閑暇時間配置對個體勞動生產(chǎn)率的影響研究

王鵬飛，夏杰長，徐紫嫣

（1.洛陽師范學(xué)院國土與旅游學(xué)院，河南 洛陽 471934；2.河南大學(xué)環(huán)境與規(guī)劃學(xué)院，河南 開封 475001；3.中國社會科學(xué)院財經(jīng)戰(zhàn)略研究院，北京 100006；4.中國社會科學(xué)院大學(xué)商學(xué)院，北京 102488）

引言

新古典經(jīng)濟學(xué)認為，閑暇屬于勞動市場選擇問題，即個體在工作和閑暇中做出選擇，進而決定勞動力市場的供給水平。基于這種態(tài)度，傳統(tǒng)經(jīng)濟學(xué)通常將閑暇置于消極的經(jīng)濟地位上，認為閑暇會“擠出”工作，不利于產(chǎn)出積累。在某種程度上，這種觀點在現(xiàn)代經(jīng)濟中顯得有失偏頗。隨后，內(nèi)生增長經(jīng)濟學(xué)家注意到勞動力價格（工資率）提高后，人們對閑暇的偏好出現(xiàn)了不降反升的“向后彎曲”現(xiàn)象。但是，不論是新古典學(xué)派還是內(nèi)生增長學(xué)派都對閑暇的積極效應(yīng)關(guān)注不夠。實際上，積極向上的休閑活動不僅有助于個體釋放工作壓力、保持身心健康，還能顯著提高個體勞動生產(chǎn)率。這種積極效應(yīng)在經(jīng)濟學(xué)的傳統(tǒng)框架內(nèi)并未得到充分體現(xiàn)和論證。在中國進行社會經(jīng)濟換擋升級、追求高質(zhì)量發(fā)展的新階段，如何有效配置閑暇時間以提升個體勞動生產(chǎn)率成為了一個值得研究的重大議題。

閑暇時間是與工作和勞務(wù)等維持自身生存無關(guān)的、可以被個體任意支配的自由時間，因而在傳統(tǒng)上，休閑時間從事的活動被認為是不具任何經(jīng)濟價值的非生產(chǎn)性活動。隨著人們生活水平的提高，物質(zhì)生活豐富程度增加帶來的邊際福利收益逐漸減小，而休閑時間帶來的福利收益和“互補效應(yīng)”卻被越來越多的學(xué)者所認可，其帶來的消費增加、人力資本質(zhì)量提高和工作效率提升等積極效應(yīng)也被國內(nèi)外學(xué)者廣泛證實。因為當(dāng)休閑的內(nèi)容、性質(zhì)和結(jié)構(gòu)具有生產(chǎn)屬性時，它帶來的積極收益可以有效促進經(jīng)濟增長。王琪延和葉婷也認為，在自由支配時間內(nèi)的休閑活動不僅可以恢復(fù)體力、獲得自身的全面發(fā)展，還可以促進人力資本生產(chǎn)要素的增值和再生產(chǎn)過程。

閑暇時間配置對工作效率的積極效應(yīng)具有堅實的微觀基礎(chǔ)，在醫(yī)學(xué)、心理學(xué)和社會學(xué)上已有相對成熟的先行研究。研究發(fā)現(xiàn)，從事積極健康的休閑活動不僅可以促進身心健康、提升個體幸福感，還有利于慢性疾病康復(fù)。為此，研究者形成了豐富的理論假說，主要包括努力-恢復(fù)理論、人格一致性假說和目的-投資論。基于這些理論，閑暇積極效應(yīng)的研究在實證上也不斷取得進展。謝雅萍等對586 名員工進行實地調(diào)研后發(fā)現(xiàn)，休閑參與是否能推動個體恢復(fù)、重構(gòu)工作激情并產(chǎn)生積極的心理作用主要取決于個體在閑暇時間內(nèi)的活動選擇。也就是說，閑暇時間配置是影響知識型員工工作激情的關(guān)鍵變量。Bloom等整合了工作心理學(xué)和休閑科學(xué)的理論觀點，首次采用聯(lián)合分析的思路對831名成年勞動力的休閑活動模式進行調(diào)研。他們發(fā)現(xiàn)，廣泛參與各種休閑活動，特別是積極參與創(chuàng)造性、體育運動類的休閑活動，在長期內(nèi)可以促進個體高水平的工作表現(xiàn)。

