方黎明，郭 靜

（1. 對(duì)外經(jīng)濟(jì)貿(mào)易大學(xué) 保險(xiǎn)學(xué)院，北京 100029；2. 北京大學(xué) 公共衛(wèi)生學(xué)院，北京 100191）

0 導(dǎo)言

通過倡導(dǎo)全民體育健身運(yùn)動(dòng)改善城鄉(xiāng)居民身心健康是健康中國戰(zhàn)略提出的時(shí)代命題。抑郁癥是世界第二大疾病負(fù)擔(dān)，全球約有3.5 億人受其困擾，并且導(dǎo)致了超過4 400 萬人殘障（Vos et al.，2016）；在中國約有17.5% 的成人受其困擾（Phillips et al.，2009）；在城鄉(xiāng)居民的醫(yī)療費(fèi)用支出中，約有14.7%源自抑郁癥狀及抑郁癥（Hsieh et al.，2017）。故探析有效的干預(yù)策略，緩解和預(yù)防居民的抑郁風(fēng)險(xiǎn)具有重要的政策價(jià)值。

近年來，體育鍛煉與抑郁風(fēng)險(xiǎn)的關(guān)系得到學(xué)術(shù)界高度關(guān)注，但目前的研究結(jié)論并不一致。一方面，已有研究揭示，體育鍛煉具有中度甚至強(qiáng)度的抗抑郁作用，不僅可以緩解臨床患者的抑郁癥狀（Knapen et al.，2015；Rosenbaum et al.，2014），而且對(duì)非臨床居民也具有防護(hù)作用（Rebar et al.，2015；Schuch et al.，2018），甚至少量的體育鍛煉活動(dòng)（如每周步行150 min）也發(fā)揮了預(yù)防抑郁癥的作用（Mammen et al.，2013）。體育鍛煉這一功效在不同特征的人群，如孕期婦女（Poudevigne et al.，2006）、不同性別（Chekroud et al.，2018）、不同年齡和不同國家的居民身上普遍存在（Schuch et al.，2018）。但另一方面，也有研究發(fā)現(xiàn)體育鍛煉的抗抑郁效應(yīng)不明顯，甚至可能增加了抑郁癥等精神健康風(fēng)險(xiǎn)。如針對(duì)青少年的縱向調(diào)查發(fā)現(xiàn)，體育鍛煉對(duì)抑郁癥并沒有顯著的防范效應(yīng)（Toseeb et al.，2014）；針對(duì)成年人的研究也發(fā)現(xiàn)，在控制社會(huì)經(jīng)濟(jì)地位等混雜因素后，體育鍛煉水平與抑郁癥狀的關(guān)系不具有統(tǒng)計(jì)顯著性（Camacho et al.，1991）；隨機(jī)試驗(yàn)結(jié)果也有類似的發(fā)現(xiàn)（Larun et al.，2006）。上述文獻(xiàn)結(jié)論之所以不一致，可能是選擇性偏誤（selection bias）以及體育鍛煉抗抑郁效應(yīng)的異質(zhì)性所導(dǎo)致的。就選擇性偏誤而言，是否參與鍛煉是居民自主選擇行為，如果沒有很好地控制住同時(shí)影響居民鍛煉行為和抑郁風(fēng)險(xiǎn)的混雜因素，可能導(dǎo)致估計(jì)偏誤；就異質(zhì)性而言，體育鍛煉對(duì)不同社會(huì)經(jīng)濟(jì)地位特征的人群的抗抑郁效應(yīng)可能存在差異。

促進(jìn)健康公平是健康中國建設(shè)的核心目標(biāo)之一。健康公平不僅包括身體健康公平，也包括精神健康公平。追求健康公平意味著要盡可能縮小不同社會(huì)經(jīng)濟(jì)地位群體間身心健康狀況可以避免的差距（Braveman，2006）。近年來，我國在發(fā)展戰(zhàn)略布局上，不斷強(qiáng)調(diào)和推進(jìn)社會(huì)公平。黨的十八大報(bào)告強(qiáng)調(diào)堅(jiān)持維護(hù)社會(huì)公平正義；十九大報(bào)告再次強(qiáng)調(diào)在發(fā)展中補(bǔ)齊民生短板，促進(jìn)社會(huì)公平正義。在健康領(lǐng)域，其突出表現(xiàn)就是通過健全全民醫(yī)療保障體系和加大公共衛(wèi)生投入等多種措施促進(jìn)健康公平。

然而，健康不公平在不同的社會(huì)中，即使是實(shí)現(xiàn)全民醫(yī)保的國家中仍然普遍存在。大量研究已經(jīng)揭示，社會(huì)經(jīng)濟(jì)地位更高的群體的健康狀況通常優(yōu)于社會(huì)經(jīng)濟(jì)地位較低的群體（焦開山，2014）。以精神健康為例，已有研究揭示社會(huì)經(jīng)濟(jì)地位更低的群體抑郁風(fēng)險(xiǎn)通常更高（Lorant et al.，2003；Zimmerman et al.，2005）。故一項(xiàng)措施如果對(duì)改善社會(huì)經(jīng)濟(jì)地位更低的社會(huì)群體的健康更有利，則意味著它能促進(jìn)健康公平（劉曉婷等，2015）。那么，社會(huì)經(jīng)濟(jì)地位如何導(dǎo)致健康不公平呢？已有研究揭示社會(huì)經(jīng)濟(jì)地位通過影響生活方式從而導(dǎo)致健康不公平：社會(huì)經(jīng)濟(jì)地位高的群體傾向于擁有和維護(hù)更加健康的生活方式（如體育鍛煉、社區(qū)參與），而健康的生活方式改善了他們的健康水平；而社會(huì)經(jīng)濟(jì)地位更低群體因生活方式更加不健康而導(dǎo)致其健康風(fēng)險(xiǎn)增加（王甫勤，2012）。

