城市居民体育社会资本的健康效应及其群体差异

鲁 肖 麟

(西安电子科技大学 体育部, 陕西 西安 710126)

促进全民健康,是建设社会主义现代化强国的重要组成部分。2022年党的二十大将推进健康中国建设作为增进民生福祉、提高生活品质的重要举措,提出把保障人民健康放在优先发展的战略位置,强调“促进群众体育和竞技体育全面发展,加快建设体育强国”[1]。在以实现健康中国为目标、建设体育强国为落脚点,大力建设国民健康促进体系的政策实践中,社会资本的概念和理论逐渐被引入体育锻炼与健康中国相关研究。有学者在体育锻炼和社会资本的基础上提出体育社会资本的概念,并用实证分析检验其在促进全民健康中所发挥的积极作用[2]。但现有的少量研究中,对体育社会资本的概念界定尚未统一,测量层次也不一致。部分研究或针对农民工子女等特殊群体[3],或聚焦于量表的开发与检验[4],难以得到能够推广至居民总体的、具有更普遍现实意义的结论。在理论、测量和现实意义方面仍有待进一步拓展与丰富。

本文将体育锻炼和社会资本有机结合,拓展体育社会资本的概念和理论建构。使用最新全国大型抽样调查数据测量城市居民的体育社会资本(1)本文使用数据来自西安交通大学实证社会科学研究所组织的“社会网络与职业经历”大型社会调查(JSNET),受国家社会科学基金重大项目(13&ZD177)资助。。首先考察体育社会资本在不同地位群体间的分布,进而检验体育社会资本对居民身心健康的积极影响,并比较此种影响的群体差异和变迁趋势。最后在实证分析的基础上总结其政策启示。本研究的创新点主要包括三个方面:在理论层面,对体育社会资本这一综合概念进行拓展,有机整合体育锻炼和社会资本,丰富健康中国的理论内涵,同时拓展体育社会资本的测量指标,进一步推动健康领域和社会资本领域的交叉与融合;在数据和方法层面,使用多期全国大型抽样调查数据来验证体育社会资本的身心健康和幸福感效应,揭示其健康效应的变迁趋势;在机制层面,一方面探索了体育社会资本分布不均背后的深层结构性因素,另一方面重点考察了体育社会资本带来的健康收益中所存在的地位群体差异,揭示了体育社会资本的马太效应可能带来的健康不平等。

一、文献回顾与研究假设

社会资本相关概念和理论在体育情境中的应用越来越广泛,在回顾相关研究的基础上,本研究对体育社会资本概念进行拓展,并提出研究假设。

(一)体育情境中的社会资本

社会资本概念的提出,已经对不同学科领域产生了深远影响,虽然这一概念包括个体和集体两个层面的存在形式,并有多种不同的界定方式[5-7],但其理论本质是人际联系。本文主要关注个体微观层次的社会资本,使用社会学家林南提出并被广泛接受的社会资本定义,即“社会资本是嵌入于人际关系社会网络、为满足行为目标而动员的社会资源”[8]。社会资本具有联结性和转化性,在互动中维持、积累和发展。通过直接和间接的关系,朋友的经济资源、人力资本等可以为个体所调用,能够为行动者个人提供信息补充、人情帮扶、情感支持,为集体、社区乃至社会提供信任纽带、非正式约束和集体行动的动力,促进个体连结、集体团结、社会整合[9]。近年来社会资本的概念和相关理论逐渐被引入体育人文社会学研究,其交叉点主要包括社会资本的健康效应及其与体育锻炼的相互作用。由于社会网络和社会资本在个体生命周期中对健康具有实质性的影响[10],我国学者在健康生活方式中除了关注体育锻炼,也越来越强调人际关系和社会参与维度的重要价值[11]。

(二)体育社会资本的概念拓展与现实意义

体育社会资本的概念和理论探索体现出体育锻炼和社会资本的深度融合。边燕杰等提出,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[2]。与此类似,孙中芹等将体育社会资本定义为通过体育运动积累的社会资本,包括社会信任、社会规范、社会凝聚和社会适应等维度[3]。郭铜樑等将社区层次的体育社会资本划分为5个维度21个指标,并构建了相关量表[4]。这些研究针对体育社会资本进行了创新性的概念和测量建构,在建设健康中国的路径研究中纳入社会资本维度,具有重要的理论和实践价值。但针对体育社会资本的概念和测量建构仍处在探索阶段,亟需进一步深化与丰富。

