山西省居民體育參與影響因素的二項(xiàng)邏輯回歸分析

褚 婷

自《全民健身計劃綱要》頒布以來，我國學(xué)者對于居民體育參與的研究比較多，在中國知網(wǎng)中以“居民體育參與”“居民體育鍛煉”“居民體育行為”為關(guān)鍵詞檢索發(fā)現(xiàn)，有關(guān)“影響因素”的研究中，多是以描述性統(tǒng)計和相關(guān)性研究為主，兩者都無法表明影響作用的大小，因果關(guān)系也無法得到證實(shí)[1]；而采用Logistic回歸分析，可用于因素的篩選，預(yù)測應(yīng)變量發(fā)生的概率。因此，筆者以山西省城市居民為研究對象，采用二項(xiàng)logistic回歸分析對影響居民參與體育的因素進(jìn)行分析與探討，以期為體育參與分析提供借鑒。

1 研究對象與方法

1.1 研究對象

以山西省城市社區(qū)18歲以上居民為調(diào)查對象，了解其體育參與影響因素。

1.2 研究方法

1.2.1問卷調(diào)查法本調(diào)查問卷包括兩大部分，第一部分為居民基本情況調(diào)查，包括年齡、性別、受教育情況、職業(yè)、月收入、婚姻情況；第二部分為居民體育活動情況，包含參與項(xiàng)目、動機(jī)、場所、參與情況、體育消費(fèi)、體育指導(dǎo)等多個問題。對山西省太原市、大同市、晉中市、長治市、運(yùn)城市、朔州市、臨汾市、忻州市、晉城市、呂梁市、陽泉市11個市級地區(qū)城市社區(qū)居民隨機(jī)分層發(fā)放問卷共1 800份[2]，收回1 478份；對問卷的信度和效度檢驗(yàn)分別采用內(nèi)部一致性檢驗(yàn)(P<0.05)和專家判斷法，認(rèn)為該問卷符合社會調(diào)查。

1.2.2數(shù)理統(tǒng)計法本研究對收回的問卷用Excel進(jìn)行錄入，然后導(dǎo)入進(jìn)SPSS21.0軟件。采用二項(xiàng)logistic回歸分析，對影響居民體育參與的影響因素進(jìn)行分析。二項(xiàng)logistic回歸分析，是在因變量只可以取二值的情形下，如“是與否”“有效與無效”，先將取值在實(shí)數(shù)范圍內(nèi)的值通過logistic變換轉(zhuǎn)化為目標(biāo)概率值，然后進(jìn)行的回歸分析[3]。

2 研究結(jié)果與分析

2.1 居民體育參與影響因素回歸模型變量的描述

在參考“居民體育參與影響因素”的研究中[4，5]，結(jié)合本問卷的設(shè)計內(nèi)容的需要，將年齡、性別、婚姻、文化程度、職業(yè)、收入、體育消費(fèi)、區(qū)域、體育指導(dǎo)九個因素作為自變量；將體育參與作為因變量(Y)。通過回歸模型來分析哪些自變量會對因變量(Y)產(chǎn)生影響。鑒于自變量取值本身是用文字描述的，要把他們代入回歸模型中，就必須先將文字用代碼來表示，形成啞變量[6]。借鑒劉大雄[4]、何國民[5]對“月收入和體育消費(fèi)”分類方法，將問卷中的數(shù)值分類自變量分別進(jìn)行編碼，由低到高分為五檔：即低、中低、中等、中高、高。在表1中，性別(X3)、婚姻(X6)、體育指導(dǎo)(X9)只有兩個水平，在回歸模型中只引入一個啞變量；其余的自變量有k個水平，需要在回歸模型中引進(jìn)k-1個啞變量，分類變量見表1。

表1 影響居民體育參與各變量及分類變量的編碼

2.2 居民體育參與回歸模型檢驗(yàn)

為了檢驗(yàn)表1中九個自變量對因變量運(yùn)動參與(Y)的影響，筆者進(jìn)行了二項(xiàng)logistic回歸分析。對于居民體育參與回歸模型的顯著性檢驗(yàn)采用X2檢驗(yàn)和Hosmer-Lemeshow檢驗(yàn)，通過兩種方法對模型擬合度作出綜合判斷更為科學(xué)[7]。居民體育參與回歸模型系數(shù)顯著性檢驗(yàn)結(jié)果見表2。從表2中得知，回歸模型整體擬合度檢驗(yàn)的卡方值是149.690，P值為0.000且小于0.05，達(dá)到顯著性水平。在Hosmer-Lemeshow檢驗(yàn)中，當(dāng)P值沒有達(dá)到顯著性水平時，才能表示回歸模型擬合度較好。P值為0.155，大于0.05(見表3)，未達(dá)到顯著性水平，說明回歸模型整體擬合度良好。通過兩種檢驗(yàn)方法，說明回歸模型具有統(tǒng)計學(xué)意義，自變量可以有效預(yù)測因變量體育參與的情況。

