空閑時間體育鍛煉情況與主觀健康評價的關系研究

劉昭志，王兆鵬

空閑時間體育鍛煉情況也是在數據中由被調查者主觀填寫的，具有不可考察性。空閑時間的體育鍛煉包括但不限于跑步、騎車、游泳以及力量型抗阻訓練等。進行體育鍛煉可以影響體質指數已經被廣泛認可，但體質指數能否影響主觀健康還有待研究。

體質指數（body mass index，BMI）是反映人體體重與身高關系，且與身體成分密切相關的、判斷人體胖瘦程度和評價營養狀況以及身體充實度的理想指標。BMI的大小影響人體健康，BMI過大或過小，疾病的危險因素都會增加。然而，BMI并不能區別肌肉和脂肪，因此，BMI評估肥胖近些年來受到質疑。一篇文獻表明，以體脂率為參照，BMI評價肥胖的靈敏度很低。但目前大多數關于肥胖的研究主要是建立在BMI評價的基礎上，如果BMI不能有效、準確地區分肥胖者，那么這些研究的結果也將受到質疑［1］。肥胖不僅是一種代謝性疾病，也是高血壓、糖尿病、心血管病的重要危險因素，這些疾病嚴重影響主觀健康的評價。健康不僅僅是說沒有疾病，更強調個體履行日常活動的能力，以及生存的質量和健康狀況。

主觀健康的測量大多數基于個人的口頭報告，是個體在主觀情況下對自己身體狀況的判斷反映，一般采用定量化標準記分方法，比如，1代表不健康、2代表一般、3代表很健康，既能反映出不可測量的感受，又能反映個體總體的健康狀況，拓展了測量的維度。

CGSS是我國第一個全國性、連續性、綜合性的大型社會調查項目，定期、系統地收集中國人與社會各個方面的數據，總結社會變遷的長期趨勢。探討具有重大理論和現實意義的社會議題，推動國內社會科學研究的開放性與共享性，為國際比較研究提供數據資料。本文對體質指數是否影響主觀健康，以及通過空閑體育鍛煉是否影響體質指數進而影響主觀健康進行了分析研究。

1 研究對象與方法

1.1 研究對象

18～59歲北京市成年市民，男女共376人，男性173人，女性203人。

1.2 研究內容

研究體質指數對主觀健康的影響，分析影響體質指數的各種因素，涉及學歷以及體育鍛煉情況，尋求各因素之間的內在關系，為大眾保持良好的健康狀態提供理論支持。研究空閑時間體育鍛煉情況對體質指數的影響，以及研究學歷對空閑時間體育鍛煉情況的影響，進一步證實體質指數對主觀健康的影響。根據本研究內容，提出以下假設。假設1：市民空閑時間進行體育鍛煉的頻率越高，主觀健康評價也就越好。假設2：市民體質指數處于合格狀態（體質指數處于18.5－23.9之間）的情況中，主觀健康評價越好。假設3：在空閑時間經常進行體育鍛煉的人，體質指數處于合格狀態的概率越大。假設4：空閑時間體育鍛煉情況的頻率可以促使市民的體質指數處于合格狀態，并對主觀健康評價產生積極影響

1.3 研究方法

1.3.1 數據來源

2015年CGSS中國綜合社會調查數據庫

1.3.2 變量設置

（1）因變量——主觀健康。采用主觀回答法，在2015CGSS調查問卷中，主觀健康等級分為很不健康、比較不健康、一般、比較健康、很健康5個等級，將5項結果合并為二分變量：“不健康”和“健康”。選項為2及以上劃分為“健康”，選項1劃分為“不健康”。（2）自變量——空閑時間體育鍛煉，依據問卷調查中“過去一年，您是否經常在空閑時間從事以下活動”（選項1為“每天”，選項2為“一周數次”，選項3為“一月數次”，選項4為“一年數次”，選項5為“從不”），重新劃分為“經常”、“不經常”，選項4及以下劃分為“經常”，選項5劃分為“不經常”。（3）中間變量——體質指數。運用調查問卷中的身高與體重信息，把身高的單位轉化為米，體重的單位轉化為千克，在通過公式計算得出體質指數（體重／身高2）。

1.3.3 數據處理

表1 變量與賦值說明

（1）分析不同性別、不同體質指數合格情況、不同空閑時間鍛煉情況市民的主觀健康情況，對各組差異進行比較。

（2）通過相關分析，分析出各因素之間的相關性以及得出相關系數。

（3）通過Logistic回歸分析，分析各指標對北京市民主觀健康情況的影響。

（4）用SPSS軟件完成統計分析。

2 結果

2.1 主觀健康評價水平現狀

2.1.1 不同年齡組成年人主觀健康評價比較

從表2可知，男性主觀健康率略高于女性，男性甲組（18－39歲）主觀健康率明顯高于男性乙組（40－59歲）（P＜0.001）。女性甲組（18－39歲）主觀健康率也明顯高于女性乙組（40－59歲）（P＜0.001）。在同一年齡組中的不同性別來看兩組差別不大，在總的情況中兩個性別組差別不大（P大于0.05）。

