基于二元選擇模型對(duì)武術(shù)參與人群的特征與意愿分析

王東紅 張二鵬 石鑫鴻

1.中南財(cái)經(jīng)政法大學(xué)公共管理學(xué)院，湖北 武漢 430073；

2.湖北經(jīng)濟(jì)學(xué)院統(tǒng)計(jì)與數(shù)學(xué)學(xué)院，湖北 武漢 430205；

3.湖北經(jīng)濟(jì)學(xué)院國際教育學(xué)院，湖北 武漢 430205

中共二十大報(bào)告提出，促進(jìn)群眾體育和競技體育全面發(fā)展，加快建設(shè)體育強(qiáng)國。在“傳承優(yōu)秀傳統(tǒng)文化”“立德樹人”時(shí)代背景下學(xué)校武術(shù)受到重視。武術(shù)具有悠久的歷史和廣泛的群眾基礎(chǔ)，并逐漸向健身化、群眾化、時(shí)代化發(fā)展[1]。近年來，武術(shù)在競技體育發(fā)展方面取得了舉世矚目的成就[2]，但隨著不同文化背景的深入交流和國際化的推廣，武術(shù)也受到西方體育運(yùn)動(dòng)思想的影響[3-5]。社區(qū)參與是民間傳統(tǒng)武術(shù)文化傳承“守根固本”的重要途徑，不同社區(qū)的傳承場域打破固有文化空間造成的系統(tǒng)性保護(hù)的時(shí)空邊界。在社區(qū)傳承,確立社區(qū)在武術(shù)非物質(zhì)文化遺產(chǎn)系統(tǒng)性保護(hù)中的核心地位;在“民”中發(fā)展,確保社區(qū)成員在武術(shù)非物質(zhì)文化遺產(chǎn)系統(tǒng)性保護(hù)中的廣泛參與[6-8]。利用互聯(lián)網(wǎng)[9]、短視頻[10]建立起武術(shù)文化交流推廣的文化場景，武術(shù)元素與持續(xù)高漲的旅游市場融合[11],實(shí)現(xiàn)武術(shù)資源、文化[12]和賽事的公開共享[13，14]。武術(shù)運(yùn)動(dòng)者在參與動(dòng)機(jī)方面多傾向于一定的功利主義，如，學(xué)分獲得[15],健體防身[16]，職業(yè)規(guī)劃[17]等，并在參與行為上影響顯著[6]。在文獻(xiàn)檢索的過程中發(fā)現(xiàn)，國內(nèi)對(duì)于武術(shù)參與意愿的研究較少，尤其是關(guān)于武術(shù)參與因素的定量分析。本研究試圖基于二元選擇模型對(duì)參加武術(shù)活動(dòng)的人群進(jìn)行特征分析，實(shí)現(xiàn)了對(duì)武術(shù)參與人群的畫像。

1 數(shù)據(jù)來源與現(xiàn)狀分析

1.1 受訪者基本情況描述

在調(diào)查中共發(fā)放問卷500 份，回收496 份，其中有效問卷399 份。受訪者中，男女比例接近2:3；從年齡分布可以看出，被調(diào)查者中18-23 歲之間的青年人群居多，占總?cè)藬?shù)的43.11%，36-59 歲人群，占比為20.05%。學(xué)生群體占比較高達(dá)到49.5%，其次是公司職員達(dá)到19.25%。從受教育程度來看，被調(diào)查者中有76.25%的人擁有大學(xué)文憑，高中和中專占比為12.25%，整體受教育程度較高。從身體健康狀況來看，健康和非常健康的人群占比達(dá)7.69%，4.5%的人群認(rèn)為身體較差和非常差?？梢钥闯?，本次調(diào)查中各個(gè)年齡、職業(yè)、教育程度、身體健康的階層都有涉及，樣本具有較好的代表性。

1.2 武術(shù)當(dāng)前的參與情況

1.2.1 武術(shù)的參與項(xiàng)目

在這399 位參加武術(shù)活動(dòng)的受訪者中，參加太極拳、八卦拳、少林拳、散打的人最多，其中最受歡迎的是太極拳。此外，參與者對(duì)于翻子拳、劈掛拳、戳腳等都有涉獵但不廣泛。

