仇 軍，張 帆

（1.湖州師院體育與大健康研究院，中國 湖州 313000；2. 北京化工大學(xué)，中國 北京 100029）

20世紀(jì)以來，西方社會(huì)學(xué)家和體育社會(huì)學(xué)家埃利亞斯、鄧寧、沃爾、呂申、凱羅伊斯，以至洛伊、凱尼爾、麥克弗森等關(guān)注社會(huì)中發(fā)生的體育現(xiàn)象，繼承和發(fā)揚(yáng)社會(huì)學(xué)創(chuàng)始人孔德、涂爾干、馬克思等的理論遺產(chǎn)，從社會(huì)中體育事實(shí)出發(fā)，進(jìn)行體育的社會(huì)學(xué)研究，開創(chuàng)了以功能主義、人文主義和批判主義為基調(diào)的體育社會(huì)學(xué)。在認(rèn)識(shí)體育社會(huì)問題，反思體育社會(huì)問題和解釋體育社會(huì)問題的研究中，逐漸將其發(fā)展成為一門經(jīng)世致用之學(xué)［18］，為體育社會(huì)學(xué)在學(xué)術(shù)的殿堂中贏得了一席之地。體育社會(huì)學(xué)的產(chǎn)生，與社會(huì)中持續(xù)不斷發(fā)生的體育現(xiàn)象和體育事實(shí)密切相關(guān)，是對(duì)社會(huì)中體育引發(fā)的社會(huì)問題的回應(yīng)。體育社會(huì)學(xué)的研究應(yīng)當(dāng)看到，無論是體育事實(shí)還是由體育事實(shí)引發(fā)的社會(huì)問題都和體育參與相關(guān)，沒有體育參與，也就無所謂體育事實(shí)，無所謂體育社會(huì)問題，無所謂認(rèn)識(shí)、反思、解釋體育社會(huì)問題的體育社會(huì)學(xué)。體育參與是體育社會(huì)學(xué)研究中認(rèn)識(shí)問題、研究問題、形成知識(shí)的邏輯起點(diǎn)。

所謂體育參與就是社會(huì)成員以某種方式關(guān)心和介入體育運(yùn)動(dòng)，從而影響體育發(fā)展的一系列體育行為的概括。體育參與和社會(huì)參與、政治參與、文化參與一樣，是公民的基本權(quán)利，對(duì)社會(huì)具有意義。之所以對(duì)社會(huì)具有意義，是因?yàn)槿魏误w育現(xiàn)象以及由體育現(xiàn)象形成的體育事實(shí)都是由眾多體育參與者的行動(dòng)形成的，體育的發(fā)展也是由體育參與者的實(shí)踐推動(dòng)的，體育發(fā)展所表現(xiàn)出的樣態(tài)，所表現(xiàn)出的趨向，毫無疑問會(huì)受到身處其中的體育參與者的強(qiáng)烈影響，因此體育參與歷來就是體育社會(huì)學(xué)研究的重要議題。對(duì)先行體育參與研究成果的梳理發(fā)現(xiàn)，體育社會(huì)學(xué)對(duì)體育參與的研究集中在體育參與與個(gè)體信任［1］［2］［3］、社會(huì)資本［3］［4］［5］［6］［7］、女性社會(huì)排斥［8］［9］［10］［11］和弱勢群體權(quán)利［12］［13］［14］［15］［16］［17］領(lǐng)域，尚未有從人口社會(huì)學(xué)的視角研究個(gè)體體育參與問題。人口社會(huì)學(xué)是研究人口與社會(huì)以及相互影響的科學(xué)，認(rèn)為人口是由一定質(zhì)量的個(gè)人所組成，質(zhì)量的高低和社會(huì)的經(jīng)濟(jì)發(fā)展以及文化教育水平密切相關(guān)，同時(shí)又對(duì)社會(huì)經(jīng)濟(jì)文化教育具有反作用，從人口生物特征和社會(huì)特征揭示其規(guī)律是人口社會(huì)學(xué)的重要任務(wù)［19］。本文從人口社會(huì)學(xué)的視角，考察人口社會(huì)屬性和生物屬性對(duì)個(gè)體體育參與影響以及相互間的交互作用，從而揭示個(gè)體體育參與的人口社會(huì)學(xué)特征。人口的社會(huì)屬性主要包括個(gè)體的受教育程度、個(gè)體的收入水平和個(gè)體的戶籍類別等；人口的生物屬性包括個(gè)體的性別等。個(gè)體體育參與包括體育參與程度（參與頻率、參與連續(xù)性、參與時(shí)長和參與強(qiáng)度）、體育參與項(xiàng)目、體育參與形式以及體育參與場所等。

1 樣本描述與數(shù)據(jù)處理

1.1 樣本描述

考慮到問卷的有效率，共發(fā)放紙質(zhì)問卷和網(wǎng)絡(luò)問卷2200份，剔除無效答卷后，其中紙質(zhì)有效問卷1865份，網(wǎng)絡(luò)有效問卷153份，有效問卷共計(jì)2018份，有效率92%。表1是樣本基本情況的描述性統(tǒng)計(jì)。

表1 個(gè)體體育參與樣本的人口社會(huì)學(xué)描述性統(tǒng)計(jì)（N=2018）

1.2 數(shù)據(jù)處理

使用STATA 15.0對(duì)個(gè)體體育參與數(shù)據(jù)進(jìn)行描述性統(tǒng)計(jì)、卡方檢驗(yàn)，雙樣本t檢驗(yàn)，相關(guān)分析、單因素多元方差分析、對(duì)數(shù)線性模型和線性回歸分析，以探索人口社會(huì)學(xué)因素對(duì)個(gè)體體育參與的影響。

2 個(gè)體體育參與的人口社會(huì)學(xué)影響

2.1 個(gè)體體育參與的受教育程度影響

根據(jù)多組卡方檢驗(yàn)結(jié)果，不同教育程度的個(gè)體在體育參與的比例上存在顯著差異［Pearson chi2（3）=192.31， p=0.000］（表2），受教育程度對(duì)個(gè)體體育參與存在影響。據(jù)此提出研究假設(shè)：受教育水平越高，個(gè)體體育參與的比例也越高。

