韩秋红

(湖州师范学院体育学院，浙江湖州 313000)

近年来，中国社会分层结构出现了前所未有的变化，作为文化重要组成部分的体育文化也伴随着社会的变化而发生了显著性的变化。北京奥运会的成功举办、《体育事业发展“十二五”规划》的出台，十二五《全民健身计划》的实施、《农民体育健身工程》的全面启动，不仅提高了广大人民群众对体育的认知，还促进了人民群众的体育健身行为。但是，“社会分层”现象一直存在，人们在财富、权利、声望、社会资源(包括体育资源)上的差别造成了人们在社会分层中的位置，造成了人们在生活质量上的差别，也造成了社会不平等［1］。而体育运动中的社会分层与体育运动锻炼频率、体育锻炼的社会分层与地位和权力、体育环境下的社会分层和社会地位，理应处于相对公平、公正的状态，否则将影响党的十八大提出的全面建成小康社会的进程。虽然社会分层与大众体育方面的研究与日俱增，但是对于社会分层与体育锻炼的关系研究还缺乏实证材料。因此从调查问卷的数据切入，对我国部分城市的城乡居民职业声望、文化程度和月收入等变量进行研究，探寻不同社会分层的城乡居民体育锻炼频率和时间情况，有利于了解我国社会分层的分化和演进，这将对全面建成小康社会，加快社会主义现代化建设进程，维护社会和谐稳定具有重要意义。

1 研究对象与方法

1.1 研究对象

根据国家社会科学基金项目组的总体要求，采用分层抽样的方法，首先按全国行政区域划分在中国7个地区(东北、西北、华北、华东、华中、华南、西南)中随机抽取7省(辽宁省、甘肃省、内蒙古、浙江省、湖北省、四川省、广州省)，然后再在这7个省中随机抽取7个城镇和7个乡村，以7个城镇和7个乡村的4000名居民为研究对象。本研究所指的城乡是按照国务院在关于我国市镇建制的规定和我国现行的行政区划分中的城乡为依据，城乡主要包括城镇和乡村，城镇主要包括城市和镇，城市是指设区市的市区和不设区市的市区，镇是指县及县以上人民政府所在建制镇的镇区和其他建制镇的镇区;乡村主要包括集镇和农村。［2］

1.2 研究方法

1.2.1 问卷调查法

根据研究的需要，自编《中国群众体育发展现状调查问卷》，为了确保问卷的信度和效度，问卷设计完毕后，先在浙江省湖州市进行了预备性调查，对回收的问卷进行了修正、筛选。然后对问卷的信度，采用“副本问卷信度”检验，经过计算，问卷题项的相关系数为0.8752，符合问卷副本信度值。对问卷的效度，采用专家评判法。35位专家的职称均为副教授以上，有34位专家肯定了该问卷。最后根据内容效度比公式(Cur=得出问卷的内容效度比为0.9428。可见，问卷具有较好的信度和效度。本次调查对象的年龄为18～70岁的中国公民，调查时间为2012年3月—9月。城乡居民的调查情况如表1所示。

1.2.2 数理统计法

采用SPSS19.0对问卷回收数据进行统计分析。对于单因子与体育锻炼的关系采用One－way Anova独立样本单因子方差分析。对于多因子与体育锻炼的关系运用Stepwise［4］进行多元回归分析。

表1 城乡居民基本情况统计

2 研究假设

2.1 社会分层与体育锻炼频率关系的假设

研究提出社会分层所包括的三个方面对体育锻炼频率有正影响的假设。

H1a:不同职业声望的城乡居民体育锻炼频率有显著性差异;

H1b:不同文化程度的城乡居民体育锻炼频率有显著性差异;

H1c:不同月收入的城乡居民体育锻炼频率有显著性差异。

2.2 社会分层与体育锻炼时间关系的假设

研究提出社会分层所包括的三个方面对体育锻炼时间有正影响的假设。

H2a:不同职业声望的城乡居民体育锻炼时间有显著性差异;

H2b:不同文化程度的城乡居民体育锻炼时间有显著性差异;

H2c:不同月收入的城乡居民体育锻炼时间有显著性差异。

2.3 社会分层与体育锻炼强度关系的假设

研究提出社会分层所包括的三个方面对体育锻炼强度有正影响的假设。

H3a:不同职业声望的城乡居民体育锻炼强度有显著性差异;

H3b:不同文化程度的城乡居民体育锻炼频率有显著性差异;