体育社会资本的概念包括两个核心内部要素:体育参与与社会资本。体育参与的本质特征是群体性,是在群体内外的交往和互动中实现的[12]。由于体育参与具有群体性,个体参与体育锻炼越积极,其群体感和社会性就越强,身心健康水平也就越高。社会资本的本质属性是联系性,人际交往也是个体的基本需求。在现代性背景下,高度的个体化使个人脱离了家族、集体等结构性束缚,但也让人们日益失去了原有的社会支持系统[13]。而社会联系和嵌入于人际网络中的社会资本是克服原子化倾向的社会机制[14]。个体社会网络中的社会资本越丰富,社会联系越活跃,越能够保持健康[15],获得较强的幸福感[16-17]。

对于体育社会资本的概念,本文延用边燕杰等提出的定义——即体育社会资本是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。保持一定的体育参与频率和社会资本存量,是生成体育社会资本的前提基础。在体育参与中形成的社会资本处于动态变化中,很难用量化测量直接予以把握,而体育锻炼和社会资本这两个内部要素则更为外显,测量指标也更为成熟准确。因此本研究利用体育参与和社会资本构建综合指标,来衡量体育社会资本的存量。其中,体育参与虽然包括竞赛观赏、身体锻炼、义工服务、职业运动等多种形式和类型[12],但本研究主要将体育参与这一要素落脚于个体的体育锻炼,并将其作为核心指标和分析重点,有助于简化理论论述,更契合全民健身、全民健康这一体育强国的建设目标。社会资本的联系性本质和体育参与的群体性特征,使得体育社会资本成为提升全民健康、实现体育强国不可或缺的概念工具和现实资源。

(三)研究假设

1.社会地位对体育社会资本的影响

由于不同社会地位群体的健康生活方式存在明显分化[18],体育社会资本的存量也不可避免地受到社会结构的制约,受到社会地位的影响,呈现出不均衡的分布态势。而社会地位较高的群体由于在社会结构处于相对优势位置,能够在各类资源的支持下做出更优决策,选择有利于自身健康的生活方式[19]。例如,在我国居民中,社会经济地位较低的群体体育锻炼参与率更低,发生健康风险行为的可能性更大,生活方式更不健康[20];同时,较高社会阶层的个体往往拥有优势社会网络和较高存量的社会资本[5],家庭收入、教育水平越高,社会资本存量水平也相应越高[6]。体育社会资本的存量,在一定程度上是个体体育锻炼偏好和人际联系偏好的综合指标。社会经济地位越高,其上述偏好和倾向就越强。

假设1:社会地位越高的群体,其体育社会资本拥有量也就越高。

2.体育社会资本对提升身心健康的作用

生理学和心理学研究都表明,体育活动能带来健康的生活方式、良好的教育成就和健康的身体状况,体能活动不足者自评健康水平更低[21]。体育锻炼可减少个人的负面情绪,提高生活满意度、提升主观幸福感[22-24]。同样,好的社会网络位置能够提高获得社会支持的可能性,而丰富的社会支持则有助于提升身体健康和心理健康[25]。我国居民的社会网络规模对促进身体健康和心理健康都具有积极作用[15]。社会孤立会带来压力状态并加速衰老,而社会融合能够满足人们的基本心理需求,是提升健康状况的重要因素[26]。社会网络规模的缩减会引起老年群体认知功能的衰退[27],而活跃的社会交往能够显著减缓认知功能衰退[28],增强记忆能力和执行能力[29]。社会网络和社会参与水平均对幸福感有正向影响[30-31],社会资本能够通过提供各类资源和社会支持促进健康水平和幸福感的提升[9],还能减缓收入不平等对居民幸福感的负面影响[32]。