同時(shí)，在健康領(lǐng)域存在邊際產(chǎn)出遞減規(guī)律（Grossman，1972），這意味著在降低健康風(fēng)險(xiǎn)的效益上，相同的資源投入對(duì)健康存量較高的群體（較高社會(huì)經(jīng)濟(jì)地位）的作用要比對(duì)健康存量低的群體（較低社會(huì)經(jīng)濟(jì)地位）收效更小。綜上所述，我們可以推斷：體育鍛煉，作為一種健康的生活方式的投資行為，對(duì)社會(huì)經(jīng)濟(jì)地位較高的群體的抗抑郁效應(yīng)較小，而對(duì)社會(huì)經(jīng)濟(jì)地位較低的群體的抗抑郁效應(yīng)更大。如果上述基本邏輯成立，則意味著社會(huì)經(jīng)濟(jì)地位較低的群體可以從體育鍛煉中獲得更高的精神健康回報(bào)，從而促進(jìn)了居民間的精神健康公平。

目前國內(nèi)體育鍛煉活動(dòng)與精神健康關(guān)系的研究以文獻(xiàn)綜述為主（陳作松，2005；孫延林 等，2002；徐雷，2014；于晶等，2002），實(shí)證研究主要針對(duì)學(xué)生（何穎等，2004；項(xiàng)明強(qiáng)，2013）和老年人（陳青萍，2003）等特殊群體，而鮮有針對(duì)全國人群的大樣本分析，亦無中文文獻(xiàn)考察體育鍛煉活動(dòng)對(duì)不同群體抗抑郁效應(yīng)的異質(zhì)性。

本文邊際貢獻(xiàn)如下：1）在研究選題上，本文以健康公平為視角，拓寬了既有的居民鍛煉行為與抑郁關(guān)系的研究領(lǐng)域，特別考察了體育鍛煉行為是否更有利于減輕社會(huì)經(jīng)濟(jì)地位較低的群體的抑郁風(fēng)險(xiǎn)，從而有助于促進(jìn)精神健康公平。我國政府目前主要是通過建立健全全民醫(yī)療保障體系促進(jìn)健康公平，本文為從生活方式干預(yù)著手促進(jìn)健康公平提供了新思路。2）研究方法上，充分考慮了選擇性偏誤問題和異質(zhì)性問題。本文使用的數(shù)據(jù)具有豐富的控制變量，相對(duì)此前的研究，能夠更好地控制混淆因素導(dǎo)致的估計(jì)偏誤；同時(shí)，本文使用了工具變量法，考察居民的體育鍛煉行為與抑郁的關(guān)系是否存在選擇性偏誤導(dǎo)致的內(nèi)生性問題，并進(jìn)一步使用傾向得分匹配法對(duì)結(jié)果進(jìn)行了穩(wěn)健性檢驗(yàn)；本文不僅分析了體育鍛煉的總體抗抑郁效應(yīng)，更關(guān)注其對(duì)不同社會(huì)經(jīng)濟(jì)地位特征群體的抗抑郁效應(yīng)的異質(zhì)性。

1 模型設(shè)定

Grossman（1972）將健康資本視為人力資本的一部分，首次構(gòu)建了健康生產(chǎn)函數(shù)模型，從理論上揭示了影響健康的主要因素。該模型假設(shè)個(gè)人繼承了一定的健康存量，該存量隨著年齡增長而減少，但可以通過投資（如花費(fèi)時(shí)間鍛煉、購買醫(yī)療服務(wù)等），從而實(shí)現(xiàn)健康增進(jìn)。在該模型中，健康的決定因素包括既往健康狀況、醫(yī)療服務(wù)獲得狀況以及個(gè)人（如生活方式和社會(huì)地位等）和環(huán)境變量（如社區(qū)環(huán)境、環(huán)境污染等）。由于精神健康也屬于健康資本的構(gòu)成部分，而體育鍛煉活動(dòng)則屬于健康投資行為。據(jù)此，本文構(gòu)建下列實(shí)證模型：

在式（1）（2）中，Di表示抑郁狀態(tài)，其值越大，表明抑郁風(fēng)險(xiǎn)越高，PA 和SES 以及C 分別表示是否經(jīng)常參與鍛煉、社會(huì)經(jīng)濟(jì)地位以及其他控制變量。在式（1）我們主要關(guān)注系數(shù)δ，由于Di是反向精神健康指標(biāo)，故如果δ＜0，則意味著體育鍛煉具有抗抑郁效應(yīng)；在式（2）中，我們主要關(guān)注PA 與SES 交互項(xiàng)的系數(shù)γ，如果γ＞0，意味著隨著居民社會(huì)經(jīng)濟(jì)地位的提高，體育鍛煉帶來的抗抑郁效應(yīng)呈現(xiàn)下降趨勢(shì)，即體育鍛煉對(duì)社會(huì)經(jīng)濟(jì)地位更低的群體抗抑郁效應(yīng)更大，這就意味著體育鍛煉緩解了精神健康的不平等，從而促進(jìn)了精神健康公平。本文的基本邏輯也就得到驗(yàn)證。

2 數(shù)據(jù)與變量測(cè)量

2.1 數(shù)據(jù)來源

本文使用的數(shù)據(jù)來源于中山大學(xué)社會(huì)科學(xué)調(diào)查中心開展的“2016 年中國勞動(dòng)力動(dòng)態(tài)調(diào)查（China Labor-force Dynamics Survey，CLDS）”，CLDS 樣本覆蓋了中國 29 個(gè)省市（港澳臺(tái)、西藏、海南除外），采用了多階段概率抽樣方法，具有較好的全國代表性。該數(shù)據(jù)質(zhì)量較高，基于CLDS已經(jīng)在國內(nèi)外刊發(fā)了大量學(xué)術(shù)論文。CLDS 調(diào)查對(duì)象為處在勞動(dòng)年齡階段的城鄉(xiāng)居民，2016 年獲得的15～64 歲個(gè)體樣本合計(jì)19 680 份；調(diào)查內(nèi)容涵蓋教育、工作、遷移、健康、社會(huì)參與、經(jīng)濟(jì)活動(dòng)以及基層組織等眾多研究議題。通過刪減存在缺失值的調(diào)查對(duì)象，本文最終獲得19 202份個(gè)體樣本。