表2 個(gè)體體育參與受教育程度影響的多組卡方檢驗(yàn)

對(duì)不同受教育程度的個(gè)體分組進(jìn)行兩兩卡方檢驗(yàn)，驗(yàn)證研究假設(shè)。受教育程度和是否體育參與的卡方檢驗(yàn)結(jié)果表明，高中（職高/中專）組的個(gè)體體育參與的比例顯著高于初中及以下學(xué)歷的個(gè)體（Pearson chi2（1）=18.61， p=0.000），大學(xué)?？?本科學(xué)歷的個(gè)體體育參與的比例顯著高于高中（職高/中專）學(xué)歷 的 個(gè) 體（Pearson chi2（1）=62.01， p=0.000），具有研究生及以上學(xué)歷的個(gè)體體育參與的比例顯著高于大學(xué)?？?本科學(xué)歷的個(gè)體［Pearson chi2（1）=35.28， p=0.000］，具體如表3所示。檢驗(yàn)接受了原假設(shè)，受教育水平越高，個(gè)體體育參與的比例 越高。

表3 個(gè)體體育參與受教育程度影響的卡方檢驗(yàn)

2.2 個(gè)體體育參與的收入水平影響

對(duì)不同收入水平個(gè)體體育參與比例的卡方檢驗(yàn)結(jié)果顯示，不同收入水平的個(gè)體體育參與存在顯著差異［Pearson chi2（5）=53.85， p=0.000］（表4）。由此提出研究假設(shè)：收入水平越高，個(gè)體體育參與的比例也越高。

表4 個(gè)體體育參與收入水平影響的多組卡方檢驗(yàn)

由于收入水平Ⅵ、Ⅴ、Ⅳ的樣本數(shù)量較少，與收入水平Ⅰ、Ⅱ、Ⅲ的樣本量相差較為懸殊，因此將收入水平Ⅵ、Ⅴ、Ⅳ的樣本合并到水平Ⅲ組，組成三個(gè)收入水平組，進(jìn)行分組兩兩卡方檢驗(yàn)，驗(yàn)證研究假設(shè)。檢驗(yàn)結(jié)果表明，相對(duì)于低收入水平（即收入水平Ⅰ）的個(gè)體，高收入水平（即收入水平Ⅱ，收入水平Ⅲ）的個(gè)體更有可能體育參與，但收入水平Ⅱ、Ⅲ的個(gè)體是否體育參與的差異并不顯著［Pearson Chi2（1）=2.17， p=0.141］，具體見表5。檢驗(yàn)拒絕了原假設(shè)：收入水平越高，個(gè)體體育參與的比例也越高。體育參與只是在低收入水平和高收入水平間有差異，并未隨著收入水平的提高而提高。

表5 個(gè)體體育參與收入水平影響的兩組卡方檢驗(yàn)

2.3 個(gè)體體育參與的戶籍影響

對(duì)不同類型戶籍個(gè)體體育參與比例的卡方檢驗(yàn)結(jié)果顯示，個(gè)體體育參與的比例存在顯著差異（Pearson chi2（4）=206.22， p=0.000）（表6），戶籍類型對(duì)個(gè)體體育參與存在顯著影響。由此進(jìn)一步提出研究假設(shè)：（1）相較于農(nóng)業(yè)戶口，城鎮(zhèn)戶口的個(gè)體體育參與的比例更高；（2）相較于外省市戶口，本地戶口的個(gè)體體育參與的比例更高。

表6 個(gè)體體育參與戶籍影響的多組卡方檢驗(yàn)

驗(yàn)證研究假設(shè)，由于樣本中“外籍”戶籍類型數(shù)據(jù)少（0.6%），故在分組卡方檢驗(yàn)中將該部分?jǐn)?shù)據(jù)剔除。對(duì)不同戶籍類型兩兩卡方檢驗(yàn)，檢驗(yàn)結(jié)果表明，本市城鎮(zhèn)戶口參加體育參與的比例顯著高于本市農(nóng)業(yè)戶 口 的 個(gè) 體［Pearson Chi2（1）=175.53， p=0.000］，也顯著高于外省市農(nóng)業(yè)戶口的個(gè)體［Pearson Chi2（1）=3.82，p=0.049］，但外省市城鎮(zhèn)戶口個(gè)體的體育參與比例并未顯著高于外省市農(nóng)業(yè)戶口的個(gè)體［Pearson Chi2（1）=1.36，p=0.243］（表7），檢驗(yàn)拒絕了原研究假設(shè)（1）和（2），城鎮(zhèn)戶口個(gè)體在體育參與的比例上并未顯著高于農(nóng)業(yè)戶口的個(gè)體，本市戶口的個(gè)體在體育參與的比例上并未顯著高于外省市戶口的個(gè)體，僅本市城鎮(zhèn)戶口個(gè)體體育參與的比例顯著高于本市農(nóng)業(yè)戶口的個(gè)體。

表7 個(gè)體體育參與戶籍影響的兩組卡方檢驗(yàn)

2.4 個(gè)體體育參與的性別影響

根據(jù)卡方檢驗(yàn)結(jié)果，男性和女性在個(gè)體體育參與存在顯著差異。男性體育參與的比例顯著高于女性［Pearson chi2（1）=44.40，p=0.000］（表8）。

表8 個(gè)體體育參與性別影響的卡方檢驗(yàn)

從上述人口社會(huì)學(xué)的研究可以看出，個(gè)體體育參與明顯受到個(gè)體社會(huì)屬性和自然屬性的影響。具體來看，男性個(gè)體體育參與的比例顯著高于女性，并且受教育程度越高，男性個(gè)體體育參與的比例也越高。從戶籍對(duì)個(gè)體體育參與的影響看，城鎮(zhèn)戶口的個(gè)體在體育參與在比例上并未顯著高于農(nóng)業(yè)戶口的個(gè)體，但是，本市城鎮(zhèn)戶口的個(gè)體體育參與比例顯著高于本市農(nóng)業(yè)戶口個(gè)體體育參與比例。高收入水平的個(gè)體體育參與的比例顯著高于低收入水平的個(gè)體，但個(gè)體體育參與的比例并未隨著收入水平提高而提高。相較于性別和受教育程度的影響，戶籍和收入對(duì)個(gè)體體育參與的影響較為有限。

