健康冲击、体育锻炼与居民幸福感——基于CFPS数据的实证研究

林 瑜

(福建体育职业技术学院 体育保健系,福建 福州 350003)

健康是幸福生活最重要的指标,健康是1,其他都是后面的0,没有1,再多的0也没有意义。近年来,建设幸福社会、提升人民幸福感,成为我国未来经济社会发展的奋斗目标。然而,随着我国人口老龄化进程加快及人们生活方式的改变,我国居民两周患病率和慢性病患病率呈现明显的增长趋势,居民两周就诊率、年住院率也呈上升趋势[1],人们遭受的健康冲击现象日益加剧。有学者指出健康冲击与健康是两个不同的概念,世界卫生组织认为健康不仅是狭义上的不生病,还包括体格、精神与社会福利等方面处于一种良好的状态;所谓健康冲击是指个体由于某种原因身体处于非健康状态或遭受风险,如生病、受伤、死亡等都可列入健康冲击[2]。当前关于健康与幸福感相关研究已被学者们关注,但关于健康冲击与幸福感的研究目前还鲜少。因此,在经济呈现出跨越式发展,社会老龄化、生态环境被破坏、生活方式不断变化以及以慢性病为核心的医疗负担日益加重的今日,当人们遭受健康冲击时,对居民幸福感的影响将会如何?更进一步地,健康冲击对居民幸福感产生影响的作用机制和效应如何?本研究旨在通过回答上述问题为提高居民幸福感提供政策建议。

1 文献评述及理论假设

长期以来,关于幸福感的研究一直是学者们关注的重点。现有研究显示,性别、年龄、宗教信仰、受教育水平、健康、情绪、体育锻炼、资产等微观个人特征以及经济、政治、社会等宏观社会特征均会对幸福感产生影响。虽然,影响幸福感的因素有许多,但健康是影响幸福感的最主要原因[3]。关于健康与幸福感的相关研究虽然已被学者们关注,但是多集中在心理健康与幸福感、特定人群的健康与幸福感或将健康作为研究的控制变量之一进行相关研究。针对普通人群的研究较少,且缺少深入探讨健康与幸福感之间的深层作用机制,关于健康冲击与幸福感的相关研究更是寥寥无几。一项针对农户的调查研究发现,农民健康状况与其主观生活满意度高度相关,健康满意度越高的农民,其主观生活满意度也越高,且心理健康对农民主观生活满意度的影响更大;同时,研究还指出健康问题往往是造成压力的原因,健康恶化会对快乐产生长期的负面影响[4]。另一项在对青年群体幸福感影响因素的研究中指出,身体健康状况良好的青年幸福感明显高于身体不健康的青年[3]。因此,从现有研究可以看出,健康与幸福感之间的关系有别于“幸福悖论”和“幸福定值理论”,在竞争激烈的现代社会,人们承受着来自各方的压力和冲击,将会诱导产生身体、心理问题,这种健康问题不仅短期内对福祉有影响,而且可能对长期甚至终身的福祉也存在深刻影响。文献[5]认为,健康与生活满意度之间表现为健康决定生活满意度,而不是生活满意度决定健康。

