健康中国建设背景下我国居民进行体育锻炼影响其主观幸福感的实证研究：基于CGSS 的相关数据分析

蒲毕文，邓星华，吴开霖

中共中央国务院于2016 年印发的《“健康中国2030”规划纲要》中提出“推进健康中国建设，是全面建成小康社会、基本实现社会主义现代化的重要基础，是全面提升中华民族健康素质、实现人民健康与经济社会协调发展的国家战略”。2019 年印发的《国务院关于实施健康中国行动的意见》中提出：“人民健康是民族昌盛和国家富强的重要标志，预防是最经济最有效的健康策略”。2022 年召开的中共二十大的大会报告中明确提出：“我国社会主要矛盾是人民日益增长的美好生活需要和不平衡不充分的发展之间的矛盾”。由此可见，在中国共产党的领导下，实现人民健康与满足人民群众的美好生活需要紧密相关［1］，所以要协同促进人民群众增强幸福感和实现健康［2］。从心理学角度而言，幸福感是一种主观感受，是指个人按照自身幸福的标准对其个人生活质量和发展程度评估后内心产生的积极体验［3］，是个人在生活和工作中各个维度的平衡感和舒适感，是一种肯定性的感受，具有主观性、积极性和综合性的特点［4］。幸福感关涉我国社会福利水平、居民健康生活方式的养成、居民健康水平的提高、社会稳定与社会和谐［5］。在健康中国建设背景下，探讨幸福感的影响因素和如何增强人民群众幸福感具有极为重要的意义。

学界研究幸福感的领域极为广泛。在经济学领域，有学者研究了经济增长对幸福感的作用，其中著名的“幸福悖论”理论就探讨了中长期经济增长对居民幸福感的影响［6-7］。此外，失业等因素对居民幸福感的影响成为该领域的研究热点［8-9］。在社会学领域，学者主要关注社会关系、物价等因素对居民幸福感的影响［10-13］。在体育学领域，学界广泛关注体育锻炼对增强居民幸福感的促进作用［14］。其中：Jane 运用工具变量分析了不同运动项目在改善主观幸福感方面的差异［15］；Fernando 研究了被动参与体育锻炼是否能改善主观幸福感［16］；Amy 经研究发现，老年人参与体育锻炼能使其主观幸福感增强［17］。近年来，健康水平对幸福感的影响也引起了学界的广泛关注。有相关研究显示：健康水平能有效增强居民幸福感［18-19］，医疗保险等健康保障措施能改善居民对健康状况的忧虑、增强居民的安全感［20］、消除预防性储蓄动机［21］，而对未来面临的意外医疗支出的顾虑则会削弱居民的幸福感［19］。

基于以上，本研究探讨健康中国建设背景下我国居民进行体育锻炼对其主观幸福感的作用机制和影响效应，以期为在健康中国和体育强国建设背景下促进我国居民进行体育锻炼以满足美好生活需要提供现实依据。相较于以往的相关研究，本研究具有以下特点：一是本研究采用的中国综合社会调查项目（以下简称“CGSS”）的相关数据调查年限长，样本覆盖全国，较具代表性；二是充分考虑了我国居民进行体育锻炼对其主观幸福感的作用机制和调节效应；三是从城乡、受教育程度、性别等方面的差异分析了我国居民进行体育锻炼对其主观幸福感的影响效应的异质性，为差异化干预提供参考。

1 文献回顾与研究假设

幸福感这一概念最早出现于心理学，之后被社会学、经济学、管理学、体育学等学科使用，并逐渐成为研究热点［22］。幸福感的评判是多维的［23］，诸如有主观幸福感、生活满意度［24］等。目前，学界主要围绕主观幸福感展开研究［23］。其中，有学者认为：主观幸福感是指个人根据自己设定的标准对自身生活质量所作的整体性评估，是衡量个人生活质量的重要综合性心理指标［25］。在已有文献中对幸福感影响因素的研究较多，但是对居民进行体育锻炼与其主观幸福感的相关关系的研究相对较少，以多年追踪调查的数据分析体育锻炼对幸福感的影响的相关文献更是少见。