3 個(gè)體體育參與程度的人口社會(huì)學(xué)影響

人作為個(gè)體既有共性又有差別，考察個(gè)體體育參與程度的人口社會(huì)學(xué)因素的影響，是研究個(gè)體體育參與中的重要問題。個(gè)體體育參與程度以體育參與的頻率、連續(xù)性、時(shí)間、強(qiáng)度加以表征，因此探討個(gè)體體育參與程度的人口社會(huì)學(xué)影響，擬從體育參與的頻率、連續(xù)性、時(shí)長、強(qiáng)度四個(gè)維度加權(quán)平均生成，這樣對(duì)個(gè)體體育參與程度的人口社會(huì)學(xué)影響的研究更為全面合理。

反映個(gè)體體育參與程度的體育參與頻率、體育參與連續(xù)性、體育參與時(shí)長和體育參與強(qiáng)度為連續(xù)型變量。從圖1個(gè)體體育參與程度的數(shù)據(jù)分位圖可以看出，個(gè)體體育參與程度中位數(shù)為2.00，均值為2.13，接近正態(tài)分布。最大值為4.06，最小值1.13，前50%的數(shù)據(jù)方差變化較大，后50%的數(shù)據(jù)較為平滑，反映出隨著體育參與程度的提高，個(gè)體的體育參與程度變化范圍趨于穩(wěn)定，方差變化逐漸變小。

圖1 個(gè)體體育參與程度分位圖

個(gè)體體育參與程度保留了最近兩年參加體育活動(dòng)的數(shù)據(jù)，以對(duì)個(gè)體體育參與程度進(jìn)行性別、戶籍、受教育水平和收入等方面的人口社會(huì)學(xué)影響分析。個(gè)體體育參與程度根據(jù)體育參與的頻率、連續(xù)性、時(shí)間、強(qiáng)度等獨(dú)立變量加權(quán)平均，并將前1%和后1%的數(shù)據(jù)視為極端數(shù)據(jù)剔除。由于收入水平Ⅳ、水平Ⅴ、水平Ⅵ的觀測值較少，對(duì)該部分?jǐn)?shù)據(jù)與收入水平Ⅲ進(jìn)行合并，新生成的收入變量分為收入水平Ⅰ、收入水平Ⅱ和收入水平Ⅲ三個(gè)收入等級(jí)。由于戶籍為“外籍”（0.6%）的觀測值和婚姻狀況為“其他”（0.8%）的觀測值較少，對(duì)這兩個(gè)類別的數(shù)據(jù)剔除后進(jìn)行分析。相關(guān)分析顯示，個(gè)體體育參與程度與性別、受教育程度、戶籍、收入和年齡等變量具有相關(guān)性（表9）。其中，體育參與程度與性別和收入的相關(guān)系數(shù)絕對(duì)值在0.3以上，具有較強(qiáng)的相關(guān)性。

表9 個(gè)體體育參與程度與人口社會(huì)學(xué)變量的相關(guān)分析

以個(gè)體體育參與程度為因變量，以性別、受教育程度、收入、戶籍等為獨(dú)立變量，以年齡為協(xié)變量進(jìn)行協(xié)方差分析。結(jié)果顯示，不同性別、不同受教育程度和不同收入水平下個(gè)體體育參與的程度不同（F=23.41，df=10，p=0.000），而不同戶籍和年齡的組間差異不顯著，具體如表10所示。

表10 以年齡為協(xié)變量，性別、收入和戶籍為因子： 個(gè)體體育參與程度的協(xié)方差分析

以個(gè)體體育參與程度為因變量進(jìn)一步進(jìn)行線性回歸分析，以考察人口社會(huì)學(xué)因素對(duì)個(gè)體體育參與程度的影響。納入獨(dú)立的人口社會(huì)學(xué)變量為性別、受教育程度、收入水平、戶籍類型和年齡，擬合了四個(gè)嵌套模型。在模型選擇中，通過模型（1）和模型（2）剔除不具有顯著性的年齡、戶籍等獨(dú)立變量得到模型（3）。模型（3）選取了性別、受教育程度和收入水平三個(gè)獨(dú)立變量，模型（4）與模型（3）相同，但將受教育程度和收入水平視為離散型連續(xù)變量而非分類變量，具體如表11所示。從回歸結(jié)果來看，模型（1）調(diào)整解釋系數(shù)21%，模型（2）調(diào)整解釋系數(shù)20%，模型（3）調(diào)整解釋系數(shù)21%，模型（4）調(diào)整解釋系數(shù)21%，四個(gè)嵌套模型解釋系數(shù)相近。但是，模型（3）和模型（4）較模型（1）和模型（2）在變量選擇上更具分析意義。模型（3）應(yīng)用了6個(gè)自由度，模型（4）僅應(yīng)用了3個(gè)自由度，更為簡潔。進(jìn)一步對(duì)模型（3）和模型（4）的擬合優(yōu)度進(jìn)行比較，以選取測量人口社會(huì)學(xué)因素對(duì)個(gè)體體育參與程度影響的最佳回歸模型。

表11 個(gè)體體育參與程度的線性回歸模型比較

從表12 模型（4）和模型（3）的擬合優(yōu)度比較可以看出，模型（3）和模型（4）對(duì)數(shù)據(jù)的擬合更好，進(jìn)一步對(duì)模型（3）和模型（4）的模型擬合優(yōu)度進(jìn)行比較，從擬合優(yōu)度的指標(biāo)來看，模型（4）比模型（3）節(jié)約3個(gè)自由度，BIC’值-206.1，也比模型（3）低17.89，更為簡潔，解釋力更強(qiáng)，最終選取模型（4）。根據(jù)模型（4）的結(jié)果，在控制其他變量的情況下，男性比女性的體育參與程度高33%，受教育程度每提高一個(gè)等級(jí)，個(gè)體體育參與程度提高17%，收入水平每提高一個(gè)等級(jí)，個(gè)體體育參與程度提高27%，具體如圖2所示。

