摘要：整合2017年、2018年和2021年中國綜合社會調查（CGSS）數據，基于第二次人口轉型理論和休閑理論，借助普通最小二乘回歸模型和結構方程模型實證檢驗體育參與對已婚青年生育意愿的作用機制。結果顯示：（1）體育參與顯著正向影響已婚青年的生育意愿，經一系列穩健性檢驗和外部檢驗后仍成立；（2）體育參與通過提升已婚青年的婚姻滿意度和主觀幸福感提升生育意愿；（3）體育參與顯著提升男性、低齡和接受高等教育已婚青年的生育意愿。研究認為，未來人口發展戰略的著力點應充分考慮已婚青年的個體需求，加快完善民生保障，從體育服務建設和生活質量視角創建生育友好的生活環境，促進休閑與家庭生活互益互補。關"鍵"詞：體育社會學；體育參與；生育意愿；婚姻滿意度；主觀幸福感；中國綜合社會調查近年來中國人口老齡化加劇、生育率持續下降，而生育意愿作為預測生育行為的重要指標[1]，備受學者和政策制定者關注。盡管政府已經實施“單獨二孩”“全面二孩”和“全面三孩”政策，但未能引發人口出生率的持續增長。宏觀經濟增長使得個人更加關注社會流動的機會，而忽視生育愿望[2]。然而，即便在超低生育率的國家，某些“非經濟因素”仍對個體生育意愿起到支撐作用[3]。因此，探索影響已婚青年生育意愿的非經濟因素及其作用機制，已成為一個刻不容緩的重要議題。2024年8月習近平總書記強調，提高國民生育意愿的關鍵在于改善個體和家庭的生活體驗[4]。在當前社會中，青年人通過體育活動緩解壓力、提升幸福感已成為趨勢[5]。根據《2023戶外生活趨勢報告》，體育活動已逐漸成為現代生活的重要組成部分，如徒步、騎行、慢跑和打羽毛球等活動深受青年人的喜愛。該報告展示體育活動嵌入青年人生活的程度之深，反映體育活動對提升青年人生活質量的重要性。在調整生育政策時，倘若能考慮體育參與對人們生育意愿的潛在影響，進一步完善生育支持措施，將有助于釋放生育政策的潛力，實現人口結構的長期均衡發展。已婚青年是社會發展的關鍵力量，其生育狀況對國家生育率有著決定性影響[1]。因此，本研究基于第二次人口轉型理論和休閑理論，利用2017年、2018年和2021年中國綜合社會調查（Chinesegeneralsocialsurvey，CGSS）數據，從實證角度探討體育參與對已婚青年生育意愿的影響機制。研究將重點關注以下問題：（1）體育參與是否能提高已婚青年生育意愿；（2）體育參與通過哪些途徑實現這種影響；（3）不同性別、年齡段和教育水平的已婚青年在生育意愿上的差異性影響。研究結果將為政府制定有效的生育支持政策提供科學參考，提升已婚青年生育意愿，促進社會整體生育率的提高。1"文獻綜述與研究假設1.1"體育參與和生育意愿青年人的生育意愿受到復雜的經濟和非經濟因素影響。經濟因素涵蓋人口流動、社會經濟、社會保障、數字化水平等[6-7]，而非經濟因素則包括個人和家庭層面的多個維度，如較高的教育水平、良好的身心健康狀態、較高的幸福感和良好的婚姻關系等，這些因素均能顯著提升青年人的生育意愿[8-9]。人口學研究通常不會明確區分體育參與對生育意愿的影響，并將其視為外部客觀條件和內部心理需求的共同作用結果。盡管體育參與的金錢和時間投入與日益增加的育兒投資相競爭[10]，但從體育功能的角度看，體育活動作為緩解工作壓力、增進身體健康、提升生活質量的重要非經濟手段，對個人心理和家庭和諧具有積極作用[11]，可能直接或間接提高青年人的生育意愿。從這些角度看，體育參與和生育意愿之間確實存在一定的內在聯系，涉及到已婚青年如何看待個體和生育消費在人生中的地位問題。