馬天平，盧旭蕊

（北京體育大學(xué) 體育商學(xué)院，北京 100084）

近十年來，繁榮體育消費(fèi)、促進(jìn)體育產(chǎn)業(yè)健康發(fā)展一直是政府工作的重點之一。2014年10月20日，國務(wù)院印發(fā)《關(guān)于加快發(fā)展體育產(chǎn)業(yè) 促進(jìn)體育消費(fèi)的若干意見》，提出了體育產(chǎn)業(yè)發(fā)展目標(biāo)，突出強(qiáng)調(diào)了體育消費(fèi)的作用。2018年9月20日，國務(wù)院印發(fā)《關(guān)于完善促進(jìn)消費(fèi)體制機(jī)制 進(jìn)一步激發(fā)居民消費(fèi)潛力的若干意見》，體育消費(fèi)被認(rèn)定為帶動力強(qiáng)的消費(fèi)新增長點，被賦予消費(fèi)升級和結(jié)構(gòu)優(yōu)化的重要意義。2019年9月17日，國務(wù)院辦公廳印發(fā)《關(guān)于促進(jìn)全民健身和體育消費(fèi) 推動體育產(chǎn)業(yè)高質(zhì)量發(fā)展的意見》共提出10個方面35條指導(dǎo)意見，以強(qiáng)化體育產(chǎn)業(yè)要素保障，激發(fā)市場活力和體育消費(fèi)熱情?？梢?，體育消費(fèi)是拉動內(nèi)需和保障我國經(jīng)濟(jì)增長的重要力量，提升體育消費(fèi)水平是提高居民幸福感和建設(shè)健康中國的重要途徑。除政府高度重視外，隨著城鎮(zhèn)居民生活水平的不斷提高，居民消費(fèi)觀念和消費(fèi)需求發(fā)生變化，體育消費(fèi)作為享受型和發(fā)展型消費(fèi)逐步被人們所認(rèn)識，包括物質(zhì)產(chǎn)品和服務(wù)產(chǎn)品在內(nèi)的體育消費(fèi)正成為居民消費(fèi)的重要組成部分。

近年來，體育消費(fèi)逐漸成為研究熱點。從已有研究看，學(xué)者們對我國整體、區(qū)域或家庭體育消費(fèi)現(xiàn)狀以及不同階層或不同群體的體育消費(fèi)現(xiàn)狀描述較多。通過不同年份的調(diào)研、體育消費(fèi)意愿的測評，郭立平[1]發(fā)現(xiàn)我國體育消費(fèi)總體水平不高、黏性不強(qiáng)、盈利不足和結(jié)構(gòu)發(fā)展失衡，城鎮(zhèn)居民家庭體育消費(fèi)處于中低水平。單純、籠統(tǒng)性的體育消費(fèi)現(xiàn)狀描述和分析已不能滿足從深層次洞察體育消費(fèi)規(guī)律的要求。體育消費(fèi)是一個涵蓋體育各領(lǐng)域的綜合概念，范圍較廣。相較于一般的實物型體育消費(fèi)，參與型體育消費(fèi)是體育消費(fèi)的基礎(chǔ)，是體育產(chǎn)業(yè)的核心與關(guān)鍵[2]，是體育消費(fèi)區(qū)別于其他消費(fèi)的重要內(nèi)容。

以往對參與型體育消費(fèi)的研究僅考慮經(jīng)濟(jì)能力的影響因素，如停留在研究收入的單一層面因素，而參與型體育消費(fèi)與一般體育消費(fèi)的最大不同在于消費(fèi)者會在體育活動時間的約束下確定消費(fèi)方案[3]，這些研究忽略了可用于體育參與的時間這一關(guān)鍵因素。

參與型體育消費(fèi)需要以體育參與時間為前提，否則體育參與需求和能力無法轉(zhuǎn)換為有效需求。Bittman[4]提出，“有能力參加休閑娛樂消費(fèi)，既意味著獲得物品和服務(wù)，又意味著充足的活動時間量”，參與型體育消費(fèi)更是如此。隨著經(jīng)濟(jì)收入的增長，我國居民逐漸從物質(zhì)追求向精神追求過渡，與此同時工作和生活節(jié)奏持續(xù)加快，由于時間約束，體育參與意愿可能很難轉(zhuǎn)化為放松行動和有效的參與型體育消費(fèi)。

當(dāng)下的研究未更細(xì)致考慮參與型體育的特征，忽視了從參與時間角度進(jìn)行觀察，與體育消費(fèi)應(yīng)釋放內(nèi)需潛力、推動經(jīng)濟(jì)轉(zhuǎn)型升級以及保障和改善民生的使命不相匹配。參與型體育消費(fèi)對收入和時間的變化均高度敏感，探究時間和收入的雙重約束機(jī)制，是突破體育消費(fèi)發(fā)展障礙的重要方式。因此，本文以參與型體育消費(fèi)為切入點，從微觀家庭主體視角入手，集中探討以下2個問題：①工作忙碌程度是促進(jìn)還是制約了參與型體育消費(fèi)，探析其在體育參與時間和收入上的交互機(jī)制，得出凈效應(yīng)；②立足我國所處的宏觀和微觀階段，解釋上述凈效應(yīng)產(chǎn)生的原因?；卮鹨陨蠁栴}將有利于全面綜合地剖析參與型體育消費(fèi)中的制約機(jī)制，為體育消費(fèi)政策的制定提供更細(xì)致的依據(jù)。

1 文獻(xiàn)回顧

國內(nèi)較早的文獻(xiàn)從消費(fèi)主體、消費(fèi)目的和消費(fèi)關(guān)系3個方面對體育消費(fèi)進(jìn)行界定，如20世紀(jì)初，林建君等[5]認(rèn)為體育消費(fèi)是有消費(fèi)能力的主體為滿足消費(fèi)需求對消費(fèi)資料和勞務(wù)的行為依賴關(guān)系。鐘天朗等[6]將體育消費(fèi)定義為人們在體育活動方面的個人消費(fèi)支出，它不僅包括人們購買體育用品、觀看體育賽事和進(jìn)行健身鍛煉的消費(fèi)，也包括人們?yōu)榱藵M足身心發(fā)展需要、追求高質(zhì)量生活而進(jìn)行的適合自身需要的體育活動，是一種消費(fèi)總稱。這些界定較為籠統(tǒng)，我們可以將體育消費(fèi)簡化分為兩類——實物型體育消費(fèi)和非實物型體育消費(fèi)，即參與型體育消費(fèi)和觀賞型體育消費(fèi)。