2.2 主要變量測(cè)量

2.2.1 因變量

CLDS 在2016 年的調(diào)查中首次引入流調(diào)中心抑郁量表（center for epidemiological survey，CES-D20）。該量表共設(shè)20 個(gè)項(xiàng)目，要求調(diào)查對(duì)象分別評(píng)定最近1 周內(nèi)20 項(xiàng)癥狀出現(xiàn)的頻率，即過去1 周沒有/基本沒有（少于1 天）、少有（1～2 天）、常有（3～4 天）或幾乎一直有（5～7 天）相關(guān)癥狀，分別記為0～3 分，將上述得分加總，即為抑郁得分（Andresen et al.，1994）（表1）。抑郁得分越高，意味著陷入抑郁狀態(tài)的風(fēng)險(xiǎn)越高。同時(shí)，文獻(xiàn)中一般以16 分為界，如果抑郁得分＜16 分，即認(rèn)為不存在抑郁癥狀；如果得分≥16，即認(rèn)為存在抑郁癥狀。本文基于CLDS 的抑郁量表計(jì)算了抑郁得分，并以16 分為界限創(chuàng)建了抑郁癥狀（depsy）變量。為了驗(yàn)證結(jié)果的穩(wěn)健性，與已有文獻(xiàn)一致，我們同時(shí)使用抑郁得分和是否有抑郁癥狀這兩個(gè)變量來測(cè)量調(diào)查對(duì)象的抑郁風(fēng)險(xiǎn)情況（Guo et al.，2017）。其中，抑郁癥狀是二元啞變量，通常需要采用probit 或logit 模型，但由于probit 或logit 概率模型與線性概率模型方法（OLS 法，即普通最小二乘法）的結(jié)果基本一致，大量權(quán)威期刊刊發(fā)的論文也直接采取了OLS（潘杰等，2013；Kim et al.，2011）；并且內(nèi)生性檢驗(yàn)方法在OLS 中更為成熟?？紤]到處理方法的一致性，我們對(duì)抑郁得分和是否有抑郁癥狀的影響因素的分析均采用了OLS 法。

表1 本研究樣本特征統(tǒng)計(jì)結(jié)果Table 1 The Descriptive Results

2.2.2 處理變量

體育鍛煉只有達(dá)到一定的量才能達(dá)到減輕抑郁風(fēng)險(xiǎn)的作用。國內(nèi)文獻(xiàn)將一周鍛煉不少于3 次，每次鍛煉不少于30 min 界定為經(jīng)常參加鍛煉（王富百慧等，2015）。本文也以此為標(biāo)準(zhǔn)構(gòu)建處理變量經(jīng)常鍛煉（下文簡稱“鍛煉”，即公式中PA）。根據(jù)CLDS 原始數(shù)據(jù)，如果調(diào)查對(duì)象每周鍛煉不少于3 次（包括步行、跑步、太極和球類運(yùn)動(dòng)等），且每次不少于30 min，PA記為1，為經(jīng)常鍛煉組，即處理組；否則記為0，為對(duì)照組。

2.2.3 控制變量

相對(duì)于Chekroud（2018）僅控制年齡、婚姻狀態(tài)、收入、身體健康和職業(yè)狀態(tài)等少量個(gè)體變量，本文控制變量更為豐富。基于Grossman（1972）健康生產(chǎn)函數(shù)模型和數(shù)據(jù)可得性，本文控制了豐富的個(gè)體社會(huì)經(jīng)濟(jì)地位、人口特征和社區(qū)環(huán)境3 類變量，從而能更好地解決遺漏變量導(dǎo)致的選擇性偏誤問題。社會(huì)經(jīng)濟(jì)地位變量（如教育水平和收入等）、社區(qū)環(huán)境特征（如社區(qū)是否整潔、是否有體育設(shè)施以及空氣質(zhì)量等）、人口特征（如身體健康狀況、年齡和性別等）可能同時(shí)影響居民鍛煉行為和抑郁風(fēng)險(xiǎn)。如果不控制上述變量，可能導(dǎo)致難以獲得體育鍛煉行為對(duì)降低抑郁風(fēng)險(xiǎn)的效應(yīng)的一致性估計(jì)。

在本文中，個(gè)體社會(huì)經(jīng)濟(jì)地位變量主要包括接受教育年數(shù)、家庭人均收入、家庭生活水平、主觀社會(huì)地位，以及是否是農(nóng)村居民。其中，教育年數(shù)根據(jù)學(xué)歷程度轉(zhuǎn)換為教育年數(shù)計(jì)算得到，文盲、小學(xué)、初中、高中或職高、大專、本科和研究生分別賦值 0、6、9、12、14 和 17 年。家庭生活水平根據(jù)CLDS 原始數(shù)據(jù)構(gòu)建，如果調(diào)查對(duì)象家庭生活水平比鄰居生活水平差或差很多，賦值1，與鄰居生活水平差不多賦值2，比鄰居生活水平高或高得多，賦值3。CLDS 中職業(yè)類別以及職業(yè)等級(jí)缺失值較多，但提供了個(gè)體主觀社會(huì)地位變量status（評(píng)分1～10），分?jǐn)?shù)越高表示社會(huì)地位越高。由于在中國社會(huì)地位劃分一般以職業(yè)為基礎(chǔ)，我們將status作為職業(yè)等級(jí)的代理變量。

人口特征及行為變量主要包括身體健康狀況、年齡、性別、是否是學(xué)生、是否有配偶以及家庭規(guī)模、是否吸煙及是否參加醫(yī)療保險(xiǎn)。其中，身體健康狀況使用自評(píng)健康來測(cè)量，如果調(diào)查對(duì)象認(rèn)為自己健康差或很差，記為1，如果認(rèn)為自己比較健康，記為2，如果認(rèn)為自己健康或很健康，則記為3；如果調(diào)查對(duì)象曾經(jīng)每天吸煙1 支及以上，并且連續(xù)吸1 年及以上，記為1，否則記為0；如果調(diào)查對(duì)象參加了任何一種醫(yī)療保險(xiǎn)，記為1，否則為0；如果調(diào)查對(duì)象有配偶，則記為1，如果調(diào)查對(duì)象未婚、離異或喪偶，則記為0。