1.2.2 武術(shù)的參與頻率

有高達(dá)62%的參與者參加武術(shù)的頻率是每周1-3次，有25%的參與者的頻率為每周4-6 次，而一天一次或者一天多次的占比13%。將所有數(shù)據(jù)加權(quán)平均后，發(fā)現(xiàn)武術(shù)參與人群的平均參與頻次為每周3.71 次，從整體上可以看出，參與人群的參與頻率處在較高和良好的狀態(tài)。

1.2.3 武術(shù)參與的動(dòng)機(jī)分析

在對(duì)參與動(dòng)機(jī)的調(diào)查中，出于“增強(qiáng)身體鍛煉”進(jìn)行武術(shù)活動(dòng)的人群最多，其次是為了“打發(fā)空閑時(shí)間”和“體會(huì)武術(shù)文化”，再次是“對(duì)武術(shù)活動(dòng)感興趣，想要多了解一下”,而其他的目的諸如，“想要在武術(shù)方面考級(jí)”“家人或者其他人的要求”等則占比較少。說明武術(shù)活動(dòng)對(duì)于身體鍛煉、強(qiáng)身健體的功效最為激勵(lì)受訪者參與武術(shù)活動(dòng)，此外，武術(shù)中所蘊(yùn)含的獨(dú)有文化精神包括堅(jiān)守正義、堅(jiān)韌不拔等也成為吸引人們參與武術(shù)活動(dòng)的重要原因。武術(shù)參與者普遍認(rèn)可參加武術(shù)對(duì)身體、性格、社交三方面帶來較大的益處。在身體方面，認(rèn)同“武術(shù)使其身體更強(qiáng)壯、健康”的平均分達(dá)到了4.07 分，位列第一，說明武術(shù)對(duì)于身體的正向促進(jìn)影響很大，能體現(xiàn)武術(shù)增強(qiáng)身體體魄的功效。武術(shù)參與人群對(duì)于“武術(shù)有利于養(yǎng)成堅(jiān)守正義、堅(jiān)韌不拔、謙虛深沉、自立自強(qiáng)等良好個(gè)性”以及“武術(shù)讓我交到了更多朋友，讓我和別人的交流更順暢”的認(rèn)同感排名并列第二，平均分均為3.91 分，說明武術(shù)在性格和社交方面也為參與者帶來一定的益處，體現(xiàn)出武術(shù)具有“修身養(yǎng)性”的功能。整體加權(quán)平均分為3.97 分，說明整體上，參與者對(duì)于武術(shù)所帶來的積極影響是非常認(rèn)同。

2 基于二元選擇模型對(duì)武術(shù)參與人群的特征分析

2.1 二元選擇模型的構(gòu)建

2.1.1 模型的選擇

考慮到是否參與武術(shù)分為兩種回答，是一個(gè)二分類變量，我們建立二元選擇模型。二元選擇模型一共分為線性概率模型、Probit 模型、Logit 模型，其中線性概率模型假定被解釋變量與解釋變量間是線性關(guān)系，采用普通最小二乘法（OLS）進(jìn)行參數(shù)估計(jì)。采用Probit 回歸和Logistic 回歸的結(jié)果非常接近，但本研究采用的是應(yīng)用更為廣泛的Logistic 回歸，理由如下:Logistic 回歸中的斜率系數(shù)的解釋為在其他解釋變量保持不變的情況下，該解釋變量變動(dòng)一個(gè)單位所引起的機(jī)會(huì)的對(duì)數(shù)的變動(dòng)，Exp（B）可用于各自變量回歸系數(shù)的解釋。而Probit 回歸中的偏回歸系數(shù)含義為其他自變量取值保持不變時(shí)自變量每改變1 個(gè)單位，出現(xiàn)陽性結(jié)果的概率密度函數(shù)值的改變量，這種解釋遠(yuǎn)不如前者直觀有用。所以二元選擇回歸模型更為合理。

