供給視角下公眾體育鍛煉積極性的影響因素

張 望，張 宇

(揚(yáng)州大學(xué) 政府治理與公共政策研究中心，江蘇 揚(yáng)州 225127)

近年來，隨著經(jīng)濟(jì)的快速發(fā)展，人們?cè)絹碓阶非蟾咂焚|(zhì)的生活，同時(shí)，對(duì)自身的健康水平提出了更高的要求，而公眾體育鍛煉的積極性對(duì)優(yōu)化生活品質(zhì)、提高身體素質(zhì)均發(fā)揮著尤為關(guān)鍵的作用。另一方面，國家為提升全民身體素質(zhì)，提高社會(huì)整體健康水平，多次出臺(tái)有關(guān)踐行全民健身目標(biāo)的相關(guān)文件。2020年10月，《中共中央關(guān)于制定國民經(jīng)濟(jì)和社會(huì)發(fā)展第十四個(gè)五年規(guī)劃和二○三五年遠(yuǎn)景目標(biāo)的建議》中明確指出“到2035年建成體育強(qiáng)國、健康中國”[1]。2021年國務(wù)院辦公廳出臺(tái)的《全民健身計(jì)劃》(2021-2025年)中也明確提出“要使人民群眾體育健身更加便利，健身熱情進(jìn)一步提高”[2]。從文件精神中不難看出，提高國民體育鍛煉的意愿、提升國民身體素質(zhì)已成為我國新發(fā)展階段的應(yīng)有之義。

大量文獻(xiàn)[3-5]從多維度探尋公眾體育鍛煉的積極性，但多數(shù)研究均是圍繞人口學(xué)特征、主觀因素、環(huán)境因素、心理因素等層面去透析公眾體育鍛煉意愿的影響因素，還有部分學(xué)者從青少年[6]、老年群體[7]、大學(xué)在校生[8]、白領(lǐng)女性[9]等不同群體角度對(duì)體育鍛煉活動(dòng)進(jìn)行動(dòng)機(jī)分析，卻較少基于體育服務(wù)供給視角的宏觀邏輯層面對(duì)當(dāng)前公眾體育鍛煉的行為意愿進(jìn)行實(shí)證分析。鑒于此，本文以江蘇省揚(yáng)州市居民為研究樣本，從服務(wù)供給視角出發(fā)，構(gòu)建公眾體育鍛煉意愿的行為邏輯框架。結(jié)合結(jié)構(gòu)方程模型，探究在公共體育服務(wù)客觀資源供給中對(duì)公眾體育鍛煉積極性具有顯著影響效應(yīng)的因素及其作用機(jī)制，以期在為后續(xù)實(shí)踐中政府提升國民鍛煉積極性的相關(guān)政策提供參考性建議。

1 理論邏輯分析

1.1 理論分析

1.1.1 鍛煉積極性的模型重塑

體育鍛煉積極性指的是個(gè)人或群體渴望參與具有一定頻率、強(qiáng)度的實(shí)踐性體育運(yùn)動(dòng)的心理欲望，是在一定時(shí)間內(nèi)，結(jié)合特定的體育運(yùn)動(dòng)方式進(jìn)行體育運(yùn)動(dòng)活動(dòng)的外在操作化行為意圖表現(xiàn)[10]。一般而言，參與體育鍛煉不外乎防治疾病、減脂塑形和娛樂消遣這三種主要目的。

20世紀(jì)70年代末，班杜拉在其倡導(dǎo)的社會(huì)認(rèn)知理論中指出個(gè)人的認(rèn)知、行為與環(huán)境三個(gè)維度均會(huì)對(duì)人類行為產(chǎn)生影響。該理論認(rèn)為若社會(huì)環(huán)境中能夠豐富體育鍛煉資源與選擇類型，在達(dá)到有效供給的基礎(chǔ)上，會(huì)驅(qū)使個(gè)體產(chǎn)生體育鍛煉的行為[11]，簡言之，在社會(huì)認(rèn)知理論中，體育環(huán)境資源對(duì)個(gè)體體育鍛煉的行為意向具有重要影響作用。既有研究發(fā)現(xiàn)，外部環(huán)境因素是影響國民體育鍛煉行為3個(gè)主因子中最具影響力的因素[12]，且公共體育服務(wù)的供給是運(yùn)動(dòng)環(huán)境資源的先行變量。因此，基于社會(huì)認(rèn)知理論，個(gè)體進(jìn)行體育鍛煉的行為路徑應(yīng)深化為“服務(wù)供給→環(huán)境資源→行為意愿→行為響應(yīng)”的范式。這也正如環(huán)境行為理論中所架構(gòu)的一般：人的自由意識(shí)受到社會(huì)環(huán)境控制，由自然要素或人為因素所引起的環(huán)境轉(zhuǎn)變，會(huì)相應(yīng)地引起相關(guān)個(gè)體社會(huì)性的行為變化[13]。