隨著行為經(jīng)濟學(xué)、心理經(jīng)濟學(xué)和神經(jīng)經(jīng)濟學(xué)等交叉學(xué)科的發(fā)展，即時滿足與延遲滿足的相關(guān)研究為探究二者的作用機制提供了頗具啟發(fā)性的解決思路。在心理學(xué)研究領(lǐng)域，延遲滿足是指為了獲取長期回報而克服即時滿足誘惑的選擇傾向。研究表明，延遲滿足能給個體帶來更大的未來收益。經(jīng)濟學(xué)認為，這與個體的時間偏好和跨期決策有關(guān)。傾向選擇即時滿足類休閑活動個體的時間偏好往往較高，這意味著其更加注重短期收益，因為時間偏好衡量的是個體對現(xiàn)在甚于未來的一種意愿。因此，時間偏好較高的個體會表現(xiàn)出較大的急躁情緒，經(jīng)常會選擇能立刻帶來較大收益的休閑活動。例如長時間看電視、上網(wǎng)玩游戲、觀看短視頻。對于選擇延遲滿足類活動的個體來講，其時間偏好往往較小，因而在跨期決策中，更加注重未來的預(yù)期收益。諸如運動健身、學(xué)習(xí)閱讀、社會交往等延遲滿足類休閑活動，雖然在當(dāng)下不能帶來即時效用，但是在未來卻能夠給個體帶來豐厚回報。這一點已經(jīng)被心理學(xué)的相關(guān)研究所證實：缺乏耐心的孩子將顯著降低學(xué)習(xí)成績，而延遲滿足卻能提升個體的工作績效和未來收入。

盡管相關(guān)研究進展頗豐，但閑暇-效率之間的經(jīng)濟學(xué)分析并未得到系統(tǒng)研究，有待進一步模型化，并進行更微觀的結(jié)構(gòu)化分析，以洞悉閑暇時間內(nèi)部的活動類型對效率的影響機制。為了建立閑暇-效率鏈條的經(jīng)濟學(xué)系統(tǒng)分析框架，本文在將閑暇時間配置納入內(nèi)生增長模型的基礎(chǔ)上，運用潛在類別分析法（latent class analysis，LCA）考察了閑暇時間配置模式對個體勞動生產(chǎn)率的影響，并對二者的作用機制進行實證檢驗。

1 模型構(gòu)建及理論分析

1.1 基本條件

假設(shè)個體每天可自由支配的閑暇時間總量為，其在看電視、看視頻、上網(wǎng)、打麻將、運動健身、閱讀學(xué)習(xí)、技術(shù)培訓(xùn)、藝術(shù)欣賞、社會交往、逛街和購物等休閑活動上分配的時間分別為：、、、…、l。為了便于分析，將量化為單位1，則：

現(xiàn)有研究對休閑活動種類的劃分尚沒有統(tǒng)一標準，代表性的觀點有功能型和價值型兩類。功能型是根據(jù)休閑活動的目的取向?qū)⑿蓍e方式劃分為成就型、社交型和耗時型等，價值型則是根據(jù)時間利用的價值高低將休閑行為依次劃分為反社會、傷害自我、尋求刺激、情感參與、積極參與和創(chuàng)造性參與6種等級。當(dāng)然，也有學(xué)者依據(jù)活動帶來的價值屬性將休閑活動劃分為積極型和消極型兩種。本文在美國休閑學(xué)家納什的休閑價值等級劃分基礎(chǔ)上，借鑒認知心理學(xué)和教育心理學(xué)中的即時滿足和延遲滿足概念，將納什的反社會行為、傷害自我、消磨時間、投入情感、積極參與和創(chuàng)造性參與6種休閑等級簡化為即時滿足類和延遲滿足類兩種。二者的相同之處在于，都是從價值的視角來對休閑活動進行分類；不同之處在于，納什的休閑6等級是根據(jù)時間利用的價值高低來進行劃分，而本文的即時滿足和延遲滿足兩分法則是從價值回報的周期長短來進行劃分。

當(dāng)然，每種休閑活動都能給個體帶來一定的效用：即時滿足類休閑活動可以在當(dāng)下給個體帶來較大效用，而延遲滿足類休閑活動則可以在未來給個體帶來更大收益。假定即時滿足類和延遲滿足類兩種休閑活動所占用的時間分別為、，則：

對于時間偏好較大的個體來說，更愿意選擇能帶來即時滿足的休閑活動。因此，其會在即時滿足類休閑活動上配置較多時間，即：

反之，對于時間偏好較小的個體來說，更愿意在延遲滿足類活動上配置更多時間，即：

1.2 基礎(chǔ)模型

本文以羅默的內(nèi)生增長模型為建模基礎(chǔ)。總?cè)丝谠O(shè)定為，物質(zhì)資本為=，勞動力為=，人力資本為=，總消費為，技術(shù)水平為；經(jīng)濟部門分為科研部門、中間品部門和最終品部門。其中，人力資本投入科研部門的比例為H，投入最終品部門比例為H，且H+H=。為了簡化分析均衡解的動態(tài)變化，假定勞動力、總?cè)肆Y本和人力資本分配到各部門的比例固定不變，則基礎(chǔ)模型可設(shè)置為：

式（7）中，為時間,則，最終品生產(chǎn)部門方程（6）可以被重寫為：

式（8）中，為投入要素，為商品。對于科研部門而言，利用非競爭性的技術(shù)水平和配置到科研部門的人力資本H來產(chǎn)生新的設(shè)計和知識，則技術(shù)累計方程為：

式（9）中，為科研部門的效率參數(shù)。

1.3 模型改進之處

與羅默模型相比，本研究的改進之處體現(xiàn)了代表性主體的異質(zhì)性差異：一是放松了對人力資本質(zhì)量固定不變的假設(shè)；二是放棄了理性代理人時間偏好一致性假設(shè)。

