時間擠出、收入促進與參與型體育消費

馬天平，盧旭蕊

（北京體育大學 體育商學院，北京 100084）

近十年來，繁榮體育消費、促進體育產業健康發展一直是政府工作的重點之一。2014年10月20日，國務院印發《關于加快發展體育產業 促進體育消費的若干意見》，提出了體育產業發展目標，突出強調了體育消費的作用。2018年9月20日，國務院印發《關于完善促進消費體制機制 進一步激發居民消費潛力的若干意見》，體育消費被認定為帶動力強的消費新增長點，被賦予消費升級和結構優化的重要意義。2019年9月17日，國務院辦公廳印發《關于促進全民健身和體育消費 推動體育產業高質量發展的意見》共提出10個方面35條指導意見，以強化體育產業要素保障，激發市場活力和體育消費熱情。可見，體育消費是拉動內需和保障我國經濟增長的重要力量，提升體育消費水平是提高居民幸福感和建設健康中國的重要途徑。除政府高度重視外，隨著城鎮居民生活水平的不斷提高，居民消費觀念和消費需求發生變化，體育消費作為享受型和發展型消費逐步被人們所認識，包括物質產品和服務產品在內的體育消費正成為居民消費的重要組成部分。

近年來，體育消費逐漸成為研究熱點。從已有研究看，學者們對我國整體、區域或家庭體育消費現狀以及不同階層或不同群體的體育消費現狀描述較多。通過不同年份的調研、體育消費意愿的測評，郭立平[1]發現我國體育消費總體水平不高、黏性不強、盈利不足和結構發展失衡，城鎮居民家庭體育消費處于中低水平。單純、籠統性的體育消費現狀描述和分析已不能滿足從深層次洞察體育消費規律的要求。體育消費是一個涵蓋體育各領域的綜合概念，范圍較廣。相較于一般的實物型體育消費，參與型體育消費是體育消費的基礎，是體育產業的核心與關鍵[2]，是體育消費區別于其他消費的重要內容。

以往對參與型體育消費的研究僅考慮經濟能力的影響因素，如停留在研究收入的單一層面因素，而參與型體育消費與一般體育消費的最大不同在于消費者會在體育活動時間的約束下確定消費方案[3]，這些研究忽略了可用于體育參與的時間這一關鍵因素。

參與型體育消費需要以體育參與時間為前提，否則體育參與需求和能力無法轉換為有效需求。Bittman[4]提出，“有能力參加休閑娛樂消費，既意味著獲得物品和服務，又意味著充足的活動時間量”，參與型體育消費更是如此。隨著經濟收入的增長，我國居民逐漸從物質追求向精神追求過渡，與此同時工作和生活節奏持續加快，由于時間約束，體育參與意愿可能很難轉化為放松行動和有效的參與型體育消費。

當下的研究未更細致考慮參與型體育的特征，忽視了從參與時間角度進行觀察，與體育消費應釋放內需潛力、推動經濟轉型升級以及保障和改善民生的使命不相匹配。參與型體育消費對收入和時間的變化均高度敏感，探究時間和收入的雙重約束機制，是突破體育消費發展障礙的重要方式。因此，本文以參與型體育消費為切入點，從微觀家庭主體視角入手，集中探討以下2個問題：①工作忙碌程度是促進還是制約了參與型體育消費，探析其在體育參與時間和收入上的交互機制，得出凈效應；②立足我國所處的宏觀和微觀階段，解釋上述凈效應產生的原因。回答以上問題將有利于全面綜合地剖析參與型體育消費中的制約機制，為體育消費政策的制定提供更細致的依據。

1 文獻回顧

國內較早的文獻從消費主體、消費目的和消費關系3個方面對體育消費進行界定，如20世紀初，林建君等[5]認為體育消費是有消費能力的主體為滿足消費需求對消費資料和勞務的行為依賴關系。鐘天朗等[6]將體育消費定義為人們在體育活動方面的個人消費支出，它不僅包括人們購買體育用品、觀看體育賽事和進行健身鍛煉的消費，也包括人們為了滿足身心發展需要、追求高質量生活而進行的適合自身需要的體育活動，是一種消費總稱。這些界定較為籠統，我們可以將體育消費簡化分為兩類——實物型體育消費和非實物型體育消費，即參與型體育消費和觀賞型體育消費。