本文社區(qū)環(huán)境控制變量主要包括社區(qū)貧困發(fā)生率、社區(qū)是否整潔、社區(qū)治安是否良好、是否存在空氣污染問題以及是否有公園或廣場。其中，社區(qū)貧困發(fā)生率，根據(jù)所在社區(qū)低保戶的數(shù)量占社區(qū)總戶數(shù)的比重創(chuàng)建，用于測(cè)量社區(qū)的經(jīng)濟(jì)狀況；社區(qū)是否整潔來自于調(diào)查員對(duì)社區(qū)觀察的評(píng)分（1～10 分），如果評(píng)分在6 分及以上，則認(rèn)為社區(qū)整潔，記為1，否則記為0；如果本社區(qū)有公園或廣場，如果有記為1，否則記為0；如果調(diào)查對(duì)象認(rèn)為社區(qū)治安好或較好記為1，否則為0；如果調(diào)查對(duì)象認(rèn)為家附近空氣污染非常嚴(yán)重、比較嚴(yán)重、不太嚴(yán)重，記為1，如果認(rèn)為一點(diǎn)也不嚴(yán)重，記為0。其他控制變量包括所在省份人均GDP的自然對(duì)數(shù)。

3 結(jié)果分析

3.1 樣本描述統(tǒng)計(jì)結(jié)果

從樣本特征看（表1），15～64 歲城鄉(xiāng)居民僅有23.6%經(jīng)常參加鍛煉健身活動(dòng)，可見，我國城鄉(xiāng)居民存在嚴(yán)重的身體活動(dòng)不足問題。約有17% 城鄉(xiāng)居民存在抑郁癥狀；這與Phillips 等（2009）約有17.5% 的中國成人受精神健康問題困擾的結(jié)果相當(dāng)接近。表1 同時(shí)報(bào)告了是否經(jīng)常鍛煉的2 個(gè)群體的特征。其中，經(jīng)常鍛煉組13.6% 有抑郁癥狀，而非經(jīng)常鍛煉對(duì)照組約18.1% 有抑郁癥狀，同時(shí)經(jīng)常鍛煉組的抑郁得分也更低。此外，相對(duì)于對(duì)照組，經(jīng)常鍛煉組社會(huì)經(jīng)濟(jì)地位更高，擁有更高教育程度、更高的人均家庭收入、更高的生活水平，參加醫(yī)療保險(xiǎn)的概率更高、吸煙率和所在社區(qū)貧困發(fā)生率更低，社區(qū)整潔、擁有公園廣場以及居住在城市社區(qū)的概率更高，但他們所在社區(qū)治安良好概率更低，社區(qū)空氣污染的概率更高。這可能是由于本文把城鄉(xiāng)居民混合在一起進(jìn)行分析，城市居民經(jīng)常鍛煉率更高，但城市空氣質(zhì)量和治安可能更差。

圖1 進(jìn)一步比較了不同生活水平下經(jīng)常鍛煉組和對(duì)照組抑郁癥狀發(fā)生率的差異。隨著生活水平的提高，抑郁癥狀發(fā)生率呈現(xiàn)下降趨勢(shì)，如生活水平比鄰居差很多組抑郁癥狀發(fā)生率高達(dá)0.40，而生活水平比鄰居高組抑郁癥狀發(fā)生率僅約為0.10。在不同生活水平組，經(jīng)常鍛煉組的抑郁癥狀發(fā)生率均顯著低于對(duì)照組（P＜0.05）。其中，兩組抑郁癥發(fā)生率的差異在生活水平最差組最大，該類別中經(jīng)常鍛煉組比對(duì)照組抑郁癥狀發(fā)生率大約低10 個(gè)百分點(diǎn)；而在生活水平比鄰居差些組中經(jīng)常鍛煉組與對(duì)照組抑郁癥狀發(fā)生率大約相差4 個(gè)百分點(diǎn)，在生活水平與鄰居差不多及更高組中，經(jīng)常鍛煉組與對(duì)照組的抑郁癥狀發(fā)生率僅相差約3 個(gè)百分點(diǎn)。可見，在生活水平較低組中，經(jīng)常鍛煉者與非經(jīng)常鍛煉者抑郁癥狀發(fā)生率差異更大，由此，我們可以推斷，體育鍛煉對(duì)生活水平更低的群體的抗抑郁效應(yīng)可能更大。當(dāng)然，這需要進(jìn)一步在控制協(xié)變量的基礎(chǔ)上進(jìn)行驗(yàn)證。

圖1 生活水平、經(jīng)常鍛煉與抑郁癥狀關(guān)系Figure 1. Living Standard，Regular PA and the Symptom of Depression

表2 城鄉(xiāng)居民體育鍛煉行為與抑郁風(fēng)險(xiǎn)的關(guān)系Table 2 The Association between PA and the Risk of Depression

3.2 鍛煉行為與抑郁風(fēng)險(xiǎn)

就全樣本分析結(jié)果而言，與對(duì)照組相比較，經(jīng)常鍛煉不僅使得城鄉(xiāng)居民的抑郁得分減少，而且使得抑郁癥狀發(fā)生的概率下降。其中，抑郁得分約減少了0.55，相當(dāng)于抑郁得分樣本均值的7.5%（即0.552/7.327，樣本均值見表1，下同）；抑郁癥狀發(fā)生率減少約0.02，相當(dāng)于樣本均值的11.8%（即0.02/0.17）。可見，經(jīng)常鍛煉顯著降低了城鄉(xiāng)居民的抑郁風(fēng)險(xiǎn)，具有較強(qiáng)的抗抑郁效應(yīng)。

3.3 鍛煉行為與抑郁風(fēng)險(xiǎn)的城鄉(xiāng)比較

在城鄉(xiāng)二元體制下，鍛煉行為對(duì)城鄉(xiāng)居民的影響機(jī)制可能存在較大的差異。因此，本部分將分別考察鍛煉行為與城鄉(xiāng)居民抑郁風(fēng)險(xiǎn)的關(guān)系。表3 結(jié)果表明，無論是在城市還是在農(nóng)村，經(jīng)常鍛煉不僅減少了抑郁得分，也減少了抑郁癥狀發(fā)生的概率。就城鄉(xiāng)比較而言，無論是抑郁得分還是抑郁癥狀，城市居民經(jīng)常鍛煉的系數(shù)的絕對(duì)值均較大，這意味著經(jīng)常鍛煉對(duì)城市居民的效應(yīng)可能更大，這可能是兩方面原因?qū)е碌模?）相對(duì)于城市居民，農(nóng)村居民體力活動(dòng)更多，故體育鍛煉帶來的邊際效應(yīng)相對(duì)較低；2）城市居民因掌握了更豐富的健身知識(shí)，其鍛煉帶來的健康效應(yīng)更大。然而，當(dāng)進(jìn)一步引進(jìn)鍛煉與是否是城市居民的交互項(xiàng)時(shí)，無論是抑郁得分還是抑郁癥狀，交互項(xiàng)均不具有統(tǒng)計(jì)顯著性。這表明，盡管鍛煉的抗抑郁效應(yīng)對(duì)城市居民更大，但這一差異不具有顯著性。

