拒绝了解释变量为外生的零假设，说明锻炼方式确实是内生变量，有必要使用工具变量回归解决内生性问题。与此同时，Sargan Hansen检验统计量不显著（P＞0.05），说明工具变量不存在过度识别问题，结果有效。此模型结果显示，参与集体项目的居民，其身体健康水平比个体锻炼者提升了0.98个单位，不锻炼者的健康水平显著低于个体锻炼者。该结果表明，在考虑了内生性问题的影响后，锻炼类型仍对身体健康状况具有显著影响，集体项目锻炼参与者的身体健康水平最高。滞后项模型引入2011年的锻炼类型作为解释变量，获得与工具变量模型意义相同的结果：参与集体项目的居民，其身体健康水平比个体锻炼者提升了0.13个单位，而不锻炼者的健康水平显著低于个体锻炼者。2个内生模型的分析结果与前3个模型的分析结果一致，证明体育社会资本显著提升居民的健康水平。

4.3 体育社会资本对心理健康的影响

心理健康的测量指标是压力感（表3）。与身体健康的模型设计相同，压力感的分析也同时使用了OLS、Logit、Ologit 3种模型。结果表明，在控制了所有个体特征的情况下，体育社会资本显著降低压力感，其影响效度在3个模型中均表现了较强的稳健性。具体而言，OLS模型结果显示，以参加个体锻炼项目为参照类，参与集体项目的个体，其压力水平显著下降了0.10个单位，而不锻炼者的压力水平显著高于个体项目锻炼者。Logit模型结果显示，参加集体项目锻炼者处于较高压力的概率是个体锻炼者的84.37%（e-0.17），而此影响效度在Ologit模型中是85.21%（e-0.16），两者差异很小。3个模型的分析结果非常一致，说明集体锻炼积累的体育社会资本显著降低了居民的压力感，此种影响远远超过了个体锻炼的单纯影响。结合身体健康的模型分析结果可知，体育社会资本既能显著提升身体健康水平，又能通过降低压力感而显著提升心理健康水平，支持研究假设2。

4.4 体育社会资本对生活满意度的影响

体育社会资本对生活满意度的影响分析也使用OLS、Logit、Ologit 3 个模型（表 3）。结果显示，在控制了所有个体特征的情况下，体育社会资本对生活满意度存在显著的正向影响，分析结果具有跨模型的稳健性。OLS模型结果显示，参加集体项目的居民，其生活满意度比个体锻炼者提升了0.08个单位，而不锻炼者的生活满意度显著低于个体锻炼者。Logit模型结果显示，参与集体项目锻炼的居民对生活满意的概率是个体项目锻炼者的1.24倍（e0.22），而此提升效度在Ologit模型中也是1.24倍（e0.22）。在3个模型中，不锻炼者的生活满意度最低。分析结果说明，集体锻炼积累的体育社会资本显著提升了生活满意度，此种影响远远超过了个体锻炼的单纯影响，研究假设3得到验证。

5 结论、启示与展望

基于体育社会资本这一概念的理论建构，实证分析结果支持以下研究结论：①我国城乡居民的体育社会资本分布存在显著的群体差异。具体而言，体育社会资本存量女性高于男性，随着年龄增长而下降，随着职业地位和收入的提升而上升。同时，受过高等教育的群体、城市户籍、东部地区居民的体育社会资本显著高于未受高等教育、农村户籍和中西部地区居民。②我国城乡居民的体育社会资本存量越高，其身体健康水平越高，心理健康状况越好。其中，身体健康体现为自评健康状况较同龄人更好，心理健康体现为心理压力的感知更低。使用不同方法处理内生性问题后，体育社会资本的身体健康效应依然显著。③我国城乡居民的体育社会资本存量越高，生活满意度越高。

上述研究结论具有以下重要的政策启示：

（1）建设体育强国、实现全民健康的目标，必须培育和加强居民的体育社会资本。研究结果显示，凡是体育社会资本较高的群体和个体，其身心健康水平和生活满意度都显著增加。仅就关于体育社会资本的测量而言，培育和加强居民的体育社会资本，必须鼓励他们积极参与群体性身体锻炼和其他体育活动。在分析的CHNS 2015样本中，仅有不到6%的被访者参与集体锻炼，而个人项目锻炼者和不锻炼者各占47%。这说明我国居民的体育社会资本还有非常大的提升空间，需要大量的工作投入，应立足于基层社区和工作单位，积极组织群体性的体育参与活动，举办群众体育竞赛，表彰先进，带动后进，形成全民踊跃参加群体体育活动的局面，提升体育社会资本的积极效应。

（2）体育社会资本的提升策略必须立足本土现实，发掘本土文化优势。我国居民的社会网络和社会资本对健康状况的影响远高于西方国家，这是我国关系文化多年积淀的结果。已有研究发现，亲情和友情纽带是动员城市居民参加体育锻炼的重要社会资源，应引起体育部门和社区管理机构的注意。从体育社会资本的理论视角出发，一方面要善于发现和发挥中国紧密的亲情、友情、邻里等非正式人际纽带的作用，在社区层面建立非正式的体育活动网络，普及体育锻炼[17]；另一方面要发挥多元主体作用，认识到建设体育强国、促进全民健康战略目标的实现不能单纯依靠卫生或体育部门的局部举措，必须实现政府主导与社会响应、中央领导与基层协作等跨层次、跨领域的统一协调。只有努力改变自上而下的体育资源单一供给模式，发挥非正式的社会自组织功能，以社区网络、民间组织、职场网络等为依托，才能促进体育社会资本的培育，有效改善全民健康状况、提升生活满意度。

（3）缩小我国不同区域和社会群体间的体育社会资本存量差距，实现全民健康和主观福祉的均衡发展，是实现体育强国目标的必然要求。研究结果表明，体育社会资本的分布存在一定群体差异，因此，在体育强国实践中需提供更加完善、更有针对性的政策支持。例如，在基层体育设施的供给中考虑不同锻炼项目的多样化需求，关注弱势群体的体育参与和健康权益，真正实现人人参与、人人尽力、人人享有的全民健康和全民福祉。

本文存在一定的局限，为今后提出了研究任务。由于数据的限制，本文将集体项目参与作为体育社会资本的近似测量题器，只聚焦于体育社会资本的一个侧面。未来的研究还需要在大型调查中增加更有针对性的题器，对体育社会资本进行更为全面和直接的测量，并在此基础上对概念的有效性进行检验。另外，现有测量只基于抽样调查中被访者的回溯性自我报告评估体育社会资本，难免存在测量误差。随着移动设备应用日益普及，在未来的研究中可结合网络社交App、健身App等线上行为大数据对体育锻炼和社交行为进行更为直接的实时测量，减少主观报告带来的误差。为体育社会资本建构更为精确和直接的测量指标，以验证这一分析工具的理论意义和现实意义，从而提出政策建议，是亟待完成的研究任务。

作者贡献声明：

边燕杰：确定论文选题，提出核心概念和理论框架，指导撰写论文，修改论文；

鲁肖麟：设计论文框架，梳理相关文献，分析数据，撰写论文。