參與型體育消費是居民以身體健康、娛樂休閑為目的參與體育活動而支出的費用，涵蓋體育娛樂休閑消費和健身、健美等各種體育鍛煉及體育技術培訓消費。參與型體育消費是以體育運動為載體、以參與體驗為形式、以促進身心健康為目的，選擇、購買、使用和展示體育相關產品和服務的行為過程[7?8]。Funk[9]也認為參與型體育消費是個人選擇、購買、使用和處理體育相關產品和服務以滿足需求和獲得利益的過程。體育參與是參與型體育消費的行為基礎和消費前提。因此，參與型體育消費作為實質性消費，是一種消費主體以體育參與和時間消耗為前提，功能性地解放體育消費資料而滿足消費需求的實踐過程[10]。需要辨析的是，體育參與不一定產生消費，但是參與型體育消費一定存在基于體育參與基礎上的收入支出。同時，并非所有的體育消費均面臨嚴格的時間約束，參與型體育消費需要以時間消耗為前提。

從這些研究可以看出，參與型體育消費的2個必要條件是時間和消費。參與型體育消費是體育參與和體育消費的交叉部分，同時面臨較強的收入約束和時間約束。因此初步推測，工作忙碌將直接減少體育參與時間，可能會擠出參與型體育消費，而工作時間延長帶來的收入水平的提升又會為參與型體育消費提供收入支持。工作忙碌對參與型體育消費的影響是兩方面共存的，具有一定的沖突性。

1.1 工作忙碌導致體育參與時間被占用

在居民體育消費模型中，Grossman[11]通過引入家庭內部生產過程而考慮到了時間投入這一因素。按照該理論，參與型體育消費除了費用支出外還需要時間的投入。在理論上該約束主要來自可支配的體育參與時間，參與型體育消費是在完成正常的工作和必要的家務勞動等時間之外的閑暇時間里的個人消費行為[12]。由于總時長是固定的，工作時間延長，用于參與型體育消費可支配的體育參與時間就會減少。

在實證研究方面：蔡軍[13]發現體育活動時間、體育運動水平和體育社會化程度是制約我國居民體育消費的主要因素。駱秉全等[14]發現，除空巢家庭外，在北京其余家庭類型中，體育活動時間相對不足仍是制約家庭體育消費的重要因素。因人們在享受體育休閑娛樂時，無論是作為觀眾還是作為活動的參與者，都必須擁有一定的體育參與時間[15]。于樂等[16]也認為居民的可支配時間是制約居民體育消費的主要因素。王裕雄等[17]采集了2018年北京居民體育消費數據，使用Double-hurdle模型分析了他們在參與體育消費和體育消費支出2個決策階段的影響機制，也認為時間因素是制約居民參與體育消費決策的主要因素。

參與型體育消費行為在一定程度上是對可支配體育參與時間的消費。從此意義而言，時間是參與型體育消費得以實現的必要條件，是影響消費行為的重要因素。在時間資源緊缺的現今社會，工作忙碌產生。間制約，可能會制約參與型體育消費。

1.2 工作忙碌帶來的收入支持

凱恩斯的絕對收入理論認為，收入的增加會以一定的比例轉化為消費。隨后的消費函數研究都將收入作為重要影響因素，收入對消費的影響不言而喻。

參與型體育消費不同于一般以滿足個人生理需要為基礎的物質產品消費，是在一般的物質消費基礎之上的精神文化層次的消費，它必須以一定的物質占有為前提。當居民的收入提升到體育消費品需求可以在數量上得到基本滿足后，便會產生更高層次上的體育消費要求[18]。參與型體育消費是在滿足了基本的生存消費之后，追求發展和享受等方面需求的個人消費行為，其消費前提是人們具備一定的經濟基礎，這只有在人們的收入水平足以支付生存消費并且有一定剩余后才能實現[19?20]。

實證研究也發現，參與型體育消費受到居民家庭經濟收入的嚴重制約，影響我國城市青少年體育消費心理預期的主要因素為家庭經濟狀況、社會經濟發展狀況等[21]。當收入水平較低時，我國城鎮居民傾向于保守、忍耐，減少體育消費[22]，保守、忍耐傾向的特點就是人們有意識地把需求抑制在生存層次。當收入增加時，有助于提高體育需求并增加體育消費支出[23]。此外，收入水平還可以改變體育消費結構，因實物型體育消費是基本消費，在滿足基本體育消費后，人們會更注重享受型和健身活動型體育消費[17]。