2.1.2 變量說明

（1）被解釋變量。本研究的被解釋變量為是否參加武術(shù)活動(dòng)。在問卷中相應(yīng)的題目是“您參與武術(shù)活動(dòng)嗎”，選項(xiàng)被分為兩項(xiàng)，即參加與不參加，其中參加武術(shù)活動(dòng)用1 表示，不參加武術(shù)活動(dòng)用0 表示。

（2）解釋變量。結(jié)合既有文獻(xiàn)和問卷調(diào)查信息，選取性別(X1)、年齡(X2)、職業(yè)(X3)、受教育程度(X4)、身體健康(X5)作為解釋變量，構(gòu)建二元選擇模型。

表1 變量說明

2.1.3 二元選擇模型的建立

（1）模型建立。根據(jù)上文分析，建立如下二元Logistic 模型：

基于SPSS26.0 對(duì)模型進(jìn)行參數(shù)估計(jì)，考慮到解釋變量的項(xiàng)數(shù)較多，在0.05 的顯著性水平下，只列出模型中通過了參數(shù)顯著性檢驗(yàn)的參數(shù)估計(jì)結(jié)果。

（2）模型檢驗(yàn)。為了檢驗(yàn)?zāi)Ｐ偷臄M合效果，分別進(jìn)行模型系數(shù)的Omnibus 檢驗(yàn)、霍斯默-萊梅肖檢驗(yàn)即L-M 檢驗(yàn)。根據(jù)模型系數(shù)的Omnibus 檢驗(yàn)結(jié)果，模型的卡方統(tǒng)計(jì)量72.689，對(duì)應(yīng)的P 值0.000，小于檢驗(yàn)水平0.05，表明模型能很好地?cái)M合原始數(shù)據(jù)。

表2 二元Logistic 模型的參數(shù)估計(jì)結(jié)果

表3 模型系數(shù)的Omnibus 檢驗(yàn)

再根據(jù)L-M 檢驗(yàn)結(jié)果，卡方統(tǒng)計(jì)量為11.914，對(duì)應(yīng)的P 值0.103 大于檢驗(yàn)水平0.05，同樣表明模型能很好地?cái)M合原始數(shù)據(jù)。

表4 霍斯默-萊梅肖檢驗(yàn)

最后，再從模型的預(yù)測效果來看模型的擬合情況。由分類表可知，預(yù)測參與的準(zhǔn)確率是94.6%，預(yù)測不參與的準(zhǔn)確率是34.6%，總體預(yù)測準(zhǔn)確率是79.0%。考慮到我們更關(guān)注的是參與武術(shù)活動(dòng)的預(yù)測，該預(yù)測的準(zhǔn)確率達(dá)到94.6%，因此，同樣表明模型的擬合效果較好，預(yù)測準(zhǔn)確率較高。