表2 回歸模型系數(shù)的綜合檢驗(yàn)

表3 Hosmer-Lemeshow檢驗(yàn)

2.3 二項(xiàng)logistic回歸結(jié)果分析

2.3.1性別、職業(yè)、婚姻情況、體育指導(dǎo)在回歸分析結(jié)果中，性別、職業(yè)、婚姻情況、體育指導(dǎo)對于山西省城市居民體育參與不具有顯著性意義，沒有進(jìn)入回歸方程。從性別、婚姻、體育指導(dǎo)統(tǒng)計結(jié)果來看，回歸系數(shù)β分別為0.009、-0.259、0.238，P值為0.945、0.142、0.132。性別、婚姻這兩項(xiàng)調(diào)查結(jié)果與其他學(xué)者以區(qū)域或全國為調(diào)查樣本的結(jié)論一致。說明這兩個自變量不能對城市居民參與體育運(yùn)動進(jìn)行預(yù)測。由職業(yè)(X5)對應(yīng)的10個啞變量(見表1)，在其他條件不變的情況下，以黨政、事業(yè)機(jī)關(guān)干部為參照，其余九個啞變量與它都沒有顯著性差異。職業(yè)是城市居民社會地位的標(biāo)尺。本次調(diào)查，說明職業(yè)對城市居民參加體育運(yùn)動的預(yù)測意義不大，職業(yè)的不同不影響城市居民的體育參與。

“體育指導(dǎo)”在問卷中的問題是“體育活動中有專人進(jìn)行指導(dǎo)嗎？”，得到的統(tǒng)計結(jié)果是76.5%的城市居民在體育運(yùn)動中沒有專人進(jìn)行指導(dǎo)?？梢钥闯觯瑥臄?shù)據(jù)的描述性統(tǒng)計與回歸系數(shù)檢驗(yàn)來看，說明有無專人指導(dǎo)對于山西省城市居民參與體育運(yùn)動影響不大。在前期研究成果中也體現(xiàn)出城市居民參與體育動機(jī)排在首位的是“強(qiáng)身健體(59%)”；參與項(xiàng)目為跑步散步(41.9%)；活動場所為公園廣場(24.7%)、社區(qū)場所(21.8%)[2]。這些調(diào)查結(jié)果也說明目前山西省居民參與體育的低成本性、活動項(xiàng)目簡單化以及對“體育服務(wù)”沒有過多的需求；也反映出山西省城市居民選擇體育鍛煉場所為社區(qū)，但社區(qū)體育活動開展缺少組織性，社會體育公共服務(wù)有待進(jìn)一步提高。

2.3.2年齡由表4可知，年齡對應(yīng)的五個啞變量差異性非常顯著。通過回歸系數(shù)和勝算比(EXP)可以看出，在其他條件不發(fā)生變化的前提下，年齡在26—35歲、36—45歲、46—55歲、56—65歲、66歲以上的居民參與體育運(yùn)動的幾率分別是年齡在18—25歲的1.756、1.657、2.601、2.375、2.866倍。年齡在26—35歲、36—45歲居民體育參與幾率要明顯低于其他三個年齡段。這與國家體育總局公布《2013年20—69歲人群體育健身活動和體質(zhì)狀況抽測工作調(diào)查結(jié)果》[8]基本一致。36—45歲(P=0.04)年齡段的城市居民在社會工作、經(jīng)濟(jì)壓力、家庭因素等方面的影響下，會造成體育參與中斷，而再往上年齡越大的人，隨著閑暇時間的增多，發(fā)生體育運(yùn)動的機(jī)會也逐漸增加。這與回歸模型得出的結(jié)果一致，66歲以上居民參與體育的發(fā)生比是最高的。

2.3.3文化水平由表4中數(shù)據(jù)可以看出，文化水平對于城市居民體育參與具有重要影響，進(jìn)入回歸方程。本研究以高中(中專)以下學(xué)歷為參照，大專、本科、碩士、博士及以上的回歸系數(shù)分別是0.529、0.520、0.837、2.037，四個啞變量差異性非常顯著；從勝算比來看，在其他條件不變的情況下，大專、本科、碩士、博士及以上學(xué)歷的城市居民參與體育運(yùn)動的幾率分別是高中以下文化水平的1.697、1.681、2.308、7.671倍，說明文化水平的越高的人參與體育運(yùn)動的幾率越高。這一結(jié)論與國內(nèi)眾多研究結(jié)果一致。可以理解為文化水平高的人，受教育程度相對就高，對于體育的需求以及認(rèn)識要高于低層次的人群，參與體育運(yùn)動的概率也就相對較高。

