“996”還是“2.5”？
——閑暇時(shí)間影響經(jīng)濟(jì)增長的跨國實(shí)證研究

羅 浩，康玉潔，曾小梅

（中山大學(xué)管理學(xué)院，廣東廣州501275）

0 引言

近30年來，中國公民的法定休假時(shí)間在不斷增加。法定工作制度方面，自1994年3月1日開始，從過去長期實(shí)行的每周工作48 小時(shí)的6 天工作制調(diào)整為平均每周工作44 小時(shí)的隔周雙休制；次年5 月1日起又進(jìn)一步調(diào)整為每周工作40小時(shí)的雙休日制度，成為延續(xù)至今的法定常規(guī)工作制度。法定節(jié)假日方面，1999 年10 月1 日起實(shí)行“黃金周”制度，并將法定節(jié)假日從過去長期實(shí)行的7 天增加到10 天，2008 年1 月1 日起，國家對(duì)“黃金周”制度進(jìn)行調(diào)整，法定節(jié)假日進(jìn)一步增加到11天。

然而，近年來，一場(chǎng)關(guān)于工作和閑暇時(shí)間的爭(zhēng)論在全國引起了輿論的廣泛關(guān)注。一方面，面對(duì)日趨激烈的市場(chǎng)競(jìng)爭(zhēng)，不少企業(yè)（尤其是互聯(lián)網(wǎng)行業(yè)）盛行加班文化。2016 年10 月，58 同城最早被曝光實(shí)行全員“996”工作制，即每周工作6天，每天從早9點(diǎn)工作到晚9點(diǎn)。此后，越來越多實(shí)行“996”工作制的互聯(lián)網(wǎng)大廠被曝光。該工作制涉嫌違反《勞動(dòng)法》，引起輿論的廣泛關(guān)注以及監(jiān)管部門和司法機(jī)構(gòu)的干預(yù)，然而，游走在法律邊緣的變相強(qiáng)制加班現(xiàn)象仍屢禁不止。2019 年4 月，阿里巴巴和京東的負(fù)責(zé)人在各自公司內(nèi)部動(dòng)員中對(duì)“996”的肯定，進(jìn)一步把有關(guān)該話題的輿論爭(zhēng)議推向高潮。另一方面，中央政府和地方政府為了增進(jìn)職工福利和促進(jìn)居民消費(fèi)，傾向于進(jìn)一步增加休假時(shí)間。2015 年8月，《國務(wù)院辦公廳關(guān)于進(jìn)一步促進(jìn)旅游投資和消費(fèi)的若干意見》發(fā)布，鼓勵(lì)彈性作息：“有條件的地方和單位可根據(jù)實(shí)際情況，依法優(yōu)化調(diào)整夏季作息安排，為職工周五下午與周末結(jié)合外出休閑度假創(chuàng)造有利條件。”此后，陸續(xù)有一些地區(qū)在部分季節(jié)試行“2.5 天小長假”，2020 年3 月以來，為了恢復(fù)受到新冠疫情嚴(yán)重影響的經(jīng)濟(jì)，試行“2.5天小長假”政策的地區(qū)數(shù)量一度達(dá)到高峰。

一面是政府主張的“2.5”，一面是企業(yè)主張的“996”，究竟是應(yīng)該增加閑暇時(shí)間還是增加工作時(shí)間？本文無意對(duì)此進(jìn)行政治和法律上的價(jià)值判斷，而是試圖立足于實(shí)證主義方法論，采用該領(lǐng)域在公開研究中迄今最大規(guī)模且盡可能大的跨國樣本，探討閑暇時(shí)間數(shù)量和質(zhì)量對(duì)經(jīng)濟(jì)增長的影響。黨的十八大以來，中國經(jīng)濟(jì)進(jìn)入新常態(tài)，從過去側(cè)重強(qiáng)調(diào)經(jīng)濟(jì)增長目標(biāo)轉(zhuǎn)變?yōu)楦幼⒅厣鷳B(tài)環(huán)境和收入分配等目標(biāo)，當(dāng)然，這并不意味著否定經(jīng)濟(jì)增長目標(biāo)的重要性。2020 年，中國人均GDP 達(dá)到1 萬美元左右①根據(jù)《2020 年國民經(jīng)濟(jì)與社會(huì)發(fā)展統(tǒng)計(jì)公報(bào)》中人民幣計(jì)價(jià)的人均國內(nèi)生產(chǎn)總值并用當(dāng)年人民幣兌美元匯率換算。，基本與全球人均GDP水平相當(dāng)，但與發(fā)達(dá)國家相比仍存在較大差距。為了避免陷入“中等收入陷阱”，順利實(shí)現(xiàn)“兩個(gè)一百年”奮斗目標(biāo)，中國必須在兼顧可持續(xù)性和包容性的同時(shí)，繼續(xù)保持較快的經(jīng)濟(jì)增長。而閑暇時(shí)間對(duì)于經(jīng)濟(jì)增長而言，既有促進(jìn)消費(fèi)的正面作用，也有擠出工作時(shí)間的負(fù)面作用。因此，閑暇時(shí)間既非越少越好，也非越多越好。那么，對(duì)于經(jīng)濟(jì)增長而言，中國目前的法定閑暇時(shí)間到底是多了還是少了，中國到底是需要“2.5”還是需要“996”，這必然無法從價(jià)值判斷和一般性討論中獲得答案。為此，本文將在文獻(xiàn)梳理和理論探討的基礎(chǔ)上，實(shí)證分析閑暇時(shí)間數(shù)量和質(zhì)量對(duì)經(jīng)濟(jì)增長的影響，以期為上述爭(zhēng)論和中國未來的休假政策提供啟示。

相對(duì)于既有研究，本文可能有3 個(gè)方面的邊際貢獻(xiàn)。第一，閑暇時(shí)間與經(jīng)濟(jì)增長關(guān)系的現(xiàn)有文獻(xiàn)大多為理論研究，實(shí)證研究很少，而且基本是針對(duì)單個(gè)國家的研究或針對(duì)兩個(gè)國家的對(duì)比研究，唯一的多國研究其樣本較少且代表性不足，本文則基于類別代表性和數(shù)據(jù)可得性搜集了41 個(gè)較大規(guī)模國家樣本的面板數(shù)據(jù)，是該領(lǐng)域公開研究中迄今最大范圍且已經(jīng)盡可能大的跨國樣本。第二，本文不僅研究了閑暇數(shù)量對(duì)經(jīng)濟(jì)增長的影響，還第一次實(shí)證檢驗(yàn)了閑暇質(zhì)量對(duì)經(jīng)濟(jì)增長的影響，即人力資本對(duì)閑暇時(shí)間數(shù)量與經(jīng)濟(jì)增長關(guān)系的調(diào)節(jié)效應(yīng)，從而考察優(yōu)質(zhì)閑暇對(duì)經(jīng)濟(jì)增長的作用。第三，本文還將首次對(duì)閑暇時(shí)間與經(jīng)濟(jì)增長的關(guān)系進(jìn)行異質(zhì)性分析，將全部樣本分別按照經(jīng)濟(jì)發(fā)展水平或文化地理差異劃分為不同子樣本，從而更深入、細(xì)致地揭示閑暇時(shí)間數(shù)量和質(zhì)量的經(jīng)濟(jì)增長效應(yīng)。

1 文獻(xiàn)述評(píng)與研究假設(shè)

有關(guān)閑暇時(shí)間與經(jīng)濟(jì)增長的研究，至少可以追溯到馬克思，他將非勞動(dòng)時(shí)間稱為自由時(shí)間（free time），其包括兩個(gè)部分：閑暇時(shí)間（用于娛樂和休息的余暇時(shí)間）和從事較高級(jí)活動(dòng)的時(shí)間（發(fā)展智力，在精神上掌握自由的時(shí)間）②馬克思,恩格斯.馬克思恩格斯全集（第25 卷）[M].北京:人民出版社,1974:926.。馬克思指出：“節(jié)約勞動(dòng)時(shí)間，等于增加自由時(shí)間。即增加使個(gè)人得到充分發(fā)展的時(shí)間，而個(gè)人的充分發(fā)展又作為最大的生產(chǎn)力反作用于勞動(dòng)生產(chǎn)力。”③馬克思,恩格斯.馬克思恩格斯全集（第46 卷（下））[M].北京:人民出版社,1980:122.馬克思實(shí)際上發(fā)現(xiàn)了閑暇時(shí)間通過積累人力資本而對(duì)生產(chǎn)力產(chǎn)生正外部性，由此對(duì)經(jīng)濟(jì)增長具有積極作用。老制度學(xué)派代表人物凡勃倫則在其《有閑階級(jí)論》中刻畫了有錢有閑階級(jí)將象征社會(huì)地位的炫耀性消費(fèi)和炫耀性休閑作為一種社會(huì)規(guī)范向普通階級(jí)灌輸?shù)氖痉缎?yīng)，后者在當(dāng)代經(jīng)濟(jì)增長文獻(xiàn)中被視為一種休閑外部性[1-3]。

