摘要：整合2017年、2018年和2021年中國綜合社會調(diào)查（CGSS）數(shù)據(jù)，基于第二次人口轉(zhuǎn)型理論和休閑理論，借助普通最小二乘回歸模型和結(jié)構(gòu)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(jī)制。結(jié)果顯示：（1）體育參與顯著正向影響已婚青年的生育意愿，經(jīng)一系列穩(wěn)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(rèn)為，未來人口發(fā)展戰(zhàn)略的著力點應(yīng)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(wù)建設(shè)和生活質(zhì)量視角創(chuàng)建生育友好的生活環(huán)境，促進(jìn)休閑與家庭生活互益互補(bǔ)。關(guān)"鍵"詞：體育社會學(xué)；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(diào)查近年來中國人口老齡化加劇、生育率持續(xù)下降，而生育意愿作為預(yù)測生育行為的重要指標(biāo)[1]，備受學(xué)者和政策制定者關(guān)注。盡管政府已經(jīng)實施“單獨二孩”“全面二孩”和“全面三孩”政策，但未能引發(fā)人口出生率的持續(xù)增長。宏觀經(jīng)濟(jì)增長使得個人更加關(guān)注社會流動的機(jī)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(jīng)濟(jì)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(jīng)濟(jì)因素及其作用機(jī)制，已成為一個刻不容緩的重要議題。2024年8月習(xí)近平總書記強(qiáng)調(diào)，提高國民生育意愿的關(guān)鍵在于改善個體和家庭的生活體驗[4]。在當(dāng)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(jù)《2023戶外生活趨勢報告》，體育活動已逐漸成為現(xiàn)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(zhì)量的重要性。在調(diào)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(jìn)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(xiàn)人口結(jié)構(gòu)的長期均衡發(fā)展。已婚青年是社會發(fā)展的關(guān)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(zhuǎn)型理論和休閑理論，利用2017年、2018年和2021年中國綜合社會調(diào)查（Chinesegeneralsocialsurvey，CGSS）數(shù)據(jù)，從實證角度探討體育參與對已婚青年生育意愿的影響機(jī)制。研究將重點關(guān)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(xiàn)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(jié)果將為政府制定有效的生育支持政策提供科學(xué)參考，提升已婚青年生育意愿，促進(jìn)社會整體生育率的提高。1"文獻(xiàn)綜述與研究假設(shè)1.1"體育參與和生育意愿青年人的生育意愿受到復(fù)雜的經(jīng)濟(jì)和非經(jīng)濟(jì)因素影響。經(jīng)濟(jì)因素涵蓋人口流動、社會經(jīng)濟(jì)、社會保障、數(shù)字化水平等[6-7]，而非經(jīng)濟(jì)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(tài)、較高的幸福感和良好的婚姻關(guān)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(xué)研究通常不會明確區(qū)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(nèi)部心理需求的共同作用結(jié)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(jìn)身體健康、提升生活質(zhì)量的重要非經(jīng)濟(jì)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(nèi)在聯(lián)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(zhuǎn)型理論（seconddemographictransition，SDT）由Lesthaeghe和Van于1986年提出，旨在解釋歐洲國家出現(xiàn)的低生育率和新興家庭行為模式。該理論認(rèn)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(qiáng)及性別角色的變化[12]。家庭關(guān)系從“親親為大”轉(zhuǎn)變?yōu)椤耙约簽橄取保⒊蔀榈诙稳丝谵D(zhuǎn)型的重要驅(qū)動力。隨著中國社會結(jié)構(gòu)的變遷，家庭規(guī)模縮小、人口流動性增強(qiáng)以及權(quán)力關(guān)系的扁平化，打破當(dāng)代青年的傳統(tǒng)親子觀和家庭觀，加速第二次人口轉(zhuǎn)型的進(jìn)程，這種變化促使青年更加關(guān)注個人與婚姻體驗[13]，他們越來越關(guān)注體育參與等休閑活動對個體的重要性和價值。依據(jù)Cary的孩子需求理論，育兒被視為一種能夠為傳統(tǒng)家庭關(guān)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(yōu)先于傳統(tǒng)家庭關(guān)系維護(hù)的需求。從馬克思主義的休閑理論來看，人類發(fā)展促進(jìn)休閑活動的實現(xiàn)，而休閑活動的目的則是追求幸福，這種幸福感又進(jìn)一步促進(jìn)人的全面發(fā)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(qiáng)身體健康并提升心理福祉，進(jìn)而促進(jìn)其生育意愿的提升。