家庭經(jīng)濟(jì)狀況對(duì)個(gè)人健康的影響：體育參與的中介效應(yīng)

張 壯，吳鈺姝，YAN Qiuxia

（1.華南農(nóng)業(yè)大學(xué) 經(jīng)濟(jì)管理學(xué)院，廣東 廣州510642；2.西南財(cái)經(jīng)大學(xué) 金融學(xué)院，四川 成都610074）

根據(jù)世界衛(wèi)生組織對(duì)健康的定義， 個(gè)人健康早已從身體健康的單一范疇，走向了身體、心理與社會(huì)適應(yīng)性的統(tǒng)一。 居民所要實(shí)現(xiàn)的健康并非只受身體疾病的制約， 而體現(xiàn)為個(gè)人認(rèn)知與社會(huì)共融后的主觀評(píng)價(jià)，即自評(píng)健康，也體現(xiàn)為社會(huì)交互后的他人評(píng)價(jià)，即他評(píng)健康。 自評(píng)健康強(qiáng)調(diào)的是自我在融入社會(huì)后，對(duì)過(guò)去、現(xiàn)在及將來(lái)自身健康的綜合性評(píng)價(jià)，而他評(píng)健康則是從客觀視角評(píng)價(jià)的健康狀態(tài)， 他評(píng)健康與自評(píng)健康的結(jié)合能夠有效并真實(shí)地評(píng)估個(gè)人的健康狀況［1］。 為實(shí)現(xiàn)“健康中國(guó)2030”目標(biāo)，探索健康的影響因素及其作用機(jī)理，在理論與實(shí)踐層面上均具有十分重要的意義。

健康投入結(jié)構(gòu)不合理是當(dāng)前我國(guó)健康促進(jìn)工程面臨的突出問(wèn)題。 世界衛(wèi)生組織（WHO）的調(diào)查表明中國(guó)人對(duì)健康的投入60%～80%花在了臨死前一個(gè)月的治療上， 在2012 年全球因慢性非傳染病疾病而導(dǎo)致的3 800 萬(wàn)死亡人數(shù)中， 中國(guó)占到了860 萬(wàn)， 而其中有300 萬(wàn)因本可預(yù)防的疾病而死亡。 而WHO 的另一項(xiàng)研究則表明，如果預(yù)防多投入一元錢(qián)，治療就可減支8.5 元，并節(jié)約100 元的搶救費(fèi)。 因此做好個(gè)人的病前預(yù)防顯得十分重要。 而家庭經(jīng)濟(jì)狀況對(duì)預(yù)防性健康投資及健康行為均具有的影響， 如絕對(duì)收入假說(shuō)認(rèn)為個(gè)人收入水平會(huì)正向影響個(gè)人的健康水平，但其邊際貢獻(xiàn)遞減；而相關(guān)收入假說(shuō)卻認(rèn)為收入的不公平將會(huì)抑制個(gè)人健康水平的提升。 體育參與作為預(yù)防性健康投資的重要手段， 了解個(gè)人在收入變化的條件下應(yīng)如何改變體育參與以促進(jìn)個(gè)人健康具有重要的研究?jī)r(jià)值。

本文可能的貢獻(xiàn)在于：1）以往對(duì)個(gè)人健康的研究，多是從自評(píng)健康的視角，并不能準(zhǔn)確捕捉個(gè)人的健康特征。 為克服這種缺陷，本文使用自評(píng)健康與他評(píng)健康雙重指標(biāo)作為衡量；2）以往使用的多為截面數(shù)據(jù)，沒(méi)有時(shí)間維度，研究也具有一定的局限性，而本文使用了混合截面數(shù)據(jù)作為研究材料；3）以往文獻(xiàn)較少通過(guò)理論模型與實(shí)證方法專(zhuān)門(mén)檢驗(yàn)體育參與在經(jīng)濟(jì)狀況對(duì)體育參與影響過(guò)程中的中介作用。 基于上述幾點(diǎn)原因，本文利用中國(guó)家庭追蹤調(diào)查（CFPS）2016 年與2018 年的數(shù)據(jù)探討經(jīng)濟(jì)狀況對(duì)個(gè)人健康的影響，并分析體育參與的中介作用。