体育锻炼作为改善健康的一种有效手段，能在一定程度提高居民身体健康水平，增强其主观幸福感。这方面研究文献虽然较少，但是也得出一些相关结论。例如：有研究者发现，为了应对未来的健康风险，很多居民采用增加预防性储蓄，缩减一些增强主观幸福感的消费，最终会降低其主观幸福感［26］；有研究者分析了某区域公共体育服务对该区域居民生活幸福感的影响，得出的结果显示，公共体育服务能显著增强个人的幸福感、环境满意度和社会生活满意度［27］；Pamela等学者经过研究发现，居民进行中等强度体育锻炼对其主观幸福感有显著的正向影响，进行高强度体育锻炼对其主观幸福感有显著的负向影响，而进行中等强度体育锻炼会显著增强其主观幸福感，进行剧烈强度体育锻炼则会显著削弱其主观幸福感［28］；还有研究者认为，体育锻炼的时间对居民主观幸福感的影响并不显著［29］；许金富等学者经研究认为，公共体育服务水平的提高能显著增强我国居民幸福感，该效应一部分是通过居民加强体育锻炼得以形成的［30］；张勇等学者从社会学角度分析了体育锻炼对主观幸福感的改善，并从中发现，体育锻炼参与程度越深的居民获得的主观幸福感越强，而居民的社会交往在体育锻炼对其主观幸福感的影响关系中起部分中介作用［31］。通过分析相关文献可知，居民进行体育锻炼对其主观幸福感的影响作用显著。由此提出假设1：我国居民进行体育锻炼能显著增强其主观幸福感。

居民应对未来一些不确定性因素对其主观幸福感也会产生影响。一方面，相关文献显示，“存钱养老”受经济学领域广泛关注，即居民为了应对未来不确定性而增加储蓄。有研究显示：居民收入不稳定对其消费抑制作用显著［32］，会使其减少当前消费和影响其主观幸福感。从居民收入不稳定影响其主观幸福感的相关研究中发现，家庭收入对家庭成员幸福感呈现“倒U”型影响［32］。何晓斌经研究发现：在充满市场竞争和不确定性的环境中，相较因收入增加而消费产生的短暂的物质满足感，个人更需要有应对未来风险的信心、安全感和社会保险，以此增强幸福感［33］。另一方面，分析相关文献发现，居民健康不确定性受到广泛关注。例如：Michael 经研究发现，健康不确定性会增加医疗支出，居民往往通过增加预防性储蓄来应对［34］；Donatella 经研究发现，健康不确定性正改变着家庭储蓄方式，会加剧居民家庭收入的非计划性分配，从而会影响居民家庭消费状况，最终会影响居民的幸福感［35］；刘灵芝等学者认为，个人健康不确定性是其医疗支出不确定性的主要影响因素，个人大额的自付医疗支出会使其缩减日常消费，影响其幸福感［36］；Jean 等学者认为，为了应对未来的健康风险，预防性储蓄成为居民有效且通常采取的措施［37］；Christopher 经研究发现，美国有50%的家庭通过预防性储蓄应对未来不确定性［38］；张晓芳经研究发现，中国居民以增加储蓄和减少消费的方式应对未来的不确定性［39］；还有研究者发现，社会保险能显著抑制居民预防性储蓄和增强居民的幸福感［40］。显然，居民个人的健康不确定性会显著抑制其主观幸福感。相反，健康确定性的增强能消除预防性储蓄动机，增强居民主观幸福感。体育锻炼能促进健康广受社会认同［41］，运动是良医作为一种通过体育锻炼改善健康状况、减少医疗支出的国际行动，已在全球范围展开［42-43］，并出版了《临床医生运动处方指南》，以此提供了具体的运动方案［44］。基于以上提出研究假设2：我国居民进行体育锻炼能减少对未来医疗支出增加的担忧和消除预防性储蓄动机，进而能增强主观幸福感。