參與型體育消費(fèi)是居民以身體健康、娛樂休閑為目的參與體育活動而支出的費(fèi)用，涵蓋體育娛樂休閑消費(fèi)和健身、健美等各種體育鍛煉及體育技術(shù)培訓(xùn)消費(fèi)。參與型體育消費(fèi)是以體育運(yùn)動為載體、以參與體驗為形式、以促進(jìn)身心健康為目的，選擇、購買、使用和展示體育相關(guān)產(chǎn)品和服務(wù)的行為過程[7?8]。Funk[9]也認(rèn)為參與型體育消費(fèi)是個人選擇、購買、使用和處理體育相關(guān)產(chǎn)品和服務(wù)以滿足需求和獲得利益的過程。體育參與是參與型體育消費(fèi)的行為基礎(chǔ)和消費(fèi)前提。因此，參與型體育消費(fèi)作為實質(zhì)性消費(fèi)，是一種消費(fèi)主體以體育參與和時間消耗為前提，功能性地解放體育消費(fèi)資料而滿足消費(fèi)需求的實踐過程[10]。需要辨析的是，體育參與不一定產(chǎn)生消費(fèi)，但是參與型體育消費(fèi)一定存在基于體育參與基礎(chǔ)上的收入支出。同時，并非所有的體育消費(fèi)均面臨嚴(yán)格的時間約束，參與型體育消費(fèi)需要以時間消耗為前提。

從這些研究可以看出，參與型體育消費(fèi)的2個必要條件是時間和消費(fèi)。參與型體育消費(fèi)是體育參與和體育消費(fèi)的交叉部分，同時面臨較強(qiáng)的收入約束和時間約束。因此初步推測，工作忙碌將直接減少體育參與時間，可能會擠出參與型體育消費(fèi)，而工作時間延長帶來的收入水平的提升又會為參與型體育消費(fèi)提供收入支持。工作忙碌對參與型體育消費(fèi)的影響是兩方面共存的，具有一定的沖突性。

1.1 工作忙碌導(dǎo)致體育參與時間被占用

在居民體育消費(fèi)模型中，Grossman[11]通過引入家庭內(nèi)部生產(chǎn)過程而考慮到了時間投入這一因素。按照該理論，參與型體育消費(fèi)除了費(fèi)用支出外還需要時間的投入。在理論上該約束主要來自可支配的體育參與時間，參與型體育消費(fèi)是在完成正常的工作和必要的家務(wù)勞動等時間之外的閑暇時間里的個人消費(fèi)行為[12]。由于總時長是固定的，工作時間延長，用于參與型體育消費(fèi)可支配的體育參與時間就會減少。

在實證研究方面：蔡軍[13]發(fā)現(xiàn)體育活動時間、體育運(yùn)動水平和體育社會化程度是制約我國居民體育消費(fèi)的主要因素。駱秉全等[14]發(fā)現(xiàn)，除空巢家庭外，在北京其余家庭類型中，體育活動時間相對不足仍是制約家庭體育消費(fèi)的重要因素。因人們在享受體育休閑娛樂時，無論是作為觀眾還是作為活動的參與者，都必須擁有一定的體育參與時間[15]。于樂等[16]也認(rèn)為居民的可支配時間是制約居民體育消費(fèi)的主要因素。王裕雄等[17]采集了2018年北京居民體育消費(fèi)數(shù)據(jù)，使用Double-hurdle模型分析了他們在參與體育消費(fèi)和體育消費(fèi)支出2個決策階段的影響機(jī)制，也認(rèn)為時間因素是制約居民參與體育消費(fèi)決策的主要因素。

參與型體育消費(fèi)行為在一定程度上是對可支配體育參與時間的消費(fèi)。從此意義而言，時間是參與型體育消費(fèi)得以實現(xiàn)的必要條件，是影響消費(fèi)行為的重要因素。在時間資源緊缺的現(xiàn)今社會，工作忙碌產(chǎn)生。間制約，可能會制約參與型體育消費(fèi)。

1.2 工作忙碌帶來的收入支持

凱恩斯的絕對收入理論認(rèn)為，收入的增加會以一定的比例轉(zhuǎn)化為消費(fèi)。隨后的消費(fèi)函數(shù)研究都將收入作為重要影響因素，收入對消費(fèi)的影響不言而喻。

參與型體育消費(fèi)不同于一般以滿足個人生理需要為基礎(chǔ)的物質(zhì)產(chǎn)品消費(fèi)，是在一般的物質(zhì)消費(fèi)基礎(chǔ)之上的精神文化層次的消費(fèi)，它必須以一定的物質(zhì)占有為前提。當(dāng)居民的收入提升到體育消費(fèi)品需求可以在數(shù)量上得到基本滿足后，便會產(chǎn)生更高層次上的體育消費(fèi)要求[18]。參與型體育消費(fèi)是在滿足了基本的生存消費(fèi)之后，追求發(fā)展和享受等方面需求的個人消費(fèi)行為，其消費(fèi)前提是人們具備一定的經(jīng)濟(jì)基礎(chǔ)，這只有在人們的收入水平足以支付生存消費(fèi)并且有一定剩余后才能實現(xiàn)[19?20]。

實證研究也發(fā)現(xiàn)，參與型體育消費(fèi)受到居民家庭經(jīng)濟(jì)收入的嚴(yán)重制約，影響我國城市青少年體育消費(fèi)心理預(yù)期的主要因素為家庭經(jīng)濟(jì)狀況、社會經(jīng)濟(jì)發(fā)展?fàn)顩r等[21]。當(dāng)收入水平較低時，我國城鎮(zhèn)居民傾向于保守、忍耐，減少體育消費(fèi)[22]，保守、忍耐傾向的特點就是人們有意識地把需求抑制在生存層次。當(dāng)收入增加時，有助于提高體育需求并增加體育消費(fèi)支出[23]。此外，收入水平還可以改變體育消費(fèi)結(jié)構(gòu)，因?qū)嵨镄腕w育消費(fèi)是基本消費(fèi)，在滿足基本體育消費(fèi)后，人們會更注重享受型和健身活動型體育消費(fèi)[17]。