圖2 不同性別、不同教育程度的體育參與程度差異

表12 個(gè)體體育參與程度模型（4）和模型（3）的 擬合優(yōu)度比較

統(tǒng)計(jì)檢驗(yàn)表明，在控制其他人口社會(huì)學(xué)變量的情況下，男性個(gè)體體育參與程度顯著高于女性33%；受教育水平每提高一個(gè)等級(jí)，體育參與程度提高17%；收入水平每提高一個(gè)等級(jí)體育參與程度提高27%。個(gè)體體育參與程度受到性別、受教育程度和收入水平等人口社會(huì)學(xué)因素的影響顯著。

4 個(gè)體體育參與項(xiàng)目的人口社會(huì)學(xué)影響

在個(gè)體體育參與項(xiàng)目的人口社會(huì)學(xué)影響研究中，個(gè)體體育參與項(xiàng)目統(tǒng)計(jì)了20種體育項(xiàng)目的參與情況，包括長距離走、跑步、游泳、足/籃/排球、乒乓球/羽毛球、網(wǎng)球、臺(tái)球/保齡球、高爾夫、瑜伽/舞蹈、健身、武術(shù)/跆拳道/空手道、登山/攀巖/野營/自行車、賽車/摩托車、體操、太極拳/劍/扇/氣功、門球/秧歌、圍棋/象棋/橋牌、冰雪項(xiàng)目、極限運(yùn)動(dòng)和其他項(xiàng)目。通過這些項(xiàng)目生成兩個(gè)新變量：“參加體育項(xiàng)目的數(shù)量”和“參加體育項(xiàng)目的類別”，在此基礎(chǔ)上又分為“是否參加團(tuán)體類體育項(xiàng)目”和“是否參加個(gè)人類體育項(xiàng)目”。所謂團(tuán)體類體育項(xiàng)目是以集體或團(tuán)體為單位組織的體育項(xiàng)目；所謂個(gè)人類體育項(xiàng)目是以個(gè)人為單位進(jìn)行體育項(xiàng)目。據(jù)此，長距離行走、跑步、游泳、高爾夫、賽車/摩托車、瑜伽/舞蹈、健身、體操、冰雪項(xiàng)目、武術(shù)/跆拳道/空手道、太極拳/劍/扇/氣功、極限運(yùn)動(dòng)等項(xiàng)目被劃歸為個(gè)人類體育項(xiàng)目，其余項(xiàng)目劃分為團(tuán)體類體育項(xiàng)目。

對(duì)調(diào)查樣本的統(tǒng)計(jì)表明，70%的個(gè)體參加了團(tuán)體類體育項(xiàng)目，87%的個(gè)體參加了個(gè)人類體育項(xiàng)目。從團(tuán)體類體育項(xiàng)目和個(gè)人類體育項(xiàng)目的列聯(lián)表來看，僅參加個(gè)人類體育項(xiàng)目的個(gè)體有595人，僅參加團(tuán)體類項(xiàng)目的個(gè)體有245人，具體如表14所示。

表13 個(gè)體體育參與程度回歸模型（4）（N=964）

表14 團(tuán)體類和個(gè)人類體育參與項(xiàng)目的列聯(lián)表

從參與的體育項(xiàng)目的數(shù)量來看，28%的個(gè)體參加了1種體育項(xiàng)目，23%的個(gè)體參加了2種體育項(xiàng)目，19%的個(gè)體參加了3種體育項(xiàng)目，14%的個(gè)體參加了4種體育項(xiàng)目，體育參與項(xiàng)目數(shù)量的分布較為均衡。剔除同時(shí)參與團(tuán)體類體育項(xiàng)目和個(gè)人類體育項(xiàng)目的個(gè)體的數(shù)據(jù)，保留僅參加個(gè)人項(xiàng)目和僅參加團(tuán)體類體育項(xiàng)目的個(gè)體數(shù)據(jù)，以分析體育項(xiàng)目參與數(shù)量和參與類型之間的關(guān)系。在參與4種以下的體育項(xiàng)目的個(gè)體中，個(gè)人類項(xiàng)目參與比例較高，約為70%，團(tuán)體類項(xiàng)目參與比例較低，約為30%?？ǚ綑z驗(yàn)顯示，以體育參與項(xiàng)目的數(shù)量為劃分依據(jù)，各組之間參與團(tuán)體項(xiàng)目的比例無顯著差異［Pearson chi2（6）=6.58， p=0.362］?？梢姡瑐€(gè)體參與個(gè)人項(xiàng)目或團(tuán)體項(xiàng)目的比例是相對(duì)穩(wěn)定的，參與項(xiàng)目類型并未隨個(gè)體體育參與項(xiàng)目的數(shù)量增長而變化，具體如表15所示。

表15 個(gè)人體育項(xiàng)目參與數(shù)量及參與類型差異卡方檢驗(yàn)

4.1 個(gè)體體育參與項(xiàng)目的受教育程度影響

個(gè)體體育參與項(xiàng)目的受教育程度影響。對(duì)不同項(xiàng)目類型參與者的受教育程度卡方檢驗(yàn)發(fā)現(xiàn)，不同受教育程度的個(gè)體參加團(tuán)體類項(xiàng)目有顯著性差異［Pearson chi2（3）=9.3777， p=0.025］，具體如表16所示。

表16 個(gè)體體育參與項(xiàng)目受教育程度影響的多組卡方檢驗(yàn)

對(duì)參與團(tuán)體類/個(gè)人類項(xiàng)目受教育程度分組進(jìn)行兩兩卡方檢驗(yàn)，發(fā)現(xiàn)僅初中及以下和高中（職高/中專）學(xué)歷組存在顯著性差異，且卡方差值較?。ū?7）。因此，可以認(rèn)為受教育程度對(duì)個(gè)體參與個(gè)人類或團(tuán)體類體育項(xiàng)目的影響不大。