經(jīng)濟(jì)增長理論的先驅(qū)拉姆齊在他超前于時(shí)代的最優(yōu)增長模型中，第一次把休閑納入社會(huì)福利函數(shù)，推導(dǎo)出社會(huì)將分為兩個(gè)階層而達(dá)至均衡，即節(jié)儉而知足常樂以及不節(jié)儉而及時(shí)行樂[4]。然而，主流經(jīng)濟(jì)學(xué)真正開始注意到休閑，是始于貝克爾的工作，他提出了不同活動(dòng)之間時(shí)間分配的理論，并指出“非工作時(shí)間的分配與效率如今變得比工作時(shí)間的分配與效率對(duì)經(jīng)濟(jì)福利更重要”[5]。受此影響，經(jīng)濟(jì)增長學(xué)者Chase開始再次把休閑納入社會(huì)福利函數(shù)[6]，但她把休閑定義為沒有工作的那部分人口，這個(gè)做法遭到Quibria 的批評(píng)，因?yàn)樗馕吨偭繉用嫔巷@然不現(xiàn)實(shí)的假設(shè)，即社會(huì)福利隨著失業(yè)率的增加而增加[7]。后者則將人均休閑定義為總可用時(shí)間和總工作時(shí)間之間的差，重新闡述了Ramsey 問題和探索了最優(yōu)增長的含義，論證了休閑的加入將改變短期均衡條件和長期動(dòng)態(tài)方程的性質(zhì)。1990年代以后，閑暇時(shí)間才在經(jīng)濟(jì)增長文獻(xiàn)中較為廣泛地出現(xiàn)，根據(jù)本文的研究目的，接下來將主要梳理其中與本研究密切相關(guān)的兩部分文獻(xiàn)，并通過進(jìn)一步的理論演繹，得到本文的兩個(gè)待檢驗(yàn)的研究假設(shè)。

1.1 閑暇時(shí)間的經(jīng)濟(jì)增長效應(yīng)

Ladrón-de-Guevara 等擴(kuò)展了Uzawa[8]和Lucas[9]兩部門（物質(zhì)生產(chǎn)和教育）內(nèi)生增長理論，將閑暇時(shí)間引入效用函數(shù)，結(jié)果發(fā)現(xiàn)存在具有不同經(jīng)濟(jì)增長率的多重均衡[10-11]。在該模型的基礎(chǔ)上，Candela 等加入了第三個(gè)部門（休閑服務(wù)業(yè)），并將總時(shí)間在工作、教育、休閑服務(wù)消費(fèi)時(shí)間和純自由時(shí)間之間分配，結(jié)果也證明存在多重均衡：一個(gè)更以服務(wù)業(yè)為導(dǎo)向的經(jīng)濟(jì)體，如果能將一定比例的時(shí)間從純自由時(shí)間重新分配到教育和服務(wù)消費(fèi)上，其經(jīng)濟(jì)增長會(huì)更快[12]。De Hek 在三部門（研究、中間產(chǎn)品、最終產(chǎn)品）內(nèi)生增長模型中，將休閑引入效用函數(shù)，并與消費(fèi)可相互替代。如果經(jīng)濟(jì)主體對(duì)休閑的重視程度高于消費(fèi)，則可能存在兩條均衡的增長路徑[13]。與低平衡增長路徑相比，高平衡增長路徑的特點(diǎn)是分配給休閑活動(dòng)的時(shí)間比例較小，用于研究活動(dòng)的時(shí)間比例較高。Psarianos令時(shí)間1=閑暇+分別投入物質(zhì)生產(chǎn)和人力資本生產(chǎn)兩部門的時(shí)間[14]，在Lucas增長模型的基礎(chǔ)上，引入休閑作為效用函數(shù)中的一個(gè)選擇變量，人們可以最優(yōu)化配置一小部分時(shí)間給非生產(chǎn)性活動(dòng)（休閑）[9]。休閑的引入（即閑暇數(shù)量的選擇），降低了經(jīng)濟(jì)增長率（即人均產(chǎn)出的穩(wěn)態(tài)增長率），這意味著，人們似乎愿意接受較低的收入增長率來換取“自由時(shí)間”。另一些文獻(xiàn)通過兩部門（物質(zhì)生產(chǎn)、教育）或單部門（物質(zhì)生產(chǎn)）內(nèi)生增長模型，得出產(chǎn)生多重均衡（穩(wěn)態(tài)不確定）的一些可能條件，包括內(nèi)生閑暇（工作-休閑的自由選擇）[15-16]、消費(fèi)和休閑在效用函數(shù)中的不可分性[16-17]、消費(fèi)和休閑之間的跨時(shí)期高替代性[17-18]等。

多數(shù)文獻(xiàn)只考慮了休閑對(duì)生產(chǎn)/消費(fèi)的替代效應(yīng)[19]，即由于總時(shí)間一定，更多的休閑時(shí)間擠出了用于工作的時(shí)間，必然導(dǎo)致相對(duì)較低的經(jīng)濟(jì)增長率。例如Maoz 以及Azariadis 等分別在兩部門和兩國模型中證明，休閑偏好的微小差異將引起經(jīng)濟(jì)增長率的顯著差異，更高的休閑偏好意味著更低的人均GDP增長率，這可以解釋美國和歐洲20世紀(jì)增長路徑的差異，歐洲人由于更享受閑暇，因此經(jīng)濟(jì)增長總體上慢于美國[20-21]。

少數(shù)文獻(xiàn)還考慮了休閑對(duì)生產(chǎn)/消費(fèi)的補(bǔ)償效應(yīng)。由于閑暇時(shí)間用于社交以及休閑活動(dòng)時(shí)通常是結(jié)伴完成，因此，Bilancini和D'Alessandro、張梁梁等提出增加閑暇時(shí)間可以誘發(fā)社會(huì)關(guān)系、社會(huì)資本的積累，從而強(qiáng)化了閑暇對(duì)生產(chǎn)/消費(fèi)的積極溢出效應(yīng)[22-23]。魏翔和虞義華則提出補(bǔ)償效應(yīng)的另外3 種來源，即健康、積極的休閑活動(dòng)對(duì)人力資本積累、物質(zhì)資本積累和技術(shù)效率提升分別產(chǎn)生的“閑中學(xué)”效應(yīng)、等勢(shì)效應(yīng)和“閑而優(yōu)”效應(yīng)[24]。

上述補(bǔ)償效應(yīng)均有利于經(jīng)濟(jì)增長，實(shí)質(zhì)上屬于某種正的休閑外部性[2-3,21-22,25-27]。然而，休閑也可能存在負(fù)的外部性，例如消極、不健康的休閑活動(dòng)[24]、休閑設(shè)施的擁擠[3]、炫耀性和攀比性休閑[2,21,27]等，從而不利于經(jīng)濟(jì)增長。

由此可見，閑暇時(shí)間對(duì)經(jīng)濟(jì)增長的影響最終取決于休閑的凈效應(yīng)，即補(bǔ)償效應(yīng)（正外部性）同負(fù)外部性與替代效應(yīng)之和的比較，當(dāng)前者大于后者時(shí)，閑暇時(shí)間對(duì)經(jīng)濟(jì)增長整體上起到促進(jìn)作用，反之，則起到抑制作用。盡管目前還沒有文獻(xiàn)和方法能夠具體衡量上述正負(fù)效應(yīng)的大小，但可以推斷閑暇時(shí)間與經(jīng)濟(jì)增長之間的關(guān)系不是線性的，而是非線性的。然而，現(xiàn)有文獻(xiàn)大多為理論模型和數(shù)值模擬，對(duì)閑暇與增長關(guān)系的計(jì)量實(shí)證研究很少，而且，如下文所述，他們所采用的樣本數(shù)量和代表性也有較大局限。

使用中國1981—2003年[28]和1983—2003年[29]時(shí)間序列數(shù)據(jù)進(jìn)行的兩篇實(shí)證文獻(xiàn)的結(jié)果均表明，休閑時(shí)間與中國經(jīng)濟(jì)長期增長之間存在微弱的負(fù)相關(guān)關(guān)系，其解釋是中國仍處于工業(yè)化階段，在該階段，經(jīng)濟(jì)增長主要是由生產(chǎn)決定的，休閑的替代效應(yīng)往往大于補(bǔ)償效應(yīng)，所以凈效應(yīng)通常是負(fù)的。而利用中國和瑞典1978—2008 年數(shù)據(jù)[30]以及利用1994—2012 年中國和丹麥數(shù)據(jù)[31]進(jìn)行的兩篇比較研究文獻(xiàn)同樣顯示，中國的閑暇增加對(duì)經(jīng)濟(jì)增長具有負(fù)作用，但瑞典和丹麥與此相反，因?yàn)楹蠊I(yè)化社會(huì)中，伴隨著收入水平和閑暇偏好的提高以及服務(wù)業(yè)比重上升，閑暇的補(bǔ)償效應(yīng)通常大于替代效應(yīng)。魏翔則檢驗(yàn)了16個(gè)國家（澳大利亞、奧地利、加拿大、德國、希臘、愛爾蘭、韓國、墨西哥、葡萄牙、西班牙、美國、新加坡、泰國、印度、埃及、南非）20 世紀(jì)八九十年代閑暇與增長之間的關(guān)系，結(jié)果表明，閑暇時(shí)間對(duì)經(jīng)濟(jì)增長率有溫和的負(fù)效應(yīng)[32]。

