居民閑暇影響因素分析

（一）對居民閑暇時(shí)間影響因素的多元線性回歸

把生產(chǎn)勞動(dòng)時(shí)間、中部地區(qū)、對自己的家庭地位是否滿意、是否有孩子、基層管理、城鄉(xiāng)分組、 收入差、是否中共黨員、睡覺時(shí)間、是否獲得國家承認(rèn)職業(yè)資格證書、對自己的社會(huì)地位是否滿意、負(fù)責(zé)人、是否有過下崗失業(yè)經(jīng)歷、不包括成人教育、共上了幾年學(xué)、 青年、自己收入是否高于配偶、中層管理、正規(guī)就業(yè)、1999年配偶的個(gè)人總收入、孩子數(shù)、農(nóng)業(yè)為輔、是否取得過正式的專業(yè)技術(shù)職稱、性別虛擬、家務(wù)時(shí)間、是否非農(nóng)戶口、東部地區(qū)、中年、非農(nóng)業(yè)、年齡等30個(gè)變量引入多元線性回歸模型，對居民閑暇時(shí)間進(jìn)行分析并對其向后逐步回歸，剔除對因變量作用較小和沒有達(dá)到顯著性水平的變量。結(jié)果如表8顯示，剔除作用較小和不顯著的變量后剩下生產(chǎn)勞動(dòng)時(shí)間、家務(wù)時(shí)間、睡覺時(shí)間、性別、是否中部地區(qū)、上學(xué)年數(shù)、是否基層管理者、是否東部地區(qū)、是否中共黨員、對自己的社會(huì)地位是否滿意等十個(gè)變量。用此十個(gè)變量預(yù)測居民閑暇時(shí)間可以消減28.9%的誤差，應(yīng)該說具有一定的解釋力度，同時(shí)模型通過了檢驗(yàn)，表明種線性關(guān)聯(lián)并非由抽樣誤差造成，可以推論到我們的研究總體。

如表8所示，在通過了檢驗(yàn)的各影響變量中，生產(chǎn)勞動(dòng)時(shí)間的影響最大，標(biāo)準(zhǔn)化回歸系數(shù)為-0.612，相關(guān)度極為明顯，可以認(rèn)為生產(chǎn)勞動(dòng)時(shí)間增加一分鐘，閑暇時(shí)間減少0.329分鐘。家務(wù)時(shí)間和睡覺時(shí)間對閑暇時(shí)間的標(biāo)準(zhǔn)化回歸系數(shù)分別是-0.155和-0.077，然而相對于生產(chǎn)勞動(dòng)時(shí)間要小得多，可以看出家務(wù)時(shí)間增加一分鐘，閑暇時(shí)間減少0.155分鐘，睡覺時(shí)間增加一分鐘，閑暇時(shí)間減少0.139分鐘。性別對閑暇時(shí)間具有一定的影響，其標(biāo)準(zhǔn)化回歸系數(shù)為0.130，我們可以認(rèn)為，我國男性比女性花于閑暇的時(shí)間多近36分鐘。是否中部地區(qū)、上學(xué)年數(shù)、是否基層管理者、是否東部地區(qū)、是否中共黨員和對自己的社會(huì)地位是否滿意六個(gè)變量對居民閑暇時(shí)間影響很微弱，分別為-0.073、0.069、0.038、-0.038、0.035、0.025。具體說來，東部地區(qū)和中部地區(qū)分別比西部地區(qū)居民的閑暇時(shí)間少10.44分鐘和20.66分鐘；上學(xué)年數(shù)多一年，一天的閑暇時(shí)間多3.27分鐘；基層管理者比非管理者閑暇時(shí)間多約15.2分鐘；中共黨員比非中共黨員閑暇時(shí)間多12.5分鐘；對自己的社會(huì)地位滿意的居民比不滿意的居民閑暇時(shí)間多約八分鐘。

可以認(rèn)定，閑暇時(shí)間很大程度上受生產(chǎn)勞動(dòng)時(shí)間和家務(wù)時(shí)間的擠壓。

表8：影響居民閑暇時(shí)間的因素

	居民閑暇時(shí)間
	B	BETA	sig
上學(xué)年數(shù)	3.274	0.069	.000
睡覺時(shí)間	-0.139	-0.077	.000
是否中共黨員	12.449	0.035	.026
性別	35.664	0.130	.000
基層管理	15.188	0.038	.014
東部地區(qū)	-10.441	-0.038	.080
中部地區(qū)	-20.663	-0.073	.001
對自己的社會(huì)地位是否滿意	8.024	0.025	.096
家務(wù)時(shí)間	-0.155	-0.155	.000
生產(chǎn)勞動(dòng)時(shí)間	-0.329	-0.612	.000