表17 個(gè)體體育參與項(xiàng)目受教育程度影響的兩兩卡方檢驗(yàn)

4.2 個(gè)體體育參與項(xiàng)目的收入水平影響

個(gè)體體育參與項(xiàng)目的收入水平影響。對(duì)不同收入水平下的個(gè)體是否參加團(tuán)體類/個(gè)人類體育項(xiàng)目的卡方檢驗(yàn)結(jié)果顯示，不同收入水平的個(gè)體在是否參加團(tuán)體類體育項(xiàng)目存在顯著差異［Pearson chi2（2）=7.24，p=0.027］；但不同收入水平的個(gè)體在體育參與項(xiàng)目的類型上并無顯著性差異，具體如表18所示。

表18 個(gè)體體育參與項(xiàng)目收入水平影響的多組卡方檢驗(yàn)

對(duì)收入水平Ⅰ，收入水平Ⅱ，收入水平Ⅲ的個(gè)體分組，進(jìn)行兩兩卡方檢驗(yàn)，結(jié)果表明，僅收入水平Ⅰ和收入水平Ⅲ的個(gè)體在體育參與類型上有顯著性差異，收入水平Ⅲ的個(gè)體參與團(tuán)體類項(xiàng)目的比例更高［Pearson chi2（2）=6.46， p=0.011］，收入對(duì)個(gè)體參與個(gè)人類或團(tuán)體類項(xiàng)目的影響不大，具體如表19所示。

表19 個(gè)體體育參與項(xiàng)目收入水平影響的兩組卡方檢驗(yàn)

4.3 個(gè)體體育參與項(xiàng)目的戶籍影響

個(gè)體體育參與項(xiàng)目的戶籍影響。對(duì)是否參與團(tuán)體類/個(gè)人類體育項(xiàng)目的戶籍差異進(jìn)行卡方檢驗(yàn)發(fā)現(xiàn)，不同戶籍的個(gè)體參加兩類體育項(xiàng)目的比例無顯著差異 ［Pearson chi2（4）=6.4184， p=0.093］，具體如表20所示。表明城市戶籍的個(gè)體和農(nóng)村戶籍的個(gè)體在參加團(tuán)體類體育項(xiàng)目或個(gè)人類體育項(xiàng)目的偏好上并無顯著差異。從統(tǒng)計(jì)數(shù)據(jù)來看，不同戶籍類型下的個(gè)體參加團(tuán)體類體育項(xiàng)目的比例高于參加個(gè)體類體育項(xiàng)目的比例，這與前面對(duì)樣本總體分析時(shí)，團(tuán)體類項(xiàng)目的參與比例高于個(gè)體類項(xiàng)目參與比例的結(jié)果相一致。

表20 個(gè)體體育參與項(xiàng)目戶籍影響的多組卡方檢驗(yàn)

4.4 個(gè)體體育參與項(xiàng)目的性別影響

對(duì)個(gè)體體育參與項(xiàng)目性別影響的卡方檢驗(yàn)發(fā)現(xiàn)，男性個(gè)體參加團(tuán)體類項(xiàng)目的比例顯著高于女性個(gè)體，具體如表21所示（Pearson chi2（1）=80.52， p=0.000）。

表21 個(gè)體體育參與項(xiàng)目性別影響的卡方檢驗(yàn)

通過以上統(tǒng)計(jì)分析可以看出，在個(gè)體體育參與中，個(gè)人類或團(tuán)體類項(xiàng)目的參與比例具有穩(wěn)定性，并未隨著體育項(xiàng)目參與數(shù)量的增長而大幅變化。個(gè)體選擇個(gè)人類體育項(xiàng)目的參與比例較高（70%），個(gè)體選擇團(tuán)體類或個(gè)體類體育項(xiàng)目與性別存在顯著性相關(guān)；男性參加團(tuán)體體育項(xiàng)目的比例顯著高于女性，而與受教育水平、戶籍類型和收入等并未表現(xiàn)出相關(guān)性。

5 個(gè)體體育參與形式的人口社會(huì)學(xué)影響

參與形式是體育參與的外在表現(xiàn)。體育參與形式包括“獨(dú)自”、“參加單位組織的集體活動(dòng)”、“和朋友一起”、“和同事一起”、“和家人一起”、“和俱樂部成員一起”、“和小區(qū)鄰居一起”、“參加基于網(wǎng)絡(luò)的興趣小組”和“其他”等類別。由參與形式生成“體育參與形式數(shù)量”和“是否獨(dú)自運(yùn)動(dòng)”兩個(gè)變量。對(duì)樣本統(tǒng)計(jì)，個(gè)體中有46%選擇了獨(dú)自運(yùn)動(dòng)，有54%未選擇獨(dú)自運(yùn)動(dòng)。隨著體育參與形式數(shù)量的上升，選擇獨(dú)自運(yùn)動(dòng)的個(gè)體的比例上升［Pearson chi2（8）= 331.48， p=0.000］，具體如表22所示。

表22 個(gè)體體育參與形式的數(shù)量和是否獨(dú)自運(yùn)動(dòng)的列聯(lián)表

5.1 個(gè)體體育參與形式的受教育程度影響

個(gè)體體育參與形式的受教育水平影響。對(duì)選擇和不選擇獨(dú)自運(yùn)動(dòng)的個(gè)體的受教育水平差異卡方檢驗(yàn)發(fā)現(xiàn)，不同受教育程度的個(gè)體選擇獨(dú)自運(yùn)動(dòng)有顯著差異（Pearson chi2（3）=36.57， p=0.000）（表23）。受教育水平可能會(huì)對(duì)個(gè)體的選擇產(chǎn)生影響，高受教育程度的個(gè)體可能更多的選擇獨(dú)自進(jìn)行運(yùn)動(dòng)，由此提出研究假設(shè)：受教育程度越高，個(gè)體選擇獨(dú)自運(yùn)動(dòng)的比例也越高。

表23 個(gè)體體育參與形式受教育程度影響的多組卡方檢驗(yàn)