然而，對(duì)于跨國實(shí)證檢驗(yàn)而言，上述研究的樣本國家太少，且國家類型的分布缺乏足夠的代表性。因此，本文將在數(shù)據(jù)可獲取的情況下，納入更多的且更具代表性的樣本國家（發(fā)達(dá)國家和發(fā)展中國家的樣本、不同文化地理區(qū)域的國家樣本，數(shù)量大致平衡），進(jìn)一步檢驗(yàn)閑暇時(shí)間與經(jīng)濟(jì)增長之間的非線性關(guān)系。由此，本文提出以下研究假設(shè)：

H1：閑暇時(shí)間對(duì)經(jīng)濟(jì)增長存在顯著的非線性影響

1.2 優(yōu)質(zhì)閑暇的作用

Gómez總結(jié)了文獻(xiàn)中出現(xiàn)的3種對(duì)閑暇時(shí)間的設(shè)定，即原始時(shí)間、優(yōu)質(zhì)時(shí)間和家庭生產(chǎn)33]。原始時(shí)間指的就是前文中單純的閑暇時(shí)間，即L；優(yōu)質(zhì)時(shí)間則是指經(jīng)過人力資本調(diào)節(jié)的閑暇時(shí)間，即LH；家庭生產(chǎn)除了使用閑暇時(shí)間之外，還要使用物質(zhì)和人力資本。選擇不同的閑暇設(shè)定在內(nèi)生增長理論中起著至關(guān)重要的作用[32]，此外，部分研究還發(fā)現(xiàn)，稅收對(duì)經(jīng)濟(jì)增長的影響以及矯正外部性的最優(yōu)稅收政策均取決于閑暇時(shí)間的設(shè)定[25,34-36]。

內(nèi)生增長的大部分文獻(xiàn)都將閑暇簡(jiǎn)單設(shè)定為一種只需要使用“原始時(shí)間”的非市場(chǎng)活動(dòng)，但也有少量文獻(xiàn)較早指出閑暇應(yīng)該是時(shí)間和人力資本的結(jié)合[5,34,37]。Ladrón-de-Guevara等首次將原始時(shí)間稱為沒有考慮質(zhì)量的閑暇（unqualified leisure），即未經(jīng)人力資本調(diào)節(jié)的閑暇時(shí)間，并表明閑暇以此種形式進(jìn)入效用函數(shù)時(shí)，內(nèi)生增長模型可能會(huì)出現(xiàn)多個(gè)平衡增長路徑[10]。受此啟發(fā)，Ortigueira 提出相反的概念——有質(zhì)量的閑暇（qualified leisure），即經(jīng)過人力資本調(diào)節(jié)的閑暇時(shí)間，也就是上文所說的優(yōu)質(zhì)時(shí)間；他發(fā)現(xiàn)，將經(jīng)人力資本調(diào)節(jié)的閑暇納入效用函數(shù)的后果可能與未經(jīng)人力資本調(diào)節(jié)的后果截然不同，前者被證明存在唯一的全局穩(wěn)定平衡增長路徑[38]。Mino 也證明，在社會(huì)不變報(bào)酬的技術(shù)下，如果優(yōu)質(zhì)時(shí)間模型包含一個(gè)可行的平衡增長均衡，則它是唯一給定的，而且至少是局部確定的，不會(huì)產(chǎn)生不確定性[16]。Gómez 則證明，與原始時(shí)間模型的結(jié)果不同，如果閑暇被設(shè)定為優(yōu)質(zhì)時(shí)間，且勞動(dòng)力供應(yīng)無彈性，在教育中沒有外部性的情況下，長期均衡增長率等于最優(yōu)增長率[25]。

新古典經(jīng)濟(jì)學(xué)認(rèn)為，閑暇“擠出”工作時(shí)間，因而對(duì)生產(chǎn)具有替代效應(yīng)[19]。與此同時(shí)，閑暇還具有促進(jìn)經(jīng)濟(jì)增長的補(bǔ)償效應(yīng)，它表現(xiàn)為3種形式：閑而優(yōu)效應(yīng)、閑中學(xué)效應(yīng)、等勢(shì)效應(yīng)[30]。Wei 等認(rèn)為，經(jīng)人力資本調(diào)節(jié)的閑暇時(shí)間代表了閑暇的某種補(bǔ)償效應(yīng)[28]。一般而言，一個(gè)國家的人力資本水平越高，代表國民的受教育程度和整體素質(zhì)越高，人們?cè)接锌赡軐㈤e暇時(shí)間用于學(xué)習(xí)、閱讀、旅游、文藝、發(fā)明創(chuàng)造等有利于身心和生產(chǎn)的優(yōu)質(zhì)閑暇活動(dòng)，而較少用于沉迷網(wǎng)絡(luò)、酗酒等消極閑暇活動(dòng)，因此，人力資本能夠增強(qiáng)閑暇對(duì)經(jīng)濟(jì)增長的補(bǔ)償效應(yīng)。在控制其他因素的情況下，人力資本越高，閑暇時(shí)間對(duì)經(jīng)濟(jì)增長的積極影響越大；高人力資本的國家相比低人力資本的國家，其閑暇時(shí)間對(duì)經(jīng)濟(jì)增長的凈效應(yīng)（替代效應(yīng)和補(bǔ)償效應(yīng)抵消后的結(jié)果）更可能為正。基于上述分析，本文提出如下研究假設(shè)：

H2：人力資本在閑暇時(shí)間對(duì)經(jīng)濟(jì)增長的影響中存在正向調(diào)節(jié)效應(yīng)

2 模型、變量和數(shù)據(jù)描述

2.1 計(jì)量模型與樣本選擇

為檢驗(yàn)本文的兩個(gè)研究假設(shè)，本文在經(jīng)典的經(jīng)濟(jì)增長計(jì)量模型[39]中引入代表閑暇（閑暇時(shí)間在總時(shí)間中所占比例）的變量l，并通過對(duì)l的不同處理建立4 個(gè)模型，對(duì)閑暇和經(jīng)濟(jì)增長的關(guān)系進(jìn)行實(shí)證分析。具體處理方法如下。

1）模型1 作為基準(zhǔn)模型，將被解釋變量人均GDP 增長率、核心解釋變量閑暇比例和一系列控制變量引入模型，進(jìn)行全樣本面板回歸檢驗(yàn)。

2）為了驗(yàn)證閑暇對(duì)人均GDP 增長率的影響是否存在非線性特征，模型2 將l的平方項(xiàng)與l一起引入計(jì)量模型，進(jìn)行全樣本的面板回歸檢驗(yàn)，目的是檢驗(yàn)是否能得到閑暇比例與人均GDP 增長率的U形或倒U形關(guān)系。

3）根據(jù)理論文獻(xiàn)，穩(wěn)態(tài)時(shí)的經(jīng)濟(jì)增長率受到閑暇影響，積極影響還是消極影響是不確定的。由此可以推測(cè)，閑暇對(duì)經(jīng)濟(jì)增長的影響可能存在區(qū)間效應(yīng)，即閑暇水平可能有一個(gè)最優(yōu)區(qū)間。因此，模型3根據(jù)樣本國家閑暇的分布范圍（從0.5650 至0.7184），采用四分位法劃分4個(gè)區(qū)間，在模型1的基礎(chǔ)上加入代表不同區(qū)間的3 個(gè)虛擬變量，進(jìn)一步考察閑暇對(duì)于經(jīng)濟(jì)增長的非線性影響。

4）為了檢驗(yàn)H2，模型4在模型1的基礎(chǔ)上，引入閑暇變量和人力資本變量的交互項(xiàng)lh，用于檢驗(yàn)人力資本在閑暇時(shí)間對(duì)經(jīng)濟(jì)增長的影響中是否存在調(diào)節(jié)效應(yīng)，也即考察閑暇質(zhì)量對(duì)經(jīng)濟(jì)增長的作用。

此外，在數(shù)據(jù)可得性的前提下，本文基本保留了經(jīng)典的經(jīng)濟(jì)增長計(jì)量模型中的一系列控制變量。最后，根據(jù)所選計(jì)量模型和估計(jì)方法的實(shí)際情況，還選擇性地加入了控制個(gè)體固定效應(yīng)的國家虛擬變量和控制時(shí)間固定效應(yīng)的年度虛擬變量，旨在借此分離由地區(qū)和時(shí)間產(chǎn)生的其他未控制因素。

綜上所述，本文的4個(gè)計(jì)量模型依次如下。

式（1）～式（4）中，i=1，2，3，…，41，分別代表各個(gè)經(jīng)濟(jì)體；t＝1，2，…，15，分別代表各個(gè)年份；ui代表各個(gè)國家的虛擬變量，以控制個(gè)體固定效應(yīng)；vt代表各個(gè)年份的虛擬變量，以控制時(shí)間固定效應(yīng)；εit代表隨機(jī)誤差項(xiàng)；β0代表常數(shù)項(xiàng)；Xit代表一系列控制變量組成的向量。被解釋變量、解釋變量、控制變量的具體說明見后文。