体育社会资本的两个内部要素之间相互作用,彼此强化积极效应,减轻负面效应。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增加体育锻炼行为[33]。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锻炼参与具有促进作用[34]。社会资本能促使居民增加体育锻炼,进而通过促进健康行为改善心理状态、提升身心健康水平[35-36],针对我国居民的调查研究也发现,体育锻炼,尤其是和他人一起参与体育活动,可以促进个体对幸福的积极体验[37]。而体育锻炼在一定程度上也能提升个体社会资本[38-39]。诸多研究表明,参与体育活动能够增强团体成员之间的社会信任、促进互动交往、拓展社会网络[40-41],从而提高个体的社会资本[42-43]。老年群体的人际社会支持能够与身体锻炼共同作用,有效降低老年痴呆症的发病率[44]。体育活动和同辈群体社交对大学生的体重变化也存在综合影响[45]。当然,社会资本与社会网络也可能对健康产生负面效应。例如在信息社会背景下,在线社交的兴起,与缺乏运动、健康状况不良和幸福感降低紧密相关[46]。但针对社交媒体用户的研究表明,网络社交平台的分享行为能够增强用户的锻炼积极性,对健康生活方式的扩散发挥积极作用[47-49]。可见,体育锻炼能够增强社会资本的正面健康效应,减少社会资本的负面健康效应。

由此提出体育社会资本健康效应的核心假设:

假设2:体育社会资本的存量越高,个体的身心健康状况越好。

由于身心健康分为身体健康和心理健康两个维度,可以提出两个子假设:

假设2-1:体育社会资本的存量越高,个体的身体健康状况越好。

假设2-2:体育社会资本的存量越高,个体的心理健康状况越好。

3.体育社会资本健康效应的群体差异

如前所述,由于不同社会群体生活方式和健康资源的分化,体育社会资本不但在存量上呈现出群体差异,同时其健康效应也可能表现出群体间的异质性。体育锻炼维度,已有研究发现体育锻炼对不同社会群体的身心健康效应存在差异[19];在社会资本维度,相关研究发现男性的健康水平相对较高,但女性社会资本对健康的积极影响强于男性;年龄越大的群体自评健康水平越低,社会资本对健康的促进效应方面中年群体高于老年群体[50]。针对中国居民的追踪调查研究发现,社会资本能够减轻收入差距对健康的负面影响,在社会保障机制不健全的农村地区这种效应表现得更为突出[51]。因此,体育社会资本的健康效应既受到社会结构制约,也受到个体能动性影响,既可能表现为优势累积效应,在优势群体中体现出更强的健康效应,也可能表现为补偿效应,对弱势群体的健康红利提供更多补偿。由此提出假设:

假设3:体育社会资本的健康效应存在群体差异,在优势群体中健康效应更强。

4.个人体育社会资本健康效应的跨年变迁

我国政府坚持贯彻将人民健康福祉作为现代化建设重要目标的方针,党中央一直从人民群众对美好生活向往的高度重视并引领体育事业健康有序发展[52]。2016年国务院印发《“健康中国2030”规划纲要》,开始形成以健康中国为建设目标的国民健康促进体系。《纲要》强调,共建共享、全民健康,是建设健康中国的战略主题[53]。2018年,党的十九大再次提出“实施健康中国战略”,将人民健康作为建设社会主义现代化强国的重要指标[54]。2019年9月,《体育强国建设纲要》正式颁布。体育强国战略与全民健康水平的提高紧密结合,集中体现出以人民为中心的执政方针。健康中国和体育强国战略提出后,各级政府通过基层体育设施建设、体育团体扶持、体育志愿活动培育等各类措施,加大力度推进体育强国战略的落地实施。在政策实践中贯彻人民主体性原则,实现体育运动与美好生活的深度融合、群众体育与竞技体育的深度融合、全民健身与全民健康的深度融合[55]。2022年,党的二十大报告中再次强调,把保障人民健康放在优先发展的战略位置,完善人民健康促进政策[56]。2019年新冠疫情爆发后,国家体育总局及时下发《关于大力推广居家科学健身方法的通知》,积极倡导居家科学健身,强调利用各类媒体广泛宣传居家健身的重要性,号召居民在居家隔离状态下坚持体育锻炼、保持身心健康。疫情以来我国线上健身App用户数量明显增多、健身器材销量迅速增加、线上健身内容日益丰富[57]。近几年来,健康中国建设步伐稳健,人民健康得到全方位保障,群众获得感不断增强。2021年我国公民人均预期寿命达到78.2岁,主要健康指标居于中高收入国家前列[58]。这些现象都说明近年来我国积极建设体育强国的各类相关举措获得了良好的效果,极大地促进了我国居民身心健康水平的稳步提升。因此,随着我国人民物质生活水平的迅速提高,体育社会资本的作用在我国体育发展政策的引领和推动下,会呈现出重要性日益增强、健康效应日益显著的趋势。