對(duì)研究假設(shè)分組卡方檢驗(yàn)，分組卡方檢驗(yàn)結(jié)果拒絕原假設(shè)，選擇獨(dú)自運(yùn)動(dòng)的比例并未隨著受教育程度的提高呈階梯式提高。但進(jìn)一步分析發(fā)現(xiàn)，具有大學(xué)以上學(xué)歷的個(gè)體選擇獨(dú)自運(yùn)動(dòng)的比例顯著高于不具有大學(xué)學(xué)歷的個(gè)體［Pearson chi2（1）=28.99， p=0.000； Pearson chi2（1）=5.00， p=0.000］，具體見表24。

表24 個(gè)體體育參與形式受教育程度影響的兩組卡方檢驗(yàn)

5.2 個(gè)體體育參與形式的收入水平影響

個(gè)體體育參與項(xiàng)目的收入水平影響。對(duì)收入水平Ⅰ，收入水平Ⅱ，收入水平Ⅲ的個(gè)體選擇獨(dú)自運(yùn)動(dòng)比例的卡方檢驗(yàn)結(jié)果顯示，不同收入水平的個(gè)體在是否選擇獨(dú)自運(yùn)動(dòng)方面有顯著差異［Pearson chi2（2）=49.02， p=0.000］（表25）。據(jù)此提出研究假設(shè)：收入水平越高，個(gè)體選擇獨(dú)自運(yùn)動(dòng)的比例越高。對(duì)研究假設(shè)進(jìn)行驗(yàn)證，分別檢驗(yàn)收入水平Ⅰ和收入水平Ⅱ，收入水平Ⅱ和收入水平Ⅲ，收入水平Ⅰ和收入水平Ⅲ的個(gè)體在選擇獨(dú)自運(yùn)動(dòng)的比例上是否具有顯著性差異。結(jié)果表明，隨著收入水平的提高，選擇獨(dú)自參加運(yùn)動(dòng)的個(gè)體比例有顯著提高，提高趨勢十分明顯（表26）。研究假設(shè)被證實(shí)，即體育參與中收入水平越高，個(gè)體選擇獨(dú)自運(yùn)動(dòng)的比例越高。

表25 個(gè)體體育參與形式收入水平影響的多組卡方檢驗(yàn)

表26 個(gè)體體育參與形式收入水平影響卡方檢驗(yàn)

5.3 個(gè)體體育參與形式的戶籍影響

個(gè)體體育參與形式的戶籍影響。對(duì)選擇獨(dú)自運(yùn)動(dòng)的個(gè)體的戶籍影響進(jìn)行卡方檢驗(yàn)發(fā)現(xiàn)，不同戶籍的個(gè)體選擇獨(dú)自運(yùn)動(dòng)的比例有顯著差異（表27）（Pearson chi2（3）=46.32， p=0.000）。由此提出研究假設(shè)：（1）城鎮(zhèn)戶口的個(gè)體相較于農(nóng)業(yè)戶口的個(gè)體更有可能選擇獨(dú)自進(jìn)行體育運(yùn)動(dòng)；（2）本市戶口的個(gè)體相較于外省市戶口的個(gè)體更有可能選擇獨(dú)自參加體育運(yùn)動(dòng)。驗(yàn)證研究假設(shè)，對(duì)不同戶籍的個(gè)體選擇獨(dú)自運(yùn)動(dòng)分組兩兩卡方檢驗(yàn)，結(jié)果顯示：本市城鎮(zhèn)戶口的個(gè)體選擇獨(dú)自運(yùn)動(dòng)的比例高于本市農(nóng)業(yè)戶口的個(gè)體［Pearson Chi2（1）=28.50，p=0.0000］，外省市城鎮(zhèn)戶口選擇獨(dú)自運(yùn)動(dòng)的比例高于外省市農(nóng)業(yè)戶口的個(gè)體［Pearson Chi2（1）=4.43， p=0.035］，驗(yàn)證結(jié)果接受原假設(shè)（1），城鎮(zhèn)戶口的個(gè)體相較于農(nóng)業(yè)戶口的個(gè)體更愿意選擇獨(dú)自進(jìn)行體育運(yùn)動(dòng)。本市農(nóng)業(yè)戶口的個(gè)體選擇獨(dú)自運(yùn)動(dòng)的比例上并且顯著高于外省市城鎮(zhèn)戶口的個(gè)體選擇獨(dú)自運(yùn)動(dòng)的比例［Pearson Chi2（1）=0.06， p=0.811］，驗(yàn)證結(jié)果拒絕了假設(shè)（2）。具體如表28所示。

表27 個(gè)體體育參與形式戶籍影響的多組卡方檢驗(yàn)

表28 個(gè)體體育參與形式戶籍影響的卡方檢驗(yàn)

5.4 個(gè)體體育參與形式的性別影響

在個(gè)體體育參與形式的性別影響方面，對(duì)選擇獨(dú)自運(yùn)動(dòng)的性別影響卡方檢驗(yàn)發(fā)現(xiàn)，男性和女性在選擇獨(dú)自運(yùn)動(dòng)存在顯著差異，男性選擇獨(dú)自運(yùn)動(dòng)的比例顯著高于女性［Pearson chi2（1）=33.29， p=0.000］，具體如表29所示，表明和女性相比男性更愿意選擇獨(dú)自進(jìn)行體育運(yùn)動(dòng)。是否選擇獨(dú)自運(yùn)動(dòng)反映出個(gè)體的體育參與偏好，相較于獨(dú)自運(yùn)動(dòng)，與他人一同運(yùn)動(dòng)可能更有利于個(gè)體進(jìn)行社會(huì)交往和建立社會(huì)關(guān)系網(wǎng)絡(luò)。

表29 個(gè)體體育參與形式性別影響的卡方檢驗(yàn)