與傳統(tǒng)“越苦越生”的觀點截然相反，Lupppi等[16]發(fā)現(xiàn)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(guān)。人們對體育活動的需求與人類發(fā)展緊密相連。隨著生產(chǎn)力發(fā)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(fā)展理論，假定人是隨著時代發(fā)展而更關(guān)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(fā)現(xiàn)，已婚男性更加在育兒責(zé)任和體育活動之間需要做出生育權(quán)衡。Iwasaki[19]認(rèn)為，體育參與是青年應(yīng)對疲勞和壓力的重要手段，對健康具有保護(hù)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(xiàn)有健康癥狀，同時帶來享受并滿足個人目標(biāo)或生活方式需求，進(jìn)而提升青年人的生育意愿。綜上，本研究認(rèn)為當(dāng)代已婚青年更關(guān)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(dāng)前環(huán)境適宜生育，因此他們的生育意愿也更強(qiáng)。據(jù)此，提出研究假設(shè)H1：已婚青年的體育參與水平越高，其生育意愿也越強(qiáng)。1.2"體育參與影響生育意愿的作用機(jī)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(jìn)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(jìn)效應(yīng)。歐平等[21]根據(jù)休閑理論構(gòu)建體育活動對家庭關(guān)系的影響，認(rèn)為體育參與能夠增進(jìn)夫妻及其他家庭成員間的溝通與情感。此外，Orthner[22]進(jìn)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(chǎn)生負(fù)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(qiáng)婚姻滿意度[23]，這也與我國學(xué)者肖妮的發(fā)現(xiàn)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(rèn)為，體育參與有助于青年人更好地適應(yīng)已婚身份和承擔(dān)婚姻責(zé)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(diào)整方面表現(xiàn)更佳，體育活動有助于他們更好地適應(yīng)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(guān)鍵指標(biāo)，已經(jīng)在理論上證實對于促進(jìn)生育意愿具有顯著的正向作用。Thornton[27]的研究指出，婚姻關(guān)系的不穩(wěn)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(yīng)理論進(jìn)一步闡釋婚姻不滿可能引發(fā)夫妻間的相互指責(zé)和負(fù)面情緒，而這種情緒的積極反饋則能夠加強(qiáng)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(dān)心離婚后單獨撫養(yǎng)子女的風(fēng)險而選擇推遲或放棄生育。據(jù)此，提出研究假設(shè)H2：體育參與通過促進(jìn)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(jìn)而影響生育意愿。主觀幸福感是個人根據(jù)自定標(biāo)準(zhǔn)對生活質(zhì)量的評估，而體育參與是提升生活質(zhì)量的重要方式，主要體現(xiàn)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(fā)展的重要基礎(chǔ)保障，體育參與能夠提高身體健康、降低抑郁風(fēng)險，提升生活滿意度和主觀幸福感等[31]。根據(jù)Grossman[32]的健康需求理論，健康是投資品，通過時間和經(jīng)濟(jì)投入進(jìn)行健康保健，可以在一系列市場和非市場活動中創(chuàng)造經(jīng)濟(jì)和情感價值。在社會資本上，體育活動為參與者構(gòu)建持久的社交網(wǎng)絡(luò)，增強(qiáng)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(qiáng)社會資本，進(jìn)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(tài)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(guān)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(xiàn)為難以量化的內(nèi)在幸福感，當(dāng)預(yù)期生育帶來的幸福感超過經(jīng)濟(jì)成本時人們更傾向于選擇生育[35]。Ajzen等[36]研究也表明，當(dāng)人們持有積極的生育態(tài)度并期望通過生育獲得幸福，通常會表現(xiàn)出更強(qiáng)烈的生育意愿并最終導(dǎo)致更高的實際生育率。國內(nèi)學(xué)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(yīng)。朱明寶等[38]通過實驗證實，主觀幸福感的提升顯著增強(qiáng)個體的生育意愿。綜上，體育參與通過增強(qiáng)已婚青年的主觀幸福感，從而有效促進(jìn)他們生育意愿的提升。據(jù)此，提出研究假設(shè)H3：體育參與通過促進(jìn)已婚青年的主觀幸福感提升，提高其生育意愿。