通過梳理已有研究發現，在時間和收入與家庭參與型體育消費的關聯中存在擠出效應和促進效應。為了更清晰地分析這一邏輯機理，筆者嘗試建立理論分析模型并提出研究假設。

2 理論分析與假設提出

為了說明擠出和促進效應之間的關系，在借鑒已有相關理論的基礎上構建一個簡化的理論模型[24]，并根據理論分析和前述文獻梳理結果提出相應的研究假設。

2.1 理論分析

假定：①消費者的全部時間分為工作時間和體育參與時間2個部分；②時間用于非體育參與，可以產生收入，收入可以反向促進參與型體育消費；③消費者收入全部來自消耗工作時間后帶來的收入；④只消費一種參與型體育消費。消費者的效用函數可寫成：

式中：U為效用函數，連續且下凸；T為參與體育的時間；Q為消費者的參與型體育消費量。此時，消費者將面臨2種約束，即時間約束和消費量約束。

設P為參與型體育消費商品的價格，N為工作時間，W為單位工作時間的回報率即工資率，則有：

由此，參與型體育消費量Q和體育時間T的擠出關系，可以表示為二者的邊際替代率MRS等于實際工資率W與體育消費產品的價格P之比，即：

上式即為參與體育消費的擠出效果，其表示在工資率為W的情況下，個人將時間投入至體育活動參與需要在邊際替代關系上讓消費價格等于工資率。當消費者在體育參與損失邊際工資收入W時，至少需要與花費在體育上的消費品價格P相等。如果用經濟學圖形表示則如圖1所示。

圖 1 參與型體育消費的擠出效應和促進效應Figure 1 Crowding out and promoting effects of participatory sport consumption

在圖1中：橫軸為可用于體育活動的時間T，最多可以為每天24 h，當T=24時，無法通過工資獲得收入，沒有收入的支撐，不能夠進行參與型體育消費，消費數量為0；縱軸為參與型體育消費量Q，當全部時間用于工作時，不參與體育活動，則帶來24W的收入，除以消費價格P以后，消費數量為24W/P。在此取舍中，分別刻畫了二者的擠出效應和促進效應。由圖1可見，U1為初始效用，與預算線L1相切于T1點，當因工作忙碌導致參與體育的時間從L1縮短至L2時，收入帶來的促進效應為圖1中的T1、T3部分；同時，也帶來了時間上的擠出效應，為T2、T3的變化。二者的凈效應需要根據實際數據進行驗證。

2.2 假設提出

基于以上分析可見，較高的可支配收入帶來支持，是由基本生存消費轉向更高水平消費的經濟基礎，是我國居民家庭進行參與型體育消費的優勢。盡管工作忙碌帶來體育參與時間的減少直接降低了參與型體育消費水平，但忙碌帶來收入的提升可能產生收入支持，進而促進參與型體育消費。綜合以上分析，提出假設1。

假設1：一方面，工作忙碌直接減少參與型體育消費，產生擠出效應；另一方面，工作忙碌通過提高收入進而增加參與型體育消費，產生促進效應。

體育參與和一般商品存在顯著差異，其完成既需要投入相關的商品或服務，也需要消耗個人的時間[23]。因此，參與型體育消費必須考慮時間約束。根據經濟學分析范式，參與型體育消費是在滿足基本需要的前提下所引發的，為適應更高層次需要所做出的一種選擇[25]，且受到時間成本約束。具體而言，參與型體育消費主要受制于上文分析的2個要素——時間擠出和收入支持。

基于現實，本文的關注點落腳于我國居民收入不斷攀升以及有償勞動工作時長已進入世界前列的當下[26]，分析工作忙碌程度對于參與型體育消費的凈效應。結合上述分析，提出假設2。

假設2-1：從凈效應看，擠出效應占主導作用，工作忙碌程度對中國家庭的參與型體育消費產生擠出作用。

假設2-2：從凈效應看，促進效應占主導作用，工作忙碌程度對中國家庭的參與型體育消費產生促進作用。

3 數據來源與變量選擇

3.1 數據來源

為了檢驗以上分析和假設，本文采用了西南財經大學中國家庭金融調查與研究中心2017年中國家庭金融調查（China Household Finance Survey，CHFS）數據， 2017年是目前最新公布的第4輪調查，樣本覆蓋全國29個省（自治區、直轄市）355個縣（區、縣級市）1 428個村（居）委會，樣本規模為40 011戶。本文采用Stata 15軟件進行數據處理。

3.2 變量設定與描述性統計分析

3.2.1 被解釋變量

被解釋變量為參與型體育消費額（ln fitness），其指標來自于家庭金融調查問卷的問題 “[G1020]去年，您家的保健、健身鍛煉支出花了多少錢（單位：元）”。為了減小異方差的影響，同時保留零點的消費數據不丟失，將被解釋變量以ln（1+參與型體育消費額）的形式引入模型。