統(tǒng)計(jì)分析表明，個(gè)體體育參與偏好受到性別、收入、戶籍等因素的影響，男性選擇獨(dú)自運(yùn)動(dòng)的比例顯著高于女性，城鎮(zhèn)戶口的個(gè)體比農(nóng)業(yè)戶口的個(gè)體更有可能選擇獨(dú)自進(jìn)行體育運(yùn)動(dòng)，隨著收入水平的提高，選擇獨(dú)自進(jìn)行體育運(yùn)動(dòng)的個(gè)體的比例逐漸提高。從受教育水平來看，雖然選擇獨(dú)自運(yùn)動(dòng)的比例未隨著學(xué)歷的增長呈階梯式的提高，但是具有大學(xué)本科學(xué)歷的個(gè)體選擇獨(dú)自運(yùn)動(dòng)的比例顯著高于不具有本科學(xué)歷的個(gè)體。

6 個(gè)體體育參與場所的人口社會(huì)學(xué)影響

在個(gè)體體育參與場所選擇的社會(huì)屬性和自然屬性影響研究中，體育參與場所包括：“單位/單位或住宅小區(qū)的體育場所”、“其他公共場所（如公園、廣場、路旁）”、“商業(yè)健身房/健身會(huì)所”、“家中（庭院或室內(nèi)）”、“專用的體育場地（如羽毛球館、游泳館）”、“其他”等。通過體育參與場所生成新的變量：“體育參與場所的數(shù)量”和“是否在商業(yè)健身場所體育參與”。從樣本統(tǒng)計(jì)數(shù)據(jù)來看，8%的個(gè)體選擇僅在商業(yè)健身房/健身會(huì)所一種場所進(jìn)行體育運(yùn)動(dòng)，但隨著體育參與場所數(shù)量的上升，個(gè)體選擇在商業(yè)健身場所進(jìn)行運(yùn)動(dòng)的數(shù)量也隨之上升［Pearson chi2（4）=551.87，p=0.000］（表30）。

表30 個(gè)體體育參與場所的數(shù)量和是否在商業(yè)健身場所體育參與的卡方檢驗(yàn)

6.1 個(gè)體體育參與場所的受教育程度影響

個(gè)體體育參與場所的受教育程度影響。多組卡方檢驗(yàn)結(jié)果表明，不同教育程度的個(gè)體在選擇商業(yè)健身俱樂部/健身場所體育參與方面存在顯著差異［Pearson chi2（3）=132.60，p=0.000］（表31）。由此提出研究假設(shè)：受教育水平越高，個(gè)體選擇在商業(yè)健身俱樂部/健身場所體育參與的比例越高，個(gè)體越有可能選擇在商業(yè)健身俱樂部/健身場所進(jìn)行體育運(yùn)動(dòng)。

表31 個(gè)體體育參與場所受教育程度影響的多組卡方檢驗(yàn)

驗(yàn)證研究假設(shè)，對(duì)不同教育程度的個(gè)體在商業(yè)健身場所體育參與差異的卡方檢驗(yàn)發(fā)現(xiàn)，具有大學(xué)專科/本科學(xué)歷的個(gè)體在商業(yè)健身俱樂部/健身中心鍛煉的比例顯著高于初中及以下學(xué)歷的個(gè)體［Pearson Chi2（1）=77.4331， p=0.000］以及高中（職高/中專）學(xué)歷的個(gè)體［Pearson Chi2（1）=65.7226， p=0.000］，但與具有研究生學(xué)歷的個(gè)體并無顯著差異［Pearson Chi2（1）=0.8662， p=0.352］（表32），檢驗(yàn)拒絕了原研究假設(shè)。此外檢驗(yàn)還表明，相較于不具有大學(xué)學(xué)歷的個(gè)體，具有大學(xué)及以上學(xué)歷的個(gè)體更有可能選擇在商業(yè)健身場所/健身中心進(jìn)行體育運(yùn)動(dòng)。

表32 個(gè)體體育參與場所受教育程度影響的卡方檢驗(yàn)

6.2 個(gè)體體育參與場所的收入水平影響

個(gè)體體育參與場所的收入水平影響。如前所述，由于收入水平Ⅵ、Ⅴ、Ⅳ的樣本數(shù)量較少，與收入水平Ⅰ、Ⅱ、Ⅲ的樣本量相差較為懸殊，因此僅對(duì)收入水平Ⅰ，收入水平Ⅱ，收入水平Ⅲ的個(gè)體進(jìn)行卡方檢驗(yàn)，卡方檢驗(yàn)表明，不同收入水平個(gè)體在體育參與方面存在顯著差異［Pearson chi2（2）=104.0， p=0.000］（表33）。據(jù)此提出研究假設(shè)：收入水平越高，個(gè)體越有可能在商業(yè)健身俱樂部/健身中心進(jìn)行體育運(yùn)動(dòng)。

表33 個(gè)體體育參與場所收入水平影響的卡方檢驗(yàn)

分組卡方檢驗(yàn)表明，隨著收入水平的提高，個(gè)體參加商業(yè)健身俱樂部/健身中心的比例顯著提高，檢驗(yàn)接受了原研究假設(shè)，收入水平越高，個(gè)體越有可能在商業(yè)健身俱樂部/健身中心進(jìn)行體育運(yùn)動(dòng)。具體檢驗(yàn)如表34所示。

表34 個(gè)體體育參與收入水平影響的差異卡方檢驗(yàn)

6.3 個(gè)體體育參與場所的戶籍影響

個(gè)體體育參與場所的戶籍影響。對(duì)不同戶籍個(gè)體是否參加商業(yè)健身俱樂部/健身中心的卡方檢驗(yàn)結(jié)果顯示，不同戶籍的個(gè)體在參加體育活動(dòng)的場所方面存在顯著差異（Pearson chi2（3）=98.62， p=0.000）（表35）。選擇商業(yè)健身場所和商業(yè)健身中心意味著更高的體育參與成本，相較于農(nóng)業(yè)戶籍的個(gè)體，城鎮(zhèn)戶籍的個(gè)體在商業(yè)健身場所體育參與選擇的比例可能更高。由此提出研究假設(shè)：城鎮(zhèn)戶口的個(gè)體選擇在商業(yè)健身場所/健身中心進(jìn)行體育運(yùn)動(dòng)的比例可能顯著高于農(nóng)業(yè)戶口的個(gè)體。

