社交抑或?qū)W習(xí)

摘要：人作為“社會動物”，社交是重要的活動之一，在空閑時間尤其如此，而作為社會壓力的承載體，空閑時間進行學(xué)習(xí)，以提升能力、充實自身，也是普遍現(xiàn)象。利用2015年度中國綜合社會調(diào)查的數(shù)據(jù)，分析了這兩種空閑活動背后的社會及經(jīng)濟驅(qū)動模式，實證結(jié)果顯示，教育程度、父輩教育程度提升了主體成為學(xué)習(xí)型的概率，降低了主體成為社交型的概率。

關(guān)鍵詞：社交；學(xué)習(xí)；空閑活動；計量經(jīng)濟分析

對空閑活動的研究，國外已經(jīng)開展很久了，“在20世紀50年代發(fā)展起來的閑暇時間經(jīng)濟理論，基于閑暇配置開拓了勞動經(jīng)濟學(xué)的新視角。在肯定閑暇替代效應(yīng)的基礎(chǔ)上，該理論開創(chuàng)性地分析了閑暇對工作的互補效應(yīng)，從家庭經(jīng)濟學(xué)和時間配置研究方面揭示了閑暇的微觀經(jīng)濟效應(yīng)”。盧春天、成功（2014）從社會分層角度研究了閑暇活動的分層現(xiàn)象，他們認為“無論是主觀還是客觀社會分層在閑暇活動上也體現(xiàn)出階層化的趨勢，而且這一趨勢有著一定的相似性；教育程度、主觀社會階層自我評價等變量對總的閑暇活動頻次有著顯著影響，而且教育程度的影響最大”。

本研究選取了兩種空閑活動——社交與學(xué)習(xí)進行比較，試圖揭示這兩種空閑活動的驅(qū)動模式的異同。之所以選擇社交，是因為人作為“社會動物”，社交是其重要的活動之一，在空閑時間更是如此，社交是維系感情、交換信息，乃至身份顯示、階層維護的重要手段，之所以選擇學(xué)習(xí)，是因為人承載著求學(xué)、工作、家庭等等壓力，空閑時間學(xué)習(xí)，提升能力、充實自身，也是普遍現(xiàn)象。對于“下里巴人”的社交與“陽春白雪”的學(xué)習(xí)，探究各自背后的社會及經(jīng)濟驅(qū)動模式，正是本研究的目的。

本文余下部分這樣安排：第一部分，從人口學(xué)特征和社會經(jīng)濟屬性兩方面的統(tǒng)計層面，對從事這兩種活動的主體進行對比，第二部分，分別建立社交和學(xué)習(xí)的二元邏輯斯特計量模型，第三部分，利用2015年度中國綜合社會調(diào)查數(shù)據(jù)（下文簡稱CGSS2015），實證分析兩種活動驅(qū)動模式，并進行比較。最后，總結(jié)研究發(fā)現(xiàn)。

一、兩種活動的統(tǒng)計特征比較

CGSS2015的A31詢問受訪者在過去一年中是否經(jīng)常在空閑時間做下面的事情——社交/串門、休息放松、學(xué)習(xí)充電，從事以上三種活動的頻率選項包括：1.從不；2.很少；3.有時；4.經(jīng)常；5.非常頻繁。對社交、串門選擇4或5的受訪者并且對學(xué)習(xí)充電不選擇4或5的受訪者，我們定義他（她）為社交型，對學(xué)習(xí)充電選擇4或5的受訪者并且對社交、串門不選擇4或5的受訪者，我們定義他（她）為學(xué)習(xí)型。CGSS2015顯示，國人重社交輕學(xué)習(xí)，社交型人群占比25.12%，學(xué)習(xí)型人群占比7.94%。

我們從性別、年齡、民族三個人口學(xué)特征和教育程度、家庭收入、主觀社會分層、父輩教育程度四個社會經(jīng)濟特征，對從事兩種活動的主體進行比較。CGSS2015中，教育程度從1 排列到13，1代表沒有受過任何教育，13代表研究生及以上。同樣，父母在子女14周歲時的教育程度也是從1排列到13，我們?nèi)「赣H和母親的教育程度的最大值，用其衡量父輩的教育程度。CGSS2015的A62詢問受訪者家庭在2014年的全年總收入，之所以選擇家庭收入而非個人收入，一方面因為，部分受訪者尚未獲取收入，另一方面，空閑活動往往是家庭性或者具有家庭傳統(tǒng)的。CGSS2015的A431請受訪者評價自己所處社會等級，從1排列到10，我們用A431衡量受訪者的主觀社會分層。

