中年人群的年龄界定：基于生理机能下降特点及锻炼意识的共同作用，中年人群的体质处于成年人中相对较差的层面，世界卫生组织于1991年将45~59岁年龄段界定为中年人，而我国将生物学年龄35~60岁作为中年人的年龄界限^{[6, 15]}. 为获得全面可靠的样本数据，同时又考虑到本课题的研究实际，本研究认为目前中学生的年龄一般为12~18岁，故其父母的年龄一般为35~50岁，基于这一思路，本研究取样设计如下：从成都市17个区县随机抽取8个区县，根据8个区县体育局提供的学校特点，在每个区县选3所中学(必含初中)，每个学校的每个年级随机抽取一个班(即每个学校6个班，那么每个区县6×3=18个班，8个区县共计144个班)作为调查范围. 问卷设计好后，将问卷交学生带回家由父母分别填写，从而获取本研究所需的样本数据.

1) 问卷设计及内容  本研究采用结构式问卷，收集被试的运动参与现状、行为、制约因素等信息. 问卷共分5个部分.

① 人口学资料：性别、年龄、职业(含就业状况)、教育程度、婚姻状况及夫妻感情等；②工作特质：是否在工作、每周工作时数、工作性质是否需走动或搬动物品；③健康行为变量：吸烟状况(未吸烟者、有吸烟者、已戒烟者)、蔬果摄取、体质指数(BMI)、运动认知等；④目前患慢性疾病项数与日常生活行动(activity of daily living，ADL)困难状况等信息；⑤运动行为：每周运动次数、每次运动持续时间、最常做的运动、无规律运动的原因.

2) 问卷效度与信度  问卷终稿形成后，聘请12位国内学校体育学领域专家对问卷效度进行打分评价(按百分制)，每道题平均得分超过87.7分说明效度尚可；采用重测法验证信度，2份问卷的2次测试时间间隔15天；最后汇总发现2次测试答案一致性较高，可靠性系数均值达0.89.

3) 问卷发放与回收  由体育教师将问卷交与学生，学生将卷带回家庭交由父母单独填写(附：离异家庭也得填写，孤儿例外)，共发放问卷16 000份，回收后，剔除无效问卷171份(剔除标准主要指性别不详、关键问题不答者)，最终获有效卷15 457份. 调查时间为2019年9月10日至2019年11月10日.

人类身体活动可分为4种：①居家性质身体活动，如打扫房子、照顾家人等；②工作性质的身体活动，如搬运重物等；③通勤性身体活动，如走路、骑自行车；④运动性身体活动. 如慢跑、游泳、园艺活动等. 本研究只针对第四种情形的运动行为将受查区分为规律及非规律运动者. 方法如下：问卷设计时遵循国民健康经典调查表中有关运动状况的测量，首先询问受访者于过去2个星期中是否有做过任何运动(如跑步、打拳、或跳舞等)，如果受访者表示有，则接着询问他最常用的3种运动，每种运动所做的次数，每次做的时间以及是否会感到呼吸急促(包括没什么变化、呼吸轻微加快、有喘气现象以及上气不接下气等选项)；并参照先前学者对规律性身体活动建议量^[16-18]，将受查者运动行为区分为：①规律运动者：过去2周内每周从事至少3次(含3次)以上，每次运动时间不少于40 min；②非规律运动者：过去2周每周至少1次及以上3次以下，每次活动时间不少于30 min；③不运动者：指过去2周1次体育活动也没有. 本研究在数据处理过程中将非规律运动者及不运动者合并，统称为非规律运动者.

采用SPSS13.0统计软件进行分析，主要变项分析按男、女性别区分，双变量分析主要采用Crosstabs列联分析，用于探讨影响中年人运动行为的社会学人口学、健康行为与健康状况间的关联；影响规律运动行为的关键因素采用二项分类logistic回归方法：以中年人运动行为结果为变量(Y变量)，它包含2个类别，即规律性运动者和非规律运动者. 所有显著水平设为a=0.05作为参考值.

表 1显示：①运动参与行为存在显著的性别差异(X²=175.50，p=0.000)，表现为女性规律运动者比例显著高于男性；②运动参与行为存在明显的年龄差异(X²=839.69，p=0.000)，表现为年龄大于45岁者拥有更高的规律运动参与比例；③运动参与行为存在明显的学历差异(X²=218.25，p=0.000)，表现为高学历者规律运动参与的比例更高；④运动参与行为受工作型态的影响(X²=698.46，p=0.000)，表现为坐式工作方式其规律运动者比例更高；⑤运动参与行为受职业类型的影响(X²=124.12，p=0.000)，规律运动者中机关和事业单位干部(含老师)占有较高比例；⑥运动参与行为受家庭状况的影响(X²=24.48，p=0.000)，表现为双亲家庭中规律运动者中占据绝对优势.