通過梳理已有研究發(fā)現(xiàn)，在時間和收入與家庭參與型體育消費(fèi)的關(guān)聯(lián)中存在擠出效應(yīng)和促進(jìn)效應(yīng)。為了更清晰地分析這一邏輯機(jī)理，筆者嘗試建立理論分析模型并提出研究假設(shè)。

2 理論分析與假設(shè)提出

為了說明擠出和促進(jìn)效應(yīng)之間的關(guān)系，在借鑒已有相關(guān)理論的基礎(chǔ)上構(gòu)建一個簡化的理論模型[24]，并根據(jù)理論分析和前述文獻(xiàn)梳理結(jié)果提出相應(yīng)的研究假設(shè)。

2.1 理論分析

假定：①消費(fèi)者的全部時間分為工作時間和體育參與時間2個部分；②時間用于非體育參與，可以產(chǎn)生收入，收入可以反向促進(jìn)參與型體育消費(fèi)；③消費(fèi)者收入全部來自消耗工作時間后帶來的收入；④只消費(fèi)一種參與型體育消費(fèi)。消費(fèi)者的效用函數(shù)可寫成：

式中：U為效用函數(shù)，連續(xù)且下凸；T為參與體育的時間；Q為消費(fèi)者的參與型體育消費(fèi)量。此時，消費(fèi)者將面臨2種約束，即時間約束和消費(fèi)量約束。

設(shè)P為參與型體育消費(fèi)商品的價格，N為工作時間，W為單位工作時間的回報率即工資率，則有：

由此，參與型體育消費(fèi)量Q和體育時間T的擠出關(guān)系，可以表示為二者的邊際替代率MRS等于實際工資率W與體育消費(fèi)產(chǎn)品的價格P之比，即：

上式即為參與體育消費(fèi)的擠出效果，其表示在工資率為W的情況下，個人將時間投入至體育活動參與需要在邊際替代關(guān)系上讓消費(fèi)價格等于工資率。當(dāng)消費(fèi)者在體育參與損失邊際工資收入W時，至少需要與花費(fèi)在體育上的消費(fèi)品價格P相等。如果用經(jīng)濟(jì)學(xué)圖形表示則如圖1所示。

圖 1 參與型體育消費(fèi)的擠出效應(yīng)和促進(jìn)效應(yīng)Figure 1 Crowding out and promoting effects of participatory sport consumption

在圖1中：橫軸為可用于體育活動的時間T，最多可以為每天24 h，當(dāng)T=24時，無法通過工資獲得收入，沒有收入的支撐，不能夠進(jìn)行參與型體育消費(fèi)，消費(fèi)數(shù)量為0；縱軸為參與型體育消費(fèi)量Q，當(dāng)全部時間用于工作時，不參與體育活動，則帶來24W的收入，除以消費(fèi)價格P以后，消費(fèi)數(shù)量為24W/P。在此取舍中，分別刻畫了二者的擠出效應(yīng)和促進(jìn)效應(yīng)。由圖1可見，U1為初始效用，與預(yù)算線L1相切于T1點，當(dāng)因工作忙碌導(dǎo)致參與體育的時間從L1縮短至L2時，收入帶來的促進(jìn)效應(yīng)為圖1中的T1、T3部分；同時，也帶來了時間上的擠出效應(yīng)，為T2、T3的變化。二者的凈效應(yīng)需要根據(jù)實際數(shù)據(jù)進(jìn)行驗證。

2.2 假設(shè)提出

基于以上分析可見，較高的可支配收入帶來支持，是由基本生存消費(fèi)轉(zhuǎn)向更高水平消費(fèi)的經(jīng)濟(jì)基礎(chǔ)，是我國居民家庭進(jìn)行參與型體育消費(fèi)的優(yōu)勢。盡管工作忙碌帶來體育參與時間的減少直接降低了參與型體育消費(fèi)水平，但忙碌帶來收入的提升可能產(chǎn)生收入支持，進(jìn)而促進(jìn)參與型體育消費(fèi)。綜合以上分析，提出假設(shè)1。

假設(shè)1：一方面，工作忙碌直接減少參與型體育消費(fèi)，產(chǎn)生擠出效應(yīng)；另一方面，工作忙碌通過提高收入進(jìn)而增加參與型體育消費(fèi)，產(chǎn)生促進(jìn)效應(yīng)。

體育參與和一般商品存在顯著差異，其完成既需要投入相關(guān)的商品或服務(wù)，也需要消耗個人的時間[23]。因此，參與型體育消費(fèi)必須考慮時間約束。根據(jù)經(jīng)濟(jì)學(xué)分析范式，參與型體育消費(fèi)是在滿足基本需要的前提下所引發(fā)的，為適應(yīng)更高層次需要所做出的一種選擇[25]，且受到時間成本約束。具體而言，參與型體育消費(fèi)主要受制于上文分析的2個要素——時間擠出和收入支持。

基于現(xiàn)實，本文的關(guān)注點落腳于我國居民收入不斷攀升以及有償勞動工作時長已進(jìn)入世界前列的當(dāng)下[26]，分析工作忙碌程度對于參與型體育消費(fèi)的凈效應(yīng)。結(jié)合上述分析，提出假設(shè)2。

假設(shè)2-1：從凈效應(yīng)看，擠出效應(yīng)占主導(dǎo)作用，工作忙碌程度對中國家庭的參與型體育消費(fèi)產(chǎn)生擠出作用。

假設(shè)2-2：從凈效應(yīng)看，促進(jìn)效應(yīng)占主導(dǎo)作用，工作忙碌程度對中國家庭的參與型體育消費(fèi)產(chǎn)生促進(jìn)作用。