第二次人口轉型理論（seconddemographictransition，SDT）由Lesthaeghe和Van于1986年提出，旨在解釋歐洲國家出現的低生育率和新興家庭行為模式。該理論認為，生育率下降的原因在于社會文化變革所致，包括個人主義的興起、對自我追求的加強及性別角色的變化[12]。家庭關系從“親親為大”轉變為“以己為先”，并成為第二次人口轉型的重要驅動力。隨著中國社會結構的變遷，家庭規模縮小、人口流動性增強以及權力關系的扁平化，打破當代青年的傳統親子觀和家庭觀，加速第二次人口轉型的進程，這種變化促使青年更加關注個人與婚姻體驗[13]，他們越來越關注體育參與等休閑活動對個體的重要性和價值。依據Cary的孩子需求理論，育兒被視為一種能夠為傳統家庭關系帶來積極心理效用的需求[14]。因此，體育活動作為個體需求優先于傳統家庭關系維護的需求。從馬克思主義的休閑理論來看，人類發展促進休閑活動的實現，而休閑活動的目的則是追求幸福，這種幸福感又進一步促進人的全面發展[15]。體育活動作為一種重要的休閑方式，能夠滿足青年人的個體需求，增強身體健康并提升心理福祉，進而促進其生育意愿的提升。與傳統“越苦越生”的觀點截然相反，Lupppi等[16]發現不同休閑方式（包括體育參與）的滿意度下降與生育意愿下降有關。人們對體育活動的需求與人類發展緊密相連。隨著生產力發展，體育活動成為滿足個人需求的重要手段。Coall等基于人類發展理論，假定人是隨著時代發展而更關注自身需求，并追求在繁殖和保持身心健康之間取得平衡。如果在不利于繁殖的情況下，例如體育參與等休閑活動的得不到保障時人們會降低生育意愿[17]。Okun等[18]研究發現，已婚男性更加在育兒責任和體育活動之間需要做出生育權衡。Iwasaki[19]認為，體育參與是青年應對疲勞和壓力的重要手段，對健康具有保護作用，特別是在壓力較高的情況下。Jarosz等[20]研究也表明，體育參與有助于減輕工作疲勞并緩解現有健康癥狀，同時帶來享受并滿足個人目標或生活方式需求，進而提升青年人的生育意愿。綜上，本研究認為當代已婚青年更關注自我需求的滿足，體育參與作為重要的休閑活動在提升生育意愿方面具有巨大的心理價值，積極參與體育活動的已婚青年更能獲得個體需求的滿足，從而判斷出當前環境適宜生育，因此他們的生育意愿也更強。據此，提出研究假設H1：已婚青年的體育參與水平越高，其生育意愿也越強。1.2"體育參與影響生育意愿的作用機制首先，體育參與影響已婚青年生育意愿形成過程中的婚姻體驗。一般而言，青年夫婦共同在參與體育活動過程進行有效交流和互動，從而對夫妻感情和生育意愿均具有促進效應。歐平等[21]根據休閑理論構建體育活動對家庭關系的影響，認為體育參與能夠增進夫妻及其他家庭成員間的溝通與情感。此外，Orthner[22]進一步將休閑體育活動的參與模式分為一方、共享和平行3種，指出僅有一方參與體育活動會對婚姻滿意度產生負面影響。然而研究表明，家庭成員定期（每周、每月還是每年）參與體育或娛樂活動顯著增強婚姻滿意度[23]，這也與我國學者肖妮的發現相符。她指出，無論是夫妻一方還是雙方參與體育活動，都能夠提高婚姻滿意度。角色理論認為，體育參與有助于青年人更好地適應已婚身份和承擔婚姻責任，從而提高婚姻滿意度[24]。Karkare等[25]研究也顯示，參與體育的已婚青年在婚姻調整方面表現更佳，體育活動有助于他們更好地適應婚姻生活。在情緒價值方面，無論是單方還是雙方參與體育活動都有助于緩解個人壓力和解決家庭矛盾，從而提高婚姻滿意度[26]。另一方面，婚姻滿意度作為評估已婚人士家庭和諧感受的關鍵指標，已經在理論上證實對于促進生育意愿具有顯著的正向作用。