表2 不同年齡組成年人主觀健康率比較

2.1.2 不同空閑時間體育鍛煉情況的主觀健康評價比較

根據空閑時間鍛煉情況的比較，同一性別的情況下，經常鍛煉與不經常鍛煉的主觀健康率有顯著差異（P＜0.001），在經常鍛煉的情況下，不同性別條件沒有差異，主觀健康率都處于高位。在不經常鍛煉的情況下，不同性別條件一樣不具顯著差異性，都處于較低的水平。

表3 不同空閑時間鍛煉情況的主觀健康率比較

2.1.3 不同體質指數標準的主觀健康評價比較

從表4可知，無論是男性還是女性，體質指數處于合格狀態人的主觀健康率與體質指數處于不合格人的主觀健康率均存在顯著差異（P＜0.001），體質指數處于合格標準的人主觀健康率遠遠高于體質指數處于不合格的人。從總體來看，體質指數的合格情況在性別間并沒有顯著差異性。

表4 不同體質指數標準的主觀健康率比較

2.2 北京市民體質指數合格情況的現狀

2.2.1 不同年齡組成年人體質指數合格情況的比較

從表5可知，成年甲組女性的體質合格率要顯著高于成年甲組中男性的體質合格率（P＜0.05），在不同年齡段的女性中，成年甲組的體質合格率明顯高于成年乙組（P＜0.05），在不同年齡段中的男性體質合格率則沒有太大差異性（P＞0.05），從兩個年齡組合計來看，不同年齡段的體質合格率并無太大差異。

表5 不同年齡組成年人體質合格率比較

2.2.2 不同空閑時間體育鍛煉情況的體質指數合格情況的比較

表6 不同空閑時間體育鍛煉情況的成年人體質合格率比較

從表6可知，在不同空閑時間體育鍛煉情況下，經常在空閑時間進行體育鍛煉的人體質指數合格率要明顯高于不經常鍛煉的人，無論是男女性別組還是合計起來看，體質合格率的情況都有顯著性差異（P＜0.001），在同一空閑時間體育鍛煉情況下，不同性別則均沒有顯著性差異（P＞0.05）。

2.3 空閑時間體育鍛煉情況、體質指數合格情況與主觀健康評價的相關分析

從表7可知，空閑時間體育鍛煉情況與體質指數合格情況呈顯著的正相關性（P＜0.001），相關系數為0.406，。體質指數合格情況與主觀健康評價呈顯著正相關性（P＜0.001），相關系數為0.455。空閑時間體育鍛煉情況與主觀健康評價也呈顯著的正相關性（P＜0.001），相關系數為0.678，對比大于另外的一個因素，說明空閑時間體育鍛煉情況更能影響主觀健康評價。

表7 空閑時間體育鍛煉情況、體質指數合格情況、主觀健康評價的相關性分析

2.4 空閑時間體育鍛煉情況、體質指數合格情況、與主觀健康評價的回歸分析

2.4.1 空閑時間體育鍛煉情況對主觀健康評價情況的影響

從表8可知，在不同性別的不同年齡組都與主觀健康評價均呈顯著正相關影響性，可見年齡是影響主觀健康評價的重要因素。不同的性別對主觀健康評價也沒有顯著性影響，在不同性別與總體中，空閑時間鍛煉情況并不對主觀健康評價具有顯著影響，說明兩者之間并不存在直接影響關系，因此，假設1被否定。

表8 空閑時間體育鍛煉情況對主觀健康評價影響的回歸分析

2.4.2 體質指數合格情況對主觀健康評價情況的影響

從表9可知，在不同年齡組中與不同性別中，體質指數合格情況對主觀健康評價情況的影響均呈正相關性，假設2被證實。從總體來看，性別因素的體質指數合格情況與主觀健康評價情況不具顯著相關性，說明性別因素同樣對主觀健康評價沒有影響。不同年齡分組的體質指數合格情況對主觀健康評價具有顯著正相關性，同樣說明年齡是影響主觀健康評價的一個重要因素。

表9 體質指數合格情況對主觀健康評價情況影響的回歸分析

2.4.3 空閑時間體育鍛煉情況對體質指數合格情況的影響

從表10可知，在不同性別與總體當中，不同年齡分組的空閑時間體育鍛煉情況與體質指數合格情況呈不顯著性相關（P＞0.05），不同性別的空閑時間體育鍛煉情況與體質指數合格情況也呈不顯著性相關（P＞0.05），只有在同一空閑時間體育鍛煉情況的情況下，不同性別也與體質指數合格情況呈顯著正相關性（P＜0.001），說明無論男性還是女性，在空閑時間經常進行體育鍛煉會影響體質指數處于合格狀態。因此，假設3被證實成立。