假设4:体育社会资本的身心健康效应逐年增强。

二、研究设计

为了检验本文的研究假设,使用我国多城市大型抽样调查数据,基于理论分析建构体育社会资本的测量,分析居民体育社会资本的身心健康效应及其群体差异。

(一)数据来源

社会网络与职业经历大型社会调查(JSNET)由西安交通大学实证研究所发起,是我国针对个体社会资本测量的第一次本土化实践和跨越年代最久的大型调查,同时也询问了个体的体育锻炼情况和身心健康状况,抽样方法科学严谨,样本的随机性、题器的权威性和测量的准确性均有保证。为了分析体育社会资本及其健康效应的跨年变迁,本文使用JSNET 2016和2021两期数据进行实证分析。需要说明的是,JSNET 2016和2021并非追踪数据,而是以相同的抽样框先后进行的两期调查。由于纳入分析的核心变量在两期数据中均有出现,因此按照变量将两期数据进行了合并。JSNET 2016调查范围包括我国长春、天津、广州、厦门、西安、济南和兰州7个城市,JSNET 2021包括长春、天津、厦门、西安、上海5个城市。各城市均采用多阶段系统随机抽样方法,调查对象共计6 331位城市居民,年龄均在18～69岁之间。

(二)变量测量与描述

1.因变量

分析的因变量是身心健康,将其操作化为身体健康和心理健康两个变量。

身体健康即自评健康变量。世界卫生组织提出的5点自评健康量表已成为健康调查的标准题器,并多次在大型调查中运用[36]。本调查也使用此题器来测量身体健康的总体状况。该变量为5点测量(5=很健康,4=健康,3=一般,2=不太健康,1=很不健康),是均值为4.41的连续变量。

心理健康参考已有研究,在心理健康的测量中一方面考察了沮丧和抑郁的心理健康相关症状[26,59],另一方面也纳入积极心理学的视角,将幸福感作为心理健康的一个维度加以考量。问卷中分别询问了过去一个月内被访者出现悲伤抑郁的程度和感觉自己生活幸福的程度,均为5点定序测量,将两个变量构建为取值0～1的心理健康因子分,因子分析的KMO值达到0.6。因子分的取值越大表示症状越轻、幸福感越强,即心理健康状况越好。

2.自变量

本文考察的核心自变量为体育社会资本,最终进入模型的自变量是在社会资本和体育锻炼的基础上构建的综合测量。首先分别处理体育锻炼和社会资本变量。

体育锻炼:问卷中询问了被访者从事20分钟以上锻炼活动的频率,该变量为5点定序测量,1～5分别表示“从不”“一年几次”“一个月几次”“一周几次”和“每天锻炼”。为了与社会资本变量统一量纲,构建综合测量,使用极差标准化法(也称“0～1标准化”)对体育锻炼变量进行标准化处理。具体方法是使用最大值减去最小值求出极差,进而用每一个原始观察值除以极差。处理后得到的数据取值范围在0～1之间,取值越大表示锻炼频率越高。

社会资本:基于社会资本的理论和测量传统,华裔社会学家林南及其合作者开发了基于“定位法”(position generator)的测量方法[60]。边燕杰等基于定位法,结合中国国情首创了“春节拜年网”的社会资本测量方法,以此捕捉中国人关系网络区别于西方人的最大特征——以家庭伦理为基础,亲、熟、信一体的义务交换关系[6]。“拜年网”以日常生活中最重要的节日为切入点,测量个体核心关系网的规模、网络成员的职业地位和网络结构特征。研究者事先确定一系列职位(阶层)特征的指标,让被访者勾选拜年对象中是否包括这些职业位置上的人员。问卷向被访者提供了20个职业,请被访者标明拜年交往者是否属于这些职业。职业选择依据国家统计局颁布的350多个职业类别设定。最终根据交往者的职业声望得分来计算被访者社会网络中的资源指标。该测量被应用于多个大型社会调查,信度和效度均得到检验[61]。JSNET对“拜年网”社会资本进行了最为细致的测量,最终纳入分析的具体指标有四个:一是网络规模,即被访者通过线上和线下渠道拜年的总人数;二是职业多样性,通过拜年对象的职业种类数量加总计算;三是网络达高性,即拜年交往对象中职业声望最高值;四是网络异质性,用“拜年网”中职业声望最高与最低的对象声望差值计算。将上述四个题器测量得到的定序变量纳入因子分析,获得因子分,将其转换为取值区间0～1的连续变量,作为社会资本的综合测量。最终社会资本因子分的均值为0.54,标准差为0.17。