第一，前人的大部分研究多采用受教育程度來表征人力資本。因此，在短期內(nèi)，人力資本可以被當(dāng)作常數(shù)來處理。然而，馬紅旗和王韌認為，受教育程度僅代表了個體的潛在人力資本水平，真實的人力資本質(zhì)量取決于經(jīng)濟載體在特定體制環(huán)境下的發(fā)揮程度。也就是說，具有相同潛在人力資本水平（即相同受教育程度）個體的勞動生產(chǎn)率并不一致，因為個體的真實人力資本水平還受到后天環(huán)境影響。由上文分析可知，休閑活動具有“雙刃劍”屬性：積極健康的休閑活動不僅有助于身體健康，還可以促進個體人力資本水平提升，而消極有害的休閑活動則會損害身心健康、消磨精神氣質(zhì)，從而不利于個體潛在人力資本水平的發(fā)揮。因此，個體增加1單位的延遲滿足類閑暇時間會獲得正向的人力資本回報；反之，增加1單位的即時滿足類閑暇時間則可以獲得負向的人力資本折舊。那么，真實人力資本水平可以設(shè)置為：

式（10）中，ζ為真實人力資本的效率參數(shù)，為個體，效率參數(shù)ζ受到后天人力資本回報和人力資本折舊的雙向影響，則：

將式（11）帶入式（10）可得：

因而，將閑暇時間更多配置在延遲滿足類休閑活動個體的人力資本將出現(xiàn)“溢價效應(yīng)”，即-＞0；反之，將更多閑暇時間配置在即時滿足類休閑活動上的人力資本會出現(xiàn)“折舊效應(yīng)”，即-＜0。為了便于分析，假設(shè)分配到科研部門和最終品部門的人力資本H、H具有相同的效率參數(shù)ζ。

第二，體現(xiàn)異質(zhì)性時間偏好。在前人的相關(guān)研究中，無論是恢復(fù)體驗理論、人格一致性假說，還是目的投資論，都忽略了個體的時間偏好問題。宏觀經(jīng)濟學(xué)基本分析框架中的同質(zhì)性時間偏好假設(shè)也一直備受質(zhì)疑，因為相比之下，異質(zhì)性主體的宏觀模型更能解釋經(jīng)濟現(xiàn)實。時間偏好ρ反映的是個體對現(xiàn)在偏好甚于將來的意愿：急躁個體往往看重眼前利益，而較為耐心個體更偏向未來預(yù)期收益。即時間偏好ρ較大的個體偏向短期套現(xiàn)，而時間偏好ρ較小的個體則更傾向于遠期投資。在心理學(xué)上，基于未來時間洞察力而推遲即時性滿足傾向的跨期選擇行為被稱之為“延遲滿足”，而“延遲滿足”能給個體帶來更大的未來收益。實際上，因閑暇時間是與個體維持生存無關(guān)的、可以被任意支配的自由時間，個體對閑暇時間的利用方式可以很好地反映個體的時間偏好ρ。具體來說，將更多閑暇時間配置到看電視、玩游戲和賭博等能帶來即時滿足休閑活動上的個體往往具有較高的時間偏好ρ，而在運動健身、學(xué)習(xí)培訓(xùn)和社會交往等能帶來延遲滿足活動上配置較多時間的個體則經(jīng)常具有較低的時間偏好ρ。

1.4 均衡產(chǎn)出

與羅默的研究一樣，令代表利率, P代表新設(shè)計的價格，π()為壟斷利潤，w代表每單位人力資本的租金價格，則人力資本的租金價格w= PδA。因為市場是競爭的，則新設(shè)計的價格P將會競買直到它等于壟斷者所能獲取的凈利潤現(xiàn)值，即：

則消費者的跨期最優(yōu)條件為：

當(dāng)均衡時，利潤流貼現(xiàn)現(xiàn)值必須等于新設(shè)計的價格P，最終產(chǎn)品部門人力資本工資等于人力資本邊際產(chǎn)出，產(chǎn)出穩(wěn)態(tài)增長率等于消費、資本、技術(shù)水平等的穩(wěn)態(tài)增長率，經(jīng)計算可得：

人力資本的限制條件為H=-H，結(jié)合式（16）和式（17），可得：

又因均衡時，消費函數(shù)以相同的速度增長，則

結(jié)合式（18）和式（19），可得：

1.5 模型討論

由式（20）可知，當(dāng)保持其他參數(shù)不變時，產(chǎn)出穩(wěn)態(tài)增長率與個體人力資本存量、人力資本效率參數(shù)(1+-成正比，與個體的時間偏好ρ成反比。與代表性主體宏觀模型相比，異質(zhì)性主體的宏觀模型與現(xiàn)實情況更相符，即式（20）不僅清晰刻畫了具有不同時間偏好和真實人力資本水平個體對經(jīng)濟效率的影響機制，還更好地解釋了同等受教育水平所產(chǎn)生的勞動生產(chǎn)率差異和工資差異等代表性主體宏觀模型無法解釋的現(xiàn)實問題。