健康是美好生活的必要条件，相关文献显示，健康与幸福感呈正相关关系，评估自身更健康的居民幸福感更强［5,45］。Linda 等学者经研究发现，自测健康与主观幸福感之间存在稳健的正相关关系，医生评估的健康状况与主观幸福感之间仅为弱相关［46］。Howard 等学者通过个体特性研究发现，性格外向型老年人的健身水平和健康水平均较高，且主观幸福感良好［47］。健康水平高能有效减少医疗支出，“运动是良医”旨在通过体育锻炼提高人的健康水平和减少医疗支出［43］。大量研究表明，老年人的健康状况直接决定了一个国家的医疗支出水平［48-50］，国民健康水平提高既能减少医疗支出，也能减少因未来医疗不确定性而增加的预防性储蓄，提高该国国民消费水平及增强该国国民主观幸福感。综上所述，提出研究假设3：居民当前健康水平影响其对未来医疗支出的判断，并能强化其体育锻炼对自身主观幸福感的影响。

2 体育锻炼、健康水平与主观幸福感的相关性研究设计

2.1 数学模型构建与评估方法

1）基准数学模型。本研究中的变量包括居民体育锻炼、健康水平、主观幸福感等，其中的个体特征、区域差异中的城市层面因素等是控制变量。由此，本研究采用固定效应估计方法构建如下数学模型。

式（1）中：被解释变量——Yijt表示第t年j省份第i个居民的主观幸福感；解释变量——Pijt为居民体育锻炼情况，即居民体育锻炼频次；Xijt为居民个人层面的控制变量，例如年龄、受教育程度等；Dji为区域差异中的城市层面的控制变量，例如城市某个区域的GDP等；μijt为干扰项；β0为基准常量，β1、β2、β3均为估计系数。

本研究使用最小二乘法（以下简称“OLS”）对上述数学模型进行评估。使用OLS 对定量数据进行分析时，与极大似然法估计结果无显著差异［51］，并且OLS广泛应用于主观幸福感的评估［8-9］，而且OLS 通过最小化误差平方与需求最佳函数匹配，依据拟合曲线对数学模型进行评估，具有直观、简洁等特点。因此，以OLS 对本研究构建的数学模型进行评估，针对模型内生性问题，主要采用工具变量的思路解决。工具变量外生于被解释变量，内生于解释变量，基于Easterlin 提出的幸福悖论（即中长期经济增长对居民幸福感无明显影响［6］）和Rafael 的研究（即收入水平对体育锻炼的影响存在显著差异，并会影响居民参与体育锻炼［52］），变量——收入水平满足工具变量外生性和内生性的要求，所以本研究选取收入水平作为工具变量，对模型的内生性进行检验。在模型稳健性方面，使用更换变量（30 min 体育锻炼参与度）、评估方法（Robust 回归分析）及代入样本（中国健康与养老追踪调查2018 年问卷调查数据）的方法进行检验。

2）中介机制数学模型。本文在基准数学模型（公式1）的基础上，列入体育锻炼和未来医疗支付保障交互项验证体育锻炼是否通过改善居民健康水平和加强未来医疗支付保障提高居民主观幸福感，中介机制数学模型如下。

式（2）中：Mijt表示我国居民个人未来医疗支付保障，以商业性养老保险和商业性医疗保险的参保率作为代理变量，商业性养老保险或商业性医疗保险参保能降低居民应对未来医疗支出的风险；ɑ0为基准常量，ɑ1、ɑ2、ɑ3、ɑ4、ɑ5均为估计系数；其他控制变量与模型（1）一致。根据假设2，我国居民进行体育锻炼通过改善其对未来医疗支出的担忧及消除其预防性储蓄动机，进而能增强其主观幸福感，预计模型（2）中的ɑ2为正数且具有统计学意义。

3）调节机制数学模型。在基准数学模型［公式（1）］和中介机制数学模型［公式（2）］的基础上，以公式（2）的估算结果为依据，分析居民的健康水平对其进行体育锻炼与主观幸福感的调节作用，调节作用数学模型如下。