3 數(shù)據(jù)來源與變量選擇

3.1 數(shù)據(jù)來源

為了檢驗以上分析和假設(shè)，本文采用了西南財經(jīng)大學(xué)中國家庭金融調(diào)查與研究中心2017年中國家庭金融調(diào)查（China Household Finance Survey，CHFS）數(shù)據(jù)， 2017年是目前最新公布的第4輪調(diào)查，樣本覆蓋全國29個?。ㄗ灾螀^(qū)、直轄市）355個縣（區(qū)、縣級市）1 428個村（居）委會，樣本規(guī)模為40 011戶。本文采用Stata 15軟件進(jìn)行數(shù)據(jù)處理。

3.2 變量設(shè)定與描述性統(tǒng)計分析

3.2.1 被解釋變量

被解釋變量為參與型體育消費(fèi)額（ln fitness），其指標(biāo)來自于家庭金融調(diào)查問卷的問題 “[G1020]去年，您家的保健、健身鍛煉支出花了多少錢（單位：元）”。為了減小異方差的影響，同時保留零點的消費(fèi)數(shù)據(jù)不丟失，將被解釋變量以ln（1+參與型體育消費(fèi)額）的形式引入模型。

3.2.2 解釋變量

由假設(shè)可知，本文的核心解釋變量為工作忙碌程度（ln avbusy）。受限于數(shù)據(jù)，本文暫時無法獲取具體可支配的體育參與時間量，但是居民人均工作時間可以用來衡量居民家庭生活和工作的平衡程度，因此本文用家庭平均工作時間來衡量居民家庭的忙碌程度，該數(shù)據(jù)來源于問卷中的問題“[A3112]平均每個月工作多少天”以及“[A3113]平均每天工作幾小時”?？紤]到家庭活動的內(nèi)部聯(lián)動性，將所有工作的家庭成員的工作時長進(jìn)行平均①本文針對工作的忙碌程度進(jìn)行分析，因此在計算該指標(biāo)時，未工作的未成年人和老人不計入。，計算出了家庭平均每年工作小時數(shù)，即工時，再以工時/每年小時總數(shù)（8 760 h）計算出工時率，即工作時間占總時間的比例，用來表示家庭的忙碌程度。

3.2.3 其他變量

除了核心解釋變量外，收入水平（ln avwage）也是重要變量，為了對應(yīng)工作的忙碌程度，本文以工作收入來衡量收入水平的約束。同時，根據(jù)已有文獻(xiàn)的研究，家庭的人口特征與家庭消費(fèi)顯著相關(guān)，因此本文控制了家庭人口特征，包括衡量家庭規(guī)模的指標(biāo)、戶主的年齡和性別、婚姻狀況、家庭所處的城鄉(xiāng)和地區(qū)等。

此外，為了排除家庭參與型體育消費(fèi)意愿的干擾，本文根據(jù)家庭的健康自評衡量家庭對參與型體育消費(fèi)的需求，數(shù)據(jù)來自問卷中的問題“[A2025b]與同齡人相比，現(xiàn)在的身體狀況如何”。在此基礎(chǔ)上構(gòu)造了不健康人數(shù)占家庭人口的比例，衡量家庭參與型體育消費(fèi)的主觀意愿。主要變量的具體解釋見表1，變量的描述性統(tǒng)計分析見表2。

表 1 主要變量解釋及說明Table 1 Explanation and description of main variables

表 2 變量的描述性統(tǒng)計分析結(jié)果Table 2 Descriptive statistical analysis of variables

從表2可以看出，被解釋變量參與型體育消費(fèi)額存在零值，說明部分家庭并不進(jìn)行相關(guān)消費(fèi)，同時，數(shù)據(jù)存在收入水平差異較大等特征，在后續(xù)分析中考慮這一特征。

4 模型設(shè)定與實證檢驗

本文數(shù)據(jù)的一個特點是，被解釋變量中存在較多零點，屬于受限因變量，此時被解釋變量的分布為一個離散點與一個連續(xù)分布組成的混合分布，如果采用OLS來估計，無論是采用全樣本還是去掉離散點的子樣本均不能得到一致估計，因此采用Tobit模型進(jìn)行估計。Tobit模型也稱受限因變量模型，包含2種方程，一種是受限制的連續(xù)變量模型，另一種是反映選擇問題的離散數(shù)據(jù)模型，本文屬于第一類。值得注意的是，Tobit模型所估計出的原始系數(shù)并沒有特定的經(jīng)濟(jì)意義，在估計Tobit模型后計算偏效應(yīng)（marginal effects）進(jìn)行解釋。

4.1 忙碌程度對參與型體育消費(fèi)的擠出效應(yīng)檢驗

根據(jù)文獻(xiàn)回顧，工作時間越長、越忙碌，體育參與的時間越少，可能不利于參與型體育消費(fèi)，即工作忙碌程度直接降低了參與型體育消費(fèi)，產(chǎn)生了擠出效應(yīng)。為了驗證以上內(nèi)容，設(shè)計模型（7），先采用Tobit估計，隨后采用最小二乘法并采用穩(wěn)健標(biāo)準(zhǔn)誤進(jìn)行估計，作為Tobit回歸的結(jié)果對比。

其中：被解釋變量ln fitness表示參與型體育消費(fèi)，為1+參與型體育消費(fèi)額，再取對數(shù)；ln avbusy表示忙碌程度；其余變量為控制變量。 β1～β8表示變量的系數(shù)。模型（7）的回歸結(jié)果見表3。

表 3 忙碌程度對參與型體育消費(fèi)的擠出效應(yīng)檢驗結(jié)果Table 3 Test results of crowding-out effect of busyness on participatory sport consumption

表3列（1）和列（2）的結(jié)果為Tobit回歸后計算出的偏效應(yīng)，相對于回歸的原始系數(shù)，具有更準(zhǔn)確的經(jīng)濟(jì)意義，表示y>0時的實際效應(yīng)。列（3）和列（4）為OLS回歸結(jié)果?？梢钥闯?，在Tobit估計和OLS估計中，控制了其余變量的影響后，工作忙碌程度的系數(shù)分別為?0.776和?0.477，均達(dá)到1%的顯著性水平，即越忙碌的家庭，其可用于參與型體育消費(fèi)的時間直接越少，導(dǎo)致居民家庭的參與型體育消費(fèi)額降低。假設(shè)1得到部分驗證，即工作忙碌程度提升直接減少參與型體育消費(fèi)，產(chǎn)生擠出效應(yīng)。這是因為參與型體育消費(fèi)以體育參與為基礎(chǔ)，屬于典型的耗時性體育消費(fèi)類目。