3.2.2 解釋變量

由假設可知，本文的核心解釋變量為工作忙碌程度（ln avbusy）。受限于數據，本文暫時無法獲取具體可支配的體育參與時間量，但是居民人均工作時間可以用來衡量居民家庭生活和工作的平衡程度，因此本文用家庭平均工作時間來衡量居民家庭的忙碌程度，該數據來源于問卷中的問題“[A3112]平均每個月工作多少天”以及“[A3113]平均每天工作幾小時”。考慮到家庭活動的內部聯動性，將所有工作的家庭成員的工作時長進行平均①本文針對工作的忙碌程度進行分析，因此在計算該指標時，未工作的未成年人和老人不計入。，計算出了家庭平均每年工作小時數，即工時，再以工時/每年小時總數（8 760 h）計算出工時率，即工作時間占總時間的比例，用來表示家庭的忙碌程度。

3.2.3 其他變量

除了核心解釋變量外，收入水平（ln avwage）也是重要變量，為了對應工作的忙碌程度，本文以工作收入來衡量收入水平的約束。同時，根據已有文獻的研究，家庭的人口特征與家庭消費顯著相關，因此本文控制了家庭人口特征，包括衡量家庭規模的指標、戶主的年齡和性別、婚姻狀況、家庭所處的城鄉和地區等。

此外，為了排除家庭參與型體育消費意愿的干擾，本文根據家庭的健康自評衡量家庭對參與型體育消費的需求，數據來自問卷中的問題“[A2025b]與同齡人相比，現在的身體狀況如何”。在此基礎上構造了不健康人數占家庭人口的比例，衡量家庭參與型體育消費的主觀意愿。主要變量的具體解釋見表1，變量的描述性統計分析見表2。

表 1 主要變量解釋及說明Table 1 Explanation and description of main variables

表 2 變量的描述性統計分析結果Table 2 Descriptive statistical analysis of variables

從表2可以看出，被解釋變量參與型體育消費額存在零值，說明部分家庭并不進行相關消費，同時，數據存在收入水平差異較大等特征，在后續分析中考慮這一特征。

4 模型設定與實證檢驗

本文數據的一個特點是，被解釋變量中存在較多零點，屬于受限因變量，此時被解釋變量的分布為一個離散點與一個連續分布組成的混合分布，如果采用OLS來估計，無論是采用全樣本還是去掉離散點的子樣本均不能得到一致估計，因此采用Tobit模型進行估計。Tobit模型也稱受限因變量模型，包含2種方程，一種是受限制的連續變量模型，另一種是反映選擇問題的離散數據模型，本文屬于第一類。值得注意的是，Tobit模型所估計出的原始系數并沒有特定的經濟意義，在估計Tobit模型后計算偏效應（marginal effects）進行解釋。

4.1 忙碌程度對參與型體育消費的擠出效應檢驗

根據文獻回顧，工作時間越長、越忙碌，體育參與的時間越少，可能不利于參與型體育消費，即工作忙碌程度直接降低了參與型體育消費，產生了擠出效應。為了驗證以上內容，設計模型（7），先采用Tobit估計，隨后采用最小二乘法并采用穩健標準誤進行估計，作為Tobit回歸的結果對比。

其中：被解釋變量ln fitness表示參與型體育消費，為1+參與型體育消費額，再取對數；ln avbusy表示忙碌程度；其余變量為控制變量。 β1～β8表示變量的系數。模型（7）的回歸結果見表3。

表 3 忙碌程度對參與型體育消費的擠出效應檢驗結果Table 3 Test results of crowding-out effect of busyness on participatory sport consumption

表3列（1）和列（2）的結果為Tobit回歸后計算出的偏效應，相對于回歸的原始系數，具有更準確的經濟意義，表示y>0時的實際效應。列（3）和列（4）為OLS回歸結果。可以看出，在Tobit估計和OLS估計中，控制了其余變量的影響后，工作忙碌程度的系數分別為?0.776和?0.477，均達到1%的顯著性水平，即越忙碌的家庭，其可用于參與型體育消費的時間直接越少，導致居民家庭的參與型體育消費額降低。假設1得到部分驗證，即工作忙碌程度提升直接減少參與型體育消費，產生擠出效應。這是因為參與型體育消費以體育參與為基礎，屬于典型的耗時性體育消費類目。

