李粉+廖紅君

摘 要：（中）摘要利用中國家庭追蹤調查（CFPS）數(shù)據(jù)綜合刻畫中國城鎮(zhèn)居民的休閑狀況，并實證研究休閑對居民幸福感的影響。研究表明：收入仍是影響當代中國居民幸福感的重要因素，同時相對收入對幸福感的影響明顯大于絕對收入。休閑已成為影響居民幸福感的關鍵變量，且對城鎮(zhèn)居民幸福感的增進效應高于收入因素。這一結論即使在考慮休閑變量的內生性問題后仍然成立。增加休閑活動尤其是積極享樂型休閑的時間更能提升中國城鎮(zhèn)居民的幸福感。

關鍵詞：（中）關鍵詞幸福；休閑；收入

中圖分類號：（中）中圖分類號F061.3 文獻標識碼：A 文章編號：1000-4149（2018）01-0103-13

DOI：10.3969/j.issn.1000-4149.2018.01.010

Abstract：（英）摘要This paper studies the relationship of happiness to individuals leisure and income in Urban China using the survey data from China Family Panel Studies （CFPS） in 2010. We find that： 1） income is still one of the most important determinants of the Chinese urban residents happiness， but the effect of absolute income on happiness is less important than relative income； 2） happiness is associated with the quantity and the quality of leisure significantly， and the effect of income on happiness is not important as leisure. This finding is robust even when we solve the endogeneity of the leisurerelated variables； and 3） the positive and hedonic leisure activity is the better way to boost the urban residents happiness compared with other variables.

Keywords：（英）關鍵詞happiness； leisure； income

一、引言

國務院辦公廳2015年8月發(fā)布《關于進一步促進旅游投資和消費的若干意見》提出鼓勵“周五下午與周末”2.5天休假后，全民熱議不斷。熱議的原因顯而易見，中國人的休閑似乎越來越成為一種奢侈。根據(jù)2015年中央電視臺“中國經濟生活大調查”數(shù)據(jù)，除去工作和睡覺，55.1%的人群2014年每天休閑時間不足2小時，其中，24.5%的人群不足1小時，8.4%的人群無休閑時間。而與無暇休閑相對應的是連年下降的國民幸福感，調查同時顯示，2006年國民自感幸福的比例為59.1%，之后逐年下降，2010年為44.7%，2014年則僅為40%。

社會學和心理學研究均已證實休閑的時間和質量與幸福感密切相關[1]。而幸福作為近20年來經濟學研究的一個熱門領域也得到迅速發(fā)展[2]，研究者分別從個體因素、經濟因素、社會因素等多個角度對影響幸福的因素進行剖析和實證研究[3-5]。就經濟因素而言，自伊斯特林（Easterlin）1974年提出“幸?！杖脬Ｕ摗币詠恚延性S多文獻對幸福與收入的關系進行實證檢驗，利用截面數(shù)據(jù)得到的研究結論基本一致，即收入對幸福具有正向效應[6-8]。近年來，國內有關幸福感的研究也逐漸增多，與國外相似，國內相關研究也將大部分注意力集中于收入相關因素[9-11]。

標準的經濟學理論假定理性個體的福利依賴于由收入和閑暇決定的效用函數(shù)，在對幸福的研究中通常會將收入作為一個解釋變量，由閑暇引致的休閑因素卻很少被考慮。實證研究休閑與幸福感間關系的文獻較少，一方面可能是缺乏高質量大樣本微觀數(shù)據(jù)[12]，另一方面可能是由于研究者通常把收入當作消費的代理變量，認為收入越高則消費越高越好，即假定幸福感水平僅僅取決于消費量，而與消費結構無關[2]，因此閑暇時的休閑消費對幸福感的影響也通常被忽略。國內更是如此，這也可能是因為中國仍處于工業(yè)化和城市化中期階段，國家和民眾的精力仍然高度集中于經濟發(fā)展和收入提高，收入因素仍是影響生活質量乃至居民幸福感的最重要變量，而學術界的關注焦點也往往是現(xiàn)實熱點。眾所周知，休閑不僅關系到居民的工作滿意度和生活滿意度，而且影響居民的健康和社會資本水平，從而勢必影響人們的幸福感。問題是，對當代中國人來說，不同形式的休閑對幸福感有何不同影響？是休閑因素還是收入因素對幸福感的影響更大？這都需要更多的經驗研究給出答案。