Thornton[27]的研究指出，婚姻關系的不穩定性會顯著降低夫妻之間的交流頻次，從而影響到雙方的生育決策。Cook等[28]提出的行動者-對象效應理論進一步闡釋婚姻不滿可能引發夫妻間的相互指責和負面情緒，而這種情緒的積極反饋則能夠加強彼此的幸福感，從而影響生育意愿。Waite等[29]指出，對于婚姻滿意度較低的夫妻來說，他們可能會因為擔心離婚后單獨撫養子女的風險而選擇推遲或放棄生育。據此，提出研究假設H2：體育參與通過促進已婚青年的婚姻滿意度提升，提高其生育意愿。其次，體育參與可引起個人主觀幸福感的變化，進而影響生育意愿。主觀幸福感是個人根據自定標準對生活質量的評估，而體育參與是提升生活質量的重要方式，主要體現在健康資本和社會資本的積累[30]。在健康資本上，身心健康是人全面發展的重要基礎保障，體育參與能夠提高身體健康、降低抑郁風險，提升生活滿意度和主觀幸福感等[31]。根據Grossman[32]的健康需求理論，健康是投資品，通過時間和經濟投入進行健康保健，可以在一系列市場和非市場活動中創造經濟和情感價值。在社會資本上，體育活動為參與者構建持久的社交網絡，增強社會資本積累。Ruseski等[33]研究表明，定期參加體育活動可以有效增強社會資本，進而提升主觀幸福感。然而，過度參與體育可能降低個體的主觀幸福感，而適度參與則顯著提升個人基于生活、工作、健康和心理狀態的整體幸福感，尤其是對青年人的影響更顯著[34]。在西方，主觀幸福感與生育意愿之間的關系已有較為清晰的理論框架。Leibenstein的研究指出，生育子女的益處主要表現為難以量化的內在幸福感，當預期生育帶來的幸福感超過經濟成本時人們更傾向于選擇生育[35]。Ajzen等[36]研究也表明，當人們持有積極的生育態度并期望通過生育獲得幸福，通常會表現出更強烈的生育意愿并最終導致更高的實際生育率。國內學者也支持這一觀點，如向栩等[37]將主觀幸福感視為影響生育的主要五大心理因素之一并論證其對生育的正向效應。朱明寶等[38]通過實驗證實，主觀幸福感的提升顯著增強個體的生育意愿。綜上，體育參與通過增強已婚青年的主觀幸福感，從而有效促進他們生育意愿的提升。據此，提出研究假設H3：體育參與通過促進已婚青年的主觀幸福感提升，提高其生育意愿。2"研究設計2.1"數據來源本研究利用CGSS數據，該數據集橫跨中國31個省、自治區與直轄市，包含社會、社區、家庭及個人的多層面信息，具有廣泛的地域性和代表性。CGSS已發布2010、2012、2013、2015、2017、2018和2021年的數據?？紤]到2016年中國實行“全面二孩”政策后，部分人口重新有了生育意愿[10]，故研究選取2017年、2018年以及2021年的數據進行實證分析，并輔以各年《國家統計年鑒》的人均地區生產總值數據。數據預處理如下：基于世界衛生組織公布標準和中國“先婚后育”的傳統及法定最低結婚年齡，研究對象限定為“已婚青年人”，即選取22～45歲的男性和20～40歲的女性受訪者。剔除缺失值、極端值和異常值后，最終獲得4079名有效樣本。樣本的基本信息和特征描述結果如表1所示，男女比例相當，中部地區受訪者占總樣本的38.68%，職業以企業員工為主，占比17.94%，并有少量無業或失業受訪者。受訪者年齡分布平均，其中27.80%的受訪者接受過高等教育。2.2"變量說明（1）被解釋變量：生育意愿（Fer）為被解釋變量。參考相關研究[10]以調查問卷中：“如果沒有政策限制的話，您希望有幾個孩子？”一問的數據進行測量，該問題的回答設置2個部分，分別詢問受訪者希望有多少個兒子和女兒。將這2個部分的答案相加，計算出每位受訪者的總生育意愿數，取值范圍為0～10。