1 理論與模型

基 于Grossman 的 醫(yī) 療 健 康 需 求 函 數(shù)［2］， Cooper 提 出 健 康需求分類(lèi)［3］，其將影響某時(shí)期健康的因素分為4 類(lèi)：1）自身在之前所積累的健康存量，這取決遺傳與天賦；2）是受年齡控制的生理衰減因素；3）使健康得到恢復(fù)的醫(yī)療與藥物因素。4）預(yù)防健康損失的保健因素，如體育、保健、生活方式等。 這四大方向成為關(guān)于健康研究的重要話(huà)題， 而其中第三個(gè)與第四個(gè)因素都直接受到家庭經(jīng)濟(jì)狀況的制約， 因此家庭經(jīng)濟(jì)狀況對(duì)個(gè)人健康有著較為重要的影響。 以體育因素為切入點(diǎn)，理論與實(shí)證集中在體育參與的運(yùn)動(dòng)醫(yī)學(xué)原理研究， 及體育對(duì)健康影響的中介機(jī)制研究。 如方黎明利用CLDS 數(shù)據(jù)探討了體育對(duì)抑郁癥的緩解功能及其在促進(jìn)社會(huì)健康公平的效果［4］，鐘梅華利用CGSS 探討了體育鍛煉對(duì)個(gè)人經(jīng)濟(jì)地位的影響［5］，張曉麗的研究表明體育鍛煉促進(jìn)了個(gè)人社會(huì)資本的提升［6］。這些文獻(xiàn)都致力于尋找體育鍛煉社會(huì)功能相關(guān)的經(jīng)驗(yàn)證據(jù)， 而弱化了體育鍛煉的決定因素討論。

Cooper 提出的健康需求思想可以通過(guò)建立t 時(shí)期的健康狀態(tài)函數(shù)來(lái)表達(dá)：

Ht是個(gè)人t 時(shí)期的健康狀態(tài)，而Ht-1則是其在過(guò)去一期的健康留存，δt是折扣因子，φ（u） 代表個(gè)人的身體機(jī)能函數(shù)，他對(duì)健康的影響將隨時(shí)間而削減，即而Pt是個(gè)人的預(yù)防對(duì)健康的修復(fù)作用，體現(xiàn)為邊際遞減的過(guò)程，即

Pt影響的其他因素為非體育因素，令其為Xt，體育因素為St。 而Xt與St均受到家庭可支配收入It的影響。 為簡(jiǎn)化分析，假定其具有函數(shù)關(guān)系形式。 即：

而保健因素也會(huì)通過(guò)對(duì)健康狀態(tài)的影響進(jìn)而對(duì)個(gè)人的可支配收入產(chǎn)生影響，即：

假定Xt不變，（3）式兩邊同時(shí)對(duì)It求偏導(dǎo)，則有：

當(dāng)Pt=φ1（St，Xt）=sSt時(shí)，即體育投入與保健存在穩(wěn)定的技術(shù)比例s 時(shí)，有：

由（5）可知收入對(duì)健康的作用受到了體育因素的影響，即體育參與是其發(fā)揮作用的重要中介。 但體育參與對(duì)健康的影響及收入對(duì)體育參與的影響需要實(shí)驗(yàn)證據(jù)與經(jīng)驗(yàn)證據(jù)的進(jìn)一步支持。

健康經(jīng)濟(jì)狀況對(duì)健康具有顯著的正向影響。 部分研究控制其他因素之后，發(fā)現(xiàn)收入對(duì)健康具有顯著的正向影響［7-8］。封進(jìn)、余央央認(rèn)為收入對(duì)健康的影響應(yīng)該具有倒“U”形特征，收入提高到一定的幅度后對(duì)健康產(chǎn)生負(fù)向影響［9］，毛毅與馮根福也持有相同的觀點(diǎn)［10］。 更多研究則是挖掘了收入對(duì)健康的作用機(jī)理，如黃潔萍等人利用“中國(guó)健康與營(yíng)養(yǎng)調(diào)查”（CHNS）的數(shù)據(jù)，使用結(jié)構(gòu)方程模型方法，認(rèn)為收入是通過(guò)影響生活方式來(lái)間接影響健康， 其研究結(jié)果進(jìn)一步表明收入對(duì)健康影響效果隨收入水平的增加而呈現(xiàn)出遞減的趨勢(shì)［11］。Zon 認(rèn)為年齡對(duì)健康存在U 型影響， 而人均收入對(duì)健康的影響則是通過(guò)個(gè)人的健康投資來(lái)實(shí)現(xiàn)的［12］。 Wlikinson 認(rèn)為收入對(duì)健康的影響還會(huì)收受社會(huì)地位等因素的制約［13］。 基于上述的研究事實(shí)，提出本文第一個(gè)研究假設(shè)：