式（3）中：核心解释变量——Pijt*hijt为体育锻炼和健康水平交互项。式4）中：解释变量——hijt为居民自我感知的健康水平，γ0为基准常量，γ1、γ2、γ3均为评估系数，其他控制变量与模型（1）一致。根据假设3，居民当前健康水平影响其对未来医疗支出的判断，能强化其进行体育锻炼对自身主观幸福感的影响。预计模型（3）中的ɑ2应该为正数、模型（4）中的γ1同样也为正数且具有显著的统计学意义。

2.2 数据来源与分析方法

本研究来源于“中国综合社会调查项目”的数据统计年始于2003 年，该调查项目是我国第一个全国性、综合性、连续性的大型社会调查项目，旨在通过定期地和系统地收集我国社会各方面的数据，为我国政府决策和国际比较研究提供数据资料。本研究中的体育锻炼、居民自我感知的健康水平、主观幸福感、商业性医疗保险和商业性养老保险、个人收入水平等数据均来自该调查项目。基于完整性原则，本研究分别选取了2012 年、2013 年、2015 年、2017 年、2018 年的调查数据（2012 年之前的数据缺乏体育锻炼、健康水平、商业性医疗保险等关键数据，所以本文未采纳；2014年和2016 年的数据未发布），并删除了收入为负数的样本，同时，因保险制度的原因，还删除了未成年人及60 岁以上退休人员的数据，最终得到41 734 份样本，样本遍布我国29 个省（自治区、直辖市），较具有代表性。

2.3 变量选取及赋值

1）被解释变量：居民主观幸福感。结合李克特量表，将CGSS 调查问卷中的问题——“总的来说，您觉得您的生活是否幸福？”的选项（即“非常幸福”“比较幸福”“说不上幸福不幸福”“比较不幸福”“非常不幸福”）依次分别赋值为5、4、3、2、1。

2）核心解释变量：体育锻炼。结合李克特量表，将CGSS 调查问卷中的问题——“过去一年，您是否经常在空闲时间从事以下活动？——参加体育锻炼”（即“一周每天数次”“一周数次”“一月数次”“一年数次或更少”“从不”）的选项依次分别赋值为5、4、3、2、1。在模型稳健性检验时，本研究还将CGSS 调查问卷中的题项——“在过去的12 个月里，您在通常情况下,进行时间达到30 min，且会让您出汗的体育锻炼活动每周有几次？”作为替代变量进行稳健性检验。

3）中介机制变量：健康水平与未来医疗支付保障。本研究中的健康水平主要指的是身体健康。本研究采用CGSS 的身体健康水平数据，将受访者回答中的“很不健康”“比较不健康”“一般”“比较健康”“很健康”依次赋值为1、2、3、4、5。关于未来医疗支付保障，根据学者的有关研究［34-35，39］，购买商业性医疗保险成为我国一些居民应对未来医疗不确定性的重要手段，为此本文选取商业性养老保险和商业性医疗保险作为代理变量，即商业性医疗保险和商业性养老保险能增强居民对未来医疗支付的信心。根据CGSS 的调查问卷，本研究对商业性医疗保险和商业性养老保险参与与否分别赋值为1 和0。

4）调节机制变量：健康水平。本研究将CGSS 的调查问卷题项——“您觉得您目前的身体健康状况是？”的选项（即“很健康”“比较健康”“一般”“比较不健康”“很不健康”）依次赋值为5、4、3、2、1。

5）控制变量：为了避免因遗漏变量、互为因果等造成内生性问题，本研究在数学模型中加入了控制变量，例如年龄、性别、身体质量指数（以下简称“BMI”）、受教育程度、城市区域人均GDP 等。

2.4 描述性变量统计结果

由表1 可知，被解释变量———主观幸福感的均值为3.817，核心解释变量——体育锻炼的均值为2.344，居民自我感知的健康水平的均值为3.778。样本中购买商业性养老保险的居民占8.1%，购买商业性医疗保险的居民占12.3%。