2"研究設(shè)計2.1"數(shù)據(jù)來源本研究利用CGSS數(shù)據(jù)，該數(shù)據(jù)集橫跨中國31個省、自治區(qū)與直轄市，包含社會、社區(qū)、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(fā)布2010、2012、2013、2015、2017、2018和2021年的數(shù)據(jù)。考慮到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(shù)據(jù)進(jìn)行實證分析，并輔以各年《國家統(tǒng)計年鑒》的人均地區(qū)生產(chǎn)總值數(shù)據(jù)。數(shù)據(jù)預(yù)處理如下：基于世界衛(wèi)生組織公布標(biāo)準(zhǔn)和中國“先婚后育”的傳統(tǒng)及法定最低結(jié)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(jié)果如表1所示，男女比例相當(dāng)，中部地區(qū)受訪者占總樣本的38.68%，職業(yè)以企業(yè)員工為主，占比17.94%，并有少量無業(yè)或失業(yè)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(guān)研究[10]以調(diào)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(shù)據(jù)進(jìn)行測量，該問題的回答設(shè)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(shù)，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(shù)據(jù)處理的便利和分析的實用性，對數(shù)據(jù)進(jìn)行縮尾處理，即將所有超過6的答案統(tǒng)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(guān)研究[31]以調(diào)查問卷中“過去一年，您是否經(jīng)常在空閑時間參加體育鍛煉？”一問的數(shù)據(jù)進(jìn)行測量，該問題的答案設(shè)有5個選擇項，分別是“每天”“一周數(shù)次”“一月數(shù)次”“一年數(shù)次或更少”和“從不”。其中“一年數(shù)次或更少”至“每天”的選項分別對應(yīng)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(shù)據(jù)緣于調(diào)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(guān)研究[30]，主觀幸福感數(shù)據(jù)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“非常不幸福”，5代表“非常幸福”。（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(shù)（Num），地區(qū)因素為人均地區(qū)生產(chǎn)總值（Cap），詳細(xì)說明如表2所示。2.3"模型設(shè)定為分析體育參與對已婚青年生育意愿的影響。研究構(gòu)建如下最小二乘回歸模型：∈1""""（1）其中，F(xiàn)er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(jī)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(yīng)用結(jié)構(gòu)方程模型分解中介效應(yīng)。相較于傳統(tǒng)上被用作檢驗和估計中介效應(yīng)的逐步法，結(jié)構(gòu)方程模型（SEM）可以同時處理多個因變量并進(jìn)行路徑檢驗。當(dāng)存在中介變量Mar和Hap時，具體公式為：∈2""""""（2）∈21"""（3）∈3""""""""""""""（4）其中，F(xiàn)er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(shù)向量，ω和σ分別是中介變量Mar和Fam的回歸系數(shù)，而∈是模型的隨機(jī)誤差項向量。在外部檢驗中，涉及對面板數(shù)據(jù)進(jìn)行固定效應(yīng)模型進(jìn)行數(shù)據(jù)分析，具體公式為：∈it"""""""""""""""""（5）其中，F(xiàn)erit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(yīng)，θi為個體固定效應(yīng)，∈it為隨機(jī)誤差項。以上數(shù)據(jù)的統(tǒng)計與分析采用軟件Stata16.0進(jìn)行。3"結(jié)果與分析3.1"描述性統(tǒng)計表3展示主要變量的描述性分析結(jié)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(yuǎn)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(shù)青年的體育鍛煉頻率僅為每月數(shù)次，這同樣顯示出不甚樂觀的現(xiàn)狀。這些發(fā)現(xiàn)與國家國民體質(zhì)監(jiān)測中心在《2020年全民健身活動狀況調(diào)查公報》發(fā)布的數(shù)據(jù)相似，該數(shù)據(jù)指出在成年人群體中經(jīng)常進(jìn)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(dá)到31.7%，而18～40歲的人群處于參與度較低的階段，呈現(xiàn)“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(tǒng)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(jìn)一步理解體育參與與生育意愿之間的復(fù)雜關(guān)系。3.2"基準(zhǔn)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(gòu)建2個普通最小二乘回歸（OLS）模型，結(jié)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(shù)為0.340，顯示出統(tǒng)計上的顯著性（Plt;0.01）。