   注：居民閑暇時(shí)間回歸模型 R²=0.289，sig=0.000

（二）對居民生產(chǎn)勞動(dòng)時(shí)間和家務(wù)時(shí)間影響因素的多元線性回歸

對影響居民生產(chǎn)勞動(dòng)時(shí)間的因素進(jìn)行多元線性回歸同時(shí)逐步回歸剔除掉不適合的變量，結(jié)果如表9所示。以該模型預(yù)測居民生產(chǎn)勞動(dòng)時(shí)間可以減少52.2%的誤差，同時(shí)該模型通過了檢驗(yàn)，可以將此推論總體。

具體來說，對居民生產(chǎn)勞動(dòng)時(shí)間影響最大的變量是是否在業(yè)，其標(biāo)準(zhǔn)化回歸系數(shù)達(dá)到了0.518并且通過了檢驗(yàn)，可以認(rèn)為在業(yè)居民比不在業(yè)居民每天的生產(chǎn)勞動(dòng)時(shí)間要多288分鐘；而就業(yè)性質(zhì)的影響也很明顯（從事非農(nóng)業(yè)對居民生產(chǎn)勞動(dòng)時(shí)間的影響的標(biāo)準(zhǔn)化回歸系數(shù)為0.0147），可以判斷說從事非農(nóng)業(yè)的居民相對農(nóng)業(yè)為主的居民的生產(chǎn)勞動(dòng)時(shí)間要多近76分鐘；睡覺時(shí)間對居民的生產(chǎn)勞動(dòng)時(shí)間也存在著一定程度的擠壓，其標(biāo)準(zhǔn)回歸系數(shù)為-0.107，睡覺時(shí)間增加一分鐘，生產(chǎn)勞動(dòng)時(shí)間減少0.361分鐘；性別和年齡對居民生產(chǎn)勞動(dòng)時(shí)間有著低度的影響（標(biāo)準(zhǔn)回歸系數(shù)分別為-0.065和-0.061），說明男性每天的生產(chǎn)勞動(dòng)時(shí)間比女性多33.135分鐘，年齡增加一歲每天的生產(chǎn)勞動(dòng)時(shí)間也隨之減少1.538分鐘。

表9：影響居民生產(chǎn)勞動(dòng)時(shí)間的因素

	居民生產(chǎn)勞動(dòng)時(shí)間
	B	BETA	sig
性別	-33.135	-0.065	.000
年齡	-1.538	-0.061	.000
g3_ai 睡覺	-0.361	-0.107	.000
是否在業(yè)	288.000	0.518	.000
正規(guī)就業(yè)	-18.182	-0.028	.033
負(fù)責(zé)人	49.563	0.038	.002
東部地區(qū)	16.446	0.032	.008
自己收入是否高于配偶	17.230	0.034	.020
中年	30.445	0.057	.000
農(nóng)業(yè)為輔	65.013	0.058	.000
非農(nóng)業(yè)	75.936	0.147	.000

注：居民生產(chǎn)勞動(dòng)時(shí)間回歸模型 R²=0.552，sig=0.000

對影響居民家務(wù)時(shí)間的因素進(jìn)行多元線性回歸同時(shí)作逐步回歸剔除掉不適合的變量。如表10所示，以該模型預(yù)測居民家務(wù)時(shí)間可以減少35.5%的誤差，同時(shí)該模型通過了檢驗(yàn)，可以將此推論總體。

具體而言，性別是對居民家務(wù)時(shí)間影響最大的變量，其標(biāo)準(zhǔn)化回歸系數(shù)為0.333并且通過了檢驗(yàn)，可以認(rèn)為女性比男性每天做家務(wù)的時(shí)間要多90.855分鐘；而在業(yè)的居民因?yàn)閾碛休^長的生產(chǎn)勞動(dòng)時(shí)間，從而比不在業(yè)的居民的縮減了71.604分鐘的家務(wù)時(shí)間；睡覺時(shí)間同樣對家務(wù)時(shí)間起到了擠壓作用，睡眠增加一分鐘家務(wù)時(shí)間也隨之減少0.165分鐘；而從事非農(nóng)業(yè)的居民比從事農(nóng)業(yè)的居民的家務(wù)時(shí)間要少24.497分鐘。

表10：影響居民家務(wù)時(shí)間的因素

	居民家務(wù)時(shí)間
	B	BETA	sig
性別	90.855	0.333	.000
年齡	0.803	0.059	.001
b9 是否獲得國家承認(rèn)職業(yè)資格證書	-14.001	-0.043	.004
d4_a 是否擔(dān)任過領(lǐng)導(dǎo)職務(wù)	-9.941	-0.034	.031
g3_ai 睡覺	-0.165	-0.091	.000
是否在業(yè)	-71.604	-0.241	.000
正規(guī)就業(yè)	10.287	0.029	.063
是否有孩子	27.770	0.035	.021
負(fù)責(zé)人	-19.053	-0.028	.070
對自己的家庭地位是否滿意	-22.195	-0.033	.022
自己收入是否高于配偶	-18.864	-0.069	.000
農(nóng)業(yè)為輔	-20.931	-0.035	.075
非農(nóng)業(yè)	-24.497	-0.089	.003