4.2 忙碌程度對參與型體育消費的促進效應檢驗

由前文分析得知，忙碌程度可能通過收入水平的提升而提升參與型體育消費，表現為促進效應。為了檢驗這一促進效應是否成立，將收入水平設定為中介變量，引入模型。運用中介效應檢驗方法，依次構建以下檢驗模型，采用逐步回歸法對上述作用機制進行檢驗，設定路徑模型：

其中，模型（7）和模型（9）的被解釋變量為參與型體育消費額，解釋變量為工作忙碌程度，而模型（8）中的被解釋變量為lnavwage，代表收入水平這一中介變量，其余變量為控制變量。首先按照路徑模型進行依次檢驗，隨后再次采用Sobel法和Bootstrap法進一步驗證。模型（7）至模型（9）的逐步檢驗結果見表4。

表 4 忙碌程度對參與型體育消費的促進效應檢驗結果Table 4 Test results of the promotion effect of busyness on participatory sport consumption

表4列出了收入水平對工作忙碌與參與型體育消費的中介效應結果，檢驗了忙碌程度對參與型體育消費的促進效應。表4列（2）為模型（7）的結果，參與型體育消費對工作忙碌程度的回歸系數在1%的水平上顯著為負，表明工作越忙碌，可進行體育參與的時間就越少，抑制了參與型體育消費。表4列（3）表示在路徑模型（8）中，收入水平對忙碌程度的回歸系數在1%的水平上顯著為正，而當把收入水平加入模型（9），從表4列（4）的結果可以發現，收入水平以及忙碌程度的回歸系數均在1%的水平上顯著。對比系數可以發現，引入收入水平后，忙碌程度的系數絕對值由0.771變為0.818，說明忙碌程度確實通過收入水平間接影響著參與型體育消費。

通過Sobel檢驗得出的Z值分別為2.847和2.914，在1%的水平上顯著。此外，應用Bootstrap法對全樣本抽樣1 000次進行再次檢驗。檢驗結果顯示，收入水平的間接效應置信區間分別為（0.001 900 1，0.011 511 7）和（?0.607 821 2，?0.427 866 9），區間均不包含0，說明Sobel法和Bootstrap法的檢驗結果與逐步檢驗法的結果一致。

以上結果表明，假設1得到全部驗證。雖然工作忙碌直接導致了時間擠出，對參與型體育消費表現為擠出效應，但是由于工作時間延長會增加收入，而收入水平的提升帶來支持，會顯著促進參與型體育消費。因此，工作的忙碌程度又對參與型體育消費表現為間接的促進效應。

4.3 擠出與促進的凈效應檢驗

4.3.1 擠出與促進凈效應的基礎檢驗

上文的檢驗證明，忙碌程度分別在直接的時間擠出和間接的收入支持上，對參與型體育消費表現為擠出和促進的沖突效應。參與型體育消費的完成，既取決于體育參與時間，又取決于收入水平，同時受到時間擠出和收入支持的共同作用。為了檢驗該凈效應最終表現為擠出效應還是促進效應，在模型（9）的基礎上構建模型（10）：

在模型（10）中，若交叉項系數為正，則一個變量的邊際效應隨著另一變量的增加而遞增，凈效應為促進效應，反之則為擠出效應。回歸結果見表5。

表 5 擠出或促進凈效應的基礎檢驗結果Table 5 Basic test results of crowding-out or promoting the net effect

從表5列（4）中可以看到，交叉項的系數為負，絕對值為0.067，達到5%的顯著性水平。交叉項的系數為負，說明收入帶來的收入支持弱于時間擠出的制約作用。當時間減少和收入提升同時發生于居民家庭時，兩者對參與型體育消費的凈效應為擠出效應。由此可以驗證假設2-1成立，即從凈效應來看，擠出效應占主導作用，工作忙碌對中國家庭的參與型體育消費產生擠出作用。

4.3.2 從參與型體育消費的便捷性差異考察凈效應

為了細化觀察工作忙碌對參與型體育消費的影響，繼續考察不同家庭進行參與型體育消費的便捷性存在差異時的凈效應差異。近幾年，部分地區體育設施迎來了建設高潮，聚集效應、人民生活水平的提高、體育參與時間的增加都使參與體育活動人數大幅增加。因此，部分地區積極引進先進的體育設施項目，以此來豐富體育設施類型。另有地區經濟基礎薄弱，管理體制不健全，相對而言參與型體育消費渠道較匱乏[27?28]。這種供給的豐富性和匱乏性造成了當地消費者在“搜尋”和“獲取”參與型體育消費的過程中花費的時間有較大差異。對于參與型體育服務供給較少的地區，相當于間接擠出了可支配的體育參與時間，造成了更為嚴重的時間擠出，可能加大工作忙碌的擠出效應。因此，凈效應則可能存在差異。