2.2 武術(shù)參與人群的特征

（1）性別。根據(jù)模型的估計(jì)結(jié)果，發(fā)現(xiàn)在5%的顯著性水平上，性別通過顯著性檢驗(yàn)，表明性別對(duì)于受訪者是否會(huì)參與武術(shù)活動(dòng)具有顯著影響。再由參數(shù)估計(jì)值為-0.794，EXP（-0.794）值為0.452，表明相對(duì)于參照組男性而言，女性愿意參與武術(shù)的概率是男性的0.452 倍，男性參加武術(shù)活動(dòng)的意愿性更強(qiáng)。（2）年齡。根據(jù)年齡段的參數(shù)估計(jì)結(jié)果，可以發(fā)現(xiàn)年齡也會(huì)顯著影響人們參與武術(shù)活動(dòng)。18-23 歲人群精力充沛、業(yè)余時(shí)間充足、會(huì)通過學(xué)校開設(shè)的武術(shù)類課程、參加武術(shù)協(xié)會(huì)等方式進(jìn)行武術(shù)活動(dòng)。24-35 歲人群、36-59歲、60 歲及以上人群也會(huì)參加武術(shù)活動(dòng)，且從各參數(shù)的EXP(B)的計(jì)算結(jié)果可以看出，60 歲即以上人群的參與人數(shù)要多于24-35 歲人群和36-59 歲人群。（3）職業(yè)。職業(yè)對(duì)于是否參與武術(shù)活動(dòng)也具有統(tǒng)計(jì)學(xué)上的顯著影響。相對(duì)于企事業(yè)單位職工，學(xué)生、自由職業(yè)從業(yè)者和離退休老人這三類人群參加武術(shù)活動(dòng)較多。自由職業(yè)者往往時(shí)間比較自由，能自由地參與武術(shù)活動(dòng)。離退休老人有較多的空余時(shí)間，同時(shí)有較高的鍛煉身體的需求，因此也會(huì)參與武術(shù)活動(dòng)。（4）教育程度。教育程度對(duì)是否參與武術(shù)活動(dòng)也具有統(tǒng)計(jì)學(xué)意義的顯著影響。相對(duì)于高中及以下這一參照組，高中/中專學(xué)歷人群參與武術(shù)活動(dòng)略高，本科/大專學(xué)歷人群會(huì)更多地參加武術(shù)活動(dòng)。（5）身體健康程度。相對(duì)于非常健康這一參照組，身體狀況為健康的人群更多地參與武術(shù)活動(dòng)，身體狀況一般的人群和身體狀況非常健康人群參與武術(shù)活動(dòng)大致相當(dāng)。

綜合以上分析，結(jié)合對(duì)性別、年齡、職業(yè)、受教育程度和身體狀況之間的交叉分析，我們可以歸納出更容易參與武術(shù)活動(dòng)的人群主要是這三類人群：第一類人群為男性，18-23 歲的大學(xué)生，受教育程度為本科/大專，身體非常健康或健康。第二類人群為男性，24-59 歲，自由職業(yè)者，受教育程度主要為高中/中?；虮究?大專，身體非常健康或健康。第三類人群為男性，60 歲及以上，離退休老人，受教育程度主要為高中/中專，身體健康或一般。

3 武術(shù)參與意愿的影響因素分析

3.1 武術(shù)參與意愿影響因素設(shè)計(jì)

在對(duì)武術(shù)的參與意愿進(jìn)行描述性分析后，結(jié)合參與意愿的相關(guān)資料，分別從內(nèi)因和外因兩個(gè)維度來探查武術(shù)參與意愿的影響因素。內(nèi)在因素維度，反映參與者自身因素包括性別、年齡、職業(yè)、受教育程度、健康程度對(duì)武術(shù)參與意愿的影響。受到前文武術(shù)參與人群畫像結(jié)論的啟發(fā)，性別、年齡、職業(yè)、受教育程度、健康狀況可能會(huì)對(duì)人們是否參與武術(shù)活動(dòng)產(chǎn)生影響。外在因素維度，指參與者自身以外的對(duì)武術(shù)參與意愿的其他影響因素，分別是社會(huì)武術(shù)氛圍、業(yè)余時(shí)間、影視作品、學(xué)習(xí)資源、武術(shù)宣傳、學(xué)習(xí)興趣、學(xué)術(shù)活動(dòng)場地、周邊人群帶動(dòng)、參加武術(shù)比賽獲得證書、學(xué)業(yè)加分。當(dāng)武術(shù)氛圍濃厚，對(duì)于武術(shù)活動(dòng)的參與會(huì)起到積極作用；當(dāng)業(yè)余時(shí)間充足，人們會(huì)用更多的時(shí)間去了解武術(shù)，進(jìn)而有更多的機(jī)會(huì)參與其中；而影視作品、學(xué)習(xí)資源、武術(shù)宣傳將提升人們對(duì)武術(shù)的了解和學(xué)習(xí)興趣，學(xué)術(shù)活動(dòng)場地保證了武術(shù)活動(dòng)的場所，周邊人群帶動(dòng)、參加武術(shù)比賽獲得證書和學(xué)業(yè)加分等因素也可以讓人們更愿意參加武術(shù)活動(dòng)。