注：居民家務(wù)時(shí)間回歸模型 R²=0.355，sig=0.000

（三）影響居民閑暇時(shí)間的路徑分析

可以認(rèn)定，閑暇時(shí)間受到生產(chǎn)勞動(dòng)時(shí)間和家務(wù)時(shí)間的直接擠壓，而諸多變量正是通過對生產(chǎn)勞動(dòng)時(shí)間和家務(wù)時(shí)間的施加影響而間接作用于閑暇時(shí)間的。所以為了準(zhǔn)確把握變量之間的真實(shí)關(guān)系，不僅需要考察對居民閑暇時(shí)間施加直接影響的變量，對通過其他變量間接起作用的變量也應(yīng)當(dāng)予以考慮。

路徑分析正是對此種遞歸因果關(guān)系進(jìn)行分析，揭示變量間影響程度或因果關(guān)系程度的有效工具。由于影響居民閑暇時(shí)間的變量很多，通過生產(chǎn)勞動(dòng)時(shí)間和家務(wù)時(shí)間對閑暇時(shí)間施加影響的變量更多，因此很難對其做一個(gè)具體的路徑分析模型。選擇幾個(gè)影響較大的變量建立簡要的路徑分析模型如下：

如模型所示，分解簡單回歸系數(shù)得：

	直接影響	間接影響	總影響
Z1		=0.0282 =（-0.061）*（-0.612）+0.059*(-0.155)	0.0282
Z2	0.130	=0.0914 =(-0.065)*（-0.612）+（-0.333）*（-0.155）	0.2214
Z3		=-0.0762 =0.147*（-0.612）+（-0.089）*（-0.155）	-0.0762
Z4		=-0.2797 =0.518*（-0.612）+（-0.241）*（-0.155）	-0.2797
Z5	-0.612		-0.612
Z6	-0.155		-0.155
Z7	-0.077	=-0.0514 =0.107*（-0.612）+（-0.091）*（-0.155）	-0.1284
Z8	0.067		0.067

可見，年齡對居民閑暇時(shí)間有著微弱的正影響，即年齡越大其閑暇時(shí)間相對而言會(huì)有微弱的增加，這種影響是通過影響生產(chǎn)勞動(dòng)時(shí)間和家務(wù)時(shí)間來實(shí)現(xiàn)的；性別除了對閑暇時(shí)間有一定的正影響外還通過生產(chǎn)勞動(dòng)時(shí)間和家務(wù)時(shí)間間接施加正影響，其總影響達(dá)0.2214；非農(nóng)業(yè)就業(yè)對閑暇時(shí)間是間接影響的低度負(fù)效應(yīng)；是否在業(yè)的影響也是通過對生產(chǎn)勞動(dòng)時(shí)間和家務(wù)時(shí)間施以影響來擠壓閑暇時(shí)間的，在業(yè)居民的閑暇時(shí)--間要明顯少于不在業(yè)居民；生產(chǎn)勞動(dòng)時(shí)間和家務(wù)時(shí)間都對閑暇時(shí)間直接施以影響，對閑暇時(shí)間進(jìn)行擠壓；閑暇時(shí)間也隨著上學(xué)年數(shù)的增加有微弱的增加。

無疑，對居民閑暇時(shí)間和閑暇方式的考察，并非這種從一個(gè)大型調(diào)查中抽取少量數(shù)據(jù)進(jìn)行筆者認(rèn)為的理所當(dāng)然的統(tǒng)計(jì)分析所能勝任的，對居民閑暇的研究還有待學(xué)者和專家們以更科學(xué)更系統(tǒng)的方式和方法去深層次多方位地探析，而本文只是一種書齋式的嘗試和努力，是筆者自以為是地建構(gòu)起來的理想型（idea type）。

陳琦，華夏經(jīng)緯（武漢）市場研究公司市場/數(shù)據(jù)分析師，社會(huì)學(xué)碩士，高級調(diào)查分析師，多年市場研究與數(shù)據(jù)處理經(jīng)驗(yàn)，參與國家社科基金項(xiàng)目“電視文化與鄉(xiāng)村文化建設(shè)研究”以及金健米業(yè)、湖南聯(lián)通、湖南煙草、湖南移動(dòng)等大型商業(yè)調(diào)研項(xiàng)目。

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