由于實際上擁有超過6個孩子的樣本極為少見，為了數據處理的便利和分析的實用性，對數據進行縮尾處理，即將所有超過6的答案統一替換為6。（2）解釋變量：體育參與（Spo）是核心解釋變量，參考相關研究[31]以調查問卷中“過去一年，您是否經常在空閑時間參加體育鍛煉？”一問的數據進行測量，該問題的答案設有5個選擇項，分別是“每天”“一周數次”“一月數次”“一年數次或更少”和“從不”。其中“一年數次或更少”至“每天”的選項分別對應1～4的取值，“從不”則賦值為0。中介解釋變量包括婚姻滿意度（Mar）和主觀幸福感（Hap）。其中，婚姻滿意度是個體對婚姻生活幸福感的主觀體驗，這種滿意度依賴于個人對婚姻的期望和需求，可通過婚姻的主觀幸福感來衡量[39]。因此，研究采用婚姻滿意度的數據緣于調查問卷中的問題“總的來說，您對您的婚姻生活感到滿意嗎？”，采用1～5的取值范圍，1代表“非常不滿意”，5代表“非常滿意”。參考相關研究[30]，主觀幸福感數據來源于問題“總的來說，您覺得您的生活是否幸福？”，采用1～5的取值范圍，1代表“非常不幸?！保?代表“非常幸?！?。（3）控制變量：參考Wesolowski、馮永琦和于欣曄等[40-41]的研究，選取9個變量作為控制變量。其中，個人因素包括性別（Gen）、年齡（Age）、戶籍（Reg）、初婚年齡（Maa）、受教育程度（Edu）、自評健康狀況（Hea），家庭因素包括家庭年總收入（Inc）和家庭成員數（Num），地區因素為人均地區生產總值（Cap），詳細說明如表2所示。2.3"模型設定為分析體育參與對已婚青年生育意愿的影響。研究構建如下最小二乘回歸模型：∈1""""（1）其中，Fer為被解釋變量，表示個體是否有生育意愿，Spo是個體的體育參與水平，Control是控制變量，∈1為隨機誤差項。為理清體育參與影響已婚青年生育意愿的微觀作用，研究嘗試應用結構方程模型分解中介效應。相較于傳統上被用作檢驗和估計中介效應的逐步法，結構方程模型（SEM）可以同時處理多個因變量并進行路徑檢驗。當存在中介變量Mar和Hap時，具體公式為：∈2""""""（2）∈21"""（3）∈3""""""""""""""（4）其中，Fer和Hap受解釋變量和控制變量影響，同時也影響被解釋變量，γ是影響中介變量回歸系數向量，ω和σ分別是中介變量Mar和Fam的回歸系數，而∈是模型的隨機誤差項向量。在外部檢驗中，涉及對面板數據進行固定效應模型進行數據分析，具體公式為：∈it"""""""""""""""""（5）其中，Ferit為第t年份i個體的生育意愿，Spoit是第t年份i個體的體育參與水平，μt為年度固定效應，θi為個體固定效應，∈it為隨機誤差項。以上數據的統計與分析采用軟件Stata16.0進行。3"結果與分析3.1"描述性統計表3展示主要變量的描述性分析結果。生育意愿的平均值為1.365，顯示出已婚青年的生育意愿遠低于更替水平，反映出不太樂觀的趨勢。同時，體育參與的平均值為2.071，表明大多數青年的體育鍛煉頻率僅為每月數次，這同樣顯示出不甚樂觀的現狀。這些發現與國家國民體質監測中心在《2020年全民健身活動狀況調查公報》發布的數據相似，該數據指出在成年人群體中經常進行體育鍛煉的比例僅為30.3%，其中40～49歲的人群參與度稍高，達到31.7%，而18～40歲的人群處于參與度較低的階段，呈現“非對稱雙峰型”分布的低谷[42]。此外，婚姻滿意度和主觀幸福感的均值分別為4.215和3.860，表明青年群體在這2個方面感受較為積極。描述性統計還顯示，在性別、教育和年齡方面存在一定差異，其偏度的絕對值較大。