本文并不探討休閑影響居民幸福感的具體途徑，而是嘗試回答如下問題：居民的休閑狀況對其幸福感的總體影響如何，對幸福感影響更大的是休閑因素還是收入因素，居民休閑的不同形式對其幸福感的影響有無明顯差異。前期已有學者采用其他國家的樣本做了類似研究，例如，霍恩（Hoorn）用跨國數(shù)據(jù)所做的研究顯示休閑對幸福感有正向影響[13]；迪萊爾（DeLeire）和卡利爾（Kalil）利用美國微觀數(shù)據(jù)實證研究多種消費對幸福感的影響，結果表明，只有休閑消費能顯著提高幸福感，并提出這可能是因為休閑所帶來的社會聯(lián)系而非休閑產品本身導致幸福感的提升[14]；王淼（Wang）和翁曼秋（Wong）的研究則表明休閑在自我實現(xiàn)和社交上的作用對個人幸福感有顯著的正面影響，但上網等休閑活動與幸福感負相關[12]。諾爾（Noll）和維克（Weick）研究了德國家庭的各類消費對幸福感的影響，研究結果顯示休閑和衣著消費能夠顯著提升居民的幸福程度[15]。國內對此問題的定量分析較少。為數(shù)不多的定量研究中，蔣獎和秦明等以北京市460名各行業(yè)在職中青年員工為研究對象，實證結果表明休閑活動會對個體的主觀幸福感產生積極的影響[16]；檀學文利用6個縣中487個農戶的抽樣調查數(shù)據(jù)分析農民的時間利用狀況對幸福感的影響，結果顯示包括各類閑暇時間在內的時間利用變量對農民幸福感沒有顯著影響[17]；宋瑞對休閑時間、收入、休閑活動參與、休閑消費支出與生活滿意度之間的關系進行了實證研究，結果表明，休閑活動參與和休閑消費支出對生活滿意度均有顯著的正面影響[18]。endprint

然而，休閑與幸福感的關系較為復雜[19]，已有研究對國民休閑與幸福感的關系進行的有益探索仍有些許不足，主要表現(xiàn)在：首先，除宋瑞的研究外，國內現(xiàn)有研究大多基于小范圍的問卷調查數(shù)據(jù)，而如果樣本容量不夠大，對休閑影響幸福感的估計將極可能出現(xiàn)偏誤，從而在一定程度上影響結論的可靠性。其次，現(xiàn)有研究并未對幸福模型中可能存在的遺漏變量偏差和聯(lián)立性偏差導致的內生性問題進行討論與處理，影響了結論的準確性。本研究試圖彌補以上不足，利用中國家庭追蹤調查（China Family Panel Studies，CFPS）數(shù)據(jù)2010年度的大樣本橫截面數(shù)據(jù)建立幸福模型，綜合考慮閑暇數(shù)量和質量兩個維度以考察居民的休閑和收入狀況對中國城鎮(zhèn)居民幸福感的影響。實證分析中，將工具變量引入有序Probit模型對內生性問題進行有效處理。

二、模型設定

1.基本模型

本文重點關注居民休閑活動對其自身幸福感的影響。我們用CFPS數(shù)據(jù)庫中提供的 “居民自評幸福感”即問卷中的問題“你覺得自己有多幸福？”（Happinessi）來衡量幸福感指標。答案選項為“非常不幸?！薄安恍腋！薄耙话恪薄靶腋！焙汀胺浅Ｐ腋！蔽鍌€等級，遵循文獻中常用的幸福感五分法，令Happinessi為定序變量，取值為1—5。根據(jù)維恩霍文（Veenhoven）的研究[20]，幸福感也指生活滿意度，我們將生活滿意度（Lifesat）作為幸福感的一種代理變量納入分析。生活滿意度的調查問題是：“您對自己生活的滿意程度？”答案選項采用五分法，1表示“非常不滿意”，5表示“非常滿意”。