表1 样本描述性统计（n=41 734）

3 体育锻炼、健康水平与主观幸福感相关性的基准模型回归分析

3.1 体育锻炼影响主观幸福感的实证分析

表2 呈现的是在体育锻炼影响主观幸福感的基准回归分析中逐步加入个体特征、商业性医疗保险、城市特征等变量后居民进行体育锻炼对其主观幸福感的影响。由表2 可知，随着不同控制变量的逐渐加入，体育锻炼影响主观幸福感的效应值始终为正数，说明结果稳健。由此得出，体育锻炼可以正向增强居民主观幸福感，验证了本研究中的假设1。由表2 的第2 列数据和第3 列数据可知，在居民个人层面，健康水平高的居民的主观幸福感强，并且BMI 指数在一定范围内增大也会使居民主观幸福感增强，而随着年龄增长，个人主观幸福感会增强，且女性主观幸福感强于男性，同时，家庭成员越多的个人的主观幸福感越强。此外，居民个人观看体育比赛对其主观幸福感无显著影响。在社会保险方面，基本医疗保险、基本养老保险、商业性养老保险、商业性医疗保险的参保都能增强居民个人的主观幸福感。而居民居住区域人均GDP、居民个人总收入均与其主观幸福感无关。

表2 体育锻炼影响主观幸福感的基准模型回归分析结果（n=41 734）

3.2 体育锻炼对主观幸福感的影响机制

《健康中国行动（2019—2030 年》中提出，为积极应对当前突出健康问题，必须关口前移，采取有效干预措施，提高生活质量，延长健康寿命。而定期适量地进行身体活动有助于预防和改善肥胖症、高血压、糖尿病等慢性病，并能促进心理健康、提高生活质量和增强幸福感。因此，本研究要探究居民进行体育锻炼是否能通过加大未来医疗支付保障增强主观幸福感。首先，将未来医疗支付保障作为被解释变量进行回归分析，本研究选取商业性养老保险和商业性医疗保险作为未来医疗支付保障的代理变量。表3 的分析结果显示，体育锻炼对未来医疗支付保障具有显著正向效应，即居民进行体育锻炼能促进其购买商业性养老保险和商业性医疗保险。表3 的数据还显示，居民未来医疗支付保障的确定性能显著增强其主观幸福感，进行体育锻炼能降低其对未来医疗支出的焦虑、消除其预防性储蓄动机及改善对主观幸福感的抑制，而对未来医疗支出顾虑越大的个人，体育锻炼改善主观幸福感的效果越明显。表4 的数据显示，进行体育锻炼的居民会增加购买商业性医疗保险和商业性养老保险，强化未来医疗支付保障，进而能增强主观幸福感。已有文献显示，未来医疗支出风险的存在会使居民进行预防性储蓄［2］。而居民进行体育锻炼能改善自身身体健康状况，增加购买商业性医疗保险和商业性养老保险，降低对未来医疗支出不确定的焦虑，减少预防性储蓄，增强主观幸福感。体育锻炼的健康动机和社交动机是驱动个体参与体育活动的强大动力，能满足个体的健康和社交需求，降低焦虑与紧张感，提升其积极的幸福感体验［53］，结合以上讨论，本文假设2 得以验证。

表3 未来医疗支付保障在体育锻炼对主观幸福感的影响机制中的作用（n=41 734）

表4 中介效应量结果汇总

表5 中介效应值的95%置信区间

4 体育锻炼、健康水平影响主观幸福感的异质性和调节效应分析

4.1 异质性检验

1）城乡分组回归分析结果。我国不同地区的自然资源禀赋不同、经济发展程度和产业结构存在明显差异，区域之间的差距问题倍受关注。城乡共同发展作为中国社会结构的重要特征，对构建和谐社会、促进社会稳定及增强居民幸福感具有重要意义。本研究以户籍数据为分析依据，从城乡差异视角分析体育锻炼对城市居民主观幸福感和乡村居民主观幸福感产生的影响的差异性。从表6 和表7 可知，体育锻炼能显著改善城市居民和乡村居民的主观幸福感，但是对城市居民主观幸福感的影响显著于乡村居民。马潇萌的研究表明，收入、产业等经济方面的差距拉大不利于城乡居民健康方面的平衡发展［54］，从而会使乡村居民的预防性储蓄动机增强、消费水平降低、主观幸福感被抑制。胡洪曙等学者的研究表明，收入水平差距对老年人主观幸福感的影响存在显著的城乡差异，对居住于农村的老年人的负面影响大于居住于城市的老年人。在控制健康变量之后，收入水平差距对居住于农村的老年人的主观幸福感的影响显著，对居住于城市的老年人不显著［55］。实际上，中国农村体育存在着发展不平衡、推进不充分、供需不匹配等现实问题［56］，城乡公共体育服务非均等化影响了农村地区居民的体育锻炼状况，高收入、高学历、高职位居民的体育锻炼概率更大［57］。居民不同收入水平与不同公共服务获得感会不同程度地影响其幸福感［58］。同时，我国国民健康意识存在显著的城乡差异，城市居民健康意识得分明显高于乡村居民［59］。