在微觀層面上，已有大量的研究證明，個體的休閑活動選擇可以反映性格特征，因為個體的人格特征可以顯著影響休閑活動選擇。Song 的研究也進一步證實，時間偏好可以顯著影響日常生活中的非市場活動選擇：具有較高時間偏好的個體將花費更多的時間在即時滿足類活動上，例如看電視和享受美食；而時間偏好較低個體則更偏向于在諸如運動健身、課余培訓(xùn)等延遲滿足活動上的時間投入。

綜上可知，將閑暇時間配置在運動健身、學(xué)習(xí)培訓(xùn)等能帶給延遲滿足活動中的個體更高的人力資本效率參數(shù)(1+-)和更小的時間偏好ρ，因而他們的產(chǎn)出穩(wěn)態(tài)增長率更高。反之，經(jīng)常參與看電視、玩游戲、賭博等能帶來即時滿足休閑活動個體的產(chǎn)出效率就往往較低。實際上，無論是人力資本效率參數(shù)(1+-)，還是時間偏好ρ，都具有明顯的微觀個體特征。所以，本研究也是探索宏觀經(jīng)濟增長微觀基礎(chǔ)的一種有益嘗試。

2 閑暇時間配置模式潛在類別確定

2.1 數(shù)據(jù)說明及變量選取

2.1.1 數(shù)據(jù)來源

本研究數(shù)據(jù)來源于國家統(tǒng)計局、中國郵政集團公司、北京大學(xué)國家發(fā)展研究院和中央電視總臺財經(jīng)頻道聯(lián)合推出的《2019—2020中國經(jīng)濟生活大調(diào)查》。該調(diào)查地域涵蓋中國31個省、市、自治區(qū)，抽查地區(qū)的樣本數(shù)量由人口密度而定，通過郵遞員入戶和與航空公司合作方式發(fā)放。調(diào)查問卷分為居民對當(dāng)年經(jīng)濟生活的評價、居民的閑暇時間及其配置狀況和人口統(tǒng)計學(xué)特征3個部分。

2.1.2 變量選取

本文的因變量勞動生產(chǎn)率用個體的工資收入水平來代理。因為在微觀領(lǐng)域，個體工資水平是勞動生產(chǎn)率較為理想的代理變量，例如Gibson 和Jeffrey在研究睡眠時間回報時就用個體的月工資水平來代理勞動生產(chǎn)率。核心解釋變量為閑暇時間配置模式向量(;;;…;l)，l為某休閑活動的選擇頻率，經(jīng)常性選擇的休閑活動記為1，不經(jīng)常參與的休閑活動記為0。《2019—2020 中國經(jīng)濟生活大調(diào)查》中關(guān)于居民經(jīng)常參與的休閑活動設(shè)置為看電視、電腦上網(wǎng)、手機上網(wǎng)、閱讀、購物、社會交往、健身鍛煉、文化娛樂、補覺和業(yè)余培訓(xùn)等10 余種。在控制變量方面，問卷設(shè)置了性別、年齡、常住地、戶口所在地、文化程度、婚姻狀況、職業(yè)和家庭住房狀況等人口統(tǒng)計學(xué)變量，樣本所在區(qū)域的人均GDP、產(chǎn)業(yè)結(jié)構(gòu)和所在城市類別作為地區(qū)控制變量。

2.2 基本信息

因本研究聚焦閑暇時間配置對個體勞動生產(chǎn)率的影響，故而將年齡在18歲以下的未成年人和60歲以上的老年人樣本刪除，同時將離退休人員、在校學(xué)生和無固定工作的樣本也排除在研究范圍之外，樣本的描述性統(tǒng)計信息見表1。

表1 變量描述性統(tǒng)計Tab.1 descriptive statistics of variables

2.3 休閑模式的潛在類別確定

為了確認個體閑暇時間配置模式的最佳潛在類別，利用潛在類別分析法（latent class analysis，LCA）分別評估了潛在分類數(shù)量為1 到5 的適配參數(shù)。由表2 的評估結(jié)果可知，隨著潛在類別數(shù)量的增加，最大似然估計值（log-likelihood）、赤池信息標準（Akaike information criterion，AIC）和貝葉斯信息準則（Bayesian information criterion，BIC）的數(shù)值呈現(xiàn)出先減小后增加的趨勢，由此認為將個體的閑暇時間配置模式分為4 類是合適的，此時的AIC、BIC參數(shù)最小，且Likelihood-ratio（G）的檢驗結(jié)果也較為顯著。因此，本文考慮將所有個體的休閑行為模式分為4 種，暫時分別命名為C1、C2、C3 和C4。表2的結(jié)果展示了不同潛在類別間的個體所屬情況：當(dāng)最佳潛在分類數(shù)量確定為4種時，所占份額分別為：18.12%（C1）、24.13%（C2）、12.08%（C3）和45.67%（C4）。

表2 居民休閑行為潛在類別分析的各項指標對比Tab.2 Comparison of various indicators in the analysis of potential categories of residents’leisure behavior