本文的研究時(shí)段和樣本篩選程序如下：本文的核心解釋變量是閑暇時(shí)間在年總時(shí)間中所占比例（后文將簡(jiǎn)稱閑暇或閑暇比例），它的計(jì)算需用到年均工作時(shí)間、25 歲以上人口的平均受教育年限、預(yù)期壽命這3 項(xiàng)數(shù)據(jù)，分別來自賓夕法尼亞大學(xué)世界表9.0 版（University of Pennsylvania word tabe，PWT 9.0）數(shù)據(jù)庫、（Cohen-Soto-Leker，CSL）數(shù)據(jù)庫以及世界銀行的世界發(fā)展指數(shù)（world development index，WDI）數(shù)據(jù)庫。2000—2015年的跨國數(shù)據(jù)集相對(duì)較為完整且可靠，因此，本文選擇其為研究時(shí)段。

跨國樣本方面，由于規(guī)模過小的國家和地區(qū)往往經(jīng)濟(jì)結(jié)構(gòu)單一，經(jīng)濟(jì)上嚴(yán)重依附周邊國家，經(jīng)濟(jì)增長的偶然性較強(qiáng)，可能干擾計(jì)量模型的結(jié)果，因此，按照國際貨幣基金組織對(duì)2015年全世界國家和地區(qū)GDP 總量的統(tǒng)計(jì)，選取該指標(biāo)超過1000 億美元者，共計(jì)60個(gè)。接下來，剔除年平均工作時(shí)間、25歲以上人口平均受教育年限、預(yù)期壽命這3項(xiàng)關(guān)鍵數(shù)據(jù)缺失嚴(yán)重甚至沒有數(shù)據(jù)的國家和地區(qū)，最終得到41個(gè)國家跨15年的樣本①在上述數(shù)據(jù)庫中缺失中國的年均工作時(shí)間數(shù)據(jù)，考慮到中國的重要性和替代數(shù)據(jù)的可得性，本文選擇《中國勞動(dòng)統(tǒng)計(jì)年鑒》中的城鎮(zhèn)居民平均周工作時(shí)間（單位：小時(shí)）折算成年平均工作時(shí)間加以補(bǔ)齊。。本文分別按經(jīng)濟(jì)發(fā)展程度和文化地理特征對(duì)這些國家進(jìn)行分類，結(jié)果見表1。

表1 樣本國家及其分組Tab.1 Samples and sample grouping

依據(jù)表1 的樣本劃分，本文將對(duì)前述模型1 和模型4開展進(jìn)一步的異質(zhì)性分析。由于分組后樣本數(shù)減少，不再適合對(duì)模型2 和模型3 進(jìn)行分析。前文曾經(jīng)述及，中國和瑞典以及中國和丹麥的兩項(xiàng)比較研究，提示作為發(fā)展中國家的中國，其閑暇增加對(duì)經(jīng)濟(jì)增長具有負(fù)作用，而作為發(fā)達(dá)國家的瑞典和丹麥則反之，本文擬利用更大、更全面的發(fā)展中國家和發(fā)達(dá)國家樣本，通過模型1 對(duì)兩者的表現(xiàn)進(jìn)行比較，以便驗(yàn)證上述文獻(xiàn)的提示，并進(jìn)一步支撐本文的H1。此外，對(duì)各個(gè)分組模型4 的分析，則是對(duì)本文H2的一種異質(zhì)性分析

2.2 變量說明及數(shù)據(jù)來源

本文計(jì)量模型的控制變量來自經(jīng)典實(shí)證文獻(xiàn)對(duì)世界各國經(jīng)濟(jì)增長的計(jì)量研究，同時(shí)，根據(jù)本文實(shí)際研究需要，選取更加合適的變量表征指標(biāo)和數(shù)據(jù)來源。表2總結(jié)了前述4個(gè)模型涉及的所有變量。

表2 變量簡(jiǎn)要說明Tab.2 Brief description of variables

下面對(duì)上述變量做進(jìn)一步的詳細(xì)說明。

1）被解釋變量

lnGDPgri,t表示人均GDP 增長率的自然對(duì)數(shù)，GDP 數(shù)據(jù)是2000 年不變價(jià)格，來自世界銀行的WDI數(shù)據(jù)庫。

2）核心解釋變量

li,t表示閑暇時(shí)間占總時(shí)間的比例。該指標(biāo)沒有直接的統(tǒng)計(jì)，參考葛翔宇等[30]方法，采用如下公式進(jìn)行計(jì)算：

該變量表示總時(shí)間被標(biāo)準(zhǔn)化為1 時(shí)，閑暇在總時(shí)間中所占比例。其中，人均年工作時(shí)間的數(shù)據(jù)來自PWT 9.0，單位是小時(shí)/年。人口預(yù)期壽命的數(shù)據(jù)來自前述WDI數(shù)據(jù)庫，單位是年。人均受教育年限在Barro-Lee數(shù)據(jù)庫和CSL數(shù)據(jù)庫中較為完整，有研究表明，后者比前者的數(shù)據(jù)質(zhì)量更好，相應(yīng)結(jié)果也更佳[40,41]，因此，本文選擇CSL數(shù)據(jù)庫，單位是年。

在模型3 中，因?yàn)檫M(jìn)入計(jì)量模型的閑暇變量不是l的數(shù)值，而是表征閑暇l水平區(qū)間的虛擬變量l1、l2、l3。全體樣本中閑暇比例的數(shù)值分布在0.5650 和0.7184 之間，本文采用四分位法（quartile）進(jìn)行區(qū)間劃分，3 個(gè)四分位點(diǎn)的數(shù)值分別為0.6384、0.6608 和0.6855。當(dāng)閑暇水平在0.5650～0.6384 時(shí)，虛擬變量l1=1；當(dāng)閑暇水平在0.6384～0.6608 時(shí)，虛擬變量l2=1；當(dāng)閑暇水平在0.6608～0.6855 時(shí)，虛擬變量l3=1；當(dāng)閑暇水平在0.6855～0.7184時(shí)，作為參照區(qū)間，該區(qū)間3個(gè)虛擬變量的取值都為0。

3）控制變量

Hci,t表示人力資本，本文選用PWT 9.0 的人力資本指數(shù)代表。Popi,t表示人口狀態(tài)。本文選用生育率來代表，數(shù)據(jù)來自WDI數(shù)據(jù)庫。Govi,t表示政府規(guī)模。數(shù)據(jù)來自Economic Freedom 數(shù)據(jù)庫（Free theWorld.com）的政府規(guī)模（size of government）指標(biāo)。這是一個(gè)評(píng)分變量，是對(duì)政府一般性消費(fèi)支出、轉(zhuǎn)移支付和補(bǔ)貼、政府投資和國有企業(yè)、邊際稅率這4個(gè)方面的綜合評(píng)分，評(píng)分值從0～10，其值越高意味著政府規(guī)模越小。Legi,t表示法治水平。數(shù)據(jù)亦來自Economic Freedom 數(shù)據(jù)庫（FreetheWorld.com）的法律制度和產(chǎn)權(quán)（legal system & property rights）指標(biāo)。這也是一個(gè)綜合評(píng)分變量，包括各國司法的獨(dú)立性、法庭的公正性、產(chǎn)權(quán)的被保護(hù)程度、法律制度的完整性、合約的法律執(zhí)行力等方面的綜合評(píng)分，評(píng)分值從0～10，其值越高意味著該國法治水平越高。Trai,t表示貿(mào)易水平，為進(jìn)出口總額與GDP 之比，數(shù)據(jù)來自WDI 數(shù)據(jù)庫。Infi,t表示通貨膨脹率，用來衡量宏觀經(jīng)濟(jì)穩(wěn)定性，數(shù)據(jù)來自WDI 數(shù)據(jù)庫。di為國家虛擬變量，反映其他未控制的國家個(gè)體因素對(duì)經(jīng)濟(jì)增長差異的影響。ti為年度虛擬變量，反映時(shí)間因素對(duì)經(jīng)濟(jì)增長差異的影響。

考慮到自變量之間存在多重共線性的可能性，在計(jì)量回歸之前，先進(jìn)行相關(guān)分析和方差分析，計(jì)算出相關(guān)系數(shù)和方差膨脹因子①限于篇幅，計(jì)算結(jié)果省略，如有需要，可向筆者索取。。結(jié)果表明，所有解釋變量、控制變量之間的相關(guān)系數(shù)均小于0.8，其中，人力資本變量和法治水平變量之間的相關(guān)系數(shù)最高，達(dá)0.7423，而所有解釋變量之間的方差膨脹因子（variance inflation factor，VIF）值均小于5，因此，不存在嚴(yán)重的多重共線性，可以進(jìn)行后續(xù)的面板回歸分析。

2.3 描述性統(tǒng)計(jì)

全部41 個(gè)樣本國家的變量描述性統(tǒng)計(jì)結(jié)果見表3。

表3 變量的描述性統(tǒng)計(jì)Tab.3 Descriptive statistics of variables

本文重點(diǎn)關(guān)注核心解釋變量-閑暇比例，其在樣本國家全部年份中的分布范圍在0.56～0.72之間，其平均值和中位數(shù)均為0.66，相當(dāng)于平均每天中有2/3時(shí)間即16小時(shí)為工作和受教育之外的閑暇時(shí)間。若假設(shè)正常情況下平均每天有8小時(shí)睡眠時(shí)間，則總體樣本中平均每天的可支配閑暇時(shí)間為8小時(shí)。