表 2显示：①不同运动参与行为者其参与频次差异具有统计学意义(X²=199.76，p=0.000). 规律运动者中，高频次者占比例较高，≥3次/周者占36.3%，而非规律运动者中，0次/周占的比例高(42.5%)；②不同运动参与行为者其爬楼习惯差异具有统计学意义(X²=176.15，p=0.000)，表现为规律运动者中，有爬楼习惯者高达86.9%，而非规律运动者这个比例只有78.2%；③不同运动参与行为者其体质量状况差异具有统计学意义(X²=258.62，p=0.000)，规律运动者中体质量正常者占86.9%，而非规律运动者中这项比例降为78.2%；④不同运动参与行为者是否抽烟差异具有统计学意义(X²=391.47，p=0.000)，规律运动者中有抽烟行为只占18.7%，而非规律运动者中这项比例高达33.7%；⑤不同运动参与行为者其力量训练差异具有统计学意义(X²=433.61，p=0.000)，规律运动者中平常注重力量训练的比例为17.7%，而非规律运动者中这项比例只占6.9%；⑥不同运动参与行为者其日常蔬菜水果摄入情况差异具有统计学意义(X²=344.86，p=0.000)，规律运动者中能确保每天足够蔬果摄入者达61.4%，而非规律运动者中这项比例只有45.8%；⑦不同运动参与行为者其罹慢性疾病差异具有统计学意义(X²=517.14，p=0.000)，规律运动者中未患慢性病者比例高达85.9%，而非规律运动者中这项比例降为69.4%.

影响运动参与行为的社会人口学、健康行为与健康状况因素众多，本研究采用多变量logistic回归分析方法，引入工作型态、教育程度、个人年收入等14个有效因素预测男、女性运动行为，其具体指标见表 3.

本研究采用大样本对成都市中年居民运动参与现状及影响因素展开了全面调研，探寻该地区中年居民运动参与不足的原因，研究依照国内外学者“有关身体活动建议量”对调查对象的运动行为进行分类^[19-22]，目的是增加本研究结果的国际比较性，为后续学者研究社区居民的运动行为提供参照.

成都市中年居民规律运动参与率(35.5%)显著低于同年龄段国内经济发达地区及发达国家水平^{[4, 6, 22]}. 参与者存在显著的性别、年龄、文化水平、工作型态、工作种类等差异，表现为女性明显好于男性. 从35~50岁年龄特征看(分3个层次)，运动参与率呈中间低两头高的“U型”线，低谷点对应年龄段为40~45岁，这个年龄段恰恰是城镇居民创业与建立家庭后关键期，其深层原因有待于深入研究.

调查结果发现，成都市中年居民运动参与率与其教育程度呈正向关联，以“小学及以下”文化水平作为基比，拥有“大专及本科”的男性参与优势为OR=1.29，女性达OR=1.41，这与其他文献研究成果类似^[23-24]. 究其原因可能是教育程度高者更有机会接受到相关的医疗保健信息，对运动有益于健康的理解更深刻；但随着学历水平的上升(硕士及以上)，男性运动参与优势并不明显，女性反而呈下降趋势，拥有高学历(硕、博)的女性其运动参与反而不如本科学历者，这一现象值得进一步分析. 从工作型态看，许多人认为自己的“工作性质本身就是一种运动”，因而下班后将运动参与看成多余. 本研究以上班“需要搬动货物”的群体为基比，发现完全处于“坐式”的工作者中，女性参与运动的优势OR=1.49，男性OR=1.51，这充分证明成都居民的工作型态对其运动参与影响很大.

调查发现，有规律运动的市民罹患慢性疾病的比例明显低于无规律运动者，以患“≥2项”慢性病作为基比，有规律运动者“没有”疾患的优势，男性OR=1.55，女性OR=1.85，显然，规律运动者体质优势突显，且女性似乎从运动中得到更多的好处. 居民饮食习惯与其规律运动亦紧密相关，以蔬果“摄入不足”为基比，规律运动者中“摄入充足”者，男性OR=1.38，女性OR=1.91，这充分肯定规律运动者更注重饮食结构调整，且女性的表现优于男性. 吸烟状况与其运动参与亦高度相关，以“吸烟或戒烟”群体为基比，“未吸烟者”运动参与更具优势，其中男性OR=1.60，女性OR=1.53.