當(dāng)引入相關(guān)控制變量后，模型（2）顯示體育參與的影響系數(shù)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(jù)此研究假設(shè)H1得到驗證。采用結(jié)構(gòu)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(shè)模型的預(yù)期協(xié)方差矩陣與實際樣本數(shù)據(jù)的協(xié)方差矩陣進(jìn)行比較。擬合指數(shù)顯示，整體模型適配度檢驗中的卡方自由度比值為0.010，遠(yuǎn)低于3的標(biāo)準(zhǔn)閾值，表明假設(shè)模型與樣本數(shù)據(jù)之間的適配度是滿足要求的，其他相關(guān)指標(biāo)也均達(dá)到預(yù)定標(biāo)準(zhǔn)。因此，該假設(shè)模型擬合情況良好，適合用于后續(xù)路徑分析。1）Plt;0.05；2）Plt;0.01根據(jù)表5的路徑分析結(jié)果顯示，共有2條機(jī)制路徑。結(jié)合表6的路徑數(shù)據(jù)結(jié)果，發(fā)現(xiàn)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(yīng)系數(shù)均小于總效應(yīng)，間接效應(yīng)系數(shù)和直接效應(yīng)系數(shù)均通過顯著性檢驗且路徑系數(shù)均為正值，婚姻滿意度和主觀幸福感這一關(guān)系起到正向促進(jìn)作用并發(fā)揮部分中介作用，中介效應(yīng)占比分別為12.67%與7.33%。基于以上研究結(jié)果，研究假設(shè)H2與H3得到驗證。3.3"異質(zhì)性分析、穩(wěn)健性檢驗和外部檢驗（1）異質(zhì)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(chǔ)回歸分析的基礎(chǔ)上進(jìn)一步進(jìn)行異質(zhì)性分析。結(jié)果如表7所示，第一，從性別異質(zhì)性看，模型（3）顯示體育參與的系數(shù)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(shù)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(zhì)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(jù)國際標(biāo)準(zhǔn)教育分類（ISCED），將完全沒有接受正式學(xué)校教育（未曾入學(xué)或未完成小學(xué)教育）劃分為沒有受教育人群，將完成小學(xué)教育或基礎(chǔ)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(xué)及以上的教育（專科、本科、碩士和博士學(xué)位）的劃分為高等教育人群。模型（7）～（10）顯示，體育參與的系數(shù)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(shù)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(wěn)健性檢驗。為避免樣本選擇偏差導(dǎo)致的內(nèi)生性問題，本研究采用傾向得分匹配法（PSM）對研究結(jié)果進(jìn)行穩(wěn)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(jié)果顯示這兩種方法計算的平均處理效應(yīng)（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(jìn)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(jié)果的普適性，采用外部檢驗方法通過在不同數(shù)據(jù)集和環(huán)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(diào)查（CFPS）數(shù)據(jù)作為外部檢驗的數(shù)據(jù)來源，CFPS與CGSS一樣均覆蓋全國范圍的城鄉(xiāng)地區(qū)，并使用分層隨機(jī)抽樣方法，樣本具有廣泛性，不同之處在于CFPS為面板數(shù)據(jù)。由于CFPS問卷的限制，僅在2016年和2018年的調(diào)查數(shù)據(jù)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(shù)據(jù)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(shù)據(jù)樣本基本特征的比較結(jié)果顯示，CFPS數(shù)據(jù)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(shù)據(jù)可作為有效的外部檢驗數(shù)據(jù)。為評估外部檢驗數(shù)據(jù)中體育參與對已婚青年生育意愿的影響（如表8所示），先構(gòu)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(shù)為0.031（Plt;0.01）。在引入相關(guān)控制變量后，模型（12）顯示體育參與的影響系數(shù)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(diào)查，適合分析某一時間點的數(shù)據(jù)；CFPS則是縱向面板調(diào)查，即長期跟蹤同一群體的變化，進(jìn)一步采用固定效應(yīng)回歸（FER）模型確保穩(wěn)健性。模型（13）對年份進(jìn)行固定，模型（14）對年份和個體均進(jìn)行固定，結(jié)果顯示體育參與的系數(shù)分別為0.0261和0.0312，均在0.01水平上顯著。最后，采用結(jié)構(gòu)方程模型進(jìn)行機(jī)制檢驗，結(jié)果表明婚姻滿意度和主觀幸福感在這一關(guān)系中起到正向促進(jìn)作用并發(fā)揮部分中介作用，中介效應(yīng)占比分別為10.23%與8.12%。以上結(jié)果與CGSS數(shù)據(jù)集的結(jié)果相一致，表明研究結(jié)果具有較強(qiáng)的普適性和適用性，進(jìn)一步支持研究假設(shè)的穩(wěn)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(jī)制及性別、年齡和教育背景的異質(zhì)性。