而在公共體育服務(wù)的供給環(huán)境構(gòu)成要素的研究中，學(xué)者們觀點(diǎn)各異。洪婧婧從物理場域視角出發(fā)，將供給環(huán)境分為學(xué)校、家庭及社區(qū)三個(gè)獨(dú)立區(qū)域進(jìn)行研究[14]，但體系中未對(duì)服務(wù)供給有所側(cè)重；另有學(xué)者通過公共體育客觀層面，總結(jié)出供給環(huán)境應(yīng)包括體育規(guī)模、空間安全、服務(wù)布局、服務(wù)結(jié)構(gòu)四個(gè)方面[15]。Morales V將SERVQUAL模型嵌入于因子模型中，構(gòu)建出有形性、可靠性 、安全性、服務(wù)性的供給服務(wù)評(píng)價(jià)指標(biāo)體系[16]；無獨(dú)有偶，樓蘭萍也基于社會(huì)評(píng)價(jià)方法，優(yōu)化指標(biāo)后構(gòu)建了相類似的“資源配置—保障制度—服務(wù)效益”三維供給評(píng)價(jià)體系[17]。綜上而言，本研究為保證合理的供給環(huán)境要素組合對(duì)供給環(huán)境進(jìn)行高度概括與凝練，遵循指標(biāo)的科學(xué)性、代表性及改良性原則，將公共體育服務(wù)供給剖析為有形資源、安全保障及多元需求3個(gè)維度進(jìn)行后續(xù)研究。

因此，提出如下研究假設(shè)：

H1a：供給中有形的資源越充足，公眾參與體育鍛煉的積極性越高。

H2a：供給中安全保障越受關(guān)注，公眾參與體育鍛煉的積極性越高。

H3a：供給中多元需求越被滿足，公眾參與體育鍛煉的積極性越高。

1.1.2 公民滿意度的間接關(guān)系

合理行為理論又被稱為理性行為理論，最早由美國學(xué)者Fishbein與Ajzen于1975年提出，該理論的基本假設(shè)為：個(gè)人的行為意圖直接決定其是否產(chǎn)生主動(dòng)性行為，而其行為意圖會(huì)顯著受到個(gè)體的態(tài)度觀念及主觀體驗(yàn)的影響[18]。有研究發(fā)現(xiàn)，在個(gè)人體育鍛煉積極性的影響機(jī)制中，在外界環(huán)境因素與主體行為意愿的影響路徑中，存在著非理性的主觀因素承擔(dān)著中介的作用，公民對(duì)體育服務(wù)的滿意度便是其中重要角色之一[19]；周成林在研究中證實(shí)：因個(gè)體在認(rèn)知系統(tǒng)內(nèi)對(duì)公共體育服務(wù)具有不同的主觀體驗(yàn)，遂致使個(gè)體間存在體育鍛煉積極性的普遍差異[20]。除此之外，公眾滿意度理論中強(qiáng)調(diào)：公眾在接受某特定的公共物品時(shí)，供給資源的充足性對(duì)公眾的主觀感受與評(píng)價(jià)標(biāo)準(zhǔn)會(huì)產(chǎn)生顯著的積極影響。

綜上所述，公共體育服務(wù)中的有形資源、安全保障與多元服務(wù)等方面的供給，不僅為公眾營造了良好的運(yùn)動(dòng)環(huán)境與氛圍，還為公眾創(chuàng)造了體育鍛煉的良好條件、運(yùn)動(dòng)機(jī)會(huì)，助于公眾產(chǎn)生愉悅體驗(yàn)與正向情緒、提升公民滿足度，并同時(shí)塑造有關(guān)體育鍛煉行為決策的良好信息記憶，從而激勵(lì)產(chǎn)生下一次的鍛煉行為，使得公民積極、規(guī)律的體育鍛煉成為可能。其中，公民滿意度在作用機(jī)理中扮演著重要的中介角色。