表3 鍛煉與城鄉(xiāng)居民抑郁風(fēng)險(xiǎn)比較Table 3 The Comparison of PA and Risk of Depression between Urban and Rural Residents

3.4 鍛煉行為與不同教育程度居民的抑郁風(fēng)險(xiǎn)

表4 進(jìn)一步考察了經(jīng)常鍛煉對(duì)不同教育程度居民抑郁風(fēng)險(xiǎn)的影響。就低教育水平（初中及以下）居民和中等教育程度（高中）居民而言，經(jīng)常鍛煉不僅顯著減少了抑郁得分，也顯著降低了抑郁癥狀的發(fā)生概率，但對(duì)教育程度在大專以上的居民而言，經(jīng)常鍛煉盡管減少了抑郁得分，并降低了抑郁癥狀發(fā)生概率，但均不具有統(tǒng)計(jì)顯著性。從交互項(xiàng)的結(jié)果看，經(jīng)常鍛煉的抗抑郁效應(yīng)在低教育程度和中等教育程度的城鄉(xiāng)居民間不具有顯著性差異，但高教育程度居民與經(jīng)常鍛煉交互項(xiàng)顯著大于0，這意味體育鍛煉對(duì)高教育水平群體的抗抑郁效應(yīng)顯著低于中低教育水平群體。

表4 鍛煉與不同教育程度居民的抑郁比較Table 4 The Association between PA and Depression in Residents with Different Education Levels

3.5 鍛煉行為與不同經(jīng)濟(jì)狀況居民的抑郁風(fēng)險(xiǎn)

我們構(gòu)建收入與經(jīng)常鍛煉的交互項(xiàng)，納入表2 模型中，但交互項(xiàng)與0 不具有顯著性差異。這一方面可能是由于收入調(diào)查較為敏感，存在較為嚴(yán)重的漏報(bào)和誤報(bào)現(xiàn)象，另一方面本文使用的數(shù)據(jù)包括全國不同地區(qū)的城鄉(xiāng)樣本，然而，不同地區(qū)和城鄉(xiāng)居民間收入來源和生活成本具有較大差異，且收入也不能揭示不同家庭生活支出負(fù)擔(dān)（如住房、教育和醫(yī)療）的差異，故收入并不能很好地反映不同地區(qū)城鄉(xiāng)居民實(shí)際經(jīng)濟(jì)狀況和生活水平。故在表5中我們使用與鄰居相比較自評(píng)的生活水平來衡量家庭經(jīng)濟(jì)狀況（差、中和高，表1），該變量雖然是主觀指標(biāo)，但能夠很好地反映家庭在當(dāng)?shù)厣鐓^(qū)的實(shí)際生活水平。結(jié)果表明，在中低生活水平城鄉(xiāng)居民中，經(jīng)常鍛煉不僅顯著降低了抑郁得分，而且顯著降低了抑郁癥狀發(fā)生的概率，但鍛煉行為對(duì)高生活水平城鄉(xiāng)居民的抑郁得分和抑郁癥狀無顯著影響；而且，隨著生活水平的提高，經(jīng)常鍛煉系數(shù)的絕對(duì)值呈現(xiàn)下降趨勢(shì)，交互項(xiàng)也顯著大于0。上述結(jié)果意味著隨著生活水平的提高，經(jīng)常鍛煉的抗抑郁效應(yīng)呈現(xiàn)下降趨勢(shì)。

表5 鍛煉與不同經(jīng)濟(jì)狀況居民的抑郁比較Table 5 The Association between PA and Depression in Residents with Different Living Standards

3.6 鍛煉行為與不同社會(huì)地位居民的抑郁風(fēng)險(xiǎn)

表6 考察了經(jīng)常鍛煉對(duì)不同主觀社會(huì)地位居民抑郁風(fēng)險(xiǎn)的影響。就低社會(huì)地位（社會(huì)地位評(píng)分＜5 居民和中等社會(huì)地位居民（4＜社會(huì)地位評(píng)分＜8）而言，經(jīng)常鍛煉不僅顯著減少了抑郁得分也顯著降低了抑郁癥狀發(fā)生的概率，但對(duì)高社會(huì)地位居民而言（社會(huì)地位評(píng)分＞7），經(jīng)常鍛煉盡管減少了抑郁得分，并降低了抑郁癥狀的發(fā)生概率，但均不具有統(tǒng)計(jì)顯著性。從體育鍛煉的系數(shù)看，隨著社會(huì)地位的提高，其絕對(duì)值呈現(xiàn)下降趨勢(shì)；交互項(xiàng)系數(shù)也顯著大于0。從上述兩點(diǎn)可以推斷隨著社會(huì)地位的提高，鍛煉的抗抑郁效應(yīng)呈現(xiàn)下降趨勢(shì)。

表6 鍛煉與不同社會(huì)地位居民的抑郁比較Table 6 The Association between PA and Depression in Residents with Different Social Status

3.7 鍛煉行為與抑郁風(fēng)險(xiǎn)的性別差異

表7 進(jìn)一步考察了鍛煉對(duì)不同性別城鄉(xiāng)居民抑郁風(fēng)險(xiǎn)的影響。結(jié)果表明，無論是男性，還是女性，經(jīng)常鍛煉均顯著減少了抑郁得分和抑郁癥狀發(fā)生的概率；交互項(xiàng)與0 沒有顯著差異，這意味著經(jīng)常鍛煉的抗抑郁效應(yīng)不具有顯著的性別差異。

表7 鍛煉與不同性別居民的抑郁比較Table 7 The Association between PA and Depression in Residents with Different Gender

3.8 交互項(xiàng)綜合效應(yīng)