盡管現(xiàn)有研究探討休閑活動與生育之間的因果關(guān)系，但較少文獻(xiàn)詳細(xì)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(jī)制。回答這些這些問題有助于政策制定者對癥下藥，以激發(fā)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(fā)現(xiàn)與相關(guān)學(xué)者的研究結(jié)論一致[14]，為當(dāng)前國家推行的“健康中國”戰(zhàn)略和相關(guān)生育政策提供有力支持。2021年7月國務(wù)院辦公廳發(fā)布的《關(guān)于促進(jìn)人口長期均衡發(fā)展的決定》強(qiáng)調(diào)通過健康生活方式提升人口質(zhì)量，倡導(dǎo)加強(qiáng)體育設(shè)施建設(shè)、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(chǎn)中的健康風(fēng)險，提高生育信心。規(guī)律的體育鍛煉還有助于調(diào)節(jié)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(qiáng)對未來的樂觀態(tài)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(qiáng)生育的積極預(yù)期，使青年更愿意承擔(dān)養(yǎng)育子女的責(zé)任。在社會和文化層面，體育活動通常涉及團(tuán)隊合作和社交互動，幫助青年建立廣泛的社會支持網(wǎng)絡(luò)，這些網(wǎng)絡(luò)在養(yǎng)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(guān)聯(lián)，這種生活方式獲得的社會正面認(rèn)同感也會提升他們的社會地位和自信心，進(jìn)而提升生育意愿。然而，過度訓(xùn)練和違禁藥物的使用可能對男性生殖健康產(chǎn)生負(fù)面影響，但在非競技性體育活動中青年們不太可能過度訓(xùn)練或使用違禁藥物。其次，體育參與增強(qiáng)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(jìn)身體健康、豐富休閑選擇，促進(jìn)心理健康與幸福感，同時也支持個人全面發(fā)展。這些因素綜合作用提升婚姻滿意度和主觀幸福感，進(jìn)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(nèi)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(xiàn)出較高的生育意愿，這種關(guān)系進(jìn)一步增強(qiáng)家庭的和諧與滿意度，形成正向循環(huán)。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(guān)系的重心發(fā)生變化，但作為社會基本單位，穩(wěn)定的家庭結(jié)構(gòu)和功能是提升生育意愿的重要基礎(chǔ)。從本質(zhì)上看，確保青年擁有充足的體育參與時間和穩(wěn)定的工作環(huán)境，對于創(chuàng)造有利的生育條件至關(guān)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(fā)展批判性思維，合理選擇和安排體育活動以維護(hù)健康和平衡的生活方式，最大化地發(fā)揮體育活動帶來的積極效應(yīng)，進(jìn)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(chuàng)造更多家庭互動，以提升青年人的生育意愿和家庭生活質(zhì)量。最后，體育參與在激勵不同青年群體生育意愿方面發(fā)揮關(guān)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(guān)研究結(jié)論一致[20]。究其原因：在許多文化中，體育活動常被視為展現(xiàn)男性氣質(zhì)的舞臺，獲得的社會認(rèn)同和地位提升增強(qiáng)男性的自信和責(zé)任感，進(jìn)而增加生育意愿。而女性雖然也得到認(rèn)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(jìn)行社交聯(lián)絡(luò)，減少生育機(jī)會成本對生育意愿的負(fù)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(yōu)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(qiáng)夫妻之間的身體健康，還能通過共同參與增強(qiáng)彼此的情感聯(lián)系和互動。良好的婚姻質(zhì)量提升夫妻雙方對未來共同生活的期待和規(guī)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(jīng)擁有一個或多個孩子，因育兒責(zé)任增加，體育活動更多地被視為健康維護(hù)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(zhǔn)備生育時這種健康投資提高他們的身體素質(zhì)和生育信心；二是高等教育往往伴隨著較大的學(xué)業(yè)和職業(yè)壓力。體育鍛煉可以有效減輕壓力、改善心理健康，增強(qiáng)對未來的樂觀態(tài)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(wǎng)絡(luò)和較高的社會地位。參與體育活動進(jìn)一步拓展這些網(wǎng)絡(luò)，在育兒過程中獲得更多資源支持，增強(qiáng)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(jié)論與建議5.1"結(jié)論本研究探討體育參與對已婚青年生育意愿的影響機(jī)制并得出以下結(jié)論：（1）參與體育活動的已婚青年表現(xiàn)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(guān)系中起中介作用；（3）男性、低齡和接受高等教育已婚