H1：家庭經(jīng)濟(jì)狀況對(duì)健康具有顯著影響。

體育參與對(duì)健康的影響具有實(shí)驗(yàn)證據(jù)與經(jīng)驗(yàn)證據(jù)。 本文所指的體育參與重點(diǎn)關(guān)注居民的運(yùn)動(dòng)鍛煉行為， 而不包含體育競(jìng)賽表演的觀賞參與行為。 體育鍛煉具有提高免疫力，增強(qiáng)心肺功能，改善個(gè)人的認(rèn)知能力以及調(diào)節(jié)自身的代謝水平［13］，甚至機(jī)型運(yùn)動(dòng)后的測(cè)試還能發(fā)現(xiàn)隱藏的疾病威脅［14］，Contrepois 等人最新實(shí)驗(yàn)研究更是表明運(yùn)動(dòng)10min 之后身體接近一萬(wàn)個(gè)分子會(huì)發(fā)生變化［15］。 而心理學(xué)的相關(guān)研究表明體育運(yùn)動(dòng)對(duì)個(gè)人心理健康具有顯著的促進(jìn)作用，方黎明等人利用CLDS的數(shù)據(jù)證明了體育對(duì)緩解抑郁癥的影響， 針對(duì)學(xué)生群體與老年人群體也同樣得到了相同的結(jié)論［16-18］，甚至有研究表明少量的體育參與也能促進(jìn)個(gè)人的精神健康［19］。 而部分研究卻發(fā)現(xiàn)體育參與并不能顯著改善個(gè)人健康，如針對(duì)青少年的研究，成年人的研究及實(shí)驗(yàn)研究也有相關(guān)的證明結(jié)果［20-22］。 這些存在爭(zhēng)議的結(jié)論，可能由于樣本選擇偏誤、遺漏異質(zhì)性或是忽視內(nèi)生性而導(dǎo)致的。 基于現(xiàn)實(shí)與經(jīng)驗(yàn)， 提出本文第二個(gè)研究假設(shè)：

H2：體育參與對(duì)健康具有正向影響。

個(gè)人收入水平的提升， 將有更多機(jī)會(huì)進(jìn)行體育活動(dòng)的選擇與參與，進(jìn)而促進(jìn)自身健康水平的提升，同時(shí)當(dāng)個(gè)人收入水平提升到一定程度時(shí)， 個(gè)人的體育活動(dòng)選擇與參與會(huì)受到時(shí)間的制約，進(jìn)而抑制他們健康水平的提升，據(jù)此提出本文的第三個(gè)基本假設(shè)：

H3： 體育參與是家庭經(jīng)濟(jì)狀況對(duì)個(gè)人健康影響的中介變量。

2 實(shí)證研究設(shè)計(jì)

2.1 數(shù)據(jù)來(lái)源

本文研究所使用的是中國(guó)家庭追蹤調(diào)查 （CFPS）2016 年與2018 年數(shù)據(jù)。 中國(guó)家庭追蹤調(diào)查從2010 年開(kāi)始，每?jī)赡赀M(jìn)行一次。 基于研究的需要，選取最新兩次的數(shù)據(jù)作為本文的分析對(duì)象。 本文研究剔除了無(wú)回答意愿的群體，最終選取來(lái)自全國(guó)31 省的25 628 名受訪(fǎng)者作為本文的研究對(duì)象。 考慮到年齡過(guò)小與年齡過(guò)大的群體對(duì)自身健康的評(píng)價(jià)受到心理因素與認(rèn)知因素過(guò)強(qiáng)的影響，本文的研究的年齡范圍是16～45 歲，而其女性占總樣本的49.62%。 由于2016 年與2018 年居民的體育參與差異不大，因此選擇混合截面數(shù)據(jù)方法進(jìn)行分析。 本文所有研究過(guò)程在Stata14.0 中完成。