因此,参考现有关于健康与主观福祉的研究结果,本研究提出假设H1:当个体遭受到健康冲击时,将会显著降低其幸福感。

当个体遭受健康冲击时,将会对其生活产生一系列的影响。首先,健康冲击可能会对个体收入造成影响。健康作为一种人力资本,健康冲击将会损耗人力资本,轻则在一定程度上影响劳动参与率或出现提前退休的现象,进而减少收入水平,致使短期内家庭收入受到影响;重则会挤占家庭在教育等发展性消费的投资,降低子女未来的期望收入,导致长期造成家庭收入水平的降低,甚至出现因病致贫的现象。其次,健康冲击也可能对个人情绪产生不良的影响。在众多针对患者情绪状况的相关研究中均指出,与常人相比,身患疾病的人群抑郁、自伤、悲观等消极情绪的发生率较高,且随着病情的好转,对消极情绪的影响也随之减小[4]。在一项针对老年人的研究发现,随着年龄增大以及身体机能的衰退,健康问题将会通过影响自我效能感而降低他们的生活质量[6]。再次,健康冲击可能会对个体体育锻炼产生影响。虽然,现有研究表明适宜的体育锻炼能够通过增强机体免疫能力、改善神经肌肉系统功能等对健康产生有利影响。但是当个体受到健康冲击时,由于无法完全适应恶化的健康状况,将会在一定程度上改变原有的生活方式,其中就包括增加久坐时间、减少体力活动等。最后,当个体遭受健康冲击时,可能会由于消极情绪的产生、久坐时间增加、体育锻炼减少等诸多不利因素的影响,进一步改变个体的健康状况,导致健康问题恶性循环的局面。

基于此,本研究提出假设H2:当个体遭受健康冲击时,会对收入水平、消极情绪、健康水平和体育锻炼产生影响。

现有研究成果指出,消极情绪、健康水平和体育锻炼对居民幸福感均可起到显著的影响作用[4]。然而,有关收入与幸福感之间的关系,一直是学者们关注的重点,且存在争议。早在1974年,Easterlin指出收入水平与幸福感之间并没有明显的相关性,即著名的“幸福悖论”[7]。还有学者认为,收入水平与幸福感之间存在“先上升再下降的”倒U型关系[8]。

因此,为了进一步探究健康冲击对居民幸福感影响的作用机制,本研究提出假设H3:当个体遭受健康冲击时,通过影响消极情绪、健康水平和体育锻炼,进而降低幸福感,即消极情绪、健康水平、体育锻炼在健康冲击对幸福感的影响中起到中介效应。同时,鉴于当前对收入与幸福感之间的关系存在不同的观点,笔者认为,由于非收入因素影响、相对收入并未提升以及收入水平提升后人们较强的心理适应等众多原因共同作用,可能导致收入并不会对幸福感产生影响。因此,本研究提出假设H4:当个体遭受健康冲击时,不会因为收入水平的减少而影响居民幸福感。具体理论假设如图1所示。

图1 健康冲击提升居民幸福感的作用机制

近年来,随着生活水平的提高,体育在人民对日益增长的美好生活需求中扮演着重要的角色,关于体育与幸福感的学术研究也逐渐增多,体育锻炼对提升幸福感的作用机制也得到了学者们的认可[9]。值得注意的是,目前所有的体力活动指南中均未提及究竟是哪种强度对主观幸福感的情感反应影响最佳[10],该议题也引起了学者们的关注。研究认为,运动强度与正性情感之间存在反比关系,强度较大的体力活动会给身体的健康带来较大益处,但是也可能对心理健康带来消极影响,不利于快乐的获得[11]。一项针对欧洲28个国家的调查数据显示,参加中等强度锻炼的人群,其主观幸福感与锻炼的次数、时间呈正相关;而参加大强度或中等强度与较大强度配合进行锻炼的人群,其主观幸福感和运动强度、锻炼时间之间表现为负相关[12]。然而,目前国内关于该方面的研究还鲜少,对幸福感增进效应最佳的运动时间也尚未提及。

基于此,本研究提出拓展性假设H5:体育锻炼与居民幸福感之间存在非线性关系。同时,试图找出体育锻炼对提升居民幸福感的“适度区间”。

2 数据来源、变量选取与模型设定

2.1 数据来源

本研究使用数据来源北京大学中国社会科学调查中心提供的2018年中国家庭追踪调查(CFPS),CFPS是一项涵盖经济活动、教育成果、家庭关系、健康等在内的全国性、大规模的社会跟踪调查项目。该调查具有很好的可信度和代表性,已被广大学者广泛用于健康冲击、幸福感等相关领域的实证研究。为了保证研究的有效性和真实性,在剔除本研究所涉及变量缺失值、不确定回答的样本后,共获得有效样本27 271个(其中城镇人口7 093个,农村人口20 100个。)。