表6 城乡居民进行体育锻炼影响其主观幸福感的分组回归分析结果

表7 城乡居民进行体育锻炼影响其主观幸福感的分组回归分析的回归系数差异检验

2）教育分组回归分析结果。受教育程度作为联合国开发计划署的人类发展指数的3 项基础变量之一，是衡量社会发展、居民生活质量和幸福感的重要指标。从表8 可知，体育锻炼对受教育程度低的居民和受教育程度高的居民的幸福感都具有显著的正向影响。其中，对受教育程度低的居民的影响略大于受教育程度高的居民，并且影响具有显著性差异。在经济发展到一个更高的水平并稳定后，居民整体的受教育程度会显著提高、健康意识会显著增强，且开始反思健康行为并作出改变［60］。许兴龙等学者经研究发现，近年来长江经济带居民受教育程度提高、健康意识也显著增强，并由此形成了新的生活方式及行为习惯；此外，伴随经济增长，居民日益增长的健康消费需求也会相应得到满足，在一定程度能提高该地区居民的健康水平［61］。就低学历居民和中等学历居民而言，经常进行体育锻炼不仅会显著降低自身的焦虑水平，也会显著降低抑郁症的发生概率。对学历为大专及以上的居民而言，经常进行体育锻炼虽然会减少焦虑、降低抑郁症发生率，但是不具有统计学意义的显著性，且抗抑郁效应显著小于低学历居民和中等学历居民［62］。

表8 不同受教育程度居民的体育锻炼分组回归分析结果

表9 不同受教育程度居民的体育锻炼分组回归系数差异检验

表10 不同性别居民进行体育锻炼影响其主观幸福感的分组回归分析结果

表11 不同性别居民进行体育锻炼影响其主观幸福感的分组回归分析的回归系数差异检验结果

3）性别分组回归分析结果。性别是一个重要的人口社会学特征变量，在国内有关幸福感的研究文献中，经常被纳入研究模型。例如，Mangels 经研究发现，主观幸福感的持续有10%可由性别解释，40%可归因于幸福感的增强［63］。目前，关于幸福感的性别差异还没有一致的研究结论，其中：张勇［64］、郑元男［65］、刘米娜［53］等学者认为性别对居民幸福感没有显著影响。许金富［30］、詹婧等［66］则认为，性别对居民主观幸福感的影响是显著的。本研究的结果表明，体育锻炼对幸福感的影响显著为正，并且对女性居民幸福感的增强作用更大。这与赵斌等的研究结果一致［67］。梁土坤的研究也表明，女性比男性的幸福感更强，但是该差异会受婚姻状况影响［68］。

本研究得出的结果的原因可能有以下几个方面。一是健康意识存在显著的性别差异，即女性的健康意识可能比男性更强［59］，所以女性居民对自身健康状况评估进而可以增强主观幸福感。范翔经研究发现，超过60%的受访者表示愿意为运动健康支付费用，而且女性的支付意愿强于男性，但是随着年龄的增长呈下降趋势［69］。二是男性对自身健康状况的评估结果相较女性乐观［70］，并且男性老年人自评为健康的比例大于女性，而自评为不健康但生活能自理或生活不能自理的女性老年人比例均大于男性［71］。男性对自身健康状况较为乐观的判断可能会间接抑制其进行体育锻炼，进而就会削弱体育锻炼对幸福感的增强作用。