2.2 變量選擇

為了客觀地度量受訪(fǎng)者的健康狀況，本研究設(shè)立自評(píng)健康與他評(píng)健康的雙重標(biāo)準(zhǔn)。 尊重CFPS 對(duì)變量的設(shè)定，自評(píng)健康的得分高低分別由1 到5 進(jìn)行刻畫(huà)， 而他評(píng)健康的得分高低分別由1 到7 進(jìn)行刻畫(huà)。 參照孫曉強(qiáng)等人的做法，本文將體育參與的衡量指標(biāo)設(shè)定為每周運(yùn)動(dòng)頻次［23］。 由于樣本中部分人群個(gè)人收入無(wú)法獲得，因此使用家庭人均收入作為指標(biāo)，該指標(biāo)比個(gè)人收入更能反映家庭的實(shí)際情況。 為減少異方差與樣本分布非正態(tài)性等問(wèn)題，家庭人均收入、家庭工資收入及家庭食品支出家庭醫(yī)療保健支出、個(gè)人醫(yī)療總花費(fèi)（元）在回歸過(guò)程中均采用對(duì)數(shù)的形式。 其他變量包括性別、年齡、家庭人數(shù)、飲酒、吸煙、當(dāng)?shù)蒯t(yī)療條件與戶(hù)籍。

2.3 計(jì)量模型

表1 變量釋義與描述性統(tǒng)計(jì)

為了研究家庭經(jīng)濟(jì)狀況對(duì)個(gè)人健康的影響而建立的基本計(jì)量模型為：

該式中αit代表的是截距，Hit代表的是個(gè)人的健康水平，而Eit與Xit分別代表家庭經(jīng)濟(jì)狀況與其他控制變量，βit與δit分別為其對(duì)應(yīng)系數(shù)，εit為回歸殘差。文章引入省份與時(shí)間虛擬變量后，使用最小二乘虛擬變量法（LSDV）對(duì)截面標(biāo)準(zhǔn)誤進(jìn)行修正。 同時(shí)考慮到個(gè)人的健康水平是有序的分類(lèi)變量，在檢驗(yàn)過(guò)程中，進(jìn)一步使用有序logit 分別進(jìn)行驗(yàn)證。 其基本模型為：

在式（8）中，m=j∈{1，2……n}，當(dāng)F 服從logistic 分布時(shí)，其為有序logit 模型。同時(shí)為了檢驗(yàn)體育參與的中介作用，參照溫忠麟等人的中介效應(yīng)兩部回歸法［23］，本研究建立了家庭經(jīng)濟(jì)狀況對(duì)個(gè)人體育參與影響的計(jì)量模型，即：

在式（9）中φit代表的是截距，Sit代表的是個(gè)人的體育參與程度， 而Sit與Cit分別代表體育參與與其他控制變量，γit與ρit分別為其對(duì)應(yīng)系數(shù)，θit為回歸殘差。