表4 居民體育參與logistic回歸分析結(jié)果

2.3.4月收入由表4可以看出，月收入對應(yīng)的四個啞變量，以低收入為參照，中低收入、中等收入、中高收入、高收入的回歸系數(shù)分別是-0.225、-0.213、-0.381、-1.250?；貧w系數(shù)為負(fù)值，說明伴隨著收入的增加，城市居民體育參與的幾率將會下降。除了高收入以外，其他回歸系數(shù)都不顯著。中低收入、中等收入、中高收入P值分別為0.907、0.410、0.144，說明在其他條件不變的情況下，這三個變量不能有效預(yù)測因變量的概率值。從統(tǒng)計結(jié)果來看，高收入與城市居民體育參與之間顯著關(guān)聯(lián)，城市居民體育參與發(fā)生在高收入水平的可能性要低于低收入居民，通常可以解釋為高收入城市居民主要緣于工作繁忙，沒有時間參與體育運(yùn)動?！?014中國勞動力市場報告》指出不同就業(yè)身份人員的工作時間差異較大，其中雇主的周工作時間最長，超過47時∕周[9]。雇主必然是高收入群體，工作時間的加長，除去生活必要時間(睡眠、家務(wù)勞動等)，自己可以支配的時間將會減少，那么參與體育運(yùn)動的幾率將會降低。這與本研究得出的結(jié)論基本一致；另一方面，在年齡分析中提到城市居民在26—35、36—45歲發(fā)生體育參與的幾率將會降低。通過對年齡和月收入進(jìn)行交叉列表分析，發(fā)現(xiàn)有33.9%和28.1%的高收入城市居民在這兩個年齡段中，占到高收入居民總數(shù)的62%。這個結(jié)論從一定程度上也可以對高收入城市居民參與體育概率低作出解釋。

何國民[5](2006年)、馬江濤[10](2014年)在其研究中都認(rèn)為個人收入對體育鍛煉和體育人口影響不顯著；本研究中月收入也只有高收入對城市居民體育參與具有預(yù)測意義，且呈負(fù)相關(guān)。馬江濤在研究中指出居民經(jīng)濟(jì)狀況影響運(yùn)動項(xiàng)目的選擇，但是對于是否參加體育鍛煉影響不大。因此，在問卷中也將參與體育項(xiàng)目與月收入進(jìn)行相關(guān)分析，得到結(jié)果相關(guān)系數(shù)是0.215，P=0.014，小于0.05，達(dá)到顯著。這說明本研究與馬江濤研究結(jié)論基本一致，月收入同樣影響體育項(xiàng)目的選擇。

2.3.5體育消費(fèi)在表4中，體育消費(fèi)與城市居民體育運(yùn)動參與呈正相關(guān)。其對應(yīng)的四個啞變量，中低消費(fèi)、中等消費(fèi)，中高消費(fèi)、高消費(fèi)回歸系數(shù)分別是0.955、0.986、1.224、1.288。以低消費(fèi)啞變量為參照，差異性達(dá)到非常顯著；在其他條件不變的情況下，高消費(fèi)、中高消費(fèi)、中等消費(fèi)、中低消費(fèi)居民參與體育的幾率分別是低消費(fèi)居民的3.627、3.401、2.680、2.600倍。體育消費(fèi)水平在調(diào)查中以年為單位進(jìn)行統(tǒng)計，在回歸模型中，消費(fèi)水平可以進(jìn)入到方程中，說明體育消費(fèi)水平高低對于預(yù)測城市居民參與體育運(yùn)動具有重要影響。該研究結(jié)果與何國民[5]得出的結(jié)論一致，說明體育消費(fèi)水平越高，參與體育運(yùn)動的幾率會越大。