4.2 健康水平在体育锻炼对主观幸福感产生影响中的调节效应

中共二十大报告中提出“增进民生福祉，提高人民生活品质”。健康中国建设是增进民生福祉、提高人民生活品质的重要内容。而系统的、科学的体育锻炼能促进居民健康水平的提高、改善居民身心健康状况，对促进人的发展具有重要意义［72］。有研究者发现，相比无体育锻炼的个人，进行体育锻炼的个人主观评估自身健康水平较高；不同的人主观评估自身健康水平受体育锻炼的影响具有差异性［73］。有相关研究也表明：运动康复训练有助于强化普通高校残疾大学生的运动意识、改变其运动行为，从而能有效促进其体质健康水平的提高，减轻其焦虑、抑郁等负面情绪，能促进其心理健康［74］；慢性病老年患者的健康状况会直接影响其幸福感，并且通过夫妻关系和亲子关系2 条路径影响其主观幸福感［75］；城乡老年人的心理健康和幸福感呈高度的正相关，日常生活自理能力等身体健康因素也对幸福感具有显著的正向影响作用［76］；流动人口受社会支持的程度对其主观幸福感有正向促进作用［77］。

因此，本研究以健康水平、体育锻炼和健康水平的交互项作为变量分析健康水平对体育锻炼改善居民主观幸福感的调节机制。从表12 可知，体育锻炼和健康水平的交互项对主观幸福感的影响呈现出显著性（t=3.262,p＜0.01），说明体育锻炼对主观幸福感产生影响时，调节变量——健康水平在不同水平时，体育锻炼对主观幸福感的影响幅度具有显著性差异。这意味着健康水平会影响居民对未来医疗支出的顾虑、能使居民改变预防性储蓄策略及强化体育锻炼对居民主观幸福感的影响。

表12 调节效应分析结果（n=41 734）

相关研究也支撑了本研究结果。例如，有研究表明：受访者的主观健康感受、体育锻炼的频率和效果均对运动健康咨询与指导服务的支付意愿产生了显著的正向影响［69］；医疗保险费支出增加会使居民健康状况自评良好的概率增大［78］，医疗保险能减少居民对未来医疗支出风险不可控的忧虑［79］，但是基本医疗保险并没有通过健康和收入水平增强居民主观幸福感，而是通过增强健康不确定性和收入不确定增强居民幸福感的［55］；未来存在健康不确定性时，流动人口家庭为了应对收入波动、失业、医疗等不确定性风险会积极地进行预防性储蓄，未能对家庭消费产生显著影响［80］，并且会抑制幸福感。综上所述，假设3 得以验证。

5 模型内生性和稳健性分析

5.1 模型内生性检验

为了进一步检验可能遗漏的其他难以观测的变量，即可能存在的内生性问题，本研究选取工具变量进行内生性检验。有相关研究显示，居民消费与收入密切相关［81］，居民收入越高，消费能力也越强，同时，居民的收入水平和其所在省份人均GDP 会正向影响其体育锻炼积极性［82］。由此可见，居民收入水平和其所在省份人均GDP 与体育锻炼密切相关。表2 显示，居民收入水平和其所在省份人均GDP 与主观幸福感并不直接相关，说明本研究选取的工具变量外生于主观幸福感，内生于体育锻炼。以居民收入水平和其所在省份人均GDP 的交互项作为工具变量对模型重新进行测算，将体育锻炼作为内生变量，将居民所在省份人均GDP、居民收入水平作为工具变量，将主观幸福感作为被解释变量，进行两阶段最小二乘回归分析。第一阶段是将体育锻炼作为被解释变量（Y），将居民所在省份人均GDP 和总收入作为解释变量，然后进行线性回归分析，得出预估值；第二阶段是将主观幸福感作为被解释变量，将第一阶段预估值作为解释变量进行线性回归分析，由此得到最终结果。从表13 可知，对模型进行Wald 卡方检验时发现，模型通过了Wald 卡方检验（Chi=240.216，p=0.000＜0.05），说明体育锻炼一定会对主观幸福感产生影响。体育锻炼的回归系数为0.188（p=0.000＜0.01），意味着体育锻炼会对主观幸福感产生显著的正向影响。经总体分析可知：不同性别的、不同学历的城乡居民进行体育锻炼均对主观幸福感有显著的正向影响，与基准结果相一致，说明体育锻炼能增强主观幸福感，模型内生性问题并未影响模型整体测算结果。