因此，提出如下研究假設(shè)：

H1b：供給中有形的資源越充足，公民對(duì)公共體育服務(wù)的滿意度越高。

H2b：供給中安全保障越受關(guān)注，公民對(duì)公共體育服務(wù)的滿意度越高。

H3b：供給中多元需求越被滿足，公民對(duì)公共體育服務(wù)的滿意度越高。

H4：公民對(duì)公共體育服務(wù)的滿意度越高，其體育鍛煉的積極性越高。且其滿意度在有形資源供給(H4a)、運(yùn)動(dòng)安全保障(H4b)、滿足多元需求(H4c)與公眾參與體育鍛煉的積極性的關(guān)系中起到中介作用。

1.2 模型設(shè)計(jì)

基于上述理論分析與假設(shè)，初步架構(gòu)出圖1所示的“公眾體育鍛煉積極性的結(jié)構(gòu)模型”。該結(jié)構(gòu)模型中包含有形資源(Tangible Resources，TR)、安全保障(Security Guarantee，SG)、多元需求(Diverse Demand，DD)、公民滿意度(Citizen Satisfaction，CS)、鍛煉積極性(Exercise Enthusiasm，EE)5個(gè)潛變量與測量模型，公民滿意度為中介變量，其中5個(gè)潛變量所聯(lián)結(jié)的10條因果路徑，從公共體育服務(wù)供給視角下預(yù)設(shè)了公眾體育鍛煉積極性結(jié)構(gòu)模型的內(nèi)在運(yùn)作邏輯與機(jī)理。

圖1 公眾體育鍛煉積極性結(jié)構(gòu)模型

1.3 指標(biāo)選取

本研究的潛變量測量指標(biāo)均選取于國內(nèi)外較為成熟的操作化變量，借鑒已有文獻(xiàn)中的量表，結(jié)合上述的理論推演邏輯，最終匯編形成模型變量的測量量表，見表1所示。關(guān)于測量標(biāo)度，采取Likert的五點(diǎn)量表法，分別用數(shù)值1、2、3、4、5量化調(diào)查者對(duì)題項(xiàng)的認(rèn)同程度，從1到5贊同度逐漸增加；鍛煉頻率也采用由“從不”到“非常頻繁”的選項(xiàng)量級(jí)方式，以便調(diào)查者在主觀層面上做出具體區(qū)分。

表1 測量模型指標(biāo)選取

2 數(shù)據(jù)來源與研究方法

2.1 數(shù)據(jù)收集及描述性統(tǒng)計(jì)

為了研究樣本更具有代表性，本研究選取了江蘇省揚(yáng)州市作為問卷發(fā)放地區(qū)。截至2021年，揚(yáng)州市共建成生態(tài)體育公園近400個(gè)，全市人均體育場地面積達(dá)3.21平方米，一直走在新時(shí)代高質(zhì)量體育發(fā)展的前列[22]。問卷發(fā)放遵循PPS抽樣法，依據(jù)規(guī)模大小成比例進(jìn)行概率抽樣。選取揚(yáng)州市轄區(qū)下邗江區(qū)、寶應(yīng)縣等6個(gè)縣(區(qū))作為實(shí)地調(diào)研區(qū)域，基于行政區(qū)域內(nèi)的常住人口數(shù)決定發(fā)放問卷比例與數(shù)量。最終，共計(jì)發(fā)放問卷520份，收回有效問卷490份，問卷有效率為94.2%，有效樣本數(shù)量達(dá)到樣本量大于300的統(tǒng)計(jì)要求[23]，具有一定代表性。