2.2 变量选取

被解释变量:居民幸福感(Happiness)。在CFPS2018中的措辞为:“您觉的自己有多幸福?0分代表最低,10分代表最高。”针对该方法测量出的主观幸福感结果是否可靠和有效,有学者在做了系统性的研究后,指出该测量具有“稳定且经得起重复试验的可靠性”,且该自我评估方法和专家评估的结果相仿[13]。还有学者指出,衡量一个人是否感到快乐与幸福最好的方法就是问他们自己。因此,采用该方法测量的居民幸福感结果可靠、有效。本研究采用生活满意度(Life)替换主观幸福感,对研究结果进行稳健性检验。

解释变量:健康冲击(HealthShock)。自评健康状况是个体对自身健康的综合评价,虽然可能受到主观判断的影响,但是作为一种检验手段,已被学者接受,并广泛应用于相关研究[5,14]。因此,参考楚克本(2018)[14]对健康冲击变量的选取方法,采用:“您觉得自己的健康状况和一年前比较起来如何?1代表更好,3代表没有变化,5代表更差。”为了便于研究的进行,将回答为1和3的样本确定为未受到健康冲击,赋值为0;回答为5的样本确定为受到健康冲击,赋值为1.

控制变量:为了避免因为遗漏变量产生的估计结果偏差,参考现有研究关于幸福感的相关研究[4,5],选取微观个体特征变量和宏观省级经济变量作为本研究的控制变量。其中微观个体特征变量包括性别(Gender)、婚姻状况(Marriage)、年龄(Age)、教育水平(Edu)、户籍(Hukou)、社会地位(Social)和房贷金额(Mortgage)等。宏观省级经济变量选取地区GDP增长率(Growth)。

中介变量:依据上文的分析,选取工作收入(Income)、消极情绪(Updown)、健康水平(Health)、体育锻炼(Exercise)作为本研究的中介变量。需要指出的是,该部分的健康水平测量采用:“您认为自己的健康状况如何?1非常健康,2很健康,3比较健康,4一般,5不健康。”该变量旨在考察个体受到健康冲击时,是否因为健康问题的变化或健康水平的恶性循环,进而对幸福感产生影响。同时,在数据分析时对该变量进行逆向处理。CFPS2018中涉及体育锻炼的措辞为:“过去一周,您锻炼了几次?”以及“过去一周,您总共锻炼了多长时间?”本研究通过计算得出单次锻炼时长,作为体育锻炼的测量变量。各变量描述性统计结果详见表1.

表1 变量测量方法及描述性统计

2.3 模型设定

为了验证本研究提出的研究假设,参考现有相关研究[15]的计量模型,构建了由居民幸福感、健康冲击和控制变量所构成的模型,以考察健康冲击对居民幸福感的影响。具体模型如下所示:

Happiness=β1+β2HealthShock+βiControli+ε

(1)

公式(1)中,Happiness表示居民幸福感,HealthShock表示健康冲击,Control表示控制变量,ε表示残差项。

为进一步分析健康冲击对居民幸福感的影响作用机制,选择收入水平、消极情绪、健康水平、体育锻炼为中介变量进行分析,中介变量模型如下:

Mediation=β1+βiHealthShock+βjControlj+μ

(2)

Happiness=β1+β2HealthShock+βmMediation+βiControli+δ

(3)

在公式(2)(3)中,Mediation为中介变量。

判断中介效应是否存在的依据如下:第一,当公式(1)(2)(3)中核心变量以及中介变量的回归系数均显著,说明存在中介效应,且为部分中介效应;第二,当公式(2)中核心变量系数不显著,则中介效应不存在[15]。