表10 空閑時間體育鍛煉情況對體質指數合格情況影響的回歸分析

2.4.4 空閑時間體育鍛煉情況、體質指數合格情況、主觀健康評價的關系

表11是根據前面的分析結果建立的回歸分析模型，涉及空閑時間鍛煉情況、體質指數合格情況對主觀健康評價的影響。結果顯示，在聯合模型當中，空閑時間鍛煉情況對主觀健康評價情況沒有顯著性影響，但是體質指數合格情況對主觀健康評價情況卻有顯著性影響，而空閑時間體育鍛煉情況對體質指數合格情況有顯著性影響，說明空閑時間體育鍛煉情況是通過影響體質指數合格情況來影響主觀健康評價情況的，因此，假設4得到驗證。年齡分組在單個模型和聯合模型當中對主觀健康評價都有顯著性的影響作用，再次說明年齡是影響主觀健康評價的一個重要因素。性別在單個模型當中與聯合模型當中都是對主觀健康評價情況不顯著相關影響的，說明無論男女，都應該通過空閑時間經常進行體育鍛煉來影響體質指數，從而獲得積極方向的主觀健康評價。

表11 空閑時間體育鍛煉情況與體質指數合格情況的中間路徑回歸分析

3 分析與討論

3.1 空閑時間體育鍛煉情況、體質指數合格情況與主觀健康評價的關系研究

3.1.1 空閑時間體育鍛煉情況對主觀健康評價的影響

在本篇文章的研究中，結果顯示，在不同空閑時間是否經常進行體育鍛煉對主觀健康評價的直接影響并不大，不同性別的影響也不大，年齡分組分為兩組，青年組和中年組，未成年人與老年人不做考慮，不同年齡組的空閑時間鍛煉情況差異是非常顯著的，成年甲組經常鍛煉健康率要高于成年乙組。對于不同年齡段的人來說，不考慮性別影響因素的情況下，青年人身體狀況一般好于中老年人，而且青年組在空閑時間經常進行體育鍛煉的情況也優于中年組。在部分研究中，同樣說明經常進行體育鍛煉能影響主觀健康的積極評價，但沒有考慮中間因素發揮的作用，考慮鍛煉引起什么的變化來影響主觀健康積極評價［2］。

3.1.2 空閑時間體育鍛煉情況對體質指數合格情況的影響

在本次研究當中認為，不同的空閑時間體育鍛煉情況形成了不同的體質指數合格情況。年齡分組和性別因素中的鍛煉情況對體質指數情況影響是不顯著的。

在數據中表現出女性在經常鍛煉的情況下，獲得積極體質指數情況的效果要比男性高，但男性各年齡組中處于經常鍛煉狀態的比例要比女性各年齡組高，這與一些研究是相同的［3］。而不考慮各種因素的情況下，在空閑時間經常進行體育鍛煉確實可以幫助獲得合格的體質指數情況，這種方法已經被廣泛認可。

3.1.3 體質指數合格情況對主觀健康評價的影響

在已有研究中，明確表示體質指數的合格情況能夠影響主觀健康評價的情況，體質指數水平過低或過高都不能獲得積極的主觀健康評價［4］，說明體質指數是影響主觀健康評價的一個重要因素。但體質指數的合格情況又受其他因素所影響，空閑時間體育鍛煉情況與體質指數合格情況的模型也顯示出經常進行體育鍛煉確實能幫助獲得合格的體質指數，進一步驗證了體質指數受鍛煉情況所影響。

3.1.4 空閑時間體育鍛煉情況通過體質指數合格情況影響主觀健康評價的路徑分析

在表11的路徑回歸分析中顯示，空閑時間體育鍛煉情況并不能直接影響主觀健康評價情況，分析原因為調查問卷中并未涉及鍛煉的內容，運動的類型，以及運動的方式，如運動強度及運動時間較低的情況下，就不足以影響主觀健康評價。只有在回歸分析中顯示的，當空閑時間的體育鍛煉情況能夠影響到體質指數合格情況的時候，才能引起主觀健康評價的變化，否則鍛煉的效果對主觀健康影響就特別差。根據這一點給我們的提示說明，我們應普及大眾體育鍛煉知識，讓大眾學會如何科學地進行體育鍛煉，讓大眾進行有效的體育鍛煉，同時在所有分析當中，性別是不顯著的因素，所以無論男女，在空閑的時間都應經常進行體育鍛煉，來間接獲得積極的主觀健康評價。

4 結論

4.1 北京市民的主觀健康評價受空閑時間體育鍛煉情況的間接影響，經常鍛煉的人比不經常鍛煉的人主觀健康評價健康的概率高，在不同性別中不存在差異，在不同年齡組當中健康率更偏向成年甲組（18－39歲）。

4.2 假設4在聯合模型回歸分析中被得到證實，同時假設1被否定，在3.1.4中闡述了原因。體質指數是影響主觀健康評價的重要因素，而空閑時間體育鍛煉情況優勢體質指數的重要影響因素，所以空閑時間鍛煉情況能夠通過影響體質指數情況來影響主觀健康評價。

4.3 在研究本文兩種因素的關系情況下，空閑時間鍛煉情況與主觀健康評價同時也被其他的各種因素影響著，本文在研究時僅根據調查問卷中獲得的數據做出相應的分析，做出相應的解釋。我們應積極推動全民化運動，讓普通民眾進行科學鍛煉，科學健身，更好地提高鍛煉的效率，達到全民健康的目標。