對(duì)樣本數(shù)據(jù)統(tǒng)計(jì)分析后可知，樣本中的男女比例與受教育程度與人口學(xué)統(tǒng)計(jì)學(xué)數(shù)據(jù)結(jié)果較為一致；關(guān)于有形資源方面，民眾對(duì)各題項(xiàng)的贊同度大小分別為：體育鍛煉時(shí)有充足的器材供給>體育鍛煉時(shí)有足夠的運(yùn)動(dòng)場地>體育鍛煉時(shí)周圍環(huán)境干凈優(yōu)美，均值處于[3.16,3.37]，反映民眾很大程度上認(rèn)同現(xiàn)有的公共體育服務(wù)供給充足性，但也仍有繼續(xù)加強(qiáng)的空間；關(guān)于安全保障方面，民眾對(duì)各題項(xiàng)的贊同度大小分別為：鍛煉活動(dòng)有專業(yè)人員指導(dǎo)>體育鍛煉的器械未有成舊>體育鍛煉器械被定期維修，均值處于[2.71,2.88]區(qū)間；關(guān)于多元需求方面，民眾對(duì)各題項(xiàng)的贊同度大小分別為：體育鍛煉或活動(dòng)具有針對(duì)性>體育鍛煉的需求被充分滿足>體育鍛煉的器械呈現(xiàn)多樣化，均值處于[2.86,2.97]。兩個(gè)維度民眾的認(rèn)同度均值皆未到中值，可見在供給過程中，對(duì)民眾體育鍛煉安全性的保障與多元化需求的滿足方面，仍有較大上升空間；在公眾滿意度方面，滿意度由大至小的排序依次為：服務(wù)內(nèi)容>服務(wù)政策>硬件設(shè)施，區(qū)間為[3.21,3.43]，說明民眾對(duì)公共體育服務(wù)的整體滿意度水平較高；關(guān)于鍛煉積極性方面，民眾每周鍛煉的頻率均值為3.04，整體體育鍛煉的積極性水平適中。

2.2 研究方法

本研究中用以檢測理論模型與研究假設(shè)的實(shí)證方法為結(jié)構(gòu)方程模型(SEM)。相較于其他傳統(tǒng)的統(tǒng)計(jì)計(jì)量方法，結(jié)構(gòu)方程模型更適合運(yùn)用于檢驗(yàn)無法直接測量的多變量邏輯關(guān)系。結(jié)構(gòu)方程模型具有更加寬松的研究前提假定：能夠允許自變量與因變量的測量誤差；同時(shí)，可以處理多個(gè)研究變量包括誤差變量的假設(shè)關(guān)系、能夠得出模型整體與數(shù)據(jù)的擬合程度、便于結(jié)構(gòu)模型的調(diào)整與修正，具有更為全面的統(tǒng)計(jì)能力[24]。故此，本研究主要采用AMO24.0軟件來進(jìn)行后續(xù)的模型檢驗(yàn)與路徑分析，輔以SPSS26.0軟件來完成數(shù)據(jù)信效度檢驗(yàn)的工作。

3 實(shí)證結(jié)果分析

3.1 模型擬合檢驗(yàn)

3.1.1 信效度檢驗(yàn)及驗(yàn)證性因子分析

經(jīng)統(tǒng)計(jì)軟件運(yùn)算后，問卷數(shù)據(jù)的信效度檢驗(yàn)與驗(yàn)證性因子分析結(jié)果如表2所示，量表中各指標(biāo)的標(biāo)準(zhǔn)化因素載荷均大于0.4；題目信度(SMC)皆大于 0.19；組成信度(CR)的范圍為0.584～0.743；結(jié)構(gòu)效度的KMO值為0.760，Bartlett球形檢驗(yàn)的結(jié)果為顯著；此外，就區(qū)別效度而言，測量模型中的平均萃取變異量(AVE)均大于模型觀測變量間相關(guān)系數(shù)的平方值。以上指標(biāo)的檢驗(yàn)結(jié)果均滿足Kline所建議的信效度檢定標(biāo)準(zhǔn)[25]，表明本研究量表與數(shù)據(jù)具有良好的信度與效度，可以用于進(jìn)行后續(xù)的研究分析。

3.1.2 數(shù)據(jù)CMV檢驗(yàn)

在運(yùn)用結(jié)構(gòu)方程模型進(jìn)行擬合分析與路徑檢驗(yàn)之前，應(yīng)對(duì)研究數(shù)據(jù)進(jìn)行同源偏差分析，檢測樣本數(shù)據(jù)是否存在共同方法變異(CMV)。因此，采取Harman的單因子檢測法[26]與Lindell所建議的CFA標(biāo)簽變量法[27]共同進(jìn)行驗(yàn)證，保證驗(yàn)證結(jié)果的穩(wěn)健性。結(jié)果得出，單因子檢測法中所有指標(biāo)在因子分析中的第一主成分解釋率為31.363%<50%，CFA估計(jì)法中標(biāo)準(zhǔn)化負(fù)荷量平方的均值為20%，并不嚴(yán)重。綜上而言，研究中的理論模型并不受到CMV的影響，且研究所用數(shù)據(jù)并不存在同源性偏差。