以休閑時間作為代理變量。Xi為控制變量向量，包括四類變量，一是個體特征類變量，如性別、年齡、受教育程度、民族、婚姻狀況等人口統(tǒng)計學特征及其他個體特征因素，其中，健康狀況以居民自評健康為代理變量。二是經濟因素變量，如個人收入、就業(yè)狀況、地區(qū)虛擬變量等，其中，社會保障狀況以是否繳納養(yǎng)老保險表示，休閑消費支出變量用于檢驗在休閑消費支出不變的條件下休閑時長對居民幸福感的影響。三是社會比較變量，依據(jù)居民自我評價來定義其相對收入狀況和社會地位等級。四是社會環(huán)境變量，其中，公平狀況以是否遇到過性別歧視表示，治安狀況以是否遇到過財物被偷盜或搶劫表示。α、β為待估計參數(shù)，εi是誤差項。

2.模型的內生性

正如前面所述，影響幸福感的因素眾多，幸福模型中休閑變量極可能與某些不可觀測但會影響幸福感的因素相關，例如情商、消費習慣等，從而產生遺漏變量偏差。同時，休閑與幸福之間極有可能存在雙向因果關系從而引發(fā)聯(lián)立性偏誤，因而導致上述模型設定中存在內生性問題。具體而言，休閑變量包括閑暇時間長度、休閑活動頻次及休閑活動形式均可能影響到居民對自身的幸福感評價，這正是本文所要檢驗的因果關系。然而，閑暇利用的數(shù)量和質量也可能受到居民自身幸福感受的影響。例如，幸福感自我評價更高的居民可能更有興趣外出參與休閑活動，增加休閑頻次；而幸福感較低的居民可能對積極參與休閑活動興趣不足，或者由于自評幸福感較低使自己長期消極而影響工作狀態(tài)，進而影響到收入水平以致休閑頻率進一步降低，或是沉迷于消極休閑活動，使幸福感進一步降低，陷入惡性循環(huán)。為克服上述內生性問題，后面除利用Stata軟件對有序Probit模型進行極大似然估計以外，還引入工具變量對幸福方程做兩階段最小二乘（2SLS）估計以及工具變量有序Probit估計（IV Ordered Probit）以準確推斷休閑對居民幸福感的影響。作為比較，文中也展示普通最小二乘（OLS）的估計結果。

三、描述性統(tǒng)計分析

本文數(shù)據(jù)來自中國家庭動態(tài)跟蹤調查（CFPS），工具變量數(shù)據(jù)均源于《中國統(tǒng)計年鑒2011》。調查由北京大學中國社會科學調查中心組織實施，2008年在北京、上海、廣東開展探索性調查，2009年在此基礎上對三地測試跟蹤調查，2010年在全國（不含西藏、青海、新疆、寧夏、內蒙古、海南、香港、澳門、臺灣）正式實施，調查規(guī)模為16000戶，跟蹤調查個體、家庭、社區(qū)三個層次的數(shù)據(jù)。我們采用CFPS 2010年城鎮(zhèn)樣本的截面數(shù)據(jù)估計休閑對中國16歲以上城鎮(zhèn)居民幸福感的影響，剔除缺失值后得到14774個樣本。

CFPS數(shù)據(jù)顯示，2010年總體上有68.94%的城鎮(zhèn)居民認為自己幸?；蚍浅Ｐ腋＃?4.10%的居民感覺一般，有6.96%的居民感覺不幸福或非常不幸福。自評幸福感（Happiness）均值為3.935（幸福為4分），表明城鎮(zhèn)居民自評幸福感總體上接近“幸?！眳^(qū)間。