3 實(shí)證結(jié)果分析

3.1 家庭經(jīng)濟(jì)狀況、個(gè)人體育參與對(duì)個(gè)人健康的影響

通過(guò)表2 可知，不管是否控制時(shí)間與省份虛擬變量，家庭人均收入與體育參與對(duì)自評(píng)健康與他評(píng)健康均具有顯著的正向影響，食品支出對(duì)個(gè)人健康具有顯著的正向影響，而房貸支出、醫(yī)療保健支出對(duì)個(gè)人健康具有顯著負(fù)向影響，即驗(yàn)證了假說(shuō)1。 值得說(shuō)明的是，以往按自評(píng)健康作為單一的評(píng)價(jià)標(biāo)準(zhǔn)可能出現(xiàn)較大的偏誤，如食品支出、個(gè)人工資收入、家庭用水、家庭人口規(guī)模對(duì)自評(píng)健康和他評(píng)健康表現(xiàn)出不同的顯著性，即依照單一的標(biāo)準(zhǔn)，極有可能造成結(jié)論的偏誤。 本研究認(rèn)為，家庭人均收入、體育參與、個(gè)人醫(yī)療支出、飲酒與家庭烹飪使用燃料對(duì)個(gè)人健康的影響穩(wěn)健且顯著。 具體而言，家庭人均收入每提高一個(gè)百分比，自評(píng)健康水平提升4%～5%，他評(píng)健康提升9%～10%，兩者的系數(shù)相差一倍左右；每周運(yùn)動(dòng)增加一個(gè)頻次，自評(píng)健康提升1.86%，而他評(píng)健康提升1.07%，兩者也存在一定的差距。 而個(gè)人醫(yī)療支付每提高一個(gè)百分比，自評(píng)健康水平降低8.4%左右，他評(píng)健康下降3.3%左右。 出現(xiàn)這樣偏誤的原因在于，自評(píng)健康可能要包含自身情緒與心理的調(diào)節(jié)作用，他評(píng)健康很難獲取那些患有不具備外顯特征疾病人群的健康信息。 表2 回歸分析有幾處需要特別解釋?zhuān)恢茱嬀瞥^(guò)3 次的人群擁有更好的健康水平， 因?yàn)樗麄兛赡茌^其他居民擁有更廣的交際范圍， 以至于他們可以享受更多的社會(huì)資本以促進(jìn)自身健康水平的提升， 而家庭用水的清潔性之所以能顯著地影響個(gè)人健康，是因?yàn)槠錅p少了感染疾病的風(fēng)險(xiǎn)。

表2 家庭經(jīng)濟(jì)狀況、體育參與對(duì)個(gè)人健康的影響

3.2 家庭經(jīng)濟(jì)狀況對(duì)體育參與的影響

由表3 可知家庭人均收入、 個(gè)人工資對(duì)個(gè)人體育參與具有顯著的正向影響，即驗(yàn)證了假說(shuō)2。 而食品支出、房貸支出、保健支出不但沒(méi)有抑制個(gè)人的體育參與， 反而顯著地促進(jìn)了個(gè)人的體育參與。 家庭治療負(fù)擔(dān)與吸煙飲酒習(xí)慣卻抑制了個(gè)人的體育參與。 具體來(lái)說(shuō)，家庭人均收入每提高一個(gè)百分比，每周運(yùn)動(dòng)頻次提高10%左右，房貸支出每提高一個(gè)百分比，每周運(yùn)動(dòng)頻次提高6%左右， 工資收入每提高一個(gè)百分比，每周運(yùn)動(dòng)頻次提高1.67%左右， 且男性較女性具有更強(qiáng)的體育參與的意愿。 之所以房貸支出能夠促進(jìn)健康，是因?yàn)槟軌虺袚?dān)房貸的居民往往擁有更加穩(wěn)定的家庭收入。 而做飯燃料的清潔性能夠顯著促進(jìn)體育參與， 是因?yàn)榍鍧嵢剂系氖褂霉?jié)省居民的做飯時(shí)間，有更多閑暇的時(shí)間參加體育活動(dòng)。

表3 家庭經(jīng)濟(jì)狀況對(duì)體育參與的影響

表4 體育參與的中介效應(yīng)檢驗(yàn)

表5 家庭人均收入、體育參與的有序logit 邊際效應(yīng)估計(jì)