3 实证结果与分析

3.1 整体样本回归结果

由于居民幸福感为连续变量,因此本研究采用OLS模型进行回归分析。模型1中只加入健康冲击变量,模型2是在模型1的基础上加入了相关控制变量,具体回归结果见表2.结果表明,健康冲击对居民幸福感表现为显著的负向影响作用,在加入控制变量后,回归系数为-0.4762,并通过1%统计水平检验,说明当个体受到健康冲击时,会显著降低其幸福感。因此,假设1得到验证。

表2 模型估计结果

从控制变量来看,年龄、婚姻、教育水平、户口、社会地位、房贷金额和经济增长率等变量均对居民幸福感产生显著的影响。其中,女性幸福感要高于男性。研究表明,由于男性在身体健康等方面的重视程度较女性低,因此男性遭受的健康威胁大于女性,同时由于传统文化赋予男性的角色压力大于女性,男性幸福感也因而降低。年龄对居民幸福感的影响表现为先抑制后促进的U型曲线关系,拐点为48.24,说明当年龄超过48岁后,个体的幸福感将随着年龄的增加而提升。该现象主要是由于青少年、老年人群在工作、生活和家庭等方面的压力较小,而中年人群各方面压力较大等原因所致。在婚姻方面,在婚人群比非在婚人群的幸福感强,婚姻作为组建新家庭的开端,以及最重要的社会关系之一,为人们提供心理归属和幸福港湾,因此婚姻能够促进居民幸福感的提升。受教育水平对居民幸福感的影响呈倒U型的曲线关系,拐点为4.6,即当学历超过大专以后,随着学历的提高,幸福感反而逐渐减小。关于受教育程度与幸福感的影响,有学者指出拥有中等学历的群体感觉最幸福,随着人力资本的提高,个体在获得更多经济资源的同时,由于其对自我的期望值也越高,一旦遭受失业、金融危机等困境时,其幸福感也将大幅下降。因此,本研究结论与现有研究结论基本一致。在城乡人群方面,由于当前我国城乡二元结构的发展,城市在教育、卫生、消费水平等诸多方面较农村发达,因此城镇人口的居民幸福感高于农村人口。社会地位对幸福感表现为显著的正向影响作用,即社会地位越高,幸福感越强。研究表明,社会精英、成功人士的自我感知多位于上层社会,而这部分人群拥有更充足的社会保障、权利、较高的社会声望和充沛的财力等,因此幸福感较中下层社会的人群高。房贷金额对幸福感表现为显著的负向影响,房贷在一定程度上会挤占个人或家庭的生产性消费和发展性消费,因此房贷金额的增加不利于幸福感的提升。关于经济发展与幸福感关系的争论一直存在,其影响机制也比人们预想的复杂。本研究分析表明经济增长率对居民幸福感表现为显著的负向影响,究其原因,可能存在诸多因素,但是因为经济快速发展导致的贫富差距扩大,以及生态环境的破坏,给人们的生活带来的负面影响,会导致居民幸福感的下降。

3.2 中介效应检验

为了进一步验证健康冲击对居民幸福感的影响作用机制,选择消极情绪、健康水平、体育锻炼和收入水平作为中介变量进行研究。由表3结果可知,健康冲击对消极情绪、健康水平、体育锻炼和收入水平的影响均通过1%统计水平的检验。其中对消极情绪表现为负向影响作用,对健康水平、体育锻炼和收入水平均表现为正向影响作用。说明当个体遭受健康冲击时,在导致消极情绪的产生和加重的同时,还会进一步威胁到健康水平,减少体育锻炼,降低收入水平。因此,假设H2得到验证。

表3 健康冲击对中介变量的回归结果

表4是在表2模型1的基础上,依次加入中介变量,检验中介变量对居民幸福感的影响。结果可知,消极情绪、健康水平和体育锻炼对居民幸福感的回归系数均通过1%统计水平的检验,收入水平对居民幸福感的影响不存在显著性。其中消极情绪对居民幸福感为负向影响作用,健康水平和体育锻炼均可促进居民幸福感的提高,该结果也与现有研究结果基本一致。