表13 2sls 模型分析结果

5.2 模型稳健性检验

1）更换变量：30 min 体育锻炼。本研究将核心解释变量更换为30 min 体育锻炼开展情况进行稳健性检验。表14 显示，30 min 体育锻炼能正向增强主观幸福感，影响显著水平为5%，与体育锻炼影响居民主观幸福感的回归分析结果一致，再次证明了体育锻炼对居民主观幸福感的影响显著。从更换变量的角度来看，模型具有较好的稳健性。

表14 OLS 回归分析结果（n=16 045）

2）更换评估方法：稳健回归。为了进一步检验基准数学模型的稳健性，将回归评估方法由OLS 更换为稳健回归，稳健回归广泛应用于模型稳健性评估［2,49,83］。由表15 可知，稳健回归结果显示，体育锻炼对居民主观幸福感的增强具有显著正向影响（p＜0.01），与基准数学模型回归分析结果一致。通过更换评估方法可知，本研究构建的数学模型具有良好的稳健性。

表15 Robust 回归分析结果（n=41 734）

3）更换样本：将样本更换为“中国健康与养老追踪调查”的相关数据，检验模型的稳健性。例如：张凌霜等学者将样本更换为中国家庭追踪调查数据（CFPS）检验中国家庭金融调查数据（CHFS）实证模型的稳健性［2］、尹振涛等学者通过调换样本检验模型的稳健性［84］。本研究也采用更换样本的方法对模型进行稳健性检验，选用北京大学国家发展研究院组织开展的相关调查的数据（即中国健康与养老追踪调查，简称为“CHARLS”）对基准数学模型的稳健性进行检验。虽然CHARLS 与CGSS 的数据存在年龄的差异，但都是中国公民，且本文研究的是健康中国建设背景下我国居民进行体育锻炼对自身主观幸福感的影响，CHARLS的数据库收集的样本数据来源于全中国，较具有代表性。CHARLS 分别在2011 年、2013 年、2015 年和2018年对我国28 个省（自治区、直辖市）进行了调查。CHARLS调查包含个人基本信息、健康状况、医疗、医疗保险等信息，具有代表性。基于模型稳健性检验的需要，采用CHARLS 的2018 年的调查数据对基准数学模型进行检验（结果见表16）。由表16 可知，体育锻炼能显著增强居民主观幸福感，这与前文结论一致，说明本研究构建的数学模型具有良好的稳健性。

表16 OLS 回归分析结果（n=18 134）

6 结论

推进健康中国建设，要把实现人民健康放在战略位置，进而增进人民福祉，提高人民生活品质，使人民群众获得感、幸福感、安全感更加强烈和更可持续。在健康中国建设背景下，本研究从体育锻炼角度出发，基于2012—2018 年中国综合社会调查的相关数据详细分析了居民进行体育锻炼如何增强主观幸福感，同时验证了居民健康水平对其主观幸福感的调节与强化作用，最后对模型的异质性和稳健性进行了检验。本研究主要得出了以下结论。

1）受访居民进行体育锻炼能显著增强自己的主观幸福感，加入性别、家庭成员人数、受教育程度、BMI指数、健康水平、基本医疗保险、商业性医疗保险、基本养老保险、商业性养老保险等控制变量后，受访居民进行体育锻炼仍能显著增强自己的主观幸福感。

2）受访居民进行体育锻炼不仅可以促进其购买商业性养老保险和商业性医疗保险，还可以减少对未来医疗支出的顾虑和预防性储蓄、增加当前消费及强化对主观幸福感的影响。

3）乡村受访居民、低学历受访居民及女性受访居民进行体育锻炼对自己的主观幸福感的增强作用更为显著。通过更换变量、评估方法及样本对基准数学模型的稳健性进行检验，检验结果显示，受访居民进行体育锻炼可以显著增强自己的主观幸福感。