上文詳細(xì)考察了體育鍛煉對(duì)不同特征群體的抗抑郁效應(yīng)，我們進(jìn)一步把上文所有交互項(xiàng)同時(shí)納入模型，上述交互效應(yīng)是否仍然存在呢？從表8 模型（1）和（3）可以看出，高教育水平和高生活水平仍然顯著降低了體育鍛煉的抗抑郁效應(yīng)，鍛煉的抗抑郁效應(yīng)在城鄉(xiāng)居民間和不同性別居民間仍然不具有顯著性差異，但體育鍛煉與社會(huì)地位交互項(xiàng)不再顯著。考慮到生活水平和社會(huì)地位可能存在共線性，模型（2）和（4）不再納入體育鍛煉與生活水平交互項(xiàng)，盡管在抑郁得分模型（2）中，社會(huì)地位與體育鍛煉交互項(xiàng)仍然不顯著，但在抑郁癥狀概率模型中，該交互項(xiàng)具有弱顯著性（P＜0.10）。可見，表8 的結(jié)果與上文分群體分析的結(jié)果基本一致，這進(jìn)一步驗(yàn)證了上文模型結(jié)果的穩(wěn)健性。

表8 交互項(xiàng)綜合效應(yīng)Table 8 The Interaction between Different Variables

3.9 穩(wěn)健性檢驗(yàn)：可能存在的選擇性偏誤及應(yīng)對(duì)

上述分析盡管揭示了體育鍛煉與抑郁風(fēng)險(xiǎn)的降低密切相關(guān)，但并不能揭示體育鍛煉與抑郁風(fēng)險(xiǎn)的降低有因果關(guān)系。在使用觀察數(shù)據(jù)分析體育鍛煉行為對(duì)抑郁風(fēng)險(xiǎn)的影響時(shí)，難點(diǎn)在于控制選擇性偏誤導(dǎo)致的內(nèi)生性問題。因?yàn)槭欠駞⑴c體育鍛煉活動(dòng)主要是居民自主選擇的結(jié)果，該行為既可能基于個(gè)體的可觀測(cè)特征，如健康狀態(tài)、年齡、性別、婚姻、收入和教育等，也可能是基于不可觀測(cè)特征（即遺漏變量），如健康理念和風(fēng)險(xiǎn)偏好等；此外，鍛煉與抑郁間存在反向因果關(guān)系，即居民可能因?yàn)閷?duì)抗抑郁而選擇參與鍛煉。如果不對(duì)這種自選擇機(jī)制進(jìn)行糾正，就可能導(dǎo)致估計(jì)偏誤。采用傳統(tǒng)多元回歸分析方法盡管在一定程度上控制了其他混淆變量的影響，但因遺漏變量和反向因果關(guān)系的存在而無法有效解決選擇性偏誤導(dǎo)致的內(nèi)生性問題。故上文結(jié)果僅能揭示體育鍛煉與降低抑郁風(fēng)險(xiǎn)相關(guān)。

工具變量（下文簡稱“IV”）法和傾向得分匹配法（propensity score matching，PSM）是解決觀察性數(shù)據(jù)選擇性偏誤，獲得因果效應(yīng)估計(jì)的有力工具。我們先采用IV 法，分析在本文使用的數(shù)據(jù)中是否存在選擇性偏誤導(dǎo)致的內(nèi)生性問題。在實(shí)證研究中，常用社區(qū)層次變量作為個(gè)體行為的IV，我們分別使用當(dāng)前期（即2016 年）社區(qū)居民鍛煉參與率和滯后一期（即2014 年）的社區(qū)居民的鍛煉參與率作為式（1）中居民是否經(jīng)常鍛煉（PA）的IV①此兩個(gè)變量均是有效的IV。IV 有效性取決于其是否滿足兩個(gè)條件：第一個(gè)條件是工具變量與內(nèi)生變量是否存在顯著的偏相關(guān)。在本文中，即社區(qū)鍛煉參與率是否與居民個(gè)人經(jīng)常鍛煉正相關(guān)，社區(qū)鍛煉參與率反映了社區(qū)鍛煉氛圍和鍛煉設(shè)施的完善程度，有理由認(rèn)為它將影響個(gè)體鍛煉行為。針對(duì)不同的抑郁風(fēng)險(xiǎn)因變量，一階段結(jié)果表明，在控制其他外生變量的情況下，社區(qū)鍛煉參與率在1%水平上與居民經(jīng)常鍛煉概率顯著正相關(guān)；同時(shí)，F(xiàn)統(tǒng)計(jì)量均超過了經(jīng)驗(yàn)值10，意味著本文使用的工具變量通過了弱工具變量檢驗(yàn)。工具變量有效的第二個(gè)條件是其外生性。社區(qū)鍛煉參與率，尤其是滯后一期的社區(qū)鍛煉參與率反映了社區(qū)鍛煉文化以及鍛煉設(shè)施的便利性，外生于個(gè)體經(jīng)常鍛煉行為，它主要是通過影響個(gè)人鍛煉行為，從而間接影響個(gè)體的抑郁風(fēng)險(xiǎn)?？紤]到文章篇幅，我們未在正文報(bào)告內(nèi)生性檢驗(yàn)過程及結(jié)果，而是制作了附錄，如果讀者感興趣，請(qǐng)向作者索取。。然而，內(nèi)生性Hausman 檢驗(yàn)結(jié)果發(fā)現(xiàn)，P值均大于0.10，這表明使用當(dāng)前期和滯后一期社區(qū)鍛煉參與率作為IV 均不能拒絕PA外生的原假設(shè)。由于使用IV 法的前提是鍛煉行為存在內(nèi)生性，而幸運(yùn)的是本文使用的數(shù)據(jù)中鍛煉行為是外生于抑郁狀態(tài)的，故沒有必要使用IV 法對(duì)選擇性偏誤進(jìn)行調(diào)整，而可以直接采用OLS 法。這可能是由于本文模型設(shè)定中包含了豐富的個(gè)體和社區(qū)環(huán)境控制變量，較好地控制了可能存在的遺漏變量導(dǎo)致的選擇性偏誤問題。這意味著體育鍛煉與抑郁風(fēng)險(xiǎn)的降低之間存在因果關(guān)系，兩者不僅僅具有相關(guān)性。