表5 武術(shù)參與意愿影響因素理論模型

3.2 武術(shù)參與意愿影響因素的檢驗(yàn)

表6 內(nèi)在因素與參與意愿的單因素ANOVA檢驗(yàn)結(jié)果

為了判斷這些影響因素是否對(duì)參與意愿產(chǎn)生顯著影響，通過方差分析來檢驗(yàn)內(nèi)在因素對(duì)參與意愿的影響，并通過相關(guān)分析來檢驗(yàn)外在因素對(duì)參與意愿的影響。利用Stata 軟件，將內(nèi)在維度的5 個(gè)變量與參與意愿做單因素方差分析，根據(jù)方差分析結(jié)果，在檢驗(yàn)水平為0.05 時(shí)，可以發(fā)現(xiàn)武術(shù)參與意愿與年齡、職業(yè)、健康狀況有顯著關(guān)系，而與性別和受教育程度沒有顯著關(guān)系。

再將外在維度的9 個(gè)影響因素與武術(shù)參與意愿進(jìn)行相關(guān)性分析，根據(jù)Pearson 相關(guān)性分析的結(jié)果，可以發(fā)現(xiàn)武術(shù)的參與意愿與武術(shù)社會(huì)氛圍、業(yè)余時(shí)間、影視作品、學(xué)習(xí)資源、武術(shù)宣傳、學(xué)習(xí)興趣、學(xué)術(shù)活動(dòng)場地以及周邊人群帶動(dòng)之間有著顯著的相關(guān)關(guān)系，與可以參加武術(shù)比賽獲得證書或?qū)W業(yè)加分的相關(guān)性并不顯著。

表7 外在因素與參與意愿關(guān)于Pearson 相關(guān)性的貝葉斯推論結(jié)果

3.3 多元回歸分析模型的武術(shù)參與意愿的影響因素識(shí)別

（1）武術(shù)參與意愿的內(nèi)在因素的多元回歸分析

進(jìn)一步以參與意愿得分為被解釋變量，以年齡、職業(yè)、健康狀況為解釋變量建立多元回歸模型，以量化分析受訪者基本特征對(duì)其參與意愿的影響。

（2）模型的構(gòu)建

（3）數(shù)據(jù)檢驗(yàn)與回歸系數(shù)的確定

表8 模型的回歸參數(shù)估計(jì)結(jié)果

經(jīng)過殘差獨(dú)立性檢驗(yàn)、殘差正態(tài)性檢驗(yàn)、殘差方差齊性檢驗(yàn)和多重共線性檢驗(yàn)，回歸模型的殘差獨(dú)立且服從正態(tài)分布，方差齊性檢驗(yàn)效果優(yōu)良，VIF 均小于5，說明三個(gè)自變量之間無多重共線性。

在模型的F檢驗(yàn)中，F(xiàn)統(tǒng)計(jì)量為9.222，P值小于0.05,可以認(rèn)為回歸模型有顯著的線性相關(guān)關(guān)系。

表9 ANOVA-單因素方差分析

（3）模型解讀

模型表明年齡、職業(yè)和健康狀況對(duì)武術(shù)的參與意愿有統(tǒng)計(jì)學(xué)的顯著影響。以年齡為例，當(dāng)其余變量不變的情況下，隨著受訪者年齡的增加，參與意愿平均會(huì)隨之增強(qiáng)，年齡每增加一個(gè)單位，武術(shù)的參與意愿則提高0.549 單位。

3.3.2 參與意愿的外在因素的多元回歸分析

以參與意愿得分為被解釋變量，以武術(shù)社會(huì)氛圍、業(yè)余時(shí)間、影視作品、學(xué)習(xí)資源、武術(shù)宣傳、學(xué)習(xí)興趣、學(xué)術(shù)活動(dòng)場地、周邊人群帶動(dòng)為解釋變量建立多元回歸模型，以量化分析武術(shù)外在因素對(duì)其參與意愿的影響。