H3c:不同月收入的城乡居民体育锻炼频率有显著性差异。

2.4 社会分层与体育锻炼关系的假设

研究提出处于不同社会分层的城乡居民体育锻炼有显著性差异。

3 变量划分与变量描述

3.1 自变量划分与描述

“社会分层”在20世纪20年代末到30年代初，由索罗金、金斯伯格、盖格等开始使用。1946年，德国社会学学者提出了“社会分层”一词，继而，众多专家学者开始关注对社会分层的研究。对于社会分层的划分也有很多观点:索罗金认为，可以根据职业、经济、政治的层次来划分社会各个领域所形成的多样层次序列。CW·米尔斯则按照功能，身份等级，阶级(经济性)和权力来划分社会分层，而S·M·利普赛特和比本迪克则把职业、经济、社会、势力四大社会等级作为社会分层的基本标准［5］。中国关于社会分层的研究最具代表性的成果是中国社会科学院“当代中国社会阶层结构研究”课题组推出的关于《当代中国社会阶层研究报告》［6］。本研究以《当代中国社会阶层研究报告》为依据，参照日本学者丸山富雄(1990)在《社会阶层与体育参与》的研究［7］，以职业声望、文化程度、月收入为自变量(评分及描述性统计如表2所示)，按得分情况将城乡居民划分为五个阶层，即社会上层(18～21分);中上层(15～17分);中中层(11～14分);中下层(8～10分);下层(1～7分)。本次调查城乡居民的社会分层统计如表3所示。由表3可以看出，城乡居民的社会地位的确出现了明显的社会分层，在所调查的乡村居民中，处于上层的人口数竟然是0，当然这也是意料之中的事。因为社会上层得分应该是18～21分，即便是月收入较高的私营企业主也难以达到这个水平，毕竟农村中高学历的人群不是很多见。

表3 城乡五个社会分层人口数量分布统计

3.2 因变量定义及描述

体育锻炼是指人们根据需要自我选择，运用各种体育手段，并结合自然力和卫生措施，以发展身体、增强体质、增进健康、调节精神、丰富文化生活为目的的体育活动［8］。也有人认为，体育运动范围很大，主要包括人们在闲暇时间所做的肢体活动［9］。本研究依据老年人体育活动量表(PASE，New England Research Institutes，Inc.，1991)和体育活动量表(梁德清，1994)，将体育锻炼频率、体育锻炼时间和体育锻炼强度3个维度作为测量人们参加体育锻炼的基本情况。体育锻炼频率是衡量人们参与体育活动经常性的重要指标，通常以每周参加体育锻炼的次数来反映［10］。研究将体育锻炼频率划分为5个级别:f1=不参加或极少参加;f2=每周参加体育活动次数为1次;f3=每周参加体育活动次数为2～3次;f4=每周参加体育活动次数为4～5次;f5=每天都参加体育活动。体育锻炼时间是反映体育锻炼参与程度的重要指标，通常用每次参加体育活动的时间来表示，它在一定程度上衡量了人们体育锻炼持续性特征［11］。研究将体育锻炼时间也分为5个等级:t1=从不进行体育锻炼;t2=每次体育活动15min以下;t3=每次体育活动16～30min;t4=每次体育活动31～60min;t5=每次体育活动1个小时以上。体育锻炼强度是构成体育运动量的因素之一，主要是指身体练习对人体生理的刺激程度，常用心率来衡量体育运动量的大小。运动结束后一般人都不会通过测量心率来评价运动强度的大小，因此研究中用有无运动强度(身体感觉)来衡量体育锻炼的强度。I1=没有运动强度(没有运动，身体没有任何感觉)，I2=有一点运动强度(有运动，但身体没有出汗)，I3=有运动强度(身体微微出汗)，I4=有较大运动强度(身体出较多)，I5=有超大运动强度(大汗淋漓)。本研究运用体育锻炼频率、体育锻炼时间和体育锻炼强度的几何平均值作为体育锻炼指标的解释。