2.4 不同閑暇時間配置模式的休閑行為分析

為了進一步對比不同閑暇時間配置模式（即不同潛在類別）中休閑行為的差異，本文計算出了各種休閑模式潛在類別在各單項休閑行為中的平均得分值；為了更加清晰地對比不同閑暇時間配置模式在休閑活動選擇上的差異，又模擬出4 種潛在類別的休閑行為圖譜（圖1至圖4）。

圖1 靜態(tài)自我型（C1）Fig.1 Static self-type(C1)

圖2 網(wǎng)絡(luò)偏好型（C2）Fig.2 Network preference(C2)

圖3 社交運動型（C3）Fig.3 Social sports type(C3)

圖4 休閑全能型（C4）Fig.4 Leisure all-around type(C4)

C1 類別占總體樣本的比例為18.12%。該群體休閑活動的突出特點是熱衷于手機上網(wǎng)、看電視和電腦上網(wǎng)等靜態(tài)自我型的休閑活動，而在健身鍛煉、社會交往、文化娛樂、業(yè)余培訓(xùn)和閱讀等活動方面的參與率遠低于其他類別。因該群體偏好的休閑活動以靜態(tài)自我為主，故將其命名為靜態(tài)自我型。

C2 類別占總體樣本的比例為24.13%。在對各單項休閑活動的選擇偏好中，C2類別群體的特點是對手機上網(wǎng)、電腦上網(wǎng)和閱讀等休閑活動的評價高于其他群體，而對健身鍛煉和看電視這兩項休閑活動的選擇頻率較低。與C1組群不同之處在于，雖然C2組群也具有偏愛用電腦上網(wǎng)、手機上網(wǎng)的休閑特征，但結(jié)合這類群體不愛看電視的特點，將C2 命名為網(wǎng)絡(luò)偏好型。

C3 類別在樣本中所占的比例最低，僅為12.08%。該群體的休閑活動在手機上網(wǎng)、健身鍛煉和社會交往上表現(xiàn)突出，遠高于其他3 個類別，而對看電視、補覺等休閑活動的選擇意愿較低。因該潛在類別熱衷的休閑活動多以運動休閑類和與人互動的社會交往類為主，因此，將C3 命名為社交運動型。

對于所占份額最大的類別C4（45.67%）來講，除了不愛用手機上網(wǎng)以外，該群體在其他9 種單向休閑活動上的選擇較為平均，且都高于樣本在該項休閑活動上的平均值。因此，將該群體命名為休閑全能型。

3 計量結(jié)果、作用機制及穩(wěn)健性和內(nèi)生性檢驗

3.1 變量設(shè)定

因變量為年收入水平等級；自變量為不同閑暇時間配置模式。由上文潛在類別分析的結(jié)果可知，樣本被劃分為4種不同的閑暇時間配置模式，分別是靜態(tài)自我型、網(wǎng)絡(luò)偏好型、休閑全能型和社交運動型。魏翔和呂騰捷認為，積極的休閑活動對個體的人力資本積累與行為績效具有明顯的互補效應(yīng)。有實證分析表明，社交運動型、藝術(shù)創(chuàng)意型等積極的休閑活動可以顯著提高個體工作績效，而經(jīng)常參與靜態(tài)自我型休閑活動個體的工作績效最低。由個體時間偏好與休閑活動選擇的關(guān)系可知，時間偏好較小的耐心個體，更愿意選擇運動、健身、學(xué)習(xí)、培訓(xùn)等能給個體帶來延遲回報的活動。基于休閑活動選擇所表現(xiàn)出來的時間偏好程度，將靜態(tài)自我型界定為即時滿足類休閑活動，而將休閑全能型和社交運動型定義為延遲滿足類休閑活動。鑒于網(wǎng)絡(luò)偏好型休閑模式兼具偏好上網(wǎng)和閱讀學(xué)習(xí)兩種不同類型的活動，筆者將其界定為即時滿足和延遲滿足之間的中間過渡型。按照分類變量的處理方式，令即時滿足類休閑活動=0；中間過渡型休閑活動=1；延遲滿足類休閑活動=2。當(dāng)然，由休閑活動的分類標準可知，延遲滿足類休閑活動更能促進個體勞動生產(chǎn)率提高。

在控制變量方面，首先要納入的影響因素是閑暇時間，因為不同的閑暇時間將導(dǎo)致不同的閑暇時間配置模式。其次是人口統(tǒng)計學(xué)特征。因勞動力市場廣泛存在的性別歧視、戶籍歧視、人力資本不同和職業(yè)割據(jù)等因素造成的工資差異，因此，應(yīng)將性別、年齡、受教育水平、職業(yè)和戶籍等人口統(tǒng)計學(xué)因素納入回歸方程。除此之外，考慮到婚姻狀況是分析時間配置的必要維度，是影響男性工資水平的重要變量，本文也將婚姻狀況列入控制變量之中。鑒于勞動生產(chǎn)率存在的區(qū)域性差異，構(gòu)建地區(qū)人均GDP、產(chǎn)業(yè)結(jié)構(gòu)和城市類別作為區(qū)域經(jīng)濟發(fā)展水平的代理變量。