4.2 忙碌程度對參與型體育消費(fèi)的促進(jìn)效應(yīng)檢驗

由前文分析得知，忙碌程度可能通過收入水平的提升而提升參與型體育消費(fèi)，表現(xiàn)為促進(jìn)效應(yīng)。為了檢驗這一促進(jìn)效應(yīng)是否成立，將收入水平設(shè)定為中介變量，引入模型。運(yùn)用中介效應(yīng)檢驗方法，依次構(gòu)建以下檢驗?zāi)Ｐ?，采用逐步回歸法對上述作用機(jī)制進(jìn)行檢驗，設(shè)定路徑模型：

其中，模型（7）和模型（9）的被解釋變量為參與型體育消費(fèi)額，解釋變量為工作忙碌程度，而模型（8）中的被解釋變量為lnavwage，代表收入水平這一中介變量，其余變量為控制變量。首先按照路徑模型進(jìn)行依次檢驗，隨后再次采用Sobel法和Bootstrap法進(jìn)一步驗證。模型（7）至模型（9）的逐步檢驗結(jié)果見表4。

表 4 忙碌程度對參與型體育消費(fèi)的促進(jìn)效應(yīng)檢驗結(jié)果Table 4 Test results of the promotion effect of busyness on participatory sport consumption

表4列出了收入水平對工作忙碌與參與型體育消費(fèi)的中介效應(yīng)結(jié)果，檢驗了忙碌程度對參與型體育消費(fèi)的促進(jìn)效應(yīng)。表4列（2）為模型（7）的結(jié)果，參與型體育消費(fèi)對工作忙碌程度的回歸系數(shù)在1%的水平上顯著為負(fù)，表明工作越忙碌，可進(jìn)行體育參與的時間就越少，抑制了參與型體育消費(fèi)。表4列（3）表示在路徑模型（8）中，收入水平對忙碌程度的回歸系數(shù)在1%的水平上顯著為正，而當(dāng)把收入水平加入模型（9），從表4列（4）的結(jié)果可以發(fā)現(xiàn)，收入水平以及忙碌程度的回歸系數(shù)均在1%的水平上顯著。對比系數(shù)可以發(fā)現(xiàn)，引入收入水平后，忙碌程度的系數(shù)絕對值由0.771變?yōu)?.818，說明忙碌程度確實通過收入水平間接影響著參與型體育消費(fèi)。

通過Sobel檢驗得出的Z值分別為2.847和2.914，在1%的水平上顯著。此外，應(yīng)用Bootstrap法對全樣本抽樣1 000次進(jìn)行再次檢驗。檢驗結(jié)果顯示，收入水平的間接效應(yīng)置信區(qū)間分別為（0.001 900 1，0.011 511 7）和（?0.607 821 2，?0.427 866 9），區(qū)間均不包含0，說明Sobel法和Bootstrap法的檢驗結(jié)果與逐步檢驗法的結(jié)果一致。

以上結(jié)果表明，假設(shè)1得到全部驗證。雖然工作忙碌直接導(dǎo)致了時間擠出，對參與型體育消費(fèi)表現(xiàn)為擠出效應(yīng)，但是由于工作時間延長會增加收入，而收入水平的提升帶來支持，會顯著促進(jìn)參與型體育消費(fèi)。因此，工作的忙碌程度又對參與型體育消費(fèi)表現(xiàn)為間接的促進(jìn)效應(yīng)。

4.3 擠出與促進(jìn)的凈效應(yīng)檢驗

4.3.1 擠出與促進(jìn)凈效應(yīng)的基礎(chǔ)檢驗

上文的檢驗證明，忙碌程度分別在直接的時間擠出和間接的收入支持上，對參與型體育消費(fèi)表現(xiàn)為擠出和促進(jìn)的沖突效應(yīng)。參與型體育消費(fèi)的完成，既取決于體育參與時間，又取決于收入水平，同時受到時間擠出和收入支持的共同作用。為了檢驗該凈效應(yīng)最終表現(xiàn)為擠出效應(yīng)還是促進(jìn)效應(yīng)，在模型（9）的基礎(chǔ)上構(gòu)建模型（10）：

在模型（10）中，若交叉項系數(shù)為正，則一個變量的邊際效應(yīng)隨著另一變量的增加而遞增，凈效應(yīng)為促進(jìn)效應(yīng)，反之則為擠出效應(yīng)?；貧w結(jié)果見表5。

表 5 擠出或促進(jìn)凈效應(yīng)的基礎(chǔ)檢驗結(jié)果Table 5 Basic test results of crowding-out or promoting the net effect

從表5列（4）中可以看到，交叉項的系數(shù)為負(fù)，絕對值為0.067，達(dá)到5%的顯著性水平。交叉項的系數(shù)為負(fù)，說明收入帶來的收入支持弱于時間擠出的制約作用。當(dāng)時間減少和收入提升同時發(fā)生于居民家庭時，兩者對參與型體育消費(fèi)的凈效應(yīng)為擠出效應(yīng)。由此可以驗證假設(shè)2-1成立，即從凈效應(yīng)來看，擠出效應(yīng)占主導(dǎo)作用，工作忙碌對中國家庭的參與型體育消費(fèi)產(chǎn)生擠出作用。

4.3.2 從參與型體育消費(fèi)的便捷性差異考察凈效應(yīng)

為了細(xì)化觀察工作忙碌對參與型體育消費(fèi)的影響，繼續(xù)考察不同家庭進(jìn)行參與型體育消費(fèi)的便捷性存在差異時的凈效應(yīng)差異。近幾年，部分地區(qū)體育設(shè)施迎來了建設(shè)高潮，聚集效應(yīng)、人民生活水平的提高、體育參與時間的增加都使參與體育活動人數(shù)大幅增加。因此，部分地區(qū)積極引進(jìn)先進(jìn)的體育設(shè)施項目，以此來豐富體育設(shè)施類型。另有地區(qū)經(jīng)濟(jì)基礎(chǔ)薄弱，管理體制不健全，相對而言參與型體育消費(fèi)渠道較匱乏[27?28]。這種供給的豐富性和匱乏性造成了當(dāng)?shù)叵M(fèi)者在“搜尋”和“獲取”參與型體育消費(fèi)的過程中花費(fèi)的時間有較大差異。對于參與型體育服務(wù)供給較少的地區(qū)，相當(dāng)于間接擠出了可支配的體育參與時間，造成了更為嚴(yán)重的時間擠出，可能加大工作忙碌的擠出效應(yīng)。因此，凈效應(yīng)則可能存在差異。