（1）模型的建立。由逐步回歸法，得出武術(shù)的參與意愿與武術(shù)社會(huì)氛圍、武術(shù)宣傳、學(xué)習(xí)興趣和影視作品的回歸模型為最佳模型。建立多元線性回歸方程：

（2）數(shù)據(jù)檢驗(yàn)與回歸系數(shù)的確定。經(jīng)過殘差獨(dú)立性檢驗(yàn)、殘差正態(tài)性檢驗(yàn)、殘差方差齊性檢驗(yàn)和多重共線性檢驗(yàn)，回歸模型的殘差獨(dú)立且服從正態(tài)分布，方差齊性檢驗(yàn)效果優(yōu)良，VIF 均小于5，說明三個(gè)自變量之間無多重共線性。

表10 模型的參數(shù)估計(jì)結(jié)果

在模型的F 檢驗(yàn)中，F(xiàn) 統(tǒng)計(jì)量的值為32.729，P 值小于0.05，可以認(rèn)為回歸模型有顯著的線性相關(guān)關(guān)系。

表11 ANOVA-單因素方差分析

（3）模型解讀。

結(jié)果表明武術(shù)社會(huì)氛圍、武術(shù)宣傳、武術(shù)的學(xué)習(xí)興趣、影視作品的熏陶都會(huì)對(duì)武術(shù)的參與意愿產(chǎn)生顯著、正向的影響。以武術(shù)的社會(huì)氛圍為例，當(dāng)其余變量不變的情況下，社會(huì)氛圍每提高一個(gè)單位，武術(shù)的參與意愿則提高0.459 個(gè)單位。

4 結(jié)論

武術(shù)運(yùn)動(dòng)者在參與行為上差異顯著，不同年齡、性別、教育程度等基本資料的武術(shù)散打運(yùn)動(dòng)者在參與動(dòng)機(jī)、運(yùn)動(dòng)滿意度和長期參與意愿均呈現(xiàn)顯著性差異。影響武術(shù)參與意愿的內(nèi)在因素為參與者年齡、職業(yè)以及健康狀況，其中年齡為顯著的正向影響，而職業(yè)和健康狀況為顯著的負(fù)向影響；影響武術(shù)參與意愿的外在因素為社會(huì)的武術(shù)氛圍、武術(shù)宣傳、學(xué)習(xí)興趣以及影視作品，均為顯著的正向影響。整體而言，人們對(duì)于武術(shù)有強(qiáng)烈的參與意愿。對(duì)于不同種類的武術(shù)，大眾的參與意愿不同：太極拳、散打、劍術(shù)、八卦、少林拳等有強(qiáng)烈的參與意愿，但是對(duì)于其他的武術(shù)種類則處于一個(gè)低迷的參與意愿。并且，從武術(shù)參與現(xiàn)狀來看，參與的積極性普遍不高。影響武術(shù)參與意愿的因素較多，可從內(nèi)因和外因兩個(gè)方面分析：從內(nèi)因上看，符合18-23 歲、身體健康的男性這些條件更有可能參與武術(shù)活動(dòng)；從外因上看，當(dāng)武術(shù)氛圍濃厚、人們業(yè)余時(shí)間充足、活動(dòng)場地條件優(yōu)良、武術(shù)學(xué)習(xí)資源充足時(shí)，會(huì)更大地激發(fā)大眾對(duì)武術(shù)的興趣，以更多時(shí)間和耐心參與其中，并帶動(dòng)更多的人參與到與武術(shù)相關(guān)的活動(dòng)中去。使武術(shù)適合于年齡偏高的以及身體狀況較弱的人群參與；將武術(shù)的進(jìn)行碎片化，讓有較多空閑時(shí)間的工作者參與其中，同時(shí)也應(yīng)該使武術(shù)的參與片段化，即使工作較忙的人亦可以參與；加大武術(shù)宣傳，營造武術(shù)的社會(huì)氛圍，例如,“武術(shù)熱”潮流，提高不同人群的參與意愿；提高武術(shù)的趣味性，提高武術(shù)的吸引力；在影視作品加大武術(shù)及其文化的運(yùn)用，例如,武術(shù)影視化。