然而，若僅僅以城鄉來衡量這種“搜尋”和“獲取”的便捷性，誤差較大。因此，本文以該家庭距離最近快遞收取點的距離為基礎，構造變量進行衡量。各城市快遞自提點空間分布不均衡，均呈現出以主城區為核心向周邊區域擴展的趨勢，在主城區形成了明顯的集聚現象，而周邊地區相對稀疏[29]。這一距離在一定程度上反映了該家庭所處地區中各類生活服務的便捷性。因此，本文將家庭分為“搜尋”和“獲取”參與型體育消費便捷和不便捷兩類，便捷取值為1，否則取值為0。將變量引入模型，以不同形式考察其凈效應差異，結果見表6。

從表6可以發現，忙碌程度和收入水平的交叉項均在5%的顯著性水平下為負，而三者的交叉項均在1%的顯著性水平下為正，這說明工作的忙碌程度通過直接的時間擠出和間接的收入支持，對參與型體育消費產生影響，并且凈效應為擠出效應。但是獲取服務越便捷在一定程度上減弱這種擠出效應，因其減少了“搜尋”和“獲取”的時間成本，相對而言，有利于促進參與型體育消費。

表 6 從參與型體育消費的便捷性差異考察凈效應的檢驗結果Table 6 The test results of the net effect from the convenience difference of participating sport consumption

綜上可見，在我國經濟高速發展的同時，時間已經成為稀缺資源，人們的忙碌和緊張并沒有得到緩解。在當下發展階段，相對于收入支持，家庭參與型體育消費更大程度地受到時間擠出的制約。

5 原因分析

前述的實證結論表明，在居民家庭忙碌程度對參與型體育消費的凈影響中擠出效應占據主導作用，因為忙碌程度帶來的時間擠出超過了收入水平帶來的收入支持，而這是基于現象層面的討論，其中緣由是更值得進一步分析并檢驗的內容。

5.1 基于經濟發展水平的收入因素

我們猜測當下收入水平的收入支持正在減弱，當收入水平較低時，體育參與時間不夠稀缺，多投入工作時間，創造更多收入是居民的主要訴求。居民收入水平逐漸提升，使得人們更重視體育參與時間，收入的增加會強化體育參與時間的價值。當居民家庭的平均收入水平到達一定層次，收入支持降低，可能小于時間擠出的制約。即工作忙碌程度對參與型體育消費的凈效應部分取決于當前居民家庭已處的收入水平，從宏觀上看，取決于我國所處的經濟發展階段。

因此，我國所處的經濟發展階段可能是目前居民家庭忙碌程度對參與型體育消費凈效應為擠出效應的宏觀原因。為檢驗這一原因需考察是否“經濟發展水平越高，收入增多的同時體育參與的需求越強，則擠出效應越強”。由于經濟發展水平難以劃分，我們設計將不同區域的發展水平作為不同經濟發展水平的衡量方式，以此檢驗不同經濟發展水平下工作忙碌對參與型體育消費的制約程度。當前，我國東、中、西部具有不同的經濟發展水平，因此具有不同的收入支持。可以考察在不同的經濟發展水平條件下，工作忙碌程度對參與型體育消費影響的差異。綜合上述分析，提出假設3。

假設3：經濟發展水平升高，使得收入產生的支持對參與型體育消費影響減弱，工作忙碌的擠出效應占據主導作用。

若上述假設成立，則忙碌程度對中國家庭參與型體育消費的凈效應，在不同經濟水平下將有不同的表現。為此，利用我國東部經濟發達地區、中部經濟次發達地區和西部經濟不發達地區3組樣本，再次進行檢驗，檢驗結果見表7。

表 7 將經濟發展水平作為凈效應宏觀原因的檢驗結果Table 7 Test results of the economic development level as the macro-cause of the net effect