圖1 展示了各國歷年平均的時(shí)間配置比例，韓國的閑暇比例最低，僅58.54%，是因?yàn)槠湓诠ぷ骱徒逃隙己堋捌础保瑑烧邥r(shí)間比例排名分別為第4（僅次于中國、新加坡、馬來西亞）和第10。“奔放”的巴西和“浪漫”的法國閑暇比例超過70%，位居前兩名；不同的是，前者主要因教育時(shí)間偏少（教育時(shí)間比例倒數(shù)第7），而后者主要因工作時(shí)間偏少（工作比例倒數(shù)第4）。中國的閑暇時(shí)間比例為65%，接近各國平均水平，然而，這伴隨著最長的工作時(shí)間（唯一超過27%的國家）以及第3低的教育時(shí)間（僅高于印度和孟加拉國）。而印、孟兩國閑暇時(shí)間比例偏高，最主要是源于其教育時(shí)間最少，盡管其工作時(shí)間較長。相反，主要的英裔發(fā)達(dá)國家美國、澳大利亞、新西蘭、加拿大、英國的閑暇時(shí)間比例則偏低，這主要是源自其教育時(shí)間較長（分列第1、第2、第4、第7和第9位）。

圖1 各國歷年平均的時(shí)間配置比例Fig.1 The average time allocation ratio for each country over the years

圖2 進(jìn)一步呈現(xiàn)出各國時(shí)間配置的分布以及3 種時(shí)間配置之間的關(guān)系。圖2 中有6 個(gè)極值國家——工作時(shí)間最長的中國和最短的德國，教育時(shí)間最長的美國和最短的孟加拉國，閑暇時(shí)間最長的巴西和最短的韓國。圖2 中3 條輔助線EE、EW、EL分別代表全體樣本國家教育時(shí)間比例、工作時(shí)間比例、閑暇時(shí)間比例的均值線，它們將坐標(biāo)空間劃分為6 個(gè)象限：Ⅰ象限-較高教育低工作高閑暇，Ⅱ象限-高教育較低工作低閑暇，Ⅲ象限-高教育高工作低閑暇，Ⅳ象限-較低教育高工作低閑暇，Ⅴ象限-低教育較高工作高閑暇，Ⅵ象限-低教育低工作高閑暇。值得注意的是，教育時(shí)間長且工作時(shí)間短的Ⅰ、Ⅱ兩個(gè)象限無一例外地全是發(fā)達(dá)經(jīng)濟(jì)體，同時(shí)，只有7個(gè)發(fā)達(dá)經(jīng)濟(jì)體（占比不到30%）落在這個(gè)區(qū)域之外，由此可見，絕大部分發(fā)達(dá)經(jīng)濟(jì)體的時(shí)間配置都表現(xiàn)為高教育低工作的典型特征，這可能得益于經(jīng)濟(jì)發(fā)展后期人力資本要素對(duì)簡(jiǎn)單勞動(dòng)要素的替代，換句話說，勞動(dòng)質(zhì)量取代并超越了勞動(dòng)數(shù)量對(duì)經(jīng)濟(jì)增長的作用。另外，發(fā)展中經(jīng)濟(jì)體則散布于其他4 個(gè)象限，并沒有表現(xiàn)出典型的時(shí)間配置分布特征。最后，時(shí)間配置的分布也較大程度上表現(xiàn)出文化地理上的差異性，例如，除南非外，盎格魯-撒克遜國家均位于Ⅱ象限；而Ⅰ象限全部為歐洲大陸國家；除意大利外，Ⅵ象限全部為西-葡語系國家，這可能是因?yàn)檫@些國家經(jīng)濟(jì)結(jié)構(gòu)單一，依賴少數(shù)行業(yè)或出口產(chǎn)品，且低技能勞動(dòng)是低收入群體的主要收入來源，所以這些國家的人們可能更傾向參與勞動(dòng)力市場(chǎng)而非追求更高的教育程度，從而導(dǎo)致工作時(shí)間長、教育和閑暇時(shí)間較低；所有西-葡語系國家全部位于圖中左半部分（Ⅵ象限和Ⅳ象限），說明該類國家普遍不太重視教育；而除日本外，中-印文化國家全部位于圖中上半部分（Ⅲ象限、Ⅳ象限、Ⅴ象限），說明該區(qū)域國家?guī)缀醵际恰肮ぷ骺瘛薄?/p>

圖2 各國工作、教育、閑暇時(shí)間的三維平面Fig.2 Three-dimensional plane of working time,education time,and leisure time in each country

3 全樣本面板回歸的結(jié)果分析

3.1 計(jì)量方法

本節(jié)采用的樣本是41 個(gè)國家15 年的面板數(shù)據(jù)。首先，Hausman 檢驗(yàn)結(jié)果顯著拒絕原假設(shè)（Hausman統(tǒng)計(jì)量的值為20.54，p值為0.0085），這表明模型應(yīng)選擇固定效應(yīng)模型。虛擬變量法（least squares dummy variables regression，LSDV）進(jìn)一步考察是否存在個(gè)體固定效應(yīng)，結(jié)果在1%顯著水平下拒絕原假設(shè)，即存在個(gè)體效應(yīng)，不應(yīng)使用混合回歸。再進(jìn)一步檢驗(yàn)?zāi)甓忍摂M變量的聯(lián)合顯著性，結(jié)果在1%水平下顯著拒絕“無時(shí)間效應(yīng)”的原假設(shè)，認(rèn)為在模型中應(yīng)當(dāng)考慮年度效應(yīng)。綜上，應(yīng)該選用雙向固定效應(yīng)方法進(jìn)行估計(jì)。

其次，本文基于Wooldridge 檢驗(yàn)、Wald 檢驗(yàn)、Pesaran 檢驗(yàn)檢驗(yàn)研究使用的面板數(shù)據(jù)是否滿足最小二乘法（ordinary least square，OLS）估計(jì)的無自相關(guān)、同方差、截面不相關(guān)3 個(gè)假定條件，檢驗(yàn)結(jié)果發(fā)現(xiàn)數(shù)據(jù)存在組內(nèi)自相關(guān)、組間異方差、組間同期相關(guān)等問題。此時(shí)，固定效應(yīng)模型的估計(jì)結(jié)果不再有效。可行的廣義最小二乘法（feasible generalized least squares，F(xiàn)GLS）可以克服這些問題，提高面板回歸的有效性。然而，在面板數(shù)據(jù)的時(shí)間數(shù)T小于截面數(shù)N的情況下，F(xiàn)GLS 估計(jì)參數(shù)的標(biāo)準(zhǔn)差并不能夠完全反映其變異情況。面板校正標(biāo)準(zhǔn)誤（panelcorrected standard errors，PCSE）方法在保留OLS 估計(jì)參數(shù)的基礎(chǔ)上對(duì)其標(biāo)準(zhǔn)差進(jìn)行修正，是FGLS 的一種替代方法，能夠更加準(zhǔn)確地對(duì)面板數(shù)據(jù)進(jìn)行回歸估計(jì)。雖然本文總樣本的截面數(shù)N大于時(shí)間數(shù)T，但相對(duì)而言，N并沒有足夠巨大、T也沒有足夠短小到成為一般“短而寬”意義上的短面板數(shù)據(jù)。為檢驗(yàn)回歸結(jié)果對(duì)于估計(jì)方法的敏感性，本文同時(shí)運(yùn)用FGLS 和PCSE 進(jìn)行估計(jì)，如果估計(jì)結(jié)果相似，則說明模型具有較好的穩(wěn)健性。此外，本文還基于DM 檢驗(yàn)進(jìn)行了內(nèi)生性檢驗(yàn)，結(jié)果顯示p=0.4945，無須采用工具變量法或動(dòng)態(tài)面板的估計(jì)方法。

綜上所述，本節(jié)采用PCSE和FGLS兩種估計(jì)方法確保回歸結(jié)果的穩(wěn)健性，使用軟件Stata 16.0對(duì)前述4 個(gè)面板模型進(jìn)行回歸。此外，為了剔除不同變量的量綱差異，并使得各變量的面板數(shù)據(jù)更具組間可比性和跨期可比性[42-45]，本文對(duì)解釋變量和控制變量進(jìn)行了標(biāo)準(zhǔn)化處理（被解釋變量已經(jīng)是對(duì)數(shù)形式，故不再進(jìn)行標(biāo)準(zhǔn)化）。

3.2 結(jié)果分析

表4 報(bào)告了全樣本中4 個(gè)模型的PCSE 和FGLS兩種估計(jì)方法的結(jié)果。首先考察核心解釋變量。模型1 表明，閑暇時(shí)間比對(duì)經(jīng)濟(jì)增長呈現(xiàn)出非常顯著的負(fù)面影響，并且系數(shù)高達(dá)-0.494，意味著閑暇時(shí)間比例增加1 個(gè)標(biāo)準(zhǔn)差，將使對(duì)數(shù)人均GDP 增長率減少0.5%（此處的%為增長率的單位），也即人均GDP 增長率下降64%（此處的%為增長率的降幅），因此，這種影響是相當(dāng)可觀的。