因此，深入探討體育參與如何影響不同性別、教育水平和年齡群體的差異是必要的，以進一步理解體育參與與生育意愿之間的復雜關系。3.2"基準回歸和路徑分析為評估體育參與對已婚青年生育意愿的具體影響，本研究構建2個普通最小二乘回歸（OLS）模型，結果如表4所示。模型（1）未加入任何控制變量，體育參與的系數為0.340，顯示出統計上的顯著性（Plt;0.01）。當引入相關控制變量后，模型（2）顯示體育參與的影響系數增加至0.360，同樣在0.01的顯著性水平上得到驗證，意味著體育參與每增加一單位，會使已婚青年的生育意愿增加0.360單位。模型（1）～（2）均表明體育參與對已婚青年生育意愿有顯著正向影響，據此研究假設H1得到驗證。采用結構方程模型驗證體育參與對已婚青年生育意愿的影響路徑，主要涉及將假設模型的預期協方差矩陣與實際樣本數據的協方差矩陣進行比較。擬合指數顯示，整體模型適配度檢驗中的卡方自由度比值為0.010，遠低于3的標準閾值，表明假設模型與樣本數據之間的適配度是滿足要求的，其他相關指標也均達到預定標準。因此，該假設模型擬合情況良好，適合用于后續路徑分析。1）Plt;0.05；2）Plt;0.01根據表5的路徑分析結果顯示，共有2條機制路徑。結合表6的路徑數據結果，發現婚姻滿意度、主觀幸福感在體育參與對已婚青年生育意愿影響的直接效應系數均小于總效應，間接效應系數和直接效應系數均通過顯著性檢驗且路徑系數均為正值，婚姻滿意度和主觀幸福感這一關系起到正向促進作用并發揮部分中介作用，中介效應占比分別為12.67%與7.33%?；谝陨涎芯拷Y果，研究假設H2與H3得到驗證。3.3"異質性分析、穩健性檢驗和外部檢驗（1）異質性分析。生育意愿在不同性別、教育程度和年齡的已婚青年中有所不同[8，11]，這些群體在體育鍛煉的頻率上也存在差異[34]。因此，有必要在基礎回歸分析的基礎上進一步進行異質性分析。結果如表7所示，第一，從性別異質性看，模型（3）顯示體育參與的系數為0.580，并通過1%水平的顯著性檢驗，表明體育參與對男性生育意愿有顯著正向影響；模型（4）中體育參與的系數并沒有通過顯著性檢驗，表明體育參與對女性生育意愿的正向影響并不顯著。第二，從年齡異質性看，模型（5）～（6）顯示體育參與對20～30歲的已婚青年生育意愿有正向顯著影響，對31～45歲的已婚青年生育意愿的正向影響并不顯著。第三，從受教育情況看，根據國際標準教育分類（ISCED），將完全沒有接受正式學校教育（未曾入學或未完成小學教育）劃分為沒有受教育人群，將完成小學教育或基礎教育的早期階段（約1～6年的教育以及未完成中等教育）的劃分為低等教育人群，將完成初中和高中教育（7～12年的教育）的劃分為中等教育人群，將接受大學及以上的教育（專科、本科、碩士和博士學位）的劃分為高等教育人群。模型（7）～（10）顯示，體育參與的系數依次遞增，模型（7）～（8）未通過顯著性檢驗，模型（9）～（10）中體育參與的系數分別為0.054和0.168，并通過顯著性檢驗且顯著性依次遞增，表明體育參與對已婚青年生育意愿的影響因個體教育水平而異，接受高等教育者受到的影響更為顯著。（2）穩健性檢驗。為避免樣本選擇偏差導致的內生性問題，本研究采用傾向得分匹配法（PSM）對研究結果進行穩健性檢驗[43]。將生育意愿定義為一個虛擬變量，其中不希望生育且無子女的個體賦值為0，而有生育意愿的個體賦值為1，具體方法包括半徑匹配和K近鄰匹配。結果顯示這兩種方法計算的平均處理效應（ATT）均為正值，分別為0.40和0.57且均在1%的顯著性水平上得到驗證，進一步證實體育參與影響已婚青年的生育意愿。