3.2 基準回歸結(jié)果分析

基于因變量收入水平為1～10 的有序多值響應(yīng)選項，本文選擇多元有序邏輯回歸（ordered probit，OP）為主回歸分析方程。根據(jù)OP模型的基本假定，本文將閑暇時間配置模式對勞動生產(chǎn)率影響的基本評估方程設(shè)定為：

其中，為勞動生產(chǎn)率，為個體，為時間，為解釋變量閑暇時間配置模式，為閑暇時間，為人口統(tǒng)計學(xué)特征，為區(qū)域經(jīng)濟發(fā)展水平，ε為概率分布函數(shù)。作為對比，截面回歸的分析結(jié)果作為基準回歸也列在表3中。

表3 回歸分析結(jié)果Tab.3 Regression analysis results

從模型（1）的普通最小二乘（ordinary least squares，OLS）估計來看，當(dāng)控制人口統(tǒng)計學(xué)和區(qū)域變量以后，閑暇時間配置模式對個體勞動生產(chǎn)率的促進作用顯著。這意味著，當(dāng)個體的閑暇時間配置模式由即時滿足類向延遲滿足類轉(zhuǎn)變時，個體的勞動生產(chǎn)率得到顯著提高。模型（2）多元有序邏輯回歸（OP）的評估結(jié)果顯示：閑暇時間配置模式核心變量和地方經(jīng)濟發(fā)展水平、性別、年齡、受教育水平、職業(yè)、戶籍等控制變量對個體勞動生產(chǎn)率的影響與基準回歸方程完全一致，這表明本研究的回歸結(jié)果穩(wěn)健、可信，下文主要以O(shè)P模型的評估結(jié)果進行分析。

首先，個體閑暇時間配置模式對勞動生產(chǎn)率的影響得到驗證。模型（2）的評估結(jié)果顯示，閑暇時間配置模式對個體勞動生產(chǎn)率的影響系數(shù)為0.049＞0，且在1%的水平下通過顯著性檢驗。這表明，隨著個體的休閑模式從“靜態(tài)自我型”向“社交運動型”轉(zhuǎn)變的過程中，個體勞動生產(chǎn)率提高的概率大幅增加。

其次，在控制變量方面，人口統(tǒng)計學(xué)特征對勞動生產(chǎn)率的影響與國內(nèi)外學(xué)者的研究較為一致。性別、戶籍和職業(yè)上的影響系數(shù)顯著為負，再一次為勞動力市場上存在的性別歧視、戶籍差異和職業(yè)分割添加了新的研究證據(jù)。年齡、受教育程度的影響系數(shù)顯著為正，說明工作經(jīng)驗增加和人力資本質(zhì)量提高可以有效促進個體的勞動生產(chǎn)率提升。

3.3 穩(wěn)健性和內(nèi)生性檢驗

3.3.1 穩(wěn)健性檢驗

為了檢驗結(jié)論的穩(wěn)健性，采用實地調(diào)研的方式予以補充驗證。具體做法為：首先，選取一家制造業(yè)上市企業(yè)中的80 名流水線工人作為研究對象，采用現(xiàn)場研究的方法對員工的時間配置、工作效率進行觀察和記錄；其次，對招募的18 名科研志愿者進行時間日志記錄的專業(yè)培訓(xùn)；第三，現(xiàn)場配備專業(yè)的老師進行現(xiàn)場指導(dǎo)，以協(xié)調(diào)和解決數(shù)據(jù)記錄中遇到的問題。時間配置數(shù)據(jù)的獲取分為上班和下班兩個部分：其中，工人上班時間的時間配置由志愿者現(xiàn)場觀察，每10 分鐘記錄一次，每名志愿者負責(zé)5 名工人；下班后的時間配置則由工人根據(jù)時間日志記錄法自己填寫。數(shù)據(jù)收集時間從2014 年7月11日持續(xù)到7月19日，每天重復(fù)一次。因變量為員工的日工作量，核心自變量為閑暇時間和閑暇時間配置潛在類別，控制變量為性別、年齡、受教育程度等人口統(tǒng)計學(xué)特征。模型（3）的評估結(jié)論表明，隨著閑暇時間配置模式從即時滿足類向延遲滿足類轉(zhuǎn)變，其勞動生產(chǎn)率提高的概率增加26%。

3.3.2 內(nèi)生性克服

在本研究中，除了遺漏重要變量和樣本自選擇問題外，閑暇時間配置對個體勞動生產(chǎn)率的影響評估還面臨著反向因果關(guān)系問題。即勞動生產(chǎn)率較高個體在日常生活中往往將更多的閑暇時間配置在延遲滿足類休閑活動上。因此，為了有效識別閑暇時間配置對勞動生產(chǎn)率的影響，應(yīng)首先檢驗和克服內(nèi)生性問題。

（1）內(nèi)生性檢驗

對評估方程進行Hausman 檢驗的結(jié)果顯示，(1)=59.13，Prob＞=0.0000。這表明，在1%顯著水平下拒絕所有解釋變量為外生的原假設(shè)，核心解釋變量閑暇時間配置模式的內(nèi)生性存在。異方差穩(wěn)健性的杜賓-吳-豪斯曼檢驗（Dubin-Wu-Hausmann，DWH）也表明，評估方程存在嚴重的內(nèi)生性問題。