表4 中介变量对居民幸福感的回归结果

结合表3和表4的结果以及中介效应是否存在的判断依据,可以认为,消极情绪、健康水平和体育锻炼在健康冲击对居民幸福感的影响中,均存在中介效应,且表现为部分中介效应。因此,假设H3得到验证。其中消极情绪的中介作为大小为0.2971*0.1334=0.0396,中介效应占比为0.0396/0.4762=8.32%;健康水平的中介作用大小为0.8287*0.1334=0.1105,中介效应占比为0.1079/0.4762=23.20%;体育锻炼的中介效应大小为0.0682*0.1334=0.0091,中介效应占比为0.0088/0.4762=1.91%.由于收入水平对居民幸福感不存在显著的影响作用,因此收入水平的中介效应不存在,假设H4得到验证。

3.3 体育锻炼影响居民幸福感的非线性检验

为了探究体育锻炼对居民幸福感的影响是否存在非线性关系,在总体样本中加入体育锻炼的平方项进行回归分析。由表5可知,体育锻炼的平方项的回归系数为-0.1019,并通过1%统计水平的检验,说明体育锻炼对居民幸福感之间存在明显的非线性关系,呈倒U型关系,拓展性假设H5得到验证。同时,通过计算得出拐点为1.7801,即体育锻炼对提升居民幸福感的“适度区间”为[0,1.7801小时/次]。从本研究样本的整体体育锻炼情况来看,单次锻炼时长在1.7801小时内,随着锻炼时长的增加,幸福感也随之增加,当单次锻炼时长超过1.7801小时后,幸福感则会随之下降。研究表明,体育锻炼过程中不同的运动强度会给人们带来不尽相同的情感体验,当运动强度适宜时,会让人身心放松,消除疲惫,产生愉悦的感觉;相反,当运动强度过大,则会造成肌肉酸痛、精神疲惫等,产生“不舒服”的感觉[10]。由此可见,只有适宜的运动量,才能对幸福感产生促进作用。

表5 体育锻炼对居民幸福感的非线性检验结果

需要指出的是,体育锻炼对居民幸福感的影响作用除了与锻炼时长有关外,还与运动强度等诸多因素息息相关。但是受限于研究数据,本研究仅对锻炼时长进行探讨,希望在后续的研究中能够将运动强度等纳入,展开进一步研究,定然能够更加准确的验证体育锻炼与居民幸福感之间的影响关系。

3.4 稳健性检验

为了检验研究估计结果的可靠性,采用替换核心变量的方式进行稳健性检验,将被解释变量居民幸福感替换为生活满意度。表6模型9至模型13结果表明,健康冲击、消极情绪对居民生活满意度存在显著的负向影响作用,健康水平、体育锻炼对居民生活满意度存在显著的正向影响作用;模型15、模型16表明体育锻炼对生活满意度存在倒U型的曲线关系。这与上述回归估计结果基本一致。值得注意的是,收入水平对居民生活满意度表现为显著的负向影响关系,与前文分析结果存在误差。造成该结果的原因,可能与所选取的农村人口样本较多有关。在一项针对农村家庭福利水平的相关研究中指出,农业劳动参与会降低农村家庭的收入水平,外出劳动参与则可以显著提高其家庭收入水平[5]。对大多数农村人群来说,外出劳动虽然能够提高收入水平,但也会因背井离乡、遭遇申请城市户口、子女求学、身份歧视等一系列困难,因此降低了其对现有生活满意度。