另一方面，有规律运动者中，具有“爬楼梯”习惯者(86.9%)明显高于无规律运动者(78.2%)，这个比例显著高于Stieb等^[25]的调查结果. 这与近几年成都市政府及卫生部门积极推行“爬楼梯活动”有关. 就体质量状况看，规律运动者中的正常体质量者男性OR=1.57，女性OR=3.13，说明有规律运动能让肥胖或超重者实现逆转，且在女性身上收到的效果更加突出，这亦左证了众多学者的研究观点，规律运动有利于提高能量消耗，达到控制体质量的目的^[26-27]. 此外，规律运动对失能状况或身体功能障碍康复亦有正向效益，在受试者ADL自感困难中，规律运动者中“没有”任何障碍者，男性OR=1.30，女OR=1.44，这与先前部分学者的研究结果接近^{[22, 24, 28]}.

将成都市中年居民个体年均收入作为影响因素，以“≤4万元/年”作为基比，当收入增加至“4~6万/年”，男、女运动参与情形并无明显变化，当年收入增至“6~8万元/年”，男、女成为规律运动者优势快速提升为男OR=1.25，女OR=1.26，而当个人收入继续增加时，年收入“8万元以上/年”，男性成为规律运动者优势猛增至OR=1.67，而女性却并没有明显的增加(OR=1.29). 这一结果充分肯定个人年收入较高的男性更可能成为有规律性运动者，而女性虽有类似的倾向，但却与男性有一定差异.

中年居民运动参与率低是否与婚姻状况有关目前尚无一致性结论，但有研究发现双亲家庭有助于增加个人的运动参与机率，但也有研究显示无此关联性^[29]. 本研究结果显示，以单亲家庭为基比，双亲家庭中男、女成为规律运动者的优势特别明显，男性OR=1.47，女性OR=1.96. 也就是说成都市中年居民，若处于完整的双亲家庭中，伴侣间相互提醒与支持就有可能大大提升运动参与率，这与罗炯等人^[30]的调查结查类似.

本研究以家庭“有学龄儿童”为基比，“没学龄童”的家庭，父、母个人成为规律运动者机率分别提升至1.45倍及3.47倍；以“2个及以上”老人数为基比，家里需照料老人数目降为“1人”，则父、母个人成为规律运动者的机率分别提升至1.30倍及1.67倍，若家里不存在需要照顾的老人(“0人”)，则父、母个人成为规律运动者的机率分别提升至1.73倍及4.10倍；以每日家务耗时“≥4 h”为基比，若家务耗时降为“≤2 h”，那么父、母个人成为规律运动者的机率分别提升至1.67倍及3.72倍. 可见，时间约束是制约成都市中年人群活动量不足的关键因素. 有研究^[31-32]认为抚养照顾孩子及关照亲属对运动参与呈显著负相关，本研究的结果完全验证了这一结论. 另一个重要发现是在家庭时间约束方面，成都市中年女性优势比及增幅明显高于男性，可见，目前成都市中年男女尽管都面临强大的“家庭时间约束”，但中年女性在对孩子、老人关怀及家务劳作等方面可能要承担比男性更多的责任，这与国外一些相关的家庭关系研究结论有很大出入^[33-34]，其深层原因值得进一步深入研究.

认知是人的行为基础，它通过感知、领悟、推理等过程得以实现. 城市居民对规律性健身锻炼价值的认知水平在一定程度上反映该城市居民的整体素质，因而成为众多学者研究的重点. 本研究发现，以“运动对健康无益”作为基比，持运动对健康有“较多益处”者，其男、女成为规律运动者的机率分别提升至1.39及1.67倍. 可见相关职能部门应多渠道、多方位、多形式向居民传播、普及体育锻炼知识、技能、方法，提高居民对体育健身价值的认知.

从健身场所条件看，本研究以居民去健身场所路上耗时“≥20 min”为基比，结果发现若耗时在“10~20 min”之间，男、女成为规律运动者的机率分别提升至1.30倍及1.51倍；若耗时“≤10 min”，男、女成为规律运动者的机率分别提升至1.56倍及2.02倍. 可见，目前成都市中年居民，他们想要成为规律运动者，却非常关心去运动场锻炼时路途耗时问题，故有关部门在布局健身场地设施等环境条件时，应考虑距离居民尽更近的原则，这一研究结果也左证了安装于居民附近的健康场地设施数目与运动参与呈正相关的观点^[35-37].

成都市中年居民运动参与受性别、年龄、文化水平、工作型态、工作种类等因素的影响，其中年龄40~45岁的人群参与率最差；经常参与运动的中年居民中，表现出更低的慢性疾患、更低的抽烟率、更低的肥胖或超体质量、更低的ADL困难率及更高的爬楼梯率；运动认知、健身场所分布、收入状况、家庭结构、学龄儿童状况、照料老人及家务劳动等同样制约着中年人的运动参与，但这些制约因素似乎对女性更加不利.