表7檢驗結果顯示，工作忙碌和收入水平的交叉項，只有在東部地區顯著為負，中部地區為負但不顯著，西部地區甚至為正。這說明，當經濟處于較高發展水平時，由于收入的增加，對工作忙碌的意愿降低，工作忙碌對體育參與時間的擠出成為主要制約因素。此時，時間擠出已經大于收入支持，忙碌程度對參與型體育消費凈效應表現為顯著擠出效應。相對東部地區代表的高收入水平，中部地區由于經濟次發達，擠出效應已經存在，但目前階段并不顯著。在經濟最不發達的西部地區，收入水平仍然是制約參與型體育消費的主要因素。由此，假設3得到驗證，即在我國居民家庭中忙碌程度的凈效應為擠出效應的一個宏觀原因是我國所處的經濟發展水平。當前，我國城鄉居民的總體收入水平已經到達一定層次，人們經濟基礎已經奠定，此時在參與型體育消費中工作忙碌程度提升的促進效應已經被體育參與時間緊缺的擠出效應超過，工作忙碌程度對參與型體育消費的擠出效應占據主導作用。

5.2 基于家庭工作性質的忙碌因素

在微觀上，家庭工作性質影響時間的可支配性，工作忙碌帶來的收入提升對參與型體育消費的促進作用較弱，還可能是由于家庭的工作性質差異導致的。不同職業的時間彈性和收入不同。當人們簽訂勞動合同獲取工作和收入時，其工作與閑暇在時間和空間上被分割。大部分人的工作時間與可支配的體育參與時間涇渭分明，而對于務農或創業等個體自由生產者，其可支配的體育參與時間和勞作時間混雜[30]，閑暇和工作的時間邊界模糊，因此可以相對自由地支配閑暇時間，用于體育參與和消費。此類人群可能與簽訂勞動合同的人群在時間擠出上存在差異，因此不同的職業性質可能也是引起凈效應差異的原因。因此可以認為，非自由職業家庭與自由職業家庭相比，工作忙碌帶來的時間擠出更強。綜合以上分析，提出假設4。

假設4：與自由職業家庭相比，非自由職業家庭的時間擠出加強，使得擠出效應占據主導作用。

若上述假設成立，在忙碌程度對中國家庭參與型體育消費產生的沖突效應中，與自由職業家庭相比，非自由職業家庭擠出效應更占據主導。數據顯示，非自由職業家庭數量遠遠多于自由職業家庭。因此，若全樣本的總體凈效應傾向于非自由職業家庭，則從微觀上檢驗了家庭職業性質對總體擠出效應的解釋。

將樣本按照工作是否簽訂正規勞動合同分為非自由職業和自由職業兩類，檢驗假設4，結果見表8。

表 8 將家庭職業性質差異作為凈效應微觀原因的檢驗結果Table 8 Test results of the difference in family occupational nature as the micro-cause of the net effect

從表8列（1）和列（2）可以發現，非自由職業家庭中工作忙碌的系數絕對值為1.162，大于自由職業家庭的系數1.024，兩者均在1%的顯著性水平下為負。在表8列（5）和列（6）中，自由職業家庭的交叉項系數為負，但不顯著，非自由職業家庭交叉項系數顯著為負。以上結果說明，相較于自由職業家庭，非自由職業家庭由于無法相對自由地支配時間，導致時間擠出更加強烈，擠出效應更加占據主導。

近年來，隨著國家政策的支持和互聯網等現代信息技術的普及，我國迎來創業創新、靈活就業的熱潮，但是在總體上非自由職業家庭仍占據絕對體量，因此總體情況傾向于非自由職業家庭。假設4得到驗證，即與自由職業家庭相比，非自由職業家庭的時間擠出加強，使得擠出效應占據主導作用。以上結果說明，家庭的職業性質是目前我國居民家庭中凈效應為擠出效應的微觀原因。

6 考慮內生性問題的穩健性檢驗

前文的實證研究可能面臨著潛在的內生性問題。對于內生性的處理，工具變量是一種有效的方法。合理的工具變量需要滿足相關性與外生性2個條件[31]。本文基于消費者時間分配的角度，構建通勤成本這一工具變量。一方面，若通勤更便捷，則有助于緩解個人忙碌，因此通勤成本對家庭的忙碌程度有顯著影響，能夠滿足工具變量的相關性條件。另一方面，對于時間約束下的消費者而言，通勤成本是由工作地點距離居住地的距離決定的，不受收入水平、性別、年齡的家庭人口特征的干擾，能滿足工具變量的外生性要求。為了便于識別，構造2個指標來衡量通勤成本，分別為每天單程上班時間和每天單程上班距離。

從觀察通勤時間（wtwtime）和通勤距離（distance）的均值可以發現，我國家庭居民的上班平均單程時間為75 min左右，平均單程距離在30 km左右，這與我國2020年公布的《全國主要城市通勤時耗監測報告》中的數據較為一致。這說明，我國居民的通勤成本較高，變相地加劇了工作忙碌程度，擠占了體育參與時間，可能不利于進行參與型體育消費。