城乡居民体育锻炼频率、体育锻炼时间、体育锻炼强度的描述性统计如表4所示。

表4 因变量的描述性统计

3.3 自变量间多元共线性检验

自变量主要包括职业声望、文化程度和月收入，研究先将自变量之间的数值进行相关度的检验，相关度不能超过0.8，如果超过0.8就说明自变量间存在着高度相关，这样就会导致模型无解。针对自变量之间的相关关系采用列联表的卡方检验(Pearson Chi－Square)，经检验发现，变量间不存在显著性差异(P＞0.05)。然后对自变量间进行多元共线性检验。这是因为，如果模型中有严重的共线性存在，则模型中的参数就不能完全估计出来。自变量间的共线性检验采用条件指针(简称CI)，如果CI的值超过15，则表示可能有共线性问题，如果CI值超过30，则表示有严重的共线性问题［12］。经统计分析，自变量的CI值变化范围在2.50～7.50之间，没有超过15，由此可以看出，自变量之间并不存在共线性问题，数据适合用stepwise模型进行多元回归分析。

4 研究结果与分析

为了验证社会分层和体育锻炼模型中各变量的相关关系，先运用One－way Anova对单因子与体育锻炼频率、时间和强度的关系进行方差分析。然后再运用Stepwise对职业声望、文化程度、月收入三个自变量与体育锻炼的关系进行多元回归分析。

4.1 基于One－way Anova单因子与体育锻炼频率、时间和强度关系的假设验证结果

4.1.1 不同职业声望的城乡居民体育锻炼频率、时间和强度关系假设验证

职业是社会地位分化的基础，也是了解人们综合性社会地位的最优指标。声望是人们对人的一种情感和心理因素。由于职业与社会的主要报酬(权力、财富和欲望)密切相关，因此将职业声望作为衡量社会分层的标准之一，对不同职业声望的城乡居民的体育锻炼情况运用One－way Anova单因子方差分析，将因子分析摘要表整理结果如表5所示。

表5 职业声望与体育锻炼时频率、时间和强度的ANOVA分析摘要

由表5可以看出，不同职业声望的城乡居民体育锻炼频率、时间和强度的F值都呈现高度显著性差异(F值分别为17.887、19.445和18.054，P＜0.01)。接着又对不同职业声望的城乡居民体育锻炼频率、时间和强度进行Post Hoc Tests事后多重比较，结果发现商业服务业人员、学生与无业、失业、半失业人员在体育锻炼时间、频率和强度上具有非常显著性差异(P＜0.01)，商业服务业人员、学生优于无业、失业、半失业人员;高级专业技术人员、小型私营企业主和政府高级管理人员、大型私营企业主在体育锻炼频率上优于无业、失业、半失业人员和产业工人、农业劳动业人员(P＜0.01)。在体育锻炼时间和强度上，商业服务业人员、学生;个体工商户、自由职业者和中低专业技术人员、办事人员这些社会地位处于中层和中上层的人群优于下层、中下层和上层的人员(P＜0.01)。体育锻炼时间、频率和强度最多的是商业服务业人员、学生，其次是政府高级管理人员、大型私营企业主;中低专业技术人员、办事人员;个体工商户、自由职业者;高级专业技术人员、小型私营企业主;体育锻炼时间、频率和强度最少的是产业工人、农业劳动业人员和无业、失业、半失业人员。这样的结果充分显示了处于社会上层、中上层、中层的居民体育锻炼时间、频率和强度确实优于处于社会下层和中下层的城乡居民。但是，这一结果却与很多人一贯认为的处于社会上层的人群比处于社会中层和中下层的人群参与体育锻炼时间多的观点不相吻合。究其原因可能是这些职业声望处于中层和中上层的人群余暇时间相对多些，有时间来进行体育锻炼，而职业声望最高的人群虽然知道体育运动对健康的益处，可是空闲时间较少，挤不出来更多的时间参加体育运动。

4.1.2 不同文化程度的城乡居民体育锻炼频率、时间和强度关系假设验证

文化程度是表示一个国家、一个民族人口素质的重要指标，它标志着一个国家的文化教育普及和发展程度。文化程度可分为无学历或小学、初中、高中或职高、大学专科、大学本科、硕士研究生、博士研究生。为了了解文化程度对城乡居民体育锻炼的影响，对不同文化程度的城乡居民的体育锻炼情况运用One－way Anova单因子方差分析，将因子分析摘要表整理结果如表6所示。