閑暇的定義有多種，本文參考紐曼（Newman）、泰（Tay）和迪安納（Diener）的研究將閑暇認定為工作（包括第一職業(yè)、兼職）之余從事其他活動的時間之和[22]，并結合CFPS問卷將閑暇按功能劃分為必要型閑暇，成長型閑暇和享樂型閑暇。其中，個人生活活動時間為必要型閑暇；學習培訓活動時間為成長型閑暇，娛樂休閑社會交往活動、其他活動和沒有活動的時間為享樂型閑暇。三類休閑中，享樂型休閑最受人們關注，我們也有興趣深入剖析享樂型休閑對居民幸福感的影響，并根據(jù)各類休閑活動對個人自我實現(xiàn)和社會聯(lián)系的作用將享樂型休閑劃分為積極享樂型休閑和消極享樂型休閑。表1是模型中主要變量的描述性統(tǒng)計情況。數(shù)據(jù)初步顯示，城鎮(zhèn)居民日均享樂型休閑時間為4.8個小時，而日均成長型休閑時間僅為0.07小時，較長的享樂型休閑時間在統(tǒng)計上對應較高的居民幸福感。

四、實證分析

1.區(qū)分功能的休閑對居民幸福感的影響

（1）普通有序Probit模型。

如前所述，若將閑暇認定為工作之余從事其他活動的時間之和，僅僅考察全部閑暇對居民幸福感的影響，勢必將各種休閑類型的影響混合在一起，從而無法得出令人信服的結論。本節(jié)采用有序Probit模型估計必要型、成長型和享樂型三類休閑對城鎮(zhèn)居民幸福感影響的結果（見表2）。估計結果顯示，第一，必要型閑暇和成長型閑暇對城鎮(zhèn)居民幸福感均沒有顯著影響。第二，居民的絕對收入和相對收入水平的上升均能顯著提高居民幸福感，且相對收入水平影響更大，體現(xiàn)居民幸福感受攀比效應的影響較重，收入仍是影響當代中國居民幸福感的最重要因素之一。endprint

第三，中部和東部城鎮(zhèn)居民的幸福感顯著高于西部地區(qū)。

估計同時顯示，無論是在單獨考慮享樂型閑暇（結果見表3）還是綜合考慮三類閑暇的情形，享樂型閑暇對幸福感的影響系數(shù)均在1%水平上顯著為正，意味著享樂型休閑在幸福感模型中扮演著非常重要的角色

本文還以生活滿意度為幸福感的代理變量進行穩(wěn)健性檢驗，估計結果與表3一致，限于篇幅不再列示。。為此，后面重點考察享樂型休閑對居民幸福感的影響。

（2）內生性的處理。

盡管基本模型的估計初步顯示三類休閑中，享樂型休閑對于居民幸福感具有最為顯著的促進作用，且對居民生活滿意度的穩(wěn)健性分析也得出一致結論，然而，考慮到享樂型休閑的性質，納入享樂型休閑的幸福模型中極有可能存在內生性問題。一方面，幸福感的影響因素眾多，雖然本文控制了個體特征、經濟因素等，但仍可能存在遺漏變量因而導致遺漏變量偏差；另一方面，享樂型休閑和居民幸福感之間可能互為因果，即享樂型休閑會促進幸福感提高，反之，幸福感越高可能越會促進居民參與享樂型休閑活動，而這將導致聯(lián)立性偏誤，休閑變量可能存在兩類內生性問題，這就意味著對有序Probit模型做極大似然估計得到的系數(shù)不具備一致性。