表4 全樣本面板回歸檢驗(yàn)結(jié)果Tab.4 Results of full-sample panel regression tests

接下來考察閑暇時(shí)間比對(duì)經(jīng)濟(jì)增長的作用是否存在非線性特征，模型2中加入了閑暇時(shí)間比的二次項(xiàng)，結(jié)果表明，閑暇時(shí)間比的一次項(xiàng)和二次項(xiàng)都很顯著，前者為負(fù)，后者為正，可見，閑暇時(shí)間比對(duì)經(jīng)濟(jì)增長的影響呈現(xiàn)出U形的非線性特征，證實(shí)了H1。

為了考察閑暇時(shí)間比的區(qū)間效應(yīng)，模型3 將全部樣本的實(shí)際閑暇時(shí)間比按照四分位數(shù)劃分為4個(gè)區(qū)間，在模型1 的基礎(chǔ)上相應(yīng)地增加了3 個(gè)代表閑暇時(shí)間比區(qū)間的虛擬變量。結(jié)果發(fā)現(xiàn)，相對(duì)于參照區(qū)間（閑暇時(shí)間比最高的區(qū)間）而言，閑暇時(shí)間次高區(qū)間的人均GDP 增長率平均要高出34.8%，且這個(gè)差別在統(tǒng)計(jì)上非常顯著；閑暇時(shí)間最低區(qū)間的經(jīng)濟(jì)增長率雖比參照區(qū)間平均高出35.5%，但在統(tǒng)計(jì)上不顯著；閑暇時(shí)間次低區(qū)間的經(jīng)濟(jì)增長率略低于參照區(qū)間，且不顯著。上述發(fā)現(xiàn)也進(jìn)一步驗(yàn)證了閑暇時(shí)間與經(jīng)濟(jì)增長的非線性特征。

最后，模型4 考察了人力資本指數(shù)在閑暇時(shí)間與經(jīng)濟(jì)增長的關(guān)系中的調(diào)節(jié)效應(yīng)。從交叉項(xiàng)的回歸結(jié)果可以看出，人力資本指數(shù)非常顯著地正向調(diào)節(jié)了閑暇時(shí)間與經(jīng)濟(jì)增長之間的負(fù)向關(guān)系，人力資本指數(shù)每增加一個(gè)標(biāo)準(zhǔn)差，閑暇比例與對(duì)數(shù)人均GDP 增長率之間的負(fù)斜率將回升0.275 個(gè)單位；考慮到模型4 中閑暇比例主效應(yīng)的系數(shù)為-0.246（雖不顯著），這意味著，人力資本指數(shù)最高的那10%的國家，其閑暇時(shí)間與經(jīng)濟(jì)增長的關(guān)系很可能是正向的。由此，驗(yàn)證了本文的H2。

控制變量方面，作為控制變量的人力資本指數(shù)在模型1 至模型3 中均為負(fù)，而在考慮其調(diào)節(jié)效應(yīng)的模型4 中為正，但是所有模型的結(jié)果在統(tǒng)計(jì)上都不顯著；所有模型中生育率對(duì)經(jīng)濟(jì)增長的總體影響均為正，但除模型4 外，通常都不顯著；政府規(guī)模在模型1 和模型2 中為正，在模型3 和模型4 中為負(fù)，但是在統(tǒng)計(jì)上和經(jīng)濟(jì)上均不顯著，因此，上述3個(gè)變量都需要進(jìn)一步考察后文的異質(zhì)性分析。貿(mào)易水平在所有模型所有估計(jì)中基本都非常顯著，法治水平在所有模型的多數(shù)估計(jì)中都顯著，而且兩者都全部為正向，說明研究期內(nèi)全球化和法治建設(shè)是推動(dòng)經(jīng)濟(jì)增長的重要因素。最后，通脹率在所有模型和估計(jì)中均為負(fù)，但在統(tǒng)計(jì)上和經(jīng)濟(jì)上均不顯著，說明它對(duì)全部樣本國家的經(jīng)濟(jì)增長的影響并不明顯。

4 分組樣本的異質(zhì)性分析

4.1 按經(jīng)濟(jì)發(fā)展水平分組的異質(zhì)性分析

本節(jié)將對(duì)發(fā)達(dá)經(jīng)濟(jì)體（24 個(gè)國家）樣本和發(fā)展中經(jīng)濟(jì)體（17 個(gè)國家）樣本分別進(jìn)行估計(jì)。由于分樣本的橫截面數(shù)量較少，平方項(xiàng)代表的非線性關(guān)系可能存在隨機(jī)因素和不確定性，而如果進(jìn)行區(qū)間估計(jì)，則每個(gè)區(qū)間的樣本過少，因此，在分樣本研究中放棄模型2和模型3，只進(jìn)行模型1和模型4的估計(jì)。

對(duì)于發(fā)達(dá)經(jīng)濟(jì)體樣本，首先，進(jìn)行方差膨脹因子檢驗(yàn)，所有變量的VIF 值均小于5，不存在多重共線性。其次，根據(jù)Hausman檢驗(yàn)，Hausman統(tǒng)計(jì)量的值為11.45，p值為0.1774，不能拒絕固定效應(yīng)與隨機(jī)效應(yīng)估計(jì)系數(shù)不存在顯著差異的原假設(shè)，應(yīng)選擇隨機(jī)效應(yīng)模型進(jìn)行估計(jì)，和上節(jié)處理方法相同，也采用PCSE方法和FGLS方法進(jìn)行估計(jì)。和全樣本的情況類似，兩種方法得到的結(jié)果大同小異，為簡(jiǎn)潔起見，分樣本研究中將僅報(bào)告PCSE 估計(jì)的結(jié)果①后文不再對(duì)其他樣本的統(tǒng)計(jì)量檢驗(yàn)、模型和估計(jì)方法選擇一一贅述，如有需要，可向筆者索取。（表5）。

表5 按經(jīng)濟(jì)發(fā)展水平分組的異質(zhì)性分析Tab.5 Heterogeneity analysis by economic development level grouping

首先考察模型1中閑暇時(shí)間對(duì)經(jīng)濟(jì)增長的直接影響。從前文的描述性分析看，韓國和新加坡可以視為發(fā)達(dá)經(jīng)濟(jì)體的兩個(gè)異常樣本，他們作為二戰(zhàn)后亞洲新興的發(fā)達(dá)國家，其閑暇時(shí)間不僅遠(yuǎn)遠(yuǎn)短于其他發(fā)達(dá)經(jīng)濟(jì)體，而且在所有經(jīng)濟(jì)體中居最短之列（倒數(shù)第1和第3），工作時(shí)間不僅遠(yuǎn)遠(yuǎn)長于其他發(fā)達(dá)經(jīng)濟(jì)體，而且在所有經(jīng)濟(jì)體中居最長之列（第2和第4）；此外，新加坡的教育時(shí)間還低于所有經(jīng)濟(jì)體的平均水平，而韓國的人均GDP則在發(fā)達(dá)經(jīng)濟(jì)體中位居末列。因此，本文首先分析了全部發(fā)達(dá)經(jīng)濟(jì)體，然后剔除韓國樣本，繼而又剔除新加坡樣本。如筆者預(yù)期，在發(fā)達(dá)經(jīng)濟(jì)體中，閑暇時(shí)間對(duì)經(jīng)濟(jì)增長的回歸結(jié)果對(duì)上述兩個(gè)異常樣本比較敏感，在未剔除樣本中，閑暇時(shí)間呈現(xiàn)非常顯著的負(fù)面影響，剔除韓國后變?yōu)檎嬗绊懙伙@著，再剔除新加坡后則變成顯著的正面影響。而發(fā)展中經(jīng)濟(jì)體的閑暇時(shí)間對(duì)經(jīng)濟(jì)增長則呈現(xiàn)顯著的負(fù)面影響。

由此可見，閑暇時(shí)間對(duì)經(jīng)濟(jì)增長的影響并非線性，在發(fā)展水平不同的經(jīng)濟(jì)體中存在明顯的異質(zhì)性，這對(duì)于全樣本的結(jié)果是一個(gè)重要的補(bǔ)充。根據(jù)前文的描述性分析，發(fā)展中經(jīng)濟(jì)體閑暇時(shí)間的增加不僅擠出了工作時(shí)間，也擠出了教育時(shí)間，不僅不能積累人力資本以提高生產(chǎn)率，而且人力資本的缺乏還使其人民不自覺地將閑暇時(shí)間多用于對(duì)長期經(jīng)濟(jì)增長無益的消極或中性閑暇，因此，閑暇增加對(duì)經(jīng)濟(jì)增長主要表現(xiàn)為替代效應(yīng)。而發(fā)達(dá)經(jīng)濟(jì)體閑暇時(shí)間的增加只是擠出了工作時(shí)間而未減少教育時(shí)間，后者通過人力資本積累對(duì)生產(chǎn)率的促進(jìn)作用部分抵消了前者對(duì)經(jīng)濟(jì)增長的替代效應(yīng)，而且，較高的人力資本賦存使其人民不自覺地將閑暇時(shí)間多用于對(duì)經(jīng)濟(jì)增長有益的積極閑暇，因此，閑暇時(shí)間對(duì)經(jīng)濟(jì)增長主要呈現(xiàn)出正面影響。