3.3 體育參與的中介作用

使用溫忠麟提出的中介效應(yīng)逐步回歸檢驗(yàn)方法［24］。 如果A對(duì)C 的影響顯著，B 對(duì)C 的影響也顯著，同時(shí)A 對(duì)B 影響也顯著，如果原模型加入B 后，A 對(duì)C 影響系數(shù)顯著性消失，則B 在A 對(duì)C 的影響過(guò)程中起到了完全中介的作用；如果原模型加入B 后，A 對(duì)C 影響的系數(shù)顯著性不變，只是系數(shù)大小有調(diào)整，則B 在A 對(duì)C 的影響中起到了部分中介的作用。根據(jù)表3 的回歸可知，家庭人均收入對(duì)體育參與具有顯著的正向影響，醫(yī)療負(fù)擔(dān)對(duì)體育參與具有顯著的負(fù)向影響， 根據(jù)表2 的回歸可知，家庭人均收入、 個(gè)人體育參與對(duì)個(gè)人健康均具有顯著的正向影響，而個(gè)人醫(yī)療負(fù)擔(dān)與對(duì)個(gè)人健康具有負(fù)向影響。 當(dāng)表3 的回歸放棄對(duì)體育參與控制時(shí)，家庭人均收入與對(duì)個(gè)人健康的影響系數(shù)明顯放大，即說(shuō)明體育參與是家庭人均收入對(duì)個(gè)人健康影響的中介變量。 當(dāng)表3 的回歸放棄對(duì)體育參與控制時(shí)，個(gè)人醫(yī)療負(fù)擔(dān)與對(duì)個(gè)人健康的負(fù)向影響系數(shù)變化不大，即不能說(shuō)明體育參與是個(gè)人醫(yī)療負(fù)擔(dān)對(duì)個(gè)人健康影響的中介變量，使用比逐步回歸更為嚴(yán)謹(jǐn)?shù)腟obel 檢驗(yàn)與500 次抽樣的Bootstrap 檢驗(yàn)都得到了一致的結(jié)論，即直接效應(yīng)與間接效應(yīng)結(jié)果都與逐步回歸方法一致，這說(shuō)明了體育參與的中介效應(yīng)穩(wěn)健且顯著。

3.4 家庭人均收入、體育參與對(duì)不同健康水平的影響

如表5，經(jīng)過(guò)有序logit 的邊際效應(yīng)估計(jì)分析，家庭人均收入每提高一個(gè)百分點(diǎn)，“自評(píng)健康”等于1、2、3 的人群，健康分別下降0.35、0.5、0.45 個(gè)百分點(diǎn)，而“自評(píng)健康”等于4 和5 的人群，健康分別上升0.49、0.81 個(gè)百分點(diǎn)；同時(shí)，“他評(píng)健康”等于1～6 的人群，健康分別下降0.04、0.07、0.3、1.18、2.25、0.44，“他評(píng)健康”等于7 的人群，健康上升4.29 個(gè)百分點(diǎn)。每周運(yùn)動(dòng)頻次增加一個(gè)單位，“自評(píng)健康”等于1～3 的人群，健康分別下降0.21、0.3、0.27 個(gè)百分點(diǎn)，“自評(píng)健康”等于4 和5 的人群，健康分別上升0.30、0.49 個(gè)百分點(diǎn)；“他評(píng)健康” 等于1～6 的人群， 健康分別下降0.01、0.01、0.04、0.15、0.28、0.05 個(gè)百分點(diǎn)，“他評(píng)健康”等于7 的人群，健康上升0.53 個(gè)百分點(diǎn)。研究也通過(guò)了有序logit 模型的平行趨勢(shì)假定， 即家庭人均收入與體育參與對(duì)不同健康水平的人群具有不同程度的影響。

總體而言， 無(wú)論是家庭收入還是體育參與對(duì)健康狀況不太樂(lè)觀的人群具有顯著的負(fù)向影響， 而對(duì)于自評(píng)健康與他評(píng)健康狀況較好的人具有顯著的正向影響。 這說(shuō)明當(dāng)前中國(guó)居民的體育參與沒(méi)有起到良好的效果， 可能是沒(méi)有采取針對(duì)不同人群的運(yùn)動(dòng)處方導(dǎo)致的。

3.5 穩(wěn)健性檢驗(yàn)

如表6， 將自評(píng)健康水平小于3 的群體的健康水平重新賦值為0， 而將自評(píng)健康水平大于2 的群體的健康水平重新賦值為1， 同時(shí)將他評(píng)健康水平小于6 的群體的健康水平重新賦值為0， 而將他評(píng)健康水平大于5 的群體的健康水平重新賦值為1。分別使用logit 模型與線(xiàn)性概率模型再次估計(jì)家庭人均收入、體育參與對(duì)個(gè)人健康的影響。 回歸結(jié)果表明：收入提高一個(gè)百分比，獲得更高健康水平的概率提升3.5%至4%左右；每周運(yùn)動(dòng)頻次提高一個(gè)單位， 獲得更高健康水平的概率提升0.35%到0.5%左右。 不僅兩模型之間的差距不大，而且家庭人均收入、體育參與對(duì)自評(píng)健康與他評(píng)健康的影響系數(shù)一致， 穩(wěn)健性檢驗(yàn)1說(shuō)明家庭人均收入、體育參與對(duì)健康水平的影響穩(wěn)健且顯著。