体育社会资本:如前所述,保持一定的体育锻炼频率和社会资本存量,是生成体育社会资本的前提和基础。在体育锻炼中形成的社会资本很难直接把握,国内各项大型公开调查中对其也没有直接测量,因此选用体育锻炼和社会资本这两个更为外显、成熟和准确的指标来构建综合测量。将社会资本和体育锻炼变量纳入因子分析,构建体育社会资本的测量。社会资本和体育锻炼的因子载荷均大于0.7,KMO值达到0.6,α值为0.81,说明因子分测量具有较好的效度。得到的因子分为连续变量,取值范围0～1,取值越大表示体育社会资本的存量越高,均值为0.54,标准差为0.24,说明我国城市居民的体育社会资本整体处于较高水平。体育社会资本在全样本中的分布见图1,可以看出体育社会资本较高的群体占比较大,体育社会资本较低的群体占比较小。

3.控制变量

如前所述,已有的健康不平等研究发现,性别、年龄等人口学特征,收入、教育等阶层地位,户籍类型、单位性质等结构性制约均对个人身心健康存在一定影响[31],本文据此选取6个控制变量代表个人特征及社会经济地位,包括性别、年龄、教育程度、家庭年收入、户籍类型、单位性质。考虑到年龄可能存在非线性影响,将其处理为类别变量,按照世界卫生组织的年龄段划分为青年、中年、老年3个组别,同时,为消除家庭年收入偏态分布的影响将其处理为分组变量。参考李强等研究者的相对收入分层标准,以个人收入相对指标将样本人群划分为两个群体:年总收入小于等于中位值的0.75倍及以下的人群定义为低收入阶层[62]。其中历年城镇居民年收入中位数数据来自国家统计局。

此外,为了避免两期调查间的时间差异带来的干扰,将年份虚拟变量纳入模型中予以控制,能够观察比较两期调查中的因变量变化趋势。所有相关变量的均值及百分比分布等描述见表1。

表1 主要变量描述性统计

(三)方法与模型

本文使用的统计方法与模型主要有三种。首先,为了考察体育社会资本对身心健康和幸福感的影响,在身体健康和心理健康均为连续变量的模型中,采用多元线性回归来进行分析,检验核心假设。第二,为了考察健康效应的跨年变迁,使用似不相关回归对JSNET 2016和2021数据进行分样本分析,并对两期样本的回归系数进行差异检验。似不相关回归简称为SUR(Seemingly Unrelated Regressions),是指对两个或多个表面上看起来没有关系的方程进行联合估计[63]。由于两期数据的样本基本上来自相同的调查城市,健康行为和健康状况的影响因素在两期数据中会存在一定共性,导致一些不可观测的特征被包含在两个样本组的干扰项中,从而使得两个分样本方程的干扰项相关。此时,对两个分样本分别估计方程就不再有效了,会导致系数标准误偏高。因此我们使用似不相关回归对两个方程执行联合估计(GLS),将二者干扰项的相关性纳入考虑,可得到更为有效的估计量[64]。第三,为了探索体育社会资本健康效应的群体差异,将体育社会资本与群体特征变量进行交互分析以及边际效应图示分析。

三、实证分析结果

实证分析聚焦于三个方面,首先考察体育社会资本的分布在不同地位群体之间是否存在差异;其次分析体育社会资本的身心健康效应及其跨年变迁;最后考察体育社会资本的健康效应在不同地位群体间是否存在差异。