與以往幸福感的實證研究不同，本文試圖在有序Probit模型中引入工具變量以克服休閑變量的內生性問題。本文選取的第一個工具變量是“各省人均擁有公交車輛數(shù)（instru1）”，人均擁有公交車輛數(shù)越高，意味著出行越方便，則必要型閑暇時間越短，享樂型閑暇時間越長。因此我們推斷人均擁有公交車輛數(shù)與享樂型閑暇可能正相關。人均擁有公交車輛數(shù)可能通過居民休閑之外的途徑影響被解釋變量從而并非完全外生（例如日常交通工具選擇公交車的居民本身可能收入更低，從而幸福感較低），為此，我們在模型中控制個人收入、年齡、自評健康等因素，以努力消除人均擁有公交車輛數(shù)作為工具變量的內生性。采用的第二個工具變量是“各省文盲率（instru2）”。國家統(tǒng)計局于2008年進行的居民時間利用調查數(shù)據(jù)表明，隨著居民受教育程度的提高，休閑娛樂活動的參與率上升，且休閑娛樂的平均參與時間也有明顯增加[23]?？紤]到文獻中公認的教育對收入具有顯著提升作用，一個地區(qū)的文盲率越高可能意味著人均收入水平更低，從而休閑消費支出比重相對較低，同時也不利于提升居民休閑活動層次及形成良好的休閑習慣。據(jù)此推測這一工具變量與享樂型閑暇可能呈負相關關系。

文中采用多種方法檢驗工具變量的有效性：識別不足檢驗（underidentification test）顯示，Anderson LM統(tǒng)計量為68.864，在1%水平上顯著拒絕原假設“工具變量識別不足”，即工具變量與內生性變量相關；但即使不存在識別不足，仍然可能存在弱工具變量問題，弱工具變量檢驗（weak identification test）顯示 CraggDonald Wald F統(tǒng)計量為34.267，超過StockYogo檢驗的10%顯著性水平（19.93），拒絕“弱工具變量”的原假設；Sargan檢驗P值為0.857，表明不存在過度識別問題。

表3中列出普通有序Probit估計、2SLS估計和引入工具變量的有序Probit（IV Orderded Probit）估計結果，作為比較也將OLS的估計結果列出限于篇幅，表3、表4和表6中均僅列示休閑、收入等主要解釋變量對幸福感的影響估計結果。。2SLS估計和含工具變量的有序Probit估計結果顯示，考慮休閑變量的內生性問題并將工具變量引入模型以后，所估計出的享樂型休閑系數(shù)仍然在1%水平上顯著為正，表明享樂型休閑對于城鎮(zhèn)居民幸福感的提升作用的確具有穩(wěn)健性。與OLS和普通有序Probit估計相比，2SLS和IV Orderded Probit估計得出的享樂型休閑的系數(shù)值均有明顯提高，進一步說明如果不考慮幸福模型中休閑變量的內生性問題的確會使估計發(fā)生向下的偏誤。

（3）邊際效應分析。

由于有序Probit模型估計的享樂型休閑系數(shù)大小的含義不夠直觀，僅可用來辨識享樂型休閑對于城鎮(zhèn)居民主觀幸福感影響的方向和顯著性，因此需要進一步計算才能得出享樂型休閑對城鎮(zhèn)居民幸福感的邊際效應。當解釋變量x在均值處時，解釋變量x的單位變化對被解釋變量y取各值的概率為：

邊際效應的含義是指：解釋變量x變化一單位時，被解釋變量對應各值的概率變化。各解釋變量的邊際效應計算結果見表4，此處以我們最關注的解釋變量享樂型休閑為例來解釋邊際效應。如表4所示，當所有解釋變量取均值時，享樂型閑暇時間每增加1小時，能使居民自評“非常不幸福”“不幸?！焙汀耙话恪钡母怕史謩e下降約1.8%、1.5%、2.8%，而自我評價“非常幸?！钡母怕蕜t上升6.2%。因此，居民的享樂型休閑時間越多，幸福感就越高。對于一位其他各項條件處于平均水平的城鎮(zhèn)居民而言，增加享樂型休閑時間降低了其選擇“一般”及以下選項的概率，并且使選擇“非常幸?！钡母怕视邢鄬^大幅度的提升。綜合觀察各解釋變量的邊際效應可以看到，享樂型休閑是對居民幸福感提升影響較高的重要因素之一。