然而，若僅僅以城鄉(xiāng)來衡量這種“搜尋”和“獲取”的便捷性，誤差較大。因此，本文以該家庭距離最近快遞收取點的距離為基礎(chǔ)，構(gòu)造變量進(jìn)行衡量。各城市快遞自提點空間分布不均衡，均呈現(xiàn)出以主城區(qū)為核心向周邊區(qū)域擴(kuò)展的趨勢，在主城區(qū)形成了明顯的集聚現(xiàn)象，而周邊地區(qū)相對稀疏[29]。這一距離在一定程度上反映了該家庭所處地區(qū)中各類生活服務(wù)的便捷性。因此，本文將家庭分為“搜尋”和“獲取”參與型體育消費(fèi)便捷和不便捷兩類，便捷取值為1，否則取值為0。將變量引入模型，以不同形式考察其凈效應(yīng)差異，結(jié)果見表6。

從表6可以發(fā)現(xiàn)，忙碌程度和收入水平的交叉項均在5%的顯著性水平下為負(fù)，而三者的交叉項均在1%的顯著性水平下為正，這說明工作的忙碌程度通過直接的時間擠出和間接的收入支持，對參與型體育消費(fèi)產(chǎn)生影響，并且凈效應(yīng)為擠出效應(yīng)。但是獲取服務(wù)越便捷在一定程度上減弱這種擠出效應(yīng)，因其減少了“搜尋”和“獲取”的時間成本，相對而言，有利于促進(jìn)參與型體育消費(fèi)。

表 6 從參與型體育消費(fèi)的便捷性差異考察凈效應(yīng)的檢驗結(jié)果Table 6 The test results of the net effect from the convenience difference of participating sport consumption

綜上可見，在我國經(jīng)濟(jì)高速發(fā)展的同時，時間已經(jīng)成為稀缺資源，人們的忙碌和緊張并沒有得到緩解。在當(dāng)下發(fā)展階段，相對于收入支持，家庭參與型體育消費(fèi)更大程度地受到時間擠出的制約。

5 原因分析

前述的實證結(jié)論表明，在居民家庭忙碌程度對參與型體育消費(fèi)的凈影響中擠出效應(yīng)占據(jù)主導(dǎo)作用，因為忙碌程度帶來的時間擠出超過了收入水平帶來的收入支持，而這是基于現(xiàn)象層面的討論，其中緣由是更值得進(jìn)一步分析并檢驗的內(nèi)容。

5.1 基于經(jīng)濟(jì)發(fā)展水平的收入因素

我們猜測當(dāng)下收入水平的收入支持正在減弱，當(dāng)收入水平較低時，體育參與時間不夠稀缺，多投入工作時間，創(chuàng)造更多收入是居民的主要訴求。居民收入水平逐漸提升，使得人們更重視體育參與時間，收入的增加會強(qiáng)化體育參與時間的價值。當(dāng)居民家庭的平均收入水平到達(dá)一定層次，收入支持降低，可能小于時間擠出的制約。即工作忙碌程度對參與型體育消費(fèi)的凈效應(yīng)部分取決于當(dāng)前居民家庭已處的收入水平，從宏觀上看，取決于我國所處的經(jīng)濟(jì)發(fā)展階段。

因此，我國所處的經(jīng)濟(jì)發(fā)展階段可能是目前居民家庭忙碌程度對參與型體育消費(fèi)凈效應(yīng)為擠出效應(yīng)的宏觀原因。為檢驗這一原因需考察是否“經(jīng)濟(jì)發(fā)展水平越高，收入增多的同時體育參與的需求越強(qiáng)，則擠出效應(yīng)越強(qiáng)”。由于經(jīng)濟(jì)發(fā)展水平難以劃分，我們設(shè)計將不同區(qū)域的發(fā)展水平作為不同經(jīng)濟(jì)發(fā)展水平的衡量方式，以此檢驗不同經(jīng)濟(jì)發(fā)展水平下工作忙碌對參與型體育消費(fèi)的制約程度。當(dāng)前，我國東、中、西部具有不同的經(jīng)濟(jì)發(fā)展水平，因此具有不同的收入支持?？梢钥疾煸诓煌慕?jīng)濟(jì)發(fā)展水平條件下，工作忙碌程度對參與型體育消費(fèi)影響的差異。綜合上述分析，提出假設(shè)3。

假設(shè)3：經(jīng)濟(jì)發(fā)展水平升高，使得收入產(chǎn)生的支持對參與型體育消費(fèi)影響減弱，工作忙碌的擠出效應(yīng)占據(jù)主導(dǎo)作用。

若上述假設(shè)成立，則忙碌程度對中國家庭參與型體育消費(fèi)的凈效應(yīng)，在不同經(jīng)濟(jì)水平下將有不同的表現(xiàn)。為此，利用我國東部經(jīng)濟(jì)發(fā)達(dá)地區(qū)、中部經(jīng)濟(jì)次發(fā)達(dá)地區(qū)和西部經(jīng)濟(jì)不發(fā)達(dá)地區(qū)3組樣本，再次進(jìn)行檢驗，檢驗結(jié)果見表7。

表 7 將經(jīng)濟(jì)發(fā)展水平作為凈效應(yīng)宏觀原因的檢驗結(jié)果Table 7 Test results of the economic development level as the macro-cause of the net effect