(一)地位群体特征对体育社会资本的影响

首先基于不同人口学特征变量、结构制约变量和阶层地位变量考察群体特征对体育社会资本的影响。表2模型1回归结果表明,地位群体特征对体育社会资本具有显著影响。其中,男性的体育社会资本平均存量显著高于女性;中老年群体高于青年群体;城市户口居民高于农村户口居民;体制内单位就业的居民体育社会资本显著高于体制外;受过高等教育的群体高于未受高等教育群体;家庭年收入中高水平的群体显著高于低收入群体。可见优势群体由于其在社会资本积累和体育锻炼方面具有时间、信息、偿付能力等资源优势,因此体育社会资本较高。假设1得到支持。

表2 地位特征对体育社会资本的影响

此外,模型2加入年份虚拟变量,以比较不同年份的居民体育社会资本。以2016年为参照项,年份虚拟变量的系数负向显著。说明2016年我国城市居民的体育社会资本显著高于2021年,这可能与2019年年底暴发的新冠疫情有关。疫情的传播和我国各地广泛实施的防控措施,在一定程度上限制了居民的社会交往并压缩了其体育锻炼空间,在数据中呈现出体育社会资本的下降趋势。

(二)体育社会资本对身心健康的影响及其变迁

首先考察体育社会资本对身心健康的影响。表3模型1和模型2使用JSNET 2016和2021数据全样本,因变量分别为身体健康和心理健康。由分析结果可见,在纳入所有控制变量的情况下,体育社会资本对身体健康和心理健康均有显著的正向影响。当体育社会资本增加一个单位,身体健康程度增加0.431个单位,心理健康状况提升0.040个单位。分析结果说明体育社会资本对身心健康有积极影响,假设1得到支持。由控制变量中的年份虚拟变量系数可以看出,2021年居民的身体健康和心理健康水平显著高于2016年样本。如前所述,2019年国务院颁布《体育强国建设纲要》,2020年党的十九届五中全会进一步明确在2035年将把我国建设成为体育强国[65]。体育强国战略是对健康中国的继承和发展,也是建设健康中国的核心战略措施和重要实现途径。该部分实证分析结果意味着2016年以来提出的“健康中国”和“体育强国”战略对提升我国居民的身心健康水平起到了有效的推动作用,我国居民身体和心理健康水平均实现稳步提升。

表3 体育社会资本对身心健康的影响及其变迁(2016—2021)

为了分析体育社会资本对身心健康的积极效应存在何种变化趋势,使用似不相关回归进行年份分样本分析,并检验不同年份体育社会资本的回归系数是否存在显著差异。由表3模型3和模型4可见,体育社会资本对身体健康的影响在不同年份分样本中均正向显著。对模型3和模型4中两期数据的回归系数差异进行检验,卡方值达到4.29,p值小于0.05,说明体育社会资本对身体健康的正向影响在2021年和2016年样本中存在显著差异,2021年的身体健康效应更强。由模型5和模型6可见,体育社会资本对心理健康的影响在两期分样本中均正向显著,但系数差异检验并未发现显著差异。也就是说,体育社会资本在不同年份对居民身体健康和心理健康发挥着较为稳定的积极效应。在身体健康方面,体育社会资本的积极作用随时间推移出现了显著的增强趋势。在一定程度上说明,随着我国人民物质生活水平不断提高,国家对全民健康的日益重视,体育社会资本的重要性也不断凸显,使其健康收益不断增强。体育社会资本的健康效应与我国体育强国、健康中国的顶层设计相辅相成,在发展群众体育、促进全民健康中体现出重要的现实意义和良好的发展态势。

(三)体育社会资本健康效应的群体差异比较

为了进一步考察体育社会资本对不同群体的积极作用是否存在差异,在表3中的回归模型1、2基础上,加入体育社会资本和个人特征的交互项进行分析(篇幅所限,表格中只报告了交互项系数)。

从表4模型1可以看出,在身体健康效应方面,体育社会资本与中年群体虚拟变量的交互项系数显著为正,中年群体在体育社会资本的身体健康效应中获益大于青年群体。进而以图示呈现表4的交互分析结果(篇幅所限,仅呈现群体差异显著的结果)。在身体健康效应方面,由图2可见,在体育社会资本较低的区间,中年和老年群体的身体健康状况与青年群体差距较大,但随着体育社会资本的存量增加,差距逐步减小,在体育社会资本的存量最大时,中年群体的健康状况甚至已经与青年群体无差异。结果说明,体育社会资本的身体健康收益降低了中年群体的健康劣势,在不同年龄群体间表现出显著的补偿效应。中年群体由于生活压力较大,休闲时间紧张,健康问题也开始凸显,因此对于身体健康的关注和重视程度远高于青年群体。同时,由于中年人的社会资本积累达到生命历程中的较高水平,其体育参与过程中积累的体育社会资本对增加锻炼频率、提升身体健康的作用也更为显著。因此体育社会资本对中年群体的身体健康积极效应更强。