表6 文化程度与体育锻炼时频率、时间和强度的ANOVA分析摘要

由表6可以看出，不同文化程度的城乡居民体育锻炼频率、时间和强度的F值都呈现显著性差异(F值分别为13.862、16.643和15.068，P＜0.01)。接着又对不同文化程度的城乡居民体育锻炼频率、时间和强度进行Post Hoc Tests事后多重比较，结果发现文化程度越高，体育锻炼频率、时间和强度越高，文化程度越低，体育锻炼频率、时间和强度越低。具有大学专科和大学本科学历的人群体育锻炼时间和频率都优于高中以下学历的人群，具有高度显著性差异(P＜0.01)。但是博士研究生和本科生相比，本科生的锻炼时间高于博士研究生。体育锻炼频率、时间和强度比较高的是大学专科生、大学本科生和硕士研究生，最低的是小学。究其原因:可能是接受过高等教育的大学专科生、大学本科生和硕士研究生，他们所涉猎的知识较多，对健康和体育的关注也比越多，从而树立了牢固的体育价值观念，因此，从事体育运动的次数、时间和强度也越多。而博士研究生他们所从事的工作要求相对更为专业，从事研究的时间较长，从而影响了他们体育锻炼时间上的分配。而文化程度较低的城乡居民对于体育的认知不够，还没有树立牢固的体育价值观念，再对不经常从事体育锻炼的城乡居民座谈时发现，一部分居民不经常进行体育锻炼的主要原因是对体育运动不感兴趣，并认为自己身体很好，不需要从事体育运动;还有一部分居民因为没有时间、无人指导等而不经常进行体育锻炼。

4.1.3 不同月收入的城乡居民体育锻炼频率、时间和强度关系假设验证

经济收入通常情况下用其工资收入，资产收入和其他收入之和来计算。理论上认为:随着社会的进步，人们生活水平的提高，人们对自身的健康关注越多，而体育运动是增进身心健康的主要手段，这样人们对体育的需求也会越多，从而利用闲暇时间进行体育锻炼的频率和时间也会增多。经济收入情况是否是影响城乡居民体育锻炼的因素之一呢?研究对不同经济收入的城乡居民的体育锻炼情况运用One－way Anova单因子方差分析，将因子分析摘要表整理结果如表7所示。

表7 月收入与体育锻炼频率、时间和强度的ANOVA分析摘要

由表7可以看出，不同月收入的城乡居民体育锻炼频率、时间和强度的F值都呈现高度显著性差异(F值分别为17.244、18.690和15.637，P＜0.01)。接着又对不同月收入的城乡居民体育锻炼频率、时间和强度进行Post Hoc Tests事后多重比较，结果发现月收入在2501～3500元的城乡居民体育锻炼频率高于月收入低于2500元的城乡居民，具有高度显著性差异(P＜0.01)。月收入在2501～3500元的人群体育锻炼时间高于3500～5000元的人群(P＜0.01)。体育锻炼频率、时间和强度最高的是月收入在2501～3500元的居民，其次是月收入在1001～1500元和月收入在5000元以上的居民，体育锻炼频率、时间和强度最低的是月收入在1501～2500元的居民。这一结果也充分说明了经济收入确实影响着人们的体育锻炼频率、时间和强度，但并不是经济收入越高的人群，参与体育锻炼频率和时间越多。这与西方体育社会学者布迪厄提出的“经济因素比文化因素更重要，因为参与体育运动需要更多的钱和时间，而社会地位越高的社会阶层越有条件参与体育运动”［13］不太一致，可能受国情所致。如GDP排名第一的发达国家美国，虽然人们的收入水平较高，可是人们在完成一周40h的工作以后，决不会利用其他时间来加班工作，这样余暇时间较多，再加上有一定的经济条件做保障，因此出现了社会地位越高的社会阶层越有条件参与体育运动的统计结果。时下，虽然中国经济突飞猛进，已跃居世界第二，可是经济发展速度越快，人们工作的压力也就越大，对于经济收入较高的人群，除了单位规定的工作时间以外，还要利用余暇时间加班等，这样势必影响的他们参加体育运动的频率和时间。

4.1.4 社会分层与体育锻炼关系假设验证

研究已将社会分层中的各因子与体育锻炼频率、时间和强度的关系进行了分析，接着将职业声望、文化程度和月收入三个因子转换汇总成量表总分——社会分层，然后再用体育锻炼频率、体育锻炼时间和体育锻炼强度的几何平均值作为体育锻炼指标的解释来进行One－way Anova统计分析，结果如表8所示。

表8 社会分层与体育锻炼关系的ANOVA分析摘要

由表8可以看出，不同社会阶层的城乡居民体育锻炼出现了高度显著性差异(P＜0.01)