（2）內(nèi)生性克服-工具變量法

從休閑制約的客觀條件來看，個體的閑暇時間配置模式由閑暇時間、收入水平和周邊休閑設(shè)施決定。當(dāng)個體的閑暇時間水平確定的情況下，閑暇時間配置模式主要由居民周邊的休閑設(shè)施確定。因為有研究表明，個體的休閑活動參與主要受到周圍環(huán)境和休閑機會的制約。為此，本文選取個體所在城市的圖書館、博物館、體育場、文化藝術(shù)館和公共文化服務(wù)站等與學(xué)習(xí)、運動、藝術(shù)欣賞等延遲滿足類休閑設(shè)施數(shù)量來作為閑暇時間配置模式的工具變量。一方面，這類休閑設(shè)施的數(shù)量與延遲滿足類休閑活動相關(guān)；另一方面，此類休閑活動設(shè)施與個體的勞動生產(chǎn)率無關(guān)。對休閑設(shè)施工具變量的有效性檢驗表明，識別不足檢驗（Kleibergen-Paap rk LM，KPL)統(tǒng)計量的值為0.000，強烈拒絕不可識別檢驗。弱工具變量也在5%的水平下通過沃德（Wald Test，WT）檢驗，表明可以拒絕弱工具變量的原假設(shè)。表4中模型（4）的估計結(jié)果顯示，在克服內(nèi)生性后，閑暇時間配置模式對個體勞動生產(chǎn)率的作用依然顯著。

表4 穩(wěn)健性和內(nèi)生性檢驗Tab.4 Robustness and Endogenous test

3.4 作用機制分析

本文的實證分析表明，與即時滿足類休閑模式相比，延遲滿足類休閑模式更能促進個體勞動生產(chǎn)率的提高。其內(nèi)在作用機制是：人力資本積累是時間配置的結(jié)果，當(dāng)個體將時間配置在延遲滿足類休閑活動中時，能通過提升人力資本質(zhì)量來促進勞動生產(chǎn)率提高。因為積極的休閑活動不僅有助于體力恢復(fù)、保持身心健康，還有助于知識的長進和個人素質(zhì)的提高。

為了驗證人力資本的中介效應(yīng)，本研究通過構(gòu)建人力資本的中介效應(yīng)模型予以驗證。具體地，閑暇時間配置模式（X）可能通過提高人力資本質(zhì)量（M）這一中介變量來影響個體勞動生產(chǎn)率（Y）。由模型（5）～模型（7）的結(jié)果可知，閑暇時間配置模式（X）對中介變量人力資本質(zhì)量（M）的作用顯著為正，且加入閑暇時間配置模式（X）和人力資本質(zhì)量（M）后，其影響系數(shù)依然顯著為正。這說明，閑暇時間配置模式經(jīng)人力資本而作用于勞動生產(chǎn)率的中介效應(yīng)得到驗證。表5 的結(jié)果表明，人力資本的中介效應(yīng)為a×b=0.145×0.769=0.112。

表5 閑暇時間配置模式對勞動生產(chǎn)率的作用機制分析Tab.5 Analysis of the mechanism of leisure time allocation mode on labor productivity

人力資本的中介傳導(dǎo)效用通過了顯著性檢驗，這進一步表明人力資本積累是時間配置的結(jié)果。有研究認為，積極的休閑活動可以通過直接或間接形式對人力資本的認知能力和非認知能力產(chǎn)生積極效用。因為消極的休閑活動不僅有損個體的身體健康，還能損耗人們的精神意志，而積極的休閑活動可以通過人力資本積累來促進個體勞動生產(chǎn)率提高。由上文分析可知，本文將眾多的休閑活動劃分為兩大類：一類是能帶來即時滿足的休閑活動，例如長時間看電視、用手機看視頻、玩游戲以及黃賭毒等消極活動，這些活動的突出特征是不需要個體付出很多的努力，卻能收獲即時快樂；另一類是能給個體帶來延遲滿足的休閑活動，例如運動健身、社會交往、業(yè)余培訓(xùn)或閱讀等積極有益的休閑活動，這些活動的特征是需要個體付出較大的努力才能完成。雖然這些活動大多都不能獲得即時收益，但是卻可以使個體在未來獲得豐厚回報。究其原因，運動健身類休閑活動可以促進個體身心健康，進而有助于提高人力資本的健康維度；而閱讀、學(xué)習(xí)和業(yè)余培訓(xùn)等活動則可以直接促進受教育程度和文化水平的提升。

4 結(jié)論及啟示

4.1 結(jié)論

本研究在對個體閑暇時間配置進行潛在類別分析的基礎(chǔ)上，探討了閑暇時間配置模式對個體勞動生產(chǎn)率之間的影響，并進一步驗證了兩者的作用機制，基本結(jié)論如下。