表4 体育社会资本健康效应的群体差异

图2 身体健康效应的年龄群体差异 图3 心理健康效应的年龄群体差异

由表4模型2心理健康效应模型的结果可以看出,年龄和体育社会资本的交互项系数显著为正。从图3也可以看出,在体育社会资本对心理健康的积极影响中,老年群体的预测曲线斜率最大,中年群体次之。说明体育社会资本对心理健康的提升作用在中老年群体中效应更强。随着体育社会资本的存量增加,中老年群体心理健康的预测值逐步超过青年群体。由于中年和老年群体在整体健康水平上也低于青年群体,该结果体现出体育社会资本对心理健康的影响在年龄上存在补偿效应。说明体育社会资本对心理健康发挥着的积极效应,有利于减少不同年龄群体间的健康不平等。

由表4模型3和4的结果可见,体育社会资本与家庭收入的交互项系数均显著为正,也就是说,体育社会资本对于身体健康和心理健康的积极作用在中高收入群体中比低收入群体更强。图4和图5对交互分析结果进行了图示,可以看出在身体健康和心理健康效应中,都表现为中高收入群体的斜率更大。我国城市居民中的中高收入群体,因其社交网络中的社会资源质量更好[6],在社会交往和体育锻炼中的偿付能力都比低收入群体更强,因此也更容易将体育社会资本转化为身体健康和心理健康红利。而对于低收入群体而言,不但其体育社会资本在存量上较为薄弱,而且其身心健康问题往往与不稳定的经济来源和现实生活中的困难密切相关[15,66],因此难以通过其资源含量不高的社会网络和体育锻炼而得到改善。

图4 身体健康效应的收入群体差异 图5 心理健康效应的收入群体差异

从社会分层角度来看,体育社会资本的身心健康效应与经济收入优势叠加放大,在不同经济地位群体间表现出局部的马太效应。从人口学年龄特征来看,体育社会资本对中年群体在身体健康上的劣势起到了资源补偿作用。除上述差异之外,体育社会资本对身心健康的积极影响不存在显著的性别、城乡分布、受教育程度、单位性质间差异,说明体育社会资本对健康的积极作用在不同社会群体中较为均质化,不会加剧社会阶层间的健康不平等。该结果意味着体育社会资本的培育和增加,能够较为均衡地促进全民健康水平的提高,满足我国人民对美好生活的向往与追求。

四、结论、启示与展望

在实证分析的基础上,可以得出一些有意义的研究结论,并与已有文献展开对话。

(一)研究结论

第一,研究将体育社会资本操作化为社会资本和体育锻炼两个维度。体育社会资本是通过体育参与过程中的人际互动形成的网络和社会资源。持续参与体育锻炼和社会资源积累是生成体育社会资本的基础。体育社会资本处于动态变化中,难以直接量化。而体育锻炼和社会资本这两个内部要素较为外显,测量指标也较为成熟。因此,本研究通过体育参与和社会资本指标的综合,来评估体育社会资本的存量。我国城市居民的体育社会资本整体处于较高水平,同时存在明显的群体差异。体育社会资本较高的群体占比最大,体育社会资本较低的群体占比最小。此外,我国城市居民的体育社会资本分布存在群体差异,男性显著高于女性;家庭年收入处在中等以上的群体显著高于低收入群体;受过高等教育的群体高于未受高等教育的群体;体制内单位就业者显著高于体制外单位就业者;城市居民高于农村居民。优势群体的体育社会资本平均存量高于弱势群体,说明体育社会资本的群体分布仍在一定程度上受到社会地位结构的制约。同时,青年群体的体育社会资本显著低于中年和老年群体,40岁以下的青年群体作为劳动力市场的主要构成部分,承担了较大的经济压力,往往难以承担体育锻炼和社会资本的时间成本和经济成本。