表7檢驗結(jié)果顯示，工作忙碌和收入水平的交叉項，只有在東部地區(qū)顯著為負(fù)，中部地區(qū)為負(fù)但不顯著，西部地區(qū)甚至為正。這說明，當(dāng)經(jīng)濟(jì)處于較高發(fā)展水平時，由于收入的增加，對工作忙碌的意愿降低，工作忙碌對體育參與時間的擠出成為主要制約因素。此時，時間擠出已經(jīng)大于收入支持，忙碌程度對參與型體育消費(fèi)凈效應(yīng)表現(xiàn)為顯著擠出效應(yīng)。相對東部地區(qū)代表的高收入水平，中部地區(qū)由于經(jīng)濟(jì)次發(fā)達(dá)，擠出效應(yīng)已經(jīng)存在，但目前階段并不顯著。在經(jīng)濟(jì)最不發(fā)達(dá)的西部地區(qū)，收入水平仍然是制約參與型體育消費(fèi)的主要因素。由此，假設(shè)3得到驗證，即在我國居民家庭中忙碌程度的凈效應(yīng)為擠出效應(yīng)的一個宏觀原因是我國所處的經(jīng)濟(jì)發(fā)展水平。當(dāng)前，我國城鄉(xiāng)居民的總體收入水平已經(jīng)到達(dá)一定層次，人們經(jīng)濟(jì)基礎(chǔ)已經(jīng)奠定，此時在參與型體育消費(fèi)中工作忙碌程度提升的促進(jìn)效應(yīng)已經(jīng)被體育參與時間緊缺的擠出效應(yīng)超過，工作忙碌程度對參與型體育消費(fèi)的擠出效應(yīng)占據(jù)主導(dǎo)作用。

5.2 基于家庭工作性質(zhì)的忙碌因素

在微觀上，家庭工作性質(zhì)影響時間的可支配性，工作忙碌帶來的收入提升對參與型體育消費(fèi)的促進(jìn)作用較弱，還可能是由于家庭的工作性質(zhì)差異導(dǎo)致的。不同職業(yè)的時間彈性和收入不同。當(dāng)人們簽訂勞動合同獲取工作和收入時，其工作與閑暇在時間和空間上被分割。大部分人的工作時間與可支配的體育參與時間涇渭分明，而對于務(wù)農(nóng)或創(chuàng)業(yè)等個體自由生產(chǎn)者，其可支配的體育參與時間和勞作時間混雜[30]，閑暇和工作的時間邊界模糊，因此可以相對自由地支配閑暇時間，用于體育參與和消費(fèi)。此類人群可能與簽訂勞動合同的人群在時間擠出上存在差異，因此不同的職業(yè)性質(zhì)可能也是引起凈效應(yīng)差異的原因。因此可以認(rèn)為，非自由職業(yè)家庭與自由職業(yè)家庭相比，工作忙碌帶來的時間擠出更強(qiáng)。綜合以上分析，提出假設(shè)4。

假設(shè)4：與自由職業(yè)家庭相比，非自由職業(yè)家庭的時間擠出加強(qiáng)，使得擠出效應(yīng)占據(jù)主導(dǎo)作用。

若上述假設(shè)成立，在忙碌程度對中國家庭參與型體育消費(fèi)產(chǎn)生的沖突效應(yīng)中，與自由職業(yè)家庭相比，非自由職業(yè)家庭擠出效應(yīng)更占據(jù)主導(dǎo)。數(shù)據(jù)顯示，非自由職業(yè)家庭數(shù)量遠(yuǎn)遠(yuǎn)多于自由職業(yè)家庭。因此，若全樣本的總體凈效應(yīng)傾向于非自由職業(yè)家庭，則從微觀上檢驗了家庭職業(yè)性質(zhì)對總體擠出效應(yīng)的解釋。

將樣本按照工作是否簽訂正規(guī)勞動合同分為非自由職業(yè)和自由職業(yè)兩類，檢驗假設(shè)4，結(jié)果見表8。

表 8 將家庭職業(yè)性質(zhì)差異作為凈效應(yīng)微觀原因的檢驗結(jié)果Table 8 Test results of the difference in family occupational nature as the micro-cause of the net effect

從表8列（1）和列（2）可以發(fā)現(xiàn)，非自由職業(yè)家庭中工作忙碌的系數(shù)絕對值為1.162，大于自由職業(yè)家庭的系數(shù)1.024，兩者均在1%的顯著性水平下為負(fù)。在表8列（5）和列（6）中，自由職業(yè)家庭的交叉項系數(shù)為負(fù)，但不顯著，非自由職業(yè)家庭交叉項系數(shù)顯著為負(fù)。以上結(jié)果說明，相較于自由職業(yè)家庭，非自由職業(yè)家庭由于無法相對自由地支配時間，導(dǎo)致時間擠出更加強(qiáng)烈，擠出效應(yīng)更加占據(jù)主導(dǎo)。

近年來，隨著國家政策的支持和互聯(lián)網(wǎng)等現(xiàn)代信息技術(shù)的普及，我國迎來創(chuàng)業(yè)創(chuàng)新、靈活就業(yè)的熱潮，但是在總體上非自由職業(yè)家庭仍占據(jù)絕對體量，因此總體情況傾向于非自由職業(yè)家庭。假設(shè)4得到驗證，即與自由職業(yè)家庭相比，非自由職業(yè)家庭的時間擠出加強(qiáng)，使得擠出效應(yīng)占據(jù)主導(dǎo)作用。以上結(jié)果說明，家庭的職業(yè)性質(zhì)是目前我國居民家庭中凈效應(yīng)為擠出效應(yīng)的微觀原因。

6 考慮內(nèi)生性問題的穩(wěn)健性檢驗

前文的實證研究可能面臨著潛在的內(nèi)生性問題。對于內(nèi)生性的處理，工具變量是一種有效的方法。合理的工具變量需要滿足相關(guān)性與外生性2個條件[31]。本文基于消費(fèi)者時間分配的角度，構(gòu)建通勤成本這一工具變量。一方面，若通勤更便捷，則有助于緩解個人忙碌，因此通勤成本對家庭的忙碌程度有顯著影響，能夠滿足工具變量的相關(guān)性條件。另一方面，對于時間約束下的消費(fèi)者而言，通勤成本是由工作地點距離居住地的距離決定的，不受收入水平、性別、年齡的家庭人口特征的干擾，能滿足工具變量的外生性要求。為了便于識別，構(gòu)造2個指標(biāo)來衡量通勤成本，分別為每天單程上班時間和每天單程上班距離。