（3）外部檢驗。為了驗證研究結果的普適性，采用外部檢驗方法通過在不同數據集和環境中重估研究，觀察是否能獲得相似支持[44]。利用中國家庭追蹤調查（CFPS）數據作為外部檢驗的數據來源，CFPS與CGSS一樣均覆蓋全國范圍的城鄉地區，并使用分層隨機抽樣方法，樣本具有廣泛性，不同之處在于CFPS為面板數據。由于CFPS問卷的限制，僅在2016年和2018年的調查數據中存在一致問題，其中，體育參與和主觀幸福感變量的測量方式有所不同。體育參與通過“過去一周，您鍛煉了幾次？”測量（范圍：0～24次）；主觀幸福感通過“您覺得自己有多幸福？”打分（范圍：1～10分），其余變量測量與CGSS數據一致。剔除缺失值和異常值后，最終獲得3460個有效樣本。對CGSS和CFPS數據樣本基本特征的比較結果顯示，CFPS數據中的東北部受訪者相對較多，而中部受訪者有所減少；30～45歲受訪者比例上升至59.81%，其他特征基本相似。因此，CFPS數據可作為有效的外部檢驗數據。為評估外部檢驗數據中體育參與對已婚青年生育意愿的影響（如表8所示），先構建2個與主研究相同的普通最小二乘回歸（OLS）模型，模型（11）未加入任何控制變量，體育參與的系數為0.031（Plt;0.01）。在引入相關控制變量后，模型（12）顯示體育參與的影響系數略有降低至0.027（Plt;0.05）。模型（11）～（12）均表明體育參與對已婚青年生育意愿具有顯著的正向影響。由于CGSS是橫截面調查，適合分析某一時間點的數據；CFPS則是縱向面板調查，即長期跟蹤同一群體的變化，進一步采用固定效應回歸（FER）模型確保穩健性。模型（13）對年份進行固定，模型（14）對年份和個體均進行固定，結果顯示體育參與的系數分別為0.0261和0.0312，均在0.01水平上顯著。最后，采用結構方程模型進行機制檢驗，結果表明婚姻滿意度和主觀幸福感在這一關系中起到正向促進作用并發揮部分中介作用，中介效應占比分別為10.23%與8.12%。以上結果與CGSS數據集的結果相一致，表明研究結果具有較強的普適性和適用性，進一步支持研究假設的穩健性。4"討論本研究通過實證探討體育參與對已婚青年生育意愿的影響，分析其作用機制及性別、年齡和教育背景的異質性。盡管現有研究探討休閑活動與生育之間的因果關系，但較少文獻詳細論述在全民健身政策背景下體育參與對生育意愿的具體影響及其機制?；卮疬@些這些問題有助于政策制定者對癥下藥，以激發已婚青年的生育意愿。首先，體育參與對已婚青年的生育意愿有著正向且顯著影響，這一發現與相關學者的研究結論一致[14]，為當前國家推行的“健康中國”戰略和相關生育政策提供有力支持。2021年7月國務院辦公廳發布的《關于促進人口長期均衡發展的決定》強調通過健康生活方式提升人口質量，倡導加強體育設施建設、推廣全民健身運動。體育參與作為健康生活方式的一部分，對滿足個體的生理、健康和社交需求，對家庭和諧和個人壓力減少也有重要作用[20]。從健康和生理角度看，體育活動顯著提高青年的整體健康狀況和生育健康水平，減少懷孕和生產中的健康風險，提高生育信心。規律的體育鍛煉還有助于調節荷爾蒙水平，對女性的生育健康尤為重要。從心理和情感角度看，體育活動有效緩解壓力、焦慮和抑郁，改善心理健康，增強對未來的樂觀態度，提高生育意愿。體育活動中獲得的成就感和自信心也增強生育的積極預期，使青年更愿意承擔養育子女的責任。在社會和文化層面，體育活動通常涉及團隊合作和社交互動，幫助青年建立廣泛的社會支持網絡，這些網絡在養育子女過程中能提供重要的幫助和資源，減少育兒過程中的孤獨感。