表6 稳健性检验结果

4 结论与建议

4.1 结论

本研究利用2018年中国家庭追踪调查数据(CFPS)实证分析了健康冲击对居民幸福感的影响及作用机制,以及体育锻炼对居民幸福感的非线性影响。研究结果显示:1)当个体遭受健康冲击时,将会显著降低其幸福感。假设H1 得到验证。2)当个体受到健康冲击时,会加重个体的消极情绪、进一步威胁健康水平,减少体育锻炼时间,降低收入水平。假设H2得到验证。3)当个体遭受健康冲击时,会通过产生消极情绪、威胁健康水平和减少体育锻炼时间,进而影响居民幸福感。假设H3得到验证。4)当个体遭受健康冲击时,会显著减少收入水平,但并不会因此对幸福感产生影响。假设H4得到验证。5)在控制变量方面,女性幸福感高于男性;年龄与幸福感之间呈U型曲线关系,拐点为48.24;婚姻会显著提高居民幸福感;受教育水平对居民幸福感表现为倒U型曲线关系,大专学历的人群居民幸福感最强;城镇人口幸福感高于农村人口;居民幸福感随着社会地位的上升而提升;房贷金额会降低居民幸福感;经济增长会降低居民幸福感。6)体育锻炼对居民幸福感的影响表现为倒U型曲线关系,拓展性假设H5得到验证。体育锻炼对居民幸福感提升的“适度区间”为[0,1.7801小时/次],当锻炼时长达到1.7801小时/次,对居民幸福感的提升效果最佳。

4.2 建议

基于上述研究结论,提出几点建议:

1)全力推动“体医融合”,让“体育+医疗”撑起健康“保护伞”。随着“慢病时代”的到来,近年许多政策均提及体医融合,体医融合也逐渐受到社会各界的重视,但在很大程度上还只是一种理念,操作层面因为体育与医疗行业间的壁垒,导致行动十分缓慢。受到健康威胁的人群,若在没有科学运动指导的帮助下进行运动康复,将很容易面临二次健康威胁。因此,要将“体医融合”切实落地推广实施,降低人们遭受健康冲击的风险,扼制健康冲击现象的日益增加,提高居民幸福感。首先,需要立足实际,进一步完善政策的顶层设计,注重政策的连贯性,整合各类资源,打破体育、医疗行业在人才、管理、服务等方面的壁垒,逐步完善慢性病管理机制,构建人才队伍,为“体医融合”的落地实施指明方向。其次,激发基层执行者的主动性、积极性和专业性,通过设立运动康复专业、开展运动处方培训班等方式,提高服务主体的业务水平和“体医融合”的执行意识。再次,加强宣传力度,让“运动是良医”不仅仅是一句口号,更是引导人们通过科学运动预防和治疗疾病,同时也是从“治已病”转向“治未病”的重要手段。

2)重视健康知识传播,培养应对健康冲击的理性思维。随着生活水平的提高,人们更加关注自身健康状况。因此,相关部门应当做好健康科普知识“传播者”的角色,通过健康科普进社区、创立健康长廊等方式,为居民普及健康常识,让人们了解定期进行体格检查的重要性,牢固树立科学养生观和良好卫生习惯,减少疾病发生,提高健康水平,进而提升居民幸福感;社区卫生服务站应尽可能做到统筹、了解辖区内居民的健康状况,对遭受健康冲击的个体,应给与身心上的关注,帮助其科学、理性应对,保持积极的情绪,避免健康问题的恶性循环,提升生活质量,增强幸福感。

3)织密医保“服务网”,增强居民幸福感。在人均医疗支出增长快于个人收入增长,医疗资源供给和收入分配不平衡的背景下,医疗负担成为我国居民关注的重要社会问题,且该现象在农村地区尤为严重,严重影响居民生活质量,显著降低了居民幸福感。医疗保险作为我国深化医疗体系改革的重要手段,在新型城镇化不断推进的背景下,应做好基本医疗保险的普及工作,建立健全医疗保障制度体系,完善基本医疗保险覆盖面。特别是对农村居民、流动人口应做到“应保尽保”,筑牢因病致贫返贫防线,尽可能减小因医疗负担造成的财务压力,以及因病致贫的发生率,促进居民幸福感的提升。