2.3.6區(qū)域在調(diào)查中，將山西省11個市級地區(qū)按照城鎮(zhèn)體系規(guī)劃、地理位置劃分為四個區(qū)域，分別是晉中、晉北、晉東南、晉南。從表4中可以看出，區(qū)域(X1)與城市居民參與體育也有顯著影響。以晉南區(qū)域?yàn)閰⒄战M，晉東南、晉北、晉中所賦予的啞變量的回歸系數(shù)分別是-0.111、0.385、0.614，其中只有晉東南回歸系數(shù)檢驗(yàn)值不顯著，P>0.05，而且是負(fù)相關(guān)；以晉南地區(qū)為參照，晉東南地區(qū)發(fā)生體育運(yùn)動的幾率要下降。其他回歸結(jié)果可以說明，與晉南地區(qū)城市居民參與體育運(yùn)動情況相比，晉中和晉北地區(qū)居民參與體育運(yùn)動的幾率分別要比晉南地區(qū)高1.848和1.469倍。在其他條件不變的情況下，晉中地區(qū)居民參與體育的發(fā)生比是最高的。將區(qū)域作為變量放入回歸分析中，主要是了解區(qū)域分層是否對體育參與具有預(yù)測意義，結(jié)論是肯定的。

3 結(jié)論

(1)以山西省城市居民(N=1 478)為調(diào)查樣本量，將體育參與與否列為因變量，對年齡、文化水平、區(qū)域、月收入、性別、婚姻、職業(yè)、體育指導(dǎo)、體育消費(fèi)9個因素進(jìn)行分類變量后采用邏輯回歸分析，通過X2檢驗(yàn)和Hosmer-Lemeshow檢驗(yàn)，證明城市居民體育參與回歸模型整體擬合度良好，具有統(tǒng)計學(xué)意義。

(2)在回歸方程中，進(jìn)入方程模型的變量有年齡、文化水平、月收入、體育消費(fèi)、區(qū)域，這些回歸系數(shù)檢驗(yàn)值達(dá)到顯著性，說明這些變量對于預(yù)測山西省城市居民參與體育運(yùn)動具有意義，但性別、婚姻、職業(yè)、體育指導(dǎo)對山西省城市居民參與體育運(yùn)動影響不大。

(3)山西省居民文化水平、年齡、體育消費(fèi)與參加體育運(yùn)動呈正相關(guān)，也就是說隨著文化水平和體育消費(fèi)水平提高，參與體育運(yùn)動發(fā)生的幾率也會增加；體育運(yùn)動參與幾率伴隨著年齡的增大也會加大，但在26—35歲、36—45歲發(fā)生體育參與的幾率要明顯低于其他年齡段。

(4)山西省城市居民月收入與參加體育運(yùn)動呈負(fù)相關(guān)，說明城市居民體育參與幾率隨著收入的增加而降低。在啞變量中只有高收入回歸系數(shù)檢驗(yàn)達(dá)到顯著；晉中、晉北城市居民參與體育運(yùn)動的幾率分別是晉南地區(qū)的1.848和1.469倍，而啞變量中晉東南回歸系數(shù)檢驗(yàn)不顯著。

[1] 石巖.體育研究中“影響因素”研究方法芻議[J].體育學(xué)刊，2014，21(4)：2～5.

[2] 褚婷.社區(qū)居民體育鍛煉特征分析及對策研究——以山西省社區(qū)居民為例[J].中國學(xué)校體育(高等教育)，2014，1(6)：11～14.

[3] 陳勝可.SPSS統(tǒng)計分析從入門到精通[M].北京：清華大學(xué)出版社，2010.

[4] 劉大雄，陸明濤.中國居民體育運(yùn)動參與的二項(xiàng)邏輯回歸分析[J].武漢體育學(xué)院學(xué)報，2014，46(2)：49～53.

[5] 何國民.體育人口形成因素的二項(xiàng)logistic回歸分析[J].武漢體育學(xué)院學(xué)報，2006，40(12)：63～67.

[6] 賈俊平.統(tǒng)計學(xué)[M]. 北京：中國人民大學(xué)出版社，2011.

[7] 吳明隆，涂金堂.SPSS與統(tǒng)計應(yīng)用分析[M].遼寧：東北財經(jīng)大學(xué)出版社，2012.

[8] 國家體育總局. 2013年20—69歲人群體育健身活動和體質(zhì)狀況抽測工作調(diào)查結(jié)果[EB/OL].www.sport.gov.cn/n16/n1107/n1788/4428310.html，2013-08-06.

[9] 北京師范大學(xué)勞動力市場研究中心.2014中國勞動力市場報告[EB/OL].zqb.cyol.com/html/2014-11/29/nbs. D110000zgqnb_03.htm，2014-11-30.

[10] 馬江濤，于顯洋，李樹旺，等.中國居民參與體育鍛煉影響因素的序次邏輯回歸分析[J].成都體育學(xué)院學(xué)報，2014，40(9)：16.