在使用OLS 方法基礎(chǔ)上，我們進(jìn)一步使用PSM 法（即傾向得分匹配法）對(duì)結(jié)果進(jìn)行穩(wěn)健性檢驗(yàn)。有研究揭示PSM 的結(jié)果與隨機(jī)實(shí)驗(yàn)非常接近（Dehejia et al.，1999），故在考察因果效應(yīng)中得到廣泛應(yīng)用（胡安寧，2012）。在本文中，傾向得分即為個(gè)體鍛煉行為受到可觀測(cè)到的混淆變量影響的條件概率；PSM 就是將參與鍛煉組和未參與鍛煉組的居民進(jìn)行匹配，尋找到與參與組傾向得分最相似的非參與組作為反事實(shí)組（控制組）。因?yàn)橐延械幕煜兞恳呀?jīng)在基于傾向值得分匹配過程中被控制，即匹配之后處于處理組和控制組個(gè)體各方面特征不具有顯著差異，由此遏制了選擇性誤差，故處理組和控制組抑郁風(fēng)險(xiǎn)的差異就歸因于是否經(jīng)常參與體育鍛煉，從而可以獲得處理組的平均處理效應(yīng)（ATT）。

為了增加對(duì)結(jié)果可靠性的信心，本文選擇了常見的3種PSM 方法，包括近鄰匹配、半徑匹配和核匹配。其中，近鄰匹配使用了標(biāo)準(zhǔn)誤較小的1：4 近鄰匹配法。已有文獻(xiàn)對(duì)上述方法進(jìn)行了詳細(xì)介紹（丁從明等，2018）。PSM獲得因果效應(yīng)的前提是匹配后處理組和對(duì)照組的協(xié)變量平衡，即不具有顯著性差異；同時(shí)，需要滿足條件獨(dú)立性假設(shè)。平衡性檢驗(yàn)的結(jié)果表明，匹配后，鍛煉組與非鍛煉組間協(xié)變量的偏差大幅度縮小，在5% 水平上均不具有顯著性差異，滿足了協(xié)變量平衡性要求②考慮到篇幅，正文未報(bào)告協(xié)變量平衡性檢驗(yàn)結(jié)果，如果讀者感興趣，請(qǐng)向作者索取。；上文內(nèi)生性檢驗(yàn)的結(jié)果不能拒絕體育鍛煉行為的外生假設(shè)，故滿足了條件獨(dú)立性假設(shè)。

考慮到文章篇幅，表8 僅報(bào)告全樣本結(jié)果，以及體育鍛煉對(duì)不同家庭生活水平和社會(huì)地位的城鄉(xiāng)居民抑郁癥狀發(fā)生概率的影響。就全樣本3 種PSM 法結(jié)果而言，體育鍛煉使得發(fā)生抑郁癥狀的概率降低了約0.025，與OLS 方法0.020 結(jié)果相接近。就不同生活水平的居民而言，與OLS 方法結(jié)果相一致，隨著生活水平提高，體育鍛煉的效應(yīng)呈現(xiàn)下降趨勢(shì)，對(duì)高生活水平的城鄉(xiāng)居民的抑郁癥狀發(fā)生的概率仍然沒有顯著影響；就不同主觀社會(huì)地位而言，體育鍛煉仍然顯著降低了中低社會(huì)地位居民抑郁癥狀發(fā)生的概率，而對(duì)高社會(huì)地位居民沒有顯著影響。PSM方法結(jié)果進(jìn)一步表明體育鍛煉不僅具有抗抑郁的因果效應(yīng)，而且促進(jìn)了精神健康公平。

表9 傾向得分匹配法結(jié)果Table 9 The Results of Propensity Score Matching

4 討論

4.1 體育鍛煉具有抗抑郁效應(yīng)

抑郁癥等精神障礙給中國社會(huì)帶來了沉重的醫(yī)療負(fù)擔(dān)和經(jīng)濟(jì)負(fù)擔(dān)（Hsieh et al.，2017），而體育鍛煉則是日常和臨床中預(yù)防和緩解抑郁風(fēng)險(xiǎn)的有效措施（Knapen et al.，2015；Rebar et al.，2015；Rosenbaum et al.，2014；Schuch et al.，2018）。本研究基于全國代表性的大樣本數(shù)據(jù)，揭示了經(jīng)常鍛煉具有較強(qiáng)的抗抑郁效應(yīng)。這與國內(nèi)外部分研究結(jié)論相一致（陳青萍，2003；Rebar et al.，2015；Rosenbaum et al.，2014）。同Chekroud 等（2018）僅僅控制個(gè)體變量相比較，本研究包含了豐富的個(gè)體變量和社區(qū)變量，較好地控制了可能同時(shí)影響個(gè)體鍛煉行為和抑郁風(fēng)險(xiǎn)的混淆因素。國外也有文獻(xiàn)發(fā)現(xiàn)體育鍛煉與抑郁癥狀的關(guān)系不具有統(tǒng)計(jì)顯著性（Camacho et al.，1991；Toseeb et al.，2014），這可能是因?yàn)樗麄儧]有很好地控制選擇性偏誤問題。相對(duì)于現(xiàn)有文獻(xiàn)，本研究特別考慮到選擇性偏誤可能導(dǎo)致的內(nèi)生性問題。內(nèi)生性Hausman 檢驗(yàn)結(jié)果揭示本文結(jié)果受選擇性偏誤導(dǎo)致的內(nèi)生性問題嚴(yán)重影響的可能性較低，傾向得分匹配法的分析結(jié)果也表明了上述發(fā)現(xiàn)的穩(wěn)健性?？傊c國外相關(guān)隨機(jī)試驗(yàn)的研究發(fā)現(xiàn)相似（Larun et al.，2006），在中國，體育鍛煉具有較強(qiáng)的抗抑郁效應(yīng)。

4.2 體育鍛煉具有精神健康公平效應(yīng)