從表4可見，其他顯著的控制變量的估計結果與現(xiàn)有文獻一致[24-25]。具體而言，第一，從個體特征變量的影響來看，男性的幸福感比女性更低；居民的年齡與幸福感之間的關系呈“U”型曲線特征；隨著居民受教育年限的增加，幸福感顯著上升；而身為中共黨員更能使居民感到“非常幸福”；已婚有配偶的受訪者幸福感顯著高于無配偶者，婚姻使其感到“非常幸?！钡母怕噬仙?3%；自評健康狀況越差，幸福感則越低。第二，從社會環(huán)境變量看，社會公平狀況和治安狀況對居民幸福感有顯著影響，曾遭遇過性別歧視或財務被盜搶的居民幸福感明顯降低。第三，從社會比較變量看，個人自評社會等級地位每上升一等，幸福感提高約5%。自我評價收入比他人更高的居民，其自評非常幸福的概率也高出3個百分點。值得注意的是，當結合觀察經濟因素變量的影響時，可以發(fā)現(xiàn)，對于當代中國的城鎮(zhèn)居民來說，相對收入對于其提升幸福感的影響較絕對收入更大，中國人的幸福感在相當程度上建立在跟他人進行比較的基礎上。endprint

2.積極享樂型休閑和消極享樂型休閑對幸福感的影響

如前面估計結果所示，享樂型休閑是對居民幸福感提升影響較高的因素之一，其對居民幸福感的影響僅次于婚姻狀況。然而CFPS數(shù)據(jù)顯示，城鎮(zhèn)居民用于消極享樂型休閑的時間長于積極享樂型休閑，因此，前面得到的享樂型休閑對居民幸福感的邊際影響極可能會因為將積極休閑和消極休閑混合在一起而被低估。從受訪居民每天參與享樂型休閑活動的情況來看，每日平均時間最長的前三種休閑形式是看電視、社會交往和上網，且觀看電視的時間遠遠高于其他休閑活動時間。在閑暇時間看電視、閱讀、外出就餐的居民比例分別占到89.7%、36.9%和28.2%，參與頻次位列前三的休閑活動是看電視、閱讀和鍛煉。但無論從人們的親身感受還是文獻中的估計結果來看，看電視和上網等休閑活動對居民幸福感均可能會有負面影響[26-27]。

紐嘉頓（Neugarten）認為增加從事某種具有愉悅感活動的頻次，將會帶來更好的幸福體驗[28]，勞埃德（Lloyd）也認為休閑滿意度對生活質量的貢獻很大程度上取決于休閑參與的頻率[29]。休閑滿意度不僅與閑暇的時間長短和休閑活動頻次有關，更可能取決于怎么利用閑暇。因此，研究休閑對幸福感的影響，不能僅研究休閑的數(shù)量，更要研究休閑的質量[30-31]。作為比較，本文也采用休閑活動頻率來估計各種享樂型休閑活動對城鎮(zhèn)居民幸福感的影響。

表5顯示，鍛煉身體和社會交往的時間和參與頻次對幸福感有顯著的正向影響，而看電視和上網時間對幸福感的影響不顯著。根據(jù)休閑活動對自我實現(xiàn)和社會聯(lián)系的作用，我們將閱讀、鍛煉身體、旅游、社會交往等納入積極享樂型休閑（actleis）；看電視、上網、打游戲等歸為消極享樂型休閑（pasleis），則可以推斷積極休閑和消極休閑對幸福感的影響應該有很大不同，消極享樂型閑暇更可能帶來生理愉悅而非心理滿意，從而造成更多的負面情緒，影響幸福感的提升。為驗證這一推斷，本節(jié)利用有序Probit模型實證分析積極和消極享樂型休閑對城鎮(zhèn)居民幸福感影響的差異。同時，不同收入水平的居民對待積極享樂型休閑的態(tài)度不同，可能導致對積極享樂型休閑給其帶來的幸福感產生影響，我們將收入與積極享樂型休閑變量的交叉項加入模型，以觀察不同收入水平居民的差異。