第二,健康效应分析发现,我国城市居民的体育社会资本水平越高,其身体健康状况越好。其中身体健康状况主要以自评健康状况来衡量,心理健康体现为抑郁情绪症状较少、幸福感水平较高。也就是说,体育社会资本的增加能够显著提升我国城市居民身心健康状况。说明培育体育社会资本、发展社区体育,是促进全民健康的重要抓手。

第三,比较分析方面,运用似不相关回归进行年份比较发现,随着时间推移,我国城市居民体育社会资本的健康效应稳步增强,2021年的积极效应比2016年有显著提升。分析结果说明,由于国家对全民健康的日益重视,体育社会资本的重要性也日益凸显,不断提升我国居民的健康水平。体育社会资本的健康效应与我国体育强国、健康中国的建设目标相辅相成,在发展群众体育、促进全民健康中体现出重要的现实意义和良好的发展态势。

第四,群体差异分析发现,我国城市居民的体育社会资本对身心健康的影响存在显著的群体间差异。体育社会资本对身心健康的积极影响,对于中高收入群体要强于低收入群体。说明体育社会资本的健康效应与收入分层相互叠加,在优势地位群体中呈现出马太效应。但体育社会资本对于中老年群体的健康促进作用比青年群体更强,对中老年群体的健康劣势起到了资源补偿作用。除了上述局部群体差异外,体育社会资本对我国不同性别、户籍类型、受教育程度和单位性质的居民身心健康起到了较为均衡的积极作用。

(二) 政策启示

本文立足于全民健康的战略目标,拓展了体育社会资本的概念及其测量,实证结果验证了这一分析工具的有效性,也显示了其现实意义和政策启示。

第一,大力培育我国居民的体育社会资本,提升居民健康水平。实证分析发现,体育社会资本越丰富的个体,其身心健康水平也越高。同时,从跨年分析结果中可以看出,在健康中国和体育强国战略措施的推动下,体育社会资本的重要性正在日益凸显。因此,在以提升全民健康水平为重要目标的现代化建设中,应从我国本土文化特征出发,大力发挥中国紧密的亲情、友情、邻里之情等人际纽带作用,在社区层面普及体育锻炼[12]。大力发挥民间社会网络的力量,增强基层体育活力,从而发挥体育社会资本在提升全民健康水平、实现美好生活中的积极效应。

第二,在健康中国的建设实践中应重视社会资本的作用。已有研究表明,体育锻炼与社会资本作为体育社会资本的两个维度存在相辅相成、相互强化的作用。因此在政策实践层面,也应注意建构不同部门、不同层级联动的合作网络。在全民健身、体育强国的实践中,在健康中国战略目标的政策实践中真正做到以人民为中心、全民参与、全民共建,从而提升全民身心健康水平。

第三,关注重点群体、推进健康平等。缩小我国不同社会群体间的健康差距,实现全民健康的均衡发展,是建设健康中国的必然要求。研究发现体育社会资本的存量分布及其身心健康效应在部分群体间存在差距。尤其是在体育社会资本水平较高的人群中,社会地位群体间会出现健康收益的显著分化。这就提示我们在健康中国的建设实践中,要重点关注低收入群体和青年群体的体育社会资本培育及其收益,为保障不同群体的平等权益在政策层面统筹协调、整合资源,提供必要的支持,以保证全民健康战略的实施能够切实地提升我国全体居民的健康水平。

(三) 研究展望

本研究拓展体育社会资本这一理论概念,使用最新大型调查数据构建测量指标,检验其对我国城市居民身心健康的积极影响。有助于在健康生活方式的研究中整合体育锻炼与社会资本,指导和推进全民健康的政策实践。但研究也存在一定局限,学界对体育社会资本这一新的理论概念关注还远远不够,国内大型调查对于体育参与中形成的社会资本也缺乏直接测量,本文是基于调查数据对体育锻炼和社会资本的测量进行综合指标建构的尝试。在大型社会调查中需要增加更有针对性的题器来拓展体育社会资本的直接测量。未来相关研究应注重体育社会资本的理论与现实意义,对其概念和理论进行进一步探索,并综合运用调查数据和线上大数据建构更为直接、多样化的测量,进一步发挥这一概念工具的现实意义。