由于通勤時間和通勤距離屬于分類變量，難以在家庭成員中進行平均衡量。因此，采用戶主的情況作為代表。在一定程度上戶主個人的情況可以代表家庭運行的一般機制。與之相對應，家庭的收入水平則采用人均可支配收入來衡量。采用模型（11）進行估計：使用兩階段最小二乘法（2SLS）的回歸結果見表9。從表9中的2SLS回歸結果看，第一階段回歸的F統計量為61.68，大于10這一經驗值，因此可以排除“弱工具變量”問題。同時，方程的不可識別檢驗的LM統計值為49.040，P=0.000 0，小于0.01，拒絕“不可識別”的原假設。過度識別檢驗的Sargan-Hansen統計量檢驗的結果不顯著，無法拒絕所有變量都是外生的原假設，表明我們選擇的工具變量較有效。此外，豪斯曼檢驗的統計值為13.39，P=0.000 3，拒絕了“所有解釋變量均為外生”的原假設，說明2SLS工具變量估計與原估計模型存在差異，但估計系數支持上文結論。綜合說明，前述基礎回歸模型的內生性較少，模型較為穩健，工作忙碌程度顯著制約著家庭參與型體育消費的結論得到進一步論證。

表 9 使用工具變量的2SLS檢驗結果Table 9 2SLS test results using instrumental variables

7 結論與建議

體育消費被賦予帶動體育產業發展、拉動內需和促進經濟增長的重要使命，也是提升居民健康水平和幸福感的綠色消費領域。參與型體育消費在各類體育消費中具有后發優勢，但相關研究忽視了其受參與時間限制的影響機制，難以滿足實際發展需求。

本文從時間擠出視角考察參與型體育消費的約束機制，分析現階段我國家庭中工作忙碌程度對參與型體育消費的凈效應。研究發現，在微觀家庭中：一方面工作忙碌減少了可用于體育參與的時間，直接制約參與型體育消費，表現為擠出效應；另一方面工作忙碌可以增加收入，而收入有利于高質量的消費，對參與型體育消費產生收入支持，表現為促進效應。兩者同時作用于居民家庭時，工作忙碌程度對參與型體育消費表現為擠出的凈效應。這主要有兩方面的原因：①在宏觀上，我國經濟發展水平變高，居民收入增加，收入水平對體育參與消費的促進效應減弱；②在微觀上，在我國家庭的職業性質中，非自由職業仍占據主位，時間的可支配性較低，時間的擠出效應較強。在總體上，工作忙碌正擠出居民家庭的參與型體育消費。

根據以上研究結論，對我國現階段體育消費政策制定提出如下建議：

（1）相對于收入水平，我國體育消費更受體育參與時間的制約，因此在制定促進體育消費政策時，不應只是以增加收入為手段，更應深入關注居民家庭的有效體育參與時間。例如，在部分職工的合法節假日難以落實時，相關部門應積極完善職工休假政策，并加強監督；又如，城市居民受限于工作的通勤壓力，體育參與時間被擠壓，應對城市居民的通勤進行優化；再如，人們居家辦公模式已較為成熟，應借助這一條件，適時針對相關行業推出彈性工作制度，提高居民支配體育時間的自由度。

（2）減少人們參與體育的額外時間約束，即增加人們參與體育消費的便捷性。例如，很多地區存在體育供給不足的情況，人們需要花費不必要的時間和精力去“搜尋”和“獲取”體育服務，建議政府在“新基建”頂層設計中，采用新建或改建設施的方式強化體育場地和設施、設備的供給；又如，鼓勵社會力量采取多種方式，針對不同人群的消費特征和體育參與需求差異，提供豐富多樣的體育服務，高效開發體育場所和產品，發揮市場作為體育服務供給主體的作用。

（3）通過各種媒介，積極倡導居民樹立正確的體育健康意識，優化體育參與的時間管理，積極主動地分配時間進行體育活動，形成綠色生活觀念。

總之，現階段制定體育消費政策時應以減少體育參與時間的約束為核心，多角度降低工作忙碌程度對參與型體育消費的擠出效應，促使居民形成更健康的運動生活方式，以此進一步培育和壯大我國體育消費市場。

作者貢獻聲明：

馬天平：提出論文主題，設計論文框架，撰寫、修改論文；

盧旭蕊：查閱文獻，分析數據，撰寫、修改論文。