表1展示了兩種類型主體的統(tǒng)計特征。

學(xué)習(xí)型人群的男性占比顯著高于社交型人群。學(xué)習(xí)型人群年齡均值較社交型人群小將近11歲，這并不難理解，求學(xué)者、在職者的年齡往往低于工作者、退休者。學(xué)習(xí)型人群教育程度均值比社交型人群教育程度均值高——總體上，社交型人群的教育程度為初中，而學(xué)習(xí)型人群的教育程度接近大學(xué)專科（成人高等教育）。而社交型人群的父輩教育程度接近小學(xué)，學(xué)習(xí)型人群則接近職業(yè)高中。兩種活動主體的主觀社會分層差別不大，但家庭收入差別很大，社交型家庭收入均值為73051.25元，學(xué)習(xí)型家庭收入均值為100743.4元，并且前者的標(biāo)準差是后者的2.07倍。

二、兩種活動的社會經(jīng)濟驅(qū)動模式

在這一部分，我們對兩種活動構(gòu)建二元邏輯斯特（logit）模型，發(fā)現(xiàn)并比較驅(qū)動這兩種活動的社會經(jīng)濟模式。我們選取教育程度、父輩教育程度、家庭收入、主觀社會分層、性別、年齡、民族作為模型的解釋變量，用以解釋一個受訪者是社交型（學(xué)習(xí)型）的概率。

為了消除教育膨脹的影響，我們對受訪者本人的教育程度以及父輩的教育程度進行了以出生年代為分組依據(jù)的中心化處理。

表2 匯總了解釋變量的名稱、意義、屬性。

三、模型的回歸及解釋

家庭收入并不是驅(qū)動這兩種空閑活動的因素，在表4和表5 中，家庭收入的勝算比均為1，當(dāng)然這是近似的結(jié)果，意味著，家庭收入的變動不影響成為社交型或者學(xué)習(xí)型的概率，這兩個勝算比都沒有通過顯著性檢驗。

主觀社會分層既驅(qū)動了社交型空閑活動，也驅(qū)動了學(xué)習(xí)型空閑活動，該變量在表4 、表5中均顯示了大于1的勝算比，且都通過了顯著性檢驗，主觀社會分層提高一層，受訪者是社交型的概率上升0.018，而受訪者是學(xué)習(xí)型的概率上升0.003。

回歸結(jié)果顯示，男性更可能是學(xué)習(xí)型，而女性更可能是社交型，表4 的性別變量勝算表為0.883，意味著男性是社交型的概率是女性的0.883倍，表5的性別變量的勝算比為1.480，說明男性是學(xué)習(xí)型的概率是女性的1.48倍，這兩個勝算比都通過了顯著性檢驗。

表4的民族變量的勝算比為0.720，表5的民族變量的勝算比為0.623，并且都通過了顯著性檢驗，意味著少數(shù)民族相對于漢族，既可能是社交型，也更可能是學(xué)習(xí)型，教育程度、父輩教育程度、年齡這三個變量驅(qū)動了主體在社交和學(xué)習(xí)之間進行選擇，表4和表5中，這三個變量的勝算比呈現(xiàn)了相反方向——社交型模型的教育程度、父輩教育程度反向影響社交概率，即隨著教育程度、父輩教育程度的提升，主體成為社交型的概率下降而學(xué)習(xí)型模型的教育程度、父輩教育程度正向影響學(xué)習(xí)概率，即隨著教育程度、父輩教育程度的提升，主體成為學(xué)習(xí)型的概率上升；社交模型的年齡正向影響社交概率，即隨著年齡上升，主體成為社交型的概率上升，學(xué)習(xí)型模型的年齡反向影響學(xué)習(xí)概率，隨著年齡上升，主體成為學(xué)習(xí)型的概率下降。除了社交模型的父輩教育程度之外，這三個變量在兩個模型中都通過了顯著性檢驗。

結(jié)論

計量模型的回歸結(jié)果，支持了我們對社交型空閑活動的“下里巴人”及對學(xué)習(xí)型空閑活動的“陽春白雪”的判斷——學(xué)習(xí)型主體顯然擁有對教育的更高的要求，并且他們父輩的教育程度向他們傳遞了文化資本。但是，社交模型的準擬合優(yōu)度僅為0.022，遠低于學(xué)習(xí)型模型的0.178，這意味著，在中國，教育程度、父輩教育程度、主觀社會分層對主體的學(xué)習(xí)型空閑活動的概率解釋力較強，而對主體的社交型空閑活動的概率解釋力很弱，因此需要挖掘解釋國人熱衷社交的其他原因。

參考文獻：

[1]魏翔，呂騰捷.閑暇時間經(jīng)濟理論研究進展[J].經(jīng)濟學(xué)動態(tài)，2018（10）

[2]盧春天，成功.社會分層視野中的城市居民閑暇活動——基于2010中國綜合社會調(diào)查的實證分析[J].青年研究，2014（03）

作者簡介：

劉翔宇，男，遼寧大連人，德國特里爾大學(xué)經(jīng)濟學(xué)碩士，經(jīng)濟學(xué)副教授，三亞學(xué)院盛寶金融科技商學(xué)院金融科技專業(yè)主任，研究方向：公司財務(wù)、農(nóng)村經(jīng)濟。