表6 家庭人均收入、體育參與對(duì)個(gè)人健康的影響（穩(wěn)健性檢驗(yàn)1）

使用Tobit 模型對(duì)樣本進(jìn)行截取后，分析家庭人均收入對(duì)體育參與的影響。 回歸結(jié)果表明， 刪除運(yùn)動(dòng)頻次較低的群體后，家庭人均收入對(duì)體育參與的系數(shù)有了接近4 倍的提升，這說(shuō)明以某類(lèi)特殊人群作為研究對(duì)象， 難以說(shuō)明家庭人均收入對(duì)體育參與的真實(shí)影響， 而穩(wěn)健性檢驗(yàn)2 也再次說(shuō)明了家庭人均收入對(duì)體育參與的影響穩(wěn)健且顯著。 同時(shí)結(jié)合表6，放松體育參與約束后， 家庭人均收入對(duì)個(gè)人健康的影響系數(shù)有所變化，這也進(jìn)一步驗(yàn)證了體育參與的中介作用。

表7 家庭人均收入對(duì)體育參與的影響（穩(wěn)健性檢驗(yàn)2）

4 結(jié)論與建議

通過(guò)使用中國(guó)家庭追蹤調(diào)查2016 年到2018 年的數(shù)據(jù)，本文探討了家庭經(jīng)濟(jì)狀況對(duì)個(gè)人健康的影響， 并探討了體育參與的中介作用。 本文研究的3 個(gè)重要觀點(diǎn)是：1）家庭人均收入提升居民體育參與熱情， 居民體育參與又提升了居民的健康水平，體育參與具有明顯的中介作用；2）家庭醫(yī)療負(fù)擔(dān)抑制居民體育參與與個(gè)人健康水平， 其他家庭支出沒(méi)有明顯地抑制個(gè)人的健康水平；3） 家庭人均收入與體育參與對(duì)不同體質(zhì)的人群影響不同，對(duì)健康狀態(tài)好的人具備顯著的促進(jìn)作用。

本文研究的重要政策含義是：1）要注重提升居民的收入，減輕家庭負(fù)擔(dān)。 本研究區(qū)別于其他研究，認(rèn)為影響個(gè)人體育參與的重要因素是家庭人均收入而非個(gè)人收入， 因?yàn)閭€(gè)人收入無(wú)法反映其真實(shí)的生活負(fù)擔(dān)。 因此，政府大力發(fā)展經(jīng)濟(jì)，做強(qiáng)國(guó)民經(jīng)濟(jì)，同時(shí)要注意調(diào)動(dòng)各種要素參與市場(chǎng)分配，通過(guò)稅收或轉(zhuǎn)移支付手段，緩解居民的收入預(yù)算約束。 同時(shí)要注重減輕家庭負(fù)擔(dān)較重群體的稅負(fù)，加大教育、醫(yī)療的支持力度，努力緩解居民的家庭負(fù)擔(dān)。2）要注意基本醫(yī)療服務(wù)的普及化，完善醫(yī)療保障制度，加強(qiáng)對(duì)重癥、危重癥病人的補(bǔ)貼力度，鼓勵(lì)其自我進(jìn)行體育參與，發(fā)揮體育參與對(duì)健康的促進(jìn)功能。3）要重視居民體育參與的政策引導(dǎo)與作用評(píng)估， 引導(dǎo)居民進(jìn)行合理的體育參與，開(kāi)發(fā)針對(duì)不同人群的運(yùn)動(dòng)處方，避免體育參與一刀切，同時(shí)要做好體育參與的效果評(píng)估工作，做到體育設(shè)施的精準(zhǔn)合理投放，實(shí)現(xiàn)收益的最大化。

本研究的缺陷在于并沒(méi)有對(duì)運(yùn)動(dòng)強(qiáng)度、 運(yùn)動(dòng)效果等可能中介問(wèn)題進(jìn)行討論， 也沒(méi)有實(shí)現(xiàn)對(duì)影響健康的不可觀測(cè)因素進(jìn)行控制， 導(dǎo)致本文的研究可能依舊停留在相關(guān)關(guān)系的分析范疇，較難達(dá)到因果推斷的效果。