在排除掉選擇性偏誤導(dǎo)致的內(nèi)生性問題后，針對(duì)國外文獻(xiàn)沒有考慮到體育鍛煉抗抑郁效應(yīng)的異質(zhì)性問題，即體育鍛煉對(duì)不同群體抗抑郁效應(yīng)可能存在差異，本文從健康公平視角考察了體育鍛煉對(duì)不同社會(huì)經(jīng)濟(jì)地位群體的抑郁風(fēng)險(xiǎn)的影響。結(jié)果表明，隨著教育水平、家庭經(jīng)濟(jì)狀況和主觀社會(huì)地位的提高，體育鍛煉帶來的抗抑郁效應(yīng)呈現(xiàn)下降趨勢(shì)，即體育鍛煉對(duì)中低教育水平、中低生活水平和中低社會(huì)地位居民的抗抑郁效應(yīng)更大，而對(duì)高教育水平、高生活水平以及高社會(huì)地位居民的抑郁風(fēng)險(xiǎn)無顯著影響。 與部分已有研究結(jié)果相一致（Lorant et al.，2003；Zimmerman et al.，2005），本文描述統(tǒng)計(jì)的結(jié)果也揭示社會(huì)經(jīng)濟(jì)地位較低的群體抑郁風(fēng)險(xiǎn)更高，同時(shí)發(fā)現(xiàn)體育鍛煉對(duì)他們的抗抑郁效應(yīng)更大，這意味著體育鍛煉可以促進(jìn)精神健康公平。

在中國，體育鍛煉對(duì)男女性抑郁風(fēng)險(xiǎn)的影響不具有顯著性差異，這與Schuch 等（2018）的研究結(jié)論相一致。國內(nèi)目前鮮有文獻(xiàn)考察農(nóng)村居民鍛煉行為與抑郁風(fēng)險(xiǎn)的關(guān)系，本文發(fā)現(xiàn)盡管農(nóng)村鍛煉資源遠(yuǎn)遠(yuǎn)落后于城市，但體育鍛煉也顯著降低了農(nóng)村居民的抑郁風(fēng)險(xiǎn)。體育鍛煉對(duì)城市和農(nóng)村居民的抗抑郁效應(yīng)不具有顯著性差異，這可能是農(nóng)村居民體力勞動(dòng)更多，消除了城鄉(xiāng)居民社會(huì)經(jīng)濟(jì)地位差異導(dǎo)致的體育鍛煉抗抑郁效應(yīng)的差異。

4.3 政策意義

促進(jìn)健康公平是健康中國建設(shè)的核心目標(biāo)之一，習(xí)近平總書記多次強(qiáng)調(diào)要提高人民群眾的幸福感。已有研究揭示社會(huì)經(jīng)濟(jì)地位是通過影響生活方式從而導(dǎo)致健康不公平的（王甫勤，2012），故推廣全民健身等健康的生活方式的干預(yù)措施是縮小不同社會(huì)經(jīng)濟(jì)地位群體間的健康差距，從而促進(jìn)健康公平的重要舉措。本文的發(fā)現(xiàn)為從體育鍛煉視角促進(jìn)精神健康公平，減輕中國精神健康的醫(yī)療負(fù)擔(dān)和經(jīng)濟(jì)負(fù)擔(dān)，從而提高人民群眾的幸福感的舉措提供了重要啟示。本文描述統(tǒng)計(jì)結(jié)果和已有文獻(xiàn)均揭示，在中國低社會(huì)經(jīng)濟(jì)地位群體抑郁風(fēng)險(xiǎn)更高（Qin et al.，2018）；而體育鍛煉能有效地改善城鄉(xiāng)居民的精神健康狀況，社會(huì)經(jīng)濟(jì)地位較低的群體從中獲得更高的精神健康回報(bào)，是具有較高成本效益的精神健康公平干預(yù)措施。但本文發(fā)現(xiàn)，我國勞動(dòng)年齡階段居民經(jīng)常鍛煉參與率僅達(dá)到23.6%，社會(huì)經(jīng)濟(jì)地位較低群體鍛煉參與率更低，其居住的社區(qū)鍛煉物質(zhì)資源和社會(huì)資源更為匱乏，而良好的社區(qū)鍛煉物質(zhì)環(huán)境和社會(huì)環(huán)境在推動(dòng)居民參與鍛煉中發(fā)揮著重要作用（Bauman et al.，2012）。如美國疾控中心提出活力社區(qū)環(huán)境計(jì)劃，從在社區(qū)中建構(gòu)支持性環(huán)境的出發(fā)，試圖通過社區(qū)環(huán)境與政策的整合，使得社區(qū)環(huán)境為不同年齡段的社區(qū)居民提供更多的資源從事體育鍛煉活動(dòng)（Doyle et al.，2006）。綜上，本文認(rèn)為一方面要加強(qiáng)城鄉(xiāng)社區(qū)，尤其是農(nóng)村地區(qū)以及城市落后社區(qū)的體育鍛煉的物質(zhì)環(huán)境建設(shè)，包括建設(shè)更加美觀整潔的社區(qū)環(huán)境、健全社區(qū)體育設(shè)施和場地，增強(qiáng)城鄉(xiāng)居民體育鍛煉活動(dòng)的便利性，從而吸引社區(qū)居民參與鍛煉；另一方面，需要改善社區(qū)的社會(huì)環(huán)境，改善社區(qū)治安，營造社區(qū)鍛煉文化，通過政府購買服務(wù)方式支持社區(qū)體育鍛煉娛樂組織發(fā)展，充分發(fā)揮健身組織在體育鍛煉過程中健身知識(shí)傳播、健身行為引導(dǎo)示范和相互激勵(lì)的作用。

本研究仍然具有一定的局限性。由于數(shù)據(jù)局限性，本文沒有進(jìn)一步考察具體鍛煉時(shí)長、鍛煉強(qiáng)度和鍛煉類型對(duì)抑郁風(fēng)險(xiǎn)影響的差異；同時(shí)，所采用的數(shù)據(jù)不包括15 歲以下兒童以及65 歲以上老年人，體育鍛煉對(duì)他們抑郁風(fēng)險(xiǎn)的影響可能也有所不同。

5 結(jié)論

基于2016 年中國勞動(dòng)力動(dòng)態(tài)調(diào)查數(shù)據(jù)，本文發(fā)現(xiàn)：1）體育鍛煉具有較強(qiáng)的抗抑郁風(fēng)險(xiǎn)作用；2）體育鍛煉促進(jìn)了精神健康公平，體育鍛煉對(duì)中低教育水平、中低生活水平以及中低社會(huì)地位居民具有較強(qiáng)的抗抑郁效應(yīng)，而對(duì)高教育水平、高生活水平以及高社會(huì)地位居民的抑郁風(fēng)險(xiǎn)無顯著作用；隨著社會(huì)經(jīng)濟(jì)地位的提升，經(jīng)常鍛煉的抗抑郁效應(yīng)呈現(xiàn)下降趨勢(shì)。