表35 個(gè)體體育參與場所戶籍影響的多組卡方檢驗(yàn)

通過分組卡方檢驗(yàn)可以看出，相較于本市農(nóng)業(yè)戶口的個(gè)體，本市城鎮(zhèn)戶籍的個(gè)體參加商業(yè)健身俱樂部/健身中心的比例顯著更高［Pearson chi2（1）=93.69，p=0.000］；相較于外省市農(nóng)業(yè)戶口的個(gè)體，外省市城鎮(zhèn)戶口的個(gè)體參加商業(yè)健身俱樂部/健身中心的比例顯著更高［Pearson chi2（1）=4.91， p=0.000］ （表36），檢驗(yàn)接受了原研究假設(shè)，城鎮(zhèn)戶口的個(gè)體更有可能選擇商業(yè)健身俱樂部/健身中心進(jìn)行體育活動(dòng)。

表36 個(gè)體體育參與場所戶籍影響的多組卡方檢驗(yàn)

6.4 個(gè)體體育參與場所的性別影響

對(duì)個(gè)體體育參與場所性別影響的卡方檢驗(yàn)結(jié)果表明，男性和女性在商業(yè)健身場所體育運(yùn)動(dòng)有顯著差異。男性選擇在商業(yè)健身俱樂部/健身中心鍛煉的比例顯著高于女性［Pearson chi2（1）=20.37，p=0.000］（表37）。男性更多地選擇商業(yè)健身場所體育參與。卡方檢驗(yàn)結(jié)果還顯示，在體育參與方面男性在消費(fèi)支出、參與層次、參與程度等方面高于女性，表明自然屬性對(duì)個(gè)體體育參與場所具有顯著的影響。

表37 個(gè)體體育參與場所性別影響的卡方檢驗(yàn)

通過對(duì)個(gè)體體育參與場所的人口社會(huì)學(xué)研究可以看出，個(gè)體選擇在商業(yè)健身俱樂部/健身場所體育參與，受到性別、戶籍、收入水平和受教育程度的影響。男性更有可能選擇在商業(yè)健身俱樂部/健身場所進(jìn)行體育運(yùn)動(dòng)；收入水平越高，個(gè)體越有可能選擇在商業(yè)健身場所進(jìn)行體育運(yùn)動(dòng)；而相較于農(nóng)業(yè)戶口的個(gè)體，城鎮(zhèn)戶口的個(gè)體更有可能在商業(yè)健身場所進(jìn)行體育運(yùn)動(dòng)；具有大學(xué)以上學(xué)歷的個(gè)體在商業(yè)健身場所進(jìn)行體育運(yùn)動(dòng)的比例顯著高于不具有大學(xué)學(xué)歷的個(gè)體。

7 研究結(jié)論

本文從人口社會(huì)學(xué)的視角考察教育、戶籍、收入、性別、階層等人口社會(huì)學(xué)因素對(duì)個(gè)體體育參與的影響，研究假設(shè)得到了驗(yàn)證。研究結(jié)論如下：

第一，個(gè)體體育參與主要受性別和受教育程度的影響。男性體育參與的比例顯著高于女性，隨著受教育程度的提高，個(gè)體體育參與的比例也顯著提高。相比之下，戶籍和收入對(duì)個(gè)體是否體育參與的影響有限，并未表現(xiàn)出明顯趨勢，僅本市城鎮(zhèn)戶口的群體體育參與的比例顯著高于本市農(nóng)業(yè)戶口的群體，收入水平Ⅲ的群體體育參與的比例顯著高于收入水平為Ⅰ的群體。

第二，個(gè)體體育參與程度主要受性別、受教育程度和收入水平的影響。在控制其他變量的情況下，男性的體育參與程度顯著高于女性33%，受教育水平每提高一個(gè)等級(jí)，體育參與程度提高17%；收入水平每提高一個(gè)等級(jí)，體育參與程度提高27%。

第三，個(gè)體在個(gè)人類或團(tuán)體類項(xiàng)目體育參與上具有穩(wěn)定性，并未隨著體育項(xiàng)目參與數(shù)量的增長而有明顯變化。個(gè)體體育參與在個(gè)人類項(xiàng)目上參與比例高（70%），個(gè)體選擇參加團(tuán)體類或個(gè)人類項(xiàng)目僅與性別存在顯著性相關(guān)。男性參與團(tuán)體類項(xiàng)目的比例顯著高于女性。

第四，個(gè)體體育參與形式主要受性別、收入、戶籍等因素的影響。男性選擇獨(dú)自運(yùn)動(dòng)的比例顯著高于女性；城鎮(zhèn)戶籍的個(gè)體比農(nóng)業(yè)戶籍的個(gè)體更有可能選擇獨(dú)自體育運(yùn)動(dòng)；選擇獨(dú)自體育運(yùn)動(dòng)的比例隨著收入水平的提高而提高。從受教育水平來看，雖然選擇獨(dú)自運(yùn)動(dòng)的比例并未隨著學(xué)歷的增長呈階梯式提高，但是具有大學(xué)本科學(xué)歷的個(gè)體選擇獨(dú)自運(yùn)動(dòng)的比例顯著高于不具有本科學(xué)歷的個(gè)體。

第五，個(gè)體體育參與場所選擇與性別、戶籍和收入水平有關(guān)。男性更有可能在商業(yè)性體育俱樂部進(jìn)行體育運(yùn)動(dòng)；收入水平越高，個(gè)體越有可能選擇在商業(yè)性體育場所進(jìn)行體育運(yùn)動(dòng)。相較于農(nóng)業(yè)戶籍個(gè)體，城鎮(zhèn)戶籍個(gè)體更有可能在商業(yè)性體育場所進(jìn)行體育運(yùn)動(dòng)。從受教育水平的影響來看，具有大學(xué)以上學(xué)歷的個(gè)體在商業(yè)性體育場所體育運(yùn)動(dòng)的比例顯著高于不具有大學(xué)學(xué)歷的個(gè)體。