表2 信效度及驗(yàn)證性因子分析結(jié)果

3.1.3 模型配適度分析

結(jié)構(gòu)方程在模型檢定前，應(yīng)使用模型修正指標(biāo)(Modification Indices)來判斷觀測變量的殘差間是否存在共變性特征，即有形資源、安全保障與多元需求這三個(gè)測量模型中的變量間是否存在較高的共變相關(guān)關(guān)系。由此，模型中增設(shè)了e1與e2、e1與e5、e2與e8、e2與e9、e3與e8、e4與e8、e6與e7共7組殘差共變關(guān)系，從而降低模型卡方值，達(dá)到優(yōu)化模型適配度的結(jié)果[28]。

一般而言，研究數(shù)據(jù)與結(jié)構(gòu)方程理論模型的配適度檢驗(yàn)指標(biāo)被劃分成絕對(duì)擬合指標(biāo)、增值擬合指標(biāo)和簡約擬合指標(biāo)這3種類型。經(jīng)由AMOS24.0計(jì)算出的修正后模型配適度指標(biāo)檢驗(yàn)結(jié)果與其檢定標(biāo)準(zhǔn)如表3所示。讀表可得，修正后結(jié)構(gòu)模型的配適度指標(biāo)χ2/df、SRMR、GFI、IFI、NFI、CFI、PCFI、PNFI等，皆符合檢定標(biāo)準(zhǔn)，研究數(shù)據(jù)與修正后的模型擬合度整體較高。

表3 模型配適度檢驗(yàn)結(jié)果

3.2 假設(shè)檢驗(yàn)

3.2.1 結(jié)構(gòu)路徑分析

研究假設(shè)關(guān)系成立的檢定標(biāo)準(zhǔn)如下：若該結(jié)構(gòu)路徑系數(shù)通過了0.05水平的顯著性檢驗(yàn)，則研究假設(shè)成立，反之則研究假設(shè)不成立。根據(jù)上述標(biāo)準(zhǔn)，對(duì)本研究假設(shè)的結(jié)構(gòu)路徑進(jìn)行實(shí)證檢驗(yàn)，利用AMOS26.0軟件所得的結(jié)構(gòu)模型路徑分析結(jié)果如表4所示。

在這些供給層面的影響路徑假設(shè)中，有形資源(β=0.206，t=1.271，P>0.05)對(duì)公民體育鍛煉的積極性影響未能通過顯著性檢驗(yàn)，假設(shè)H1a未得到數(shù)據(jù)支撐?？赡艿慕忉屖牵簩?duì)有形資源的供給落腳于提供場地與器材方面，僅著力于物質(zhì)層面而未從群眾切身角度出發(fā)，未能有效激起群眾參與體育鍛煉的積極性；而安全保障(β=0.615，t=3.358，P<0.001)、多元需求(β=0.974，t=6.123，P<0.001)的滿足度與公民對(duì)公共體育服務(wù)的滿意度(β=0.644，t=3.858，P<0.001)顯著地正向影響公民的體育鍛煉積極性，假設(shè)H2a、H3a、H4得到支持。即從公民視角出發(fā)，當(dāng)體育鍛煉時(shí)的安全系數(shù)越高、服務(wù)供給的全面化與針對(duì)性程度越高、公民對(duì)公共體育服務(wù)的滿意程度越高時(shí)，越有助于推動(dòng)民眾產(chǎn)生想要進(jìn)行體育鍛煉的積極想法。且就影響效應(yīng)而言，排序?yàn)椋憾嘣枨?公民滿意度>安全保障，符合馬斯洛需要層次中關(guān)于自我實(shí)現(xiàn)與被尊重需求高于安全與生理需要的理論內(nèi)容[29]。