以上统计结果证实，不同职业声望，不同收入，不同学历的城乡居民体育锻炼频率、时间和强度都出现了显著性差异，社会分层与体育锻炼也出现了显著性差异，正好与假设结果相吻合，也与模型的拟合度一致。

4.2 基于Stepwise多因子与体育锻炼关系假设验证结果

将职业声望、文化程度、月收入三个自变量(亦成预测变量)和体育锻炼一个因变量(也称效标变量)进行Stepwise分析，检验输出结果如表9所示。

表9 Model Summary

由表9可以看出，模型1的多元相关系数为0.862，决定系数为0.743，调整决定系数为0.744;模型2的多元相关系数为0.883，决定系数为0.780，调整决定系数为0.781;模型3的多元相关系数为0.890，决定系数为0.792，调整决定系数为0.793。这一结果表明模型1、2和3对因变量(体育锻炼频率)的解释能力达到了很高的水平，能解释因变量方差的74.4%，78.1%和79.3%，三个模型调整后的决定系数都超过了70%，说明三个自变量在交互作用后对因变量的影响是非常明显，这样的结果与单因子方差分析中每个自变量对体育锻炼频率这个因变量有明显的影响相一致。模型1的F值为64.313，Sig显著性水平达0.000，模型2的F值为30.740，Sig显著性水平达0.000，模型3的F值为13.960，Sig显著性水平达0.01，三次检验都小于0.01显著性概率水平，说明检验结果有非常显著性差异，模型可信度较高。

5 结论

5.1 运用One－way Anova对社会分层中的单因子与体育锻炼频率、时间和强度的关系进行实证研究发现，在体育锻炼频率这个效标变量中，不同职业声望、不同文化程度、不同月收入的城乡居民，体育锻炼频率出现显著性差异。在体育锻炼时间和强度这个效标变量中，不同职业声望、不同文化程度、不同月收入的城乡居民，体育锻炼时间和强度也都出现了显著性差异，但是处于社会上层的城乡居民所从事体育锻炼的时间和强度并不是最长，而职业声望中等者(商业服务业人员、学生;个体工商户、自由职业者和中低专业技术人员、办事人员)优于其他层次的人员;文化程度为本科生和研究生的优于博士研究生和高中以下的人群;月收入为中等的高于低等和高等者。不同社会分层的城乡居民体育锻炼出现了显著性差异。

5.2 运用Stepwise对职业声望、文化程度、月收入三个预测变量和体育锻炼一个因变量进行实证研究发现，三个预测变量的多元相关系数都超过了0.70，且对体育锻炼的解释能力都达到了很高的水平，三个模型的F值检验都小于0.01显著性概率水平，说明检验结果有非常显著性差异，模型可信度较高，由此可知社会分层与体育锻炼存在着高度的相关关系。

［1］［13］仇军.西方体育社会学:理论、视点、方法［M］.北京:清华大学出版社，2010(1):118－139

［2］韩秋红，程云峰.我国城乡群众体育统筹发展的机理与途径［J］.山东体育学院学报，2011(3):16－20

［3］郑旗，李吉慧.现代体育科学院研究的理论与方法［M］.北京:人民体育出版社，2001(6):68

［4］王济川，郭志刚.Logistic回归模型——方法与应用［M］.北京:高等教育出版社，2001(8):36－78

［5］王亚萍.中国转型时期社会分层与体育参与研究［D］.济南:山东师范大学，2010(6):6－8

［6］陆学艺.当代中国社会阶层研究报告［M］.北京:社会科学文献出版社，2002:8－9

［7］仇军.西方体育社会学:理论、视点、方法［M］.北京:清华大学出版社，2010(1):126－137

［8］卢元镇.体育社会学(第二版)［M］.北京:高等教育出版社，2006(2):58－93

［9］翟水保，宁科.中国中部地区群众体育锻炼、消费模型的实证研究［J］.体育科学，2011(31):21－29

［10］吕树庭.当代中国的社会分层与大众体育［J］.成都体育学院学报，2005，31(2):17 －19

［11］吕树庭.社会结构分层视野下的体育大众化［J］.天津体育学院学报，2006，21(2):93 －98

［12］吴明隆.SPSS统计应用实务［M］.北京:中国铁道出版社，2000(9):85－208

［13］Kenyon，Gerald S.Sport involvement:A conceptual go and some consequences thereof，in aspects of contemporary sport sociology［M］.Chicago:The Athletic Institute，1985:118 －139