表6第（1）和（2）列分別用有序Probit模型估計工作日和休息日中享樂型休閑對幸福感的影響，第（3）列不區(qū)分工作日和休息日。結果顯示，無論是否區(qū)分工作日和休息日，積極享樂型休閑對居民幸福感都有顯著提升作用，且若在工作日進行，其對幸福感的作用比休息日要大；消極享樂型休閑對居民幸福感有負面影響，但表現(xiàn)并不顯著。這意味著，城鎮(zhèn)居民可能存在溫格霍伊斯（Vingerhoets）所提出的閑暇?。↙eisure sickness），即雖然閑暇時間增多，但不能有效利用閑暇時間以提高生活質量，最終導致對幸福感產生消極效應[32]。

如前所述，享樂型休閑變量具有明顯的內生性問題，而初步估計結果使得我們更加關注積極享樂型休閑對幸福感的影響，表6第（4）和（5）列仍然以“各省人均擁有公交車輛數(shù)”和“各省文盲率”作為工具變量對第（3）列的普通有序Probit模型進行估計。估計結果表明，在考慮內生性問題后，積極享樂型休閑對幸福感的影響顯著增大，不考慮模型的內生性的確會低估休閑變量對幸福感的影響。交叉項的系數(shù)顯著為負表明，收入水平越高，積極享樂型休閑給城鎮(zhèn)居民帶來的幸福感越低，這可能是由于收入水平較高的居民認為其參與積極享樂型休閑的機會成本過高所致。

表7中僅列出積極享樂型休閑、絕對收入、相對收入三個變量的邊際效應，其中，積極享樂型休閑的邊際效應已經在城鎮(zhèn)居民樣本年收入均值處剔除交叉項的影響。，可以發(fā)現(xiàn)，當所有解釋變量取均值時，積極享樂型閑暇時間每增加1小時，能使居民自評“非常不幸?！薄安恍腋！焙汀耙话恪钡母怕史謩e下降約5.4%、3.3%、4.7%，而自我評價“幸?！焙汀胺浅Ｐ腋！钡母怕蕜t分別上升0.6%、12.8%。因此，對于一位其他各項條件處于平均水平的城鎮(zhèn)居民而言，增加積極享樂型休閑時間能夠使自身感覺“非常幸?！钡母怕视邢喈敶蠓鹊奶嵘?，這

一邊際效應是未將休閑變量區(qū)分積極和消極時的兩倍以上，居民的積極享樂型休閑可以非常明顯地提升幸福感。而將目光轉向傳統(tǒng)上被認為是對居民幸福感最重要的收入因素時，則會發(fā)現(xiàn)，相對收入的影響比絕對收入的影響要大，但比積極享樂型休閑的效應要小得多。因此，對于當今一位各項條件處于平均水平的居民來說，提升自身幸福感的最有效方式是進行積極享樂型休閑。這與已有研究結論具有一致性，與人口統(tǒng)計學特征因素、經濟因素等相比，休閑對其幸福感的影響更為顯著[33]。

五、結論及政策含義

本文利用2010年中國家庭追蹤調查數(shù)據(jù)，就休閑活動的數(shù)量和質量兩個維度綜合刻畫了中國城鎮(zhèn)居民的休閑狀況，實證研究休閑對居民幸福感的影響。研究結果如下。

第一，城鎮(zhèn)居民休閑質量令人堪憂。表現(xiàn)在：就休閑消費支出而言，城鎮(zhèn)居民人均休閑消費支出僅占到全部消費支出的2.2%；從休閑時間來看，將閑暇分為必要型閑暇、成長型閑暇和享樂型閑暇時，城鎮(zhèn)居民日均享樂型休閑時間為4.8個小時，而日均成長型休閑時間僅為0.07小時。若進一步將享樂型休閑進行區(qū)分則會發(fā)現(xiàn)，城鎮(zhèn)居民人均用于消極享樂型休閑的時間約為積極享樂型休閑的三倍。休閑對提升幸福感至關重要，但二者關系錯綜復雜。休閑滿意度是影響居民幸福感的重要因素之一，而休閑滿意度不僅與閑暇的時間長短和休閑活動頻次有關，更可能取決于怎么利用閑暇。居民不能有效利用閑暇時間，即較低的休閑質量，意味著中國要邁入休閑經濟時代尚需付出巨大努力。