進(jìn)一步考察閑暇質(zhì)量對(duì)經(jīng)濟(jì)增長的作用，即人力資本在閑暇時(shí)間與經(jīng)濟(jì)增長關(guān)系中的調(diào)節(jié)效應(yīng)。由模型4 可見，人力資本的調(diào)節(jié)作用在發(fā)達(dá)經(jīng)濟(jì)體和發(fā)展中經(jīng)濟(jì)體之間同樣存在較明顯的異質(zhì)性。無論是哪一種發(fā)達(dá)經(jīng)濟(jì)體樣本，人力資本在統(tǒng)計(jì)上和經(jīng)濟(jì)上都表現(xiàn)出顯著的正向調(diào)節(jié)效應(yīng)，調(diào)節(jié)系數(shù)高達(dá)0.579～0.769之間，促進(jìn)了閑暇時(shí)間對(duì)經(jīng)濟(jì)增長的正面影響。而對(duì)發(fā)展中經(jīng)濟(jì)體而言，人力資本的調(diào)節(jié)系數(shù)雖然也為正，但很小，統(tǒng)計(jì)上亦不顯著，可以認(rèn)為不存在調(diào)節(jié)效應(yīng)。再考察人力資本作為控制變量對(duì)經(jīng)濟(jì)增長的直接影響，其表現(xiàn)出與上述類似的異質(zhì)性，發(fā)達(dá)經(jīng)濟(jì)體中這種影響正面、顯著且強(qiáng)烈，而發(fā)展中經(jīng)濟(jì)體中則基本沒有影響（系數(shù)雖為正，但較小且不顯著）。因此，對(duì)發(fā)達(dá)經(jīng)濟(jì)體的整體而言，確實(shí)存在“優(yōu)質(zhì)閑暇”的作用，對(duì)經(jīng)濟(jì)增長產(chǎn)生積極影響。

接下來考察其他控制變量。生育率對(duì)經(jīng)濟(jì)增長無論在統(tǒng)計(jì)上還是經(jīng)濟(jì)上都有顯著影響，其中，對(duì)發(fā)展中經(jīng)濟(jì)體為負(fù)向影響，而對(duì)發(fā)達(dá)經(jīng)濟(jì)體則為正向影響；筆者查閱了數(shù)據(jù)①數(shù)據(jù)來自WDI 數(shù)據(jù)庫：https://data.worldbank.org.cn/indicator/SP.DYN.TFRT.IN?most_recent_year_desc=true.，24 個(gè)發(fā)達(dá)經(jīng)濟(jì)體的生育率除新西蘭為2.03%外，其他普遍低于2%，而17個(gè)發(fā)展中經(jīng)濟(jì)體僅有3個(gè)經(jīng)濟(jì)體（中國、泰國、智利）的生育率低于2%；可見，發(fā)達(dá)經(jīng)濟(jì)體由于生育率過低，導(dǎo)致老齡人口撫養(yǎng)比高，抑制了經(jīng)濟(jì)增長。提高生育率有助于促進(jìn)經(jīng)濟(jì)增長，而發(fā)展中經(jīng)濟(jì)體則由于生育率過高，導(dǎo)致少兒人口撫養(yǎng)比高，也抑制了經(jīng)濟(jì)增長，降低生育率有助于促進(jìn)經(jīng)濟(jì)增長。因此，從有利于經(jīng)濟(jì)增長的角度看，生育率既非越高越好，也非越低越好，發(fā)達(dá)經(jīng)濟(jì)體和發(fā)展中經(jīng)濟(jì)體的生育率分界點(diǎn)2%大致可以視為合理的生育率，也與國際公認(rèn)的世代更替生育率（2.1%）①周文.人口轉(zhuǎn)變過度論——人口負(fù)增長下對(duì)傳統(tǒng)人口轉(zhuǎn)變理論的再思考[J].人口與經(jīng)濟(jì),2023(3):85-99.不謀而合。貿(mào)易水平在表4的所有樣本和模型中對(duì)經(jīng)濟(jì)增長均為正向影響，且在統(tǒng)計(jì)上和經(jīng)濟(jì)上顯著。法治水平亦正向影響發(fā)展中經(jīng)濟(jì)體和發(fā)達(dá)經(jīng)濟(jì)體的經(jīng)濟(jì)增長，但在發(fā)達(dá)經(jīng)濟(jì)體（各種樣本）的模型1 中這種影響不顯著。對(duì)于發(fā)達(dá)經(jīng)濟(jì)體（無論何種樣本）而言，政府規(guī)模對(duì)經(jīng)濟(jì)增長的影響都顯著為負(fù)，而對(duì)發(fā)展中經(jīng)濟(jì)體而言，這種影響為正，但在統(tǒng)計(jì)上和經(jīng)濟(jì)上均不顯著。最后，通脹率僅在模型1中，對(duì)發(fā)展中經(jīng)濟(jì)體和全部發(fā)達(dá)經(jīng)濟(jì)體樣本的經(jīng)濟(jì)增長具有統(tǒng)計(jì)上顯著但經(jīng)濟(jì)上微弱的負(fù)面影響，在其余樣本和模型中則沒有顯著影響。

4.2 按文化地理分組的異質(zhì)性分析

表6 匯報(bào)了按文化地理分組的異質(zhì)性分析結(jié)果。模型1中，在中-印文化國家和西-葡語系國家，閑暇時(shí)間與經(jīng)濟(jì)增長之間存在非常顯著的負(fù)效應(yīng)，尤以西-葡語系國家的負(fù)效應(yīng)更為強(qiáng)烈；盎格魯-撒克遜國家的閑暇時(shí)間對(duì)經(jīng)濟(jì)增長也呈現(xiàn)負(fù)效應(yīng)，但統(tǒng)計(jì)上并不顯著。而歐洲大陸國家則與其他地區(qū)完全相反，閑暇時(shí)間對(duì)經(jīng)濟(jì)增長存在非常顯著的正效應(yīng)，其強(qiáng)度與西-葡語系國家的負(fù)效應(yīng)強(qiáng)度相若，根據(jù)前文的描述性分析，這兩個(gè)區(qū)域的共同特點(diǎn)都是閑暇時(shí)間長于其他區(qū)域，然而其區(qū)別在于，歐洲大陸國家是因?yàn)楣ぷ鲿r(shí)間最短，而西-葡語系國家則是因?yàn)榻逃龝r(shí)間最短，因此，兩者的閑暇時(shí)間對(duì)經(jīng)濟(jì)增長的迥異表現(xiàn)，可能隱喻著人力資本在其中起著調(diào)節(jié)作用。

表6 按文化地理分組的異質(zhì)性分析Tab.6 Heterogeneity analysis by cultural geographic grouping

因此，進(jìn)一步考察模型4 中人力資本對(duì)閑暇時(shí)間和經(jīng)濟(jì)增長關(guān)系的調(diào)節(jié)效應(yīng)。值得注意的是，中-印文化國家人力資本的調(diào)節(jié)效應(yīng)不顯著，甚至還表現(xiàn)為輕微的負(fù)效應(yīng)；而其他3 個(gè)地區(qū)都呈現(xiàn)出非常顯著的正向調(diào)節(jié)效應(yīng)，且強(qiáng)度不小，交互項(xiàng)系數(shù)均在0.5 以上，由低到高依次為歐洲大陸國家、西-葡語系國家、盎格魯-撒克遜國家。模型4中，聯(lián)合考察閑暇時(shí)間的主效應(yīng)和人力資本的調(diào)節(jié)效應(yīng)，歐洲大陸國家兩者都為正向且在統(tǒng)計(jì)上和經(jīng)濟(jì)上都很顯著，說明數(shù)量閑暇和質(zhì)量閑暇都對(duì)歐洲大陸的經(jīng)濟(jì)增長產(chǎn)生了積極的推動(dòng)作用；西-葡語系國家、盎格魯-撒克遜國家均有統(tǒng)計(jì)上和經(jīng)濟(jì)上非常顯著的正向質(zhì)量閑暇效應(yīng)，而且數(shù)量閑暇的效應(yīng)都為負(fù)，不過，后者的這一效應(yīng)較小且不顯著，而前者的這一效應(yīng)較大且顯著，因此，質(zhì)量閑暇效應(yīng)和數(shù)量閑暇效應(yīng)相疊加，盎格魯-撒克遜國家的綜合效應(yīng)很可能是正的，而西-葡語系國家則可能不足以為正。

作為控制變量，人力資本對(duì)盎格魯-撒克遜國家的經(jīng)濟(jì)增長存在顯著且強(qiáng)烈的正面影響，但在其他3個(gè)地區(qū)其影響基本為負(fù)但不顯著，根據(jù)前文的描述性分析，盎格魯-撒克遜國家?guī)缀醵嘉挥冖蛳笙蓿逃龝r(shí)間最長，而工作時(shí)間也高于歐洲大陸國家，這可能是其人力資本對(duì)經(jīng)濟(jì)增長起促進(jìn)作用的原因。