表4 結(jié)構(gòu)模型路徑分析結(jié)果

有形資源(β=0.662，t=5.408，P<0.001)顯著地正向影響公民對(duì)公共體育服務(wù)滿意度，假設(shè)H1b得到了數(shù)據(jù)支撐；而安全保障(β=0.125，t=1.253，P>0.05)與多元需求(β=-0.140，t=-1.286，P>0.05)對(duì)公民的體育服務(wù)滿意度卻未有顯著影響，假設(shè)H2b、H3b未得到支持。由此觀之，公民對(duì)公共體育服務(wù)的滿意度多從有形資源等直觀指標(biāo)進(jìn)行考量，較少從自我實(shí)現(xiàn)等角度出發(fā)。整體呈現(xiàn)出“重物質(zhì)，輕精神”的評(píng)價(jià)態(tài)勢，也符合一直以來群眾衡量政府供給情況的思維定式。綜上所述，供給程度越高的有形體育鍛煉器材或體育鍛煉場地，公民對(duì)公共體育服務(wù)的滿意度也會(huì)越高。

3.2.2 中介效應(yīng)檢驗(yàn)

本研究中介效應(yīng)的檢驗(yàn)過程采用Bootstrap的方法進(jìn)行，該方法相較于其他中介效應(yīng)驗(yàn)證方法更具統(tǒng)計(jì)檢定力。將Bootstrap的重復(fù)抽樣次數(shù)設(shè)定為2 000次，置信區(qū)間閾值設(shè)為95%的顯著性水平，再通過AMOS軟件輸入測量模型內(nèi)中介效應(yīng)的代碼指令，最終得出的各中介路徑的估計(jì)值與置信區(qū)間結(jié)果如表5所示。

表5 公民滿意度的中介效應(yīng)檢驗(yàn)

運(yùn)行結(jié)果表明，經(jīng)由公民滿意度從有形資源到鍛煉積極性的中介效應(yīng)，其點(diǎn)估計(jì)值在0.001的統(tǒng)計(jì)水平上顯著，且置信區(qū)間內(nèi)不含0，可知此中介路徑的總效應(yīng)顯著；其間接效應(yīng)的點(diǎn)估計(jì)值呈現(xiàn)顯著結(jié)果，置信區(qū)間不包含0，間接效應(yīng)顯著，即存在中介效果。再者，其直接效應(yīng)的點(diǎn)估計(jì)值未通過顯著性檢驗(yàn)，置信區(qū)間內(nèi)含0，直接效應(yīng)不顯著；綜合可得，公民滿意度在有形資源到鍛煉積極性的作用路徑中起到顯著的中介作用，且為完全中介，假設(shè)H4a獲得支持。

經(jīng)公民滿意度從安全保障到鍛煉積極性的中介效應(yīng)，其點(diǎn)估計(jì)值在0.01的統(tǒng)計(jì)水平上顯著，且其置信區(qū)間內(nèi)不含0，可知此路徑的總效應(yīng)顯著；而其間接效應(yīng)的點(diǎn)估計(jì)值未通過顯著性檢驗(yàn)，置信區(qū)間包含0，間接效應(yīng)不顯著；因此可得，公民滿意度在安全保障到鍛煉積極性的作用路徑中未起到顯著的中介作用，假設(shè)H4b未獲得數(shù)據(jù)支持。

此外，公民滿意度從多元需求到鍛煉積極性的中介效應(yīng)，其點(diǎn)估計(jì)值在0.001的統(tǒng)計(jì)水平上顯著，且其置信區(qū)間內(nèi)不含0，可知此路徑的總效應(yīng)顯著；而其間接效應(yīng)的點(diǎn)估計(jì)值未通過顯著性檢驗(yàn)，置信區(qū)間包含0，不存在顯著的間接效應(yīng)；因此，公民滿意度在安全保障到鍛煉積極性的作用路徑中未有顯著的中介效應(yīng)，假設(shè)H4c未獲得數(shù)據(jù)支持。

通過上述分析，可以得出供給視角下的公民體育鍛煉積極性的作用機(jī)理模型，如圖2所示。在公民體育鍛煉的行為意圖中，如若體育鍛煉設(shè)施或場地安全可靠、有專業(yè)人士指導(dǎo)或能夠滿足自身的多樣化鍛煉需求時(shí)，會(huì)對(duì)公民更具有吸引力，顯著影響著公眾走出房間去鍛煉身體的決心。同時(shí)在公共體育供給中，充足的運(yùn)動(dòng)器械與場地會(huì)大幅提升公眾對(duì)體育服務(wù)的滿意度，提升公眾的體驗(yàn)感與心理態(tài)度，從而激勵(lì)民眾去參與體育鍛煉活動(dòng)，公民滿意度在有形資源與鍛煉積極性的關(guān)系中起到完全中介作用。此外，公共體育服務(wù)的可信任度與多樣化服務(wù)等特質(zhì)也會(huì)顯著增強(qiáng)公民對(duì)公共體育服務(wù)的滿意程度，想要去體育鍛煉的積極性也會(huì)越強(qiáng)，進(jìn)一步促進(jìn)公共體育資源的充分利用。