積極參與體育活動的青年通常與健康、積極的生活方式相關聯，這種生活方式獲得的社會正面認同感也會提升他們的社會地位和自信心，進而提升生育意愿。然而，過度訓練和違禁藥物的使用可能對男性生殖健康產生負面影響，但在非競技性體育活動中青年們不太可能過度訓練或使用違禁藥物。其次，體育參與增強已婚青年婚姻滿意度和主觀幸福感，從而提高生育意愿。體育活動不僅增進身體健康、豐富休閑選擇，促進心理健康與幸福感，同時也支持個人全面發展。這些因素綜合作用提升婚姻滿意度和主觀幸福感，進而積極影響生育意愿。此外，體育活動有助于青年更好地平衡工作與生活，增加家庭內的互動和溝通，營造積極的家庭氛圍。高主觀幸福感和婚姻滿意度的個體更可能表現出較高的生育意愿，這種關系進一步增強家庭的和諧與滿意度，形成正向循環。在實際層面，已婚青年的婚姻滿意度和主觀幸福感受到多方面因素影響，如性別、年齡、教育水平及社會支持等[14，16]。盡管家庭關系的重心發生變化，但作為社會基本單位，穩定的家庭結構和功能是提升生育意愿的重要基礎。從本質上看，確保青年擁有充足的體育參與時間和穩定的工作環境，對于創造有利的生育條件至關重要。然而，對競技成績的過度追求可能會增加個人和家庭壓力。青年人有必要被鼓勵發展批判性思維，合理選擇和安排體育活動以維護健康和平衡的生活方式，最大化地發揮體育活動帶來的積極效應，進而提升青年的生育意愿。綜上，婚姻滿意度和主觀幸福感在體育參與和生育意愿之間的中介作用具有合理性，通過積極的體育活動創造更多家庭互動，以提升青年人的生育意愿和家庭生活質量。最后，體育參與在激勵不同青年群體生育意愿方面發揮關鍵作用。研究揭示，體育參與顯著提升男性、低齡和接受高等教育已婚青年的生育意愿。首先從性別來看，男性參與體育活動顯著提高其生育意愿，而女性則不顯著，這與相關研究結論一致[20]。究其原因：在許多文化中，體育活動常被視為展現男性氣質的舞臺，獲得的社會認同和地位提升增強男性的自信和責任感，進而增加生育意愿。而女性雖然也得到認可，但更多將體育成就視為健康和個人成就的象征，對生育意愿的直接影響較小。此外，男性通過體育活動進行社交聯絡，減少生育機會成本對生育意愿的負面影響，而女性的體育需求相對較低。其次從年齡來看，低齡青年參與體育活動在提高他們生育意愿方面有顯著的積極影響。究其原因：男女性生活階段和優先事項的差異，低齡已婚青年正處于婚姻的初期階段，體育活動不僅能夠增強夫妻之間的身體健康，還能通過共同參與增強彼此的情感聯系和互動。良好的婚姻質量提升夫妻雙方對未來共同生活的期待和規劃，從而提高他們的生育意愿。相對而言，30歲以上的夫妻已經擁有一個或多個孩子，因育兒責任增加，體育活動更多地被視為健康維護方式，影響生育意愿的作用逐漸減弱。最后從教育水平來看，接受高等教育已婚青年參與體育活動更顯著提升生育意愿。究其原因：一是高等教育青年更具健康意識。將體育視為健康投資，尤其在準備生育時這種健康投資提高他們的身體素質和生育信心；二是高等教育往往伴隨著較大的學業和職業壓力。體育鍛煉可以有效減輕壓力、改善心理健康，增強對未來的樂觀態度和生活滿意度；三是接受高等教育的青年往往擁有更廣泛的社會網絡和較高的社會地位。參與體育活動進一步拓展這些網絡，在育兒過程中獲得更多資源支持，增強生育意愿。因此，高等教育青年通過體育活動在健康、心理、社會等多層面上受益，這些因素共同作用顯著提高他們的生育意愿。5"結論與建議5.1"結論本研究探討體育參與對已婚青年生育意愿的影響機制并得出以下結論：（1）參與體育活動的已婚青年表現出更高的生育意愿；（2）婚姻滿意度和主觀幸福感在體育參與和已婚青年的生育意愿關系中起中介作用；（3）男性、低齡和接受高等教育已婚