第一，對個體整日內(nèi)所有休閑活動選擇進行聯(lián)合分析表明，閑暇時間配置模式可以分為靜態(tài)自我型、網(wǎng)絡(luò)偏好型、休閑全能型和社交運動型4 種，其樣本所占份額分別為：18.12%、24.13%、45.67%和12.08%。與以往大多數(shù)研究休閑行為和勞動生產(chǎn)率的文獻相比，本文的一個創(chuàng)新點在于摒棄了單變量休閑行為的分析傳統(tǒng)，采用了以人為導(dǎo)向的多變量休閑行為聯(lián)合分析方法。這不僅能夠提供更多行為人的休閑行為信息，還提高了研究結(jié)論的穩(wěn)健性和有效性。

第二，同時具備經(jīng)常參與運動健身、社會交往和手機上網(wǎng)等休閑活動特征的社交運動型個體勞動生產(chǎn)率最高，而偏好聯(lián)合選擇長時間看電視、用手機上網(wǎng)且很少參與運動健身和社交活動的靜態(tài)自我型個體勞動生產(chǎn)率最低。研究表明，當(dāng)個體的閑暇時間配置模式由即時滿足類向延遲滿足類轉(zhuǎn)變時，個體勞動生產(chǎn)率提高的概率大幅增加。當(dāng)然，這并不意味著經(jīng)常參加體育鍛煉、社交應(yīng)酬活動個體的工作效率就會提高，也不是說經(jīng)常看電視、用手機/電腦上網(wǎng)個體的工作績效就會降低。因為多變量休閑行為聯(lián)合分析所關(guān)注的重點是個體的綜合行為特征，社交運動型個體不僅經(jīng)常參加運動健身、社會交往等休閑活動，他們同時也具備經(jīng)常用手機和電腦上網(wǎng)且不經(jīng)常看電視的休閑特征。靜態(tài)自我型休閑模式不僅要求個體在閑暇時間內(nèi)具備長時間看電視、用手機/電腦上網(wǎng)的特征，還須同時具有較少參與運動健身、業(yè)余培訓(xùn)、社會交往和閱讀等活動的休閑特征。

第三，人力資本是閑暇時間配置模式對個體勞動生產(chǎn)率產(chǎn)生作用的中介變量。當(dāng)個體將閑暇時間配置在休閑全能型和社交運動型等延遲滿足類休閑活動中時，能通過提升人力資本質(zhì)量來促進個體勞動生產(chǎn)率的提高。因為人力資本積累是時間配置的結(jié)果，當(dāng)個體將更多的閑暇時間配置在閱讀、學(xué)習(xí)、運動等能給個體帶來延遲回報的活動中時，可以通過直接或間接的形式對人力資本積累產(chǎn)生積極影響。

4.2 政策啟示

首先，提高國民對休閑活動的價值認知。積極健康的休閑活動不僅能促進身心健康，還可以通過提高人力資本質(zhì)量來促進勞動生產(chǎn)率提高。因而，個體應(yīng)選擇積極健康的閑暇時間配置模式。為此，在閑暇時間的配置上，個體應(yīng)多向運動健身、社會交往、閱讀學(xué)習(xí)等延遲滿足類休閑活動上傾斜。與此同時，應(yīng)適當(dāng)減少在看電視、用手機上網(wǎng)玩游戲等即時滿足類活動上的時間配置。

其次，企業(yè)應(yīng)該在辦公場所設(shè)置休閑活動設(shè)施。企業(yè)主可以在辦公場所為員工配置一定數(shù)量的運動健身或藝術(shù)欣賞類休閑設(shè)施，以提高員工在工作間閑暇時間的休閑質(zhì)量。員工得到充分的休息和放松，可以有效促進個體工作績效提高，進而也會使企業(yè)受益。

第三，政府應(yīng)加大對休閑設(shè)施的建設(shè)力度。居民在閑暇時間內(nèi)的配置模式很大程度上取決于周邊配套的休閑設(shè)施。因此，政府應(yīng)加大對體育場館、健身俱樂部、運動廣場、便民圖書館和博物館、藝術(shù)館等休閑場所的支持力度，在提高個體休閑品質(zhì)的同時也有助于改善居民的生活質(zhì)量。

最后，教育部門應(yīng)加強對青少年的休閑教育。心理學(xué)研究表明，對人類早期進行積極干預(yù)可以修正腦神經(jīng)回路結(jié)構(gòu)，進而改善人類性格。因此，在青少年時期加強對個體的休閑教育，有助于個體養(yǎng)成良好行為習(xí)慣。在課程設(shè)置上，教育部門應(yīng)增加休閑教育的相關(guān)內(nèi)容，引導(dǎo)青少年選擇積極健康的休閑模式。

4.3 研究展望

本文還存在一些不足之處。首先，在數(shù)據(jù)獲取上，本文在休閑活動時間配置方面的研究數(shù)據(jù)還不夠精確；其次，在模型優(yōu)化方面，未將跨期投入決策和貼現(xiàn)率等問題考慮在內(nèi)；第三，在微觀作用機制上，閑暇時間配置對人力資本積累的作用路徑仍需要行為經(jīng)濟學(xué)和認知心理學(xué)在實驗室中的證據(jù)支持。這些也正是未來要進一步深入研究的方向。

：感謝中央電視臺財經(jīng)頻道姜詩明老師的數(shù)據(jù)支持。