第二，引入工具變量后的有序Probit估計結果仍表明，休閑對居民的幸福感具有顯著影響。收入仍是影響當代中國居民幸福感的主要因素之一，而且相對收入對幸福感的影響明顯大于絕對收入。這意味著，盡管當前中國經濟已經實現(xiàn)持續(xù)數(shù)十年的快速增長，城鎮(zhèn)居民平均收入水平也遠高于農村居民，但與發(fā)達國家相比，社會保障及福利水平仍有相對較大的上升空間，不斷提高可支配收入水平才能在平均消費傾向長期偏低的狀態(tài)下提高居民消費支出進而提高休閑消費支出。同時，為實現(xiàn)人民幸福，深化收入分配改革的重點應著力于縮小收入差距。endprint

第三，休閑已成為影響居民幸福感的關鍵變量，且對城鎮(zhèn)居民幸福感的增進效應高于收入因素。增加休閑活動尤其是享樂型休閑的時間能夠顯著提升中國城鎮(zhèn)居民的幸福感，其中，進行積極休閑更可能提升居民幸福感，而消極休閑對居民幸福感有消極作用。鑒于休閑變量可能存在的內生性問題，實證分析中通過在有序Probit模型中引入工具變量以獲得其邊際效應的可靠估計。結果表明，當所有個體特征因素等解釋變量取均值時，居民的享樂型閑暇時間每增加1小時，其自評“非常不幸?！钡母怕示蜁陆?.8%，感覺“非常幸?！钡母怕蕜t上升6.2%；積極享樂型閑暇時間每增加1小時，能使居民自評“非常不幸?！钡母怕氏陆导s5.4%，而自我評價“非常幸福”的概率可上升12.8%。因此，對于一位其他各項條件處于平均水平的城鎮(zhèn)居民，增加積極享樂型休閑時間能夠使自身感覺“非常幸?！钡母怕视邢喈敶蠓鹊奶嵘@一邊際效應是未將休閑變量區(qū)分積極和消極時的兩倍以上，居民的積極享樂型休閑可以非常明顯地提升幸福感。同時，城鎮(zhèn)居民也可能由于消極享樂型休閑時間過長而產生“閑暇病”，最終導致對幸福感產生消極效應。

值得引起重視的是，休閑對城鎮(zhèn)居民幸福感的增進效應高于收入。當把目光轉向傳統(tǒng)上被認為是對居民幸福感最重要的收入因素時，本文發(fā)現(xiàn)，相對收入的影響比絕對收入的影響要大，但比積極享樂型休閑的效應要小得多。因此，對于當今一位各項條件處于平均水平的居民來說，提升自身幸福感的最有效方式是進行積極享樂型休閑。

本文豐富了幸福感的研究文獻，也量化了人們對如何休閑問題的認識，但由于數(shù)據(jù)所限，無法判斷休閑對居民幸福感影響的變動狀況。自1995年以來，雙休日制度已實施超過20年，中國國民的法定節(jié)假日也已大大增多，然而，中國人的“忙”卻已為世人公認。是什么阻礙了國民享受高質量的休閑？限于發(fā)展中國家的國情、國民收入水平、高昂的休閑產品費用、休閑教育缺失以及帶薪休假制度難以全面落實等因素，國民休閑無論從數(shù)量上還是質量上尚需大力提升，未來除提高國民收入、縮小收入差距外，需要進一步落實帶薪休假制度，推行國民休閑教育，改變政府公共支出結構，發(fā)展休閑服務業(yè)，從供給和需求兩側著手引導居民改變消費習慣。

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[責任編輯 責任編輯劉愛華，方 志]endprint