從觀察通勤時間（wtwtime）和通勤距離（distance）的均值可以發(fā)現(xiàn)，我國家庭居民的上班平均單程時間為75 min左右，平均單程距離在30 km左右，這與我國2020年公布的《全國主要城市通勤時耗監(jiān)測報告》中的數(shù)據(jù)較為一致。這說明，我國居民的通勤成本較高，變相地加劇了工作忙碌程度，擠占了體育參與時間，可能不利于進(jìn)行參與型體育消費(fèi)。

由于通勤時間和通勤距離屬于分類變量，難以在家庭成員中進(jìn)行平均衡量。因此，采用戶主的情況作為代表。在一定程度上戶主個人的情況可以代表家庭運(yùn)行的一般機(jī)制。與之相對應(yīng)，家庭的收入水平則采用人均可支配收入來衡量。采用模型（11）進(jìn)行估計：使用兩階段最小二乘法（2SLS）的回歸結(jié)果見表9。從表9中的2SLS回歸結(jié)果看，第一階段回歸的F統(tǒng)計量為61.68，大于10這一經(jīng)驗值，因此可以排除“弱工具變量”問題。同時，方程的不可識別檢驗的LM統(tǒng)計值為49.040，P=0.000 0，小于0.01，拒絕“不可識別”的原假設(shè)。過度識別檢驗的Sargan-Hansen統(tǒng)計量檢驗的結(jié)果不顯著，無法拒絕所有變量都是外生的原假設(shè)，表明我們選擇的工具變量較有效。此外，豪斯曼檢驗的統(tǒng)計值為13.39，P=0.000 3，拒絕了“所有解釋變量均為外生”的原假設(shè)，說明2SLS工具變量估計與原估計模型存在差異，但估計系數(shù)支持上文結(jié)論。綜合說明，前述基礎(chǔ)回歸模型的內(nèi)生性較少，模型較為穩(wěn)健，工作忙碌程度顯著制約著家庭參與型體育消費(fèi)的結(jié)論得到進(jìn)一步論證。

表 9 使用工具變量的2SLS檢驗結(jié)果Table 9 2SLS test results using instrumental variables

7 結(jié)論與建議

體育消費(fèi)被賦予帶動體育產(chǎn)業(yè)發(fā)展、拉動內(nèi)需和促進(jìn)經(jīng)濟(jì)增長的重要使命，也是提升居民健康水平和幸福感的綠色消費(fèi)領(lǐng)域。參與型體育消費(fèi)在各類體育消費(fèi)中具有后發(fā)優(yōu)勢，但相關(guān)研究忽視了其受參與時間限制的影響機(jī)制，難以滿足實際發(fā)展需求。

本文從時間擠出視角考察參與型體育消費(fèi)的約束機(jī)制，分析現(xiàn)階段我國家庭中工作忙碌程度對參與型體育消費(fèi)的凈效應(yīng)。研究發(fā)現(xiàn)，在微觀家庭中：一方面工作忙碌減少了可用于體育參與的時間，直接制約參與型體育消費(fèi)，表現(xiàn)為擠出效應(yīng)；另一方面工作忙碌可以增加收入，而收入有利于高質(zhì)量的消費(fèi)，對參與型體育消費(fèi)產(chǎn)生收入支持，表現(xiàn)為促進(jìn)效應(yīng)。兩者同時作用于居民家庭時，工作忙碌程度對參與型體育消費(fèi)表現(xiàn)為擠出的凈效應(yīng)。這主要有兩方面的原因：①在宏觀上，我國經(jīng)濟(jì)發(fā)展水平變高，居民收入增加，收入水平對體育參與消費(fèi)的促進(jìn)效應(yīng)減弱；②在微觀上，在我國家庭的職業(yè)性質(zhì)中，非自由職業(yè)仍占據(jù)主位，時間的可支配性較低，時間的擠出效應(yīng)較強(qiáng)。在總體上，工作忙碌正擠出居民家庭的參與型體育消費(fèi)。

根據(jù)以上研究結(jié)論，對我國現(xiàn)階段體育消費(fèi)政策制定提出如下建議：

（1）相對于收入水平，我國體育消費(fèi)更受體育參與時間的制約，因此在制定促進(jìn)體育消費(fèi)政策時，不應(yīng)只是以增加收入為手段，更應(yīng)深入關(guān)注居民家庭的有效體育參與時間。例如，在部分職工的合法節(jié)假日難以落實時，相關(guān)部門應(yīng)積極完善職工休假政策，并加強(qiáng)監(jiān)督；又如，城市居民受限于工作的通勤壓力，體育參與時間被擠壓，應(yīng)對城市居民的通勤進(jìn)行優(yōu)化；再如，人們居家辦公模式已較為成熟，應(yīng)借助這一條件，適時針對相關(guān)行業(yè)推出彈性工作制度，提高居民支配體育時間的自由度。

（2）減少人們參與體育的額外時間約束，即增加人們參與體育消費(fèi)的便捷性。例如，很多地區(qū)存在體育供給不足的情況，人們需要花費(fèi)不必要的時間和精力去“搜尋”和“獲取”體育服務(wù)，建議政府在“新基建”頂層設(shè)計中，采用新建或改建設(shè)施的方式強(qiáng)化體育場地和設(shè)施、設(shè)備的供給；又如，鼓勵社會力量采取多種方式，針對不同人群的消費(fèi)特征和體育參與需求差異，提供豐富多樣的體育服務(wù)，高效開發(fā)體育場所和產(chǎn)品，發(fā)揮市場作為體育服務(wù)供給主體的作用。

（3）通過各種媒介，積極倡導(dǎo)居民樹立正確的體育健康意識，優(yōu)化體育參與的時間管理，積極主動地分配時間進(jìn)行體育活動，形成綠色生活觀念。

總之，現(xiàn)階段制定體育消費(fèi)政策時應(yīng)以減少體育參與時間的約束為核心，多角度降低工作忙碌程度對參與型體育消費(fèi)的擠出效應(yīng)，促使居民形成更健康的運(yùn)動生活方式，以此進(jìn)一步培育和壯大我國體育消費(fèi)市場。

作者貢獻(xiàn)聲明：

馬天平：提出論文主題，設(shè)計論文框架，撰寫、修改論文；

盧旭蕊：查閱文獻(xiàn)，分析數(shù)據(jù)，撰寫、修改論文。