圖2 作用機(jī)理模型

4 結(jié)論與政策建議

4.1 研究結(jié)論

(1)在公共體育服務(wù)供給層面，公眾的認(rèn)可程度排序依次為：有形資源>多元需求>安全保障。對(duì)供給主體而言，在針對(duì)性滿足公眾多元化需求，尤其是對(duì)公眾體育鍛煉安全性保障工作中，仍有較大的上升空間；在公民滿意度方面，滿意度由大至小的排序依次為：服務(wù)內(nèi)容>服務(wù)政策>硬件設(shè)施，公民整體滿意度水平較高；此外，公民整體對(duì)體育鍛煉的積極性處于適中水平。

(2)公眾對(duì)體育服務(wù)的有形資源、安全保障、多元需求的被滿足度都直接或間接影響著其進(jìn)行體育鍛煉的意愿與行為。其中，滿足多元需求對(duì)體育鍛煉意愿的直接影響效應(yīng)最大，安全保障的需求則次之，而有形資源的需求對(duì)公眾體育鍛煉的意愿起到間接影響作用。

(3)公民對(duì)公共體育服務(wù)的滿意度會(huì)顯著影響著其體育鍛煉的積極意愿，同時(shí)，公民滿意度在有形資源供給對(duì)公眾體育鍛煉的意愿的影響過程中，起到顯著的中介作用。即公共體育服務(wù)的充足性、可信任度與多樣化等特質(zhì)會(huì)顯著增強(qiáng)公民對(duì)公共體育服務(wù)的滿意程度，有效助力公民的滿意度轉(zhuǎn)化為積極的體育鍛煉行為。

4.2 政策建議

(1)建立多元主體模式，補(bǔ)齊資源供給短板。在傳統(tǒng)的政府主導(dǎo)體育資源供給模式下，引入企業(yè)、非營利組織等多元主體，構(gòu)建多中心主體供給體系。同時(shí)明晰各主體的權(quán)責(zé)內(nèi)容與邊界，促使多元主體供給模式常規(guī)化運(yùn)轉(zhuǎn)。從而彌補(bǔ)地方政府絕對(duì)主導(dǎo)造成資源鏈單一的根本性缺陷，滿足公眾關(guān)于體育鍛煉的行為需求，提升公眾體育鍛煉的積極性。

(2)建設(shè)信息公開系統(tǒng)，做好安全保障措施。一方面是要堅(jiān)持建設(shè)透明化、公開化的服務(wù)模式。使公眾對(duì)服務(wù)供給具體機(jī)制與模式逐漸清晰化，減少了傳統(tǒng)公開方式的空間局限性強(qiáng)、信息傳播性弱的弊端，直接讓公眾感受到服務(wù)供給過程，增強(qiáng)公眾信任度；另一方面，將公眾的人身安全放在制高位。著重加強(qiáng)體育服務(wù)供給中的安全保障措施，健全相關(guān)政策法規(guī)。做好預(yù)防與防范工作，及時(shí)排查出安全隱患，從根源上杜絕安全事故發(fā)生，給予公眾在體育鍛煉時(shí)充足的安全感，從而提升公眾體育鍛煉的積極性。

(3)優(yōu)化體育資源配置，以公民需求為導(dǎo)向[30]。從供給主體角度而言，應(yīng)將公眾的要求與需要作為服務(wù)第一要義，從單一的器械、場地供給模式轉(zhuǎn)為多樣化、針對(duì)化的新供應(yīng)鏈。另外，從供給客體角度出發(fā)，公眾也應(yīng)充分發(fā)揮自主參與的自治作用，擴(kuò)大資源客體的話語權(quán)。政府等服務(wù)供給主體須充分考慮多方有關(guān)資源供給的意見，避免民意失效與不必要的資源浪費(fèi)。最終有效滿足公眾有關(guān)體育鍛煉的多元需求，從而激發(fā)體育鍛煉的動(dòng)力與熱情。