其他控制變量中，生育率對(duì)4 個(gè)區(qū)域的經(jīng)濟(jì)增長都有顯著影響，其中，中-印文化國家和西-葡語系國家為負(fù)向影響，而歐洲大陸國家和盎格魯-撒克遜國家則為正向影響，前兩者多數(shù)為高生育率的發(fā)展中經(jīng)濟(jì)體，而后兩者則絕大多數(shù)為低生育率的發(fā)達(dá)經(jīng)濟(jì)體，因此，此處的結(jié)果與前文按經(jīng)濟(jì)發(fā)展程度分組回歸的結(jié)果基本相恰。法治水平對(duì)各個(gè)區(qū)域的經(jīng)濟(jì)增長都有顯著影響，然而在盎格魯-撒克遜國家是負(fù)面影響，其他區(qū)域則都是正面影響，這是否說明海洋法系不利于經(jīng)濟(jì)增長還有待進(jìn)一步研究。政府規(guī)模對(duì)西-葡語系國家和盎格魯-撒克遜國家經(jīng)濟(jì)增長的影響在統(tǒng)計(jì)上和經(jīng)濟(jì)上均不顯著；對(duì)中-印文化國家的影響為正，雖在統(tǒng)計(jì)上不顯著，但系數(shù)在0.17 左右；對(duì)歐洲大陸國家的影響顯著為負(fù)，系數(shù)在-0.22 以下，上述結(jié)果與前文是相互印證的，表明政府規(guī)模對(duì)經(jīng)濟(jì)增長可能是中性的。貿(mào)易水平對(duì)所有區(qū)域的經(jīng)濟(jì)增長都表現(xiàn)為促進(jìn)作用，盡管在歐洲大陸國家統(tǒng)計(jì)上不顯著（但系數(shù)不低），這進(jìn)一步印證了前文的結(jié)果，這對(duì)當(dāng)下的貿(mào)易保護(hù)主義逆流提供了一個(gè)駁斥的證據(jù)。最后，通脹對(duì)各區(qū)域的經(jīng)濟(jì)增長基本為輕微的負(fù)面影響，但僅有盎格魯-撒克遜國家顯著。

5 結(jié)論與討論

5.1 研究結(jié)論

綜合全樣本分析和異質(zhì)性分析的結(jié)果，本文主要有以下3點(diǎn)發(fā)現(xiàn)。

第一，閑暇時(shí)間與經(jīng)濟(jì)增長之間存在一定的非線性特征。對(duì)于全樣本整體而言，一國的閑暇時(shí)間與經(jīng)濟(jì)增長成反比，閑暇時(shí)間的增加將造成經(jīng)濟(jì)增長率的下降；但這種下降并非線性，而是呈現(xiàn)出U形的非線性趨勢(shì)；從閑暇時(shí)間的不同區(qū)間來看，閑暇時(shí)間次高區(qū)間（0.6608～0.6855）的國家經(jīng)濟(jì)增長率明顯較高，比閑暇時(shí)間最高區(qū)間（0.6855～0.7184）的國家平均要高出34.8%。發(fā)達(dá)經(jīng)濟(jì)體的閑暇時(shí)間對(duì)經(jīng)濟(jì)增長則呈現(xiàn)顯著的正面影響，而發(fā)展中經(jīng)濟(jì)體則呈現(xiàn)顯著的負(fù)面影響，印證了前人文獻(xiàn)中兩國比較研究的結(jié)果，同時(shí)，也進(jìn)一步說明閑暇時(shí)間對(duì)于經(jīng)濟(jì)增長的影響并非線性。中-印文化國家和西-葡語系國家的閑暇時(shí)間與經(jīng)濟(jì)增長之間存在著一種明顯的負(fù)相關(guān)關(guān)系，尤其是在西-葡語系國家中這種負(fù)效應(yīng)更為顯著。然而，與之相反的是，歐洲大陸國家與其他地區(qū)存在截然相反的情況。在歐洲大陸國家，閑暇時(shí)間對(duì)經(jīng)濟(jì)增長產(chǎn)生非常顯著的正效應(yīng)，且其強(qiáng)度與西-葡語系國家的負(fù)效應(yīng)強(qiáng)度相當(dāng)。這一觀察結(jié)果可以在兩個(gè)文化背景之間以及相關(guān)經(jīng)濟(jì)特征之間找到解釋。一方面，大部分中-印文化國家往往強(qiáng)調(diào)勤奮工作和經(jīng)濟(jì)競(jìng)爭(zhēng)力，閑暇時(shí)間可能被視為浪費(fèi)時(shí)間或缺乏效率。這種價(jià)值觀可能導(dǎo)致人們?cè)陂e暇時(shí)間里更加專注于工作，從而減少了他們對(duì)休息和娛樂的投入。結(jié)果就是，人們?cè)谶@些國家中可能會(huì)更少地享受休閑活動(dòng)，這對(duì)于個(gè)人的心理和社會(huì)互動(dòng)可能產(chǎn)生一定的負(fù)面影響。另一方面，雖然西-葡語系國家閑暇時(shí)間長，但閑暇質(zhì)量較低，更多地表現(xiàn)為閑暇的負(fù)外部性。而歐洲大陸國家在價(jià)值觀和文化上可能更加注重平衡和生活質(zhì)量。在這些國家中，人們更傾向于在閑暇時(shí)間里尋找個(gè)人興趣和娛樂活動(dòng)。這種積極的態(tài)度可能有助于提高生活滿意度和創(chuàng)造力，進(jìn)而對(duì)經(jīng)濟(jì)增長產(chǎn)生積極影響。人們?cè)谛蓍e時(shí)間里能夠充分放松和“充電”，從而提高工作效率和創(chuàng)新能力，最終促進(jìn)經(jīng)濟(jì)的發(fā)展。

第二，整體而言，人力資本對(duì)閑暇時(shí)間與經(jīng)濟(jì)增長的關(guān)系存在調(diào)節(jié)作用，數(shù)量閑暇一旦與人力資本相結(jié)合（即質(zhì)量閑暇）很可能促進(jìn)經(jīng)濟(jì)增長。除了發(fā)展中經(jīng)濟(jì)體樣本和中-印文化國家樣本中調(diào)節(jié)效應(yīng)不顯著之外，其他所有樣本中人力資本都對(duì)數(shù)量閑暇與經(jīng)濟(jì)增長之間的關(guān)系存在顯著的正向調(diào)節(jié)。人力資本高的國家，其居民的閑暇時(shí)間更可能是有質(zhì)量的閑暇，即對(duì)經(jīng)濟(jì)增長而言有益的積極閑暇，例如閱讀、思考、運(yùn)動(dòng)、小發(fā)明，因此，閑暇時(shí)間的增加更有可能促進(jìn)經(jīng)濟(jì)增長；反之，人力資本低的國家，其居民的閑暇時(shí)間更可能是中性甚至消極的閑暇，例如無所事事、沉迷網(wǎng)絡(luò)、酗酒，從而閑暇時(shí)間的增加可能會(huì)抑制經(jīng)濟(jì)增長。這提示我們，未來可以詳細(xì)考察各國閑暇活動(dòng)內(nèi)容和時(shí)間分配上的差異，從而進(jìn)一步揭示人力資本調(diào)節(jié)作用的具體機(jī)制。不過，本文中對(duì)此也有一些隱喻的旁證。例如在閑暇時(shí)間對(duì)經(jīng)濟(jì)增長的主效應(yīng)分析中，歐洲大陸國家存在非常顯著和強(qiáng)烈的正效應(yīng)，西-葡語系國家則有非常顯著和強(qiáng)烈的負(fù)效應(yīng)，這兩個(gè)區(qū)域的閑暇時(shí)間都長于其他區(qū)域，然而前者是因?yàn)楣ぷ鲿r(shí)間最短，后者則是因?yàn)榻逃龝r(shí)間最短，因此，兩者閑暇時(shí)間對(duì)經(jīng)濟(jì)增長的迥異表現(xiàn)，可能也隱喻著人力資本在其中起著調(diào)節(jié)作用。又如人力資本作為控制變量對(duì)經(jīng)濟(jì)增長的直接效應(yīng)，僅在發(fā)達(dá)經(jīng)濟(jì)體樣本尤其是盎格魯-撒克遜國家樣本中顯著、強(qiáng)烈且正面，原因可能在于該區(qū)域教育時(shí)間最長，而工作時(shí)間也高于歐洲大陸國家。

第三，某些控制變量對(duì)經(jīng)濟(jì)增長存在重要的影響。在所有樣本幾乎所有模型中，貿(mào)易水平都對(duì)經(jīng)濟(jì)增長存在顯著的正面影響，可見，貿(mào)易水平是促進(jìn)經(jīng)濟(jì)增長的一個(gè)非常穩(wěn)健的因素，這為維護(hù)全球化、反擊貿(mào)易保護(hù)主義提供了一個(gè)有利的證據(jù)。法治水平在所有樣本大多數(shù)模型大多數(shù)估計(jì)中都對(duì)經(jīng)濟(jì)增長有顯著影響，然而在盎格魯-撒克遜國家為負(fù)面影響，而其他樣本均為正面影響，這是否意味著海洋法系不利于經(jīng)濟(jì)增長，還有待進(jìn)一步研究來確認(rèn)。生育率對(duì)經(jīng)濟(jì)增長的影響具有明顯的異質(zhì)性，在全樣本中的影響基本不顯著，但在發(fā)達(dá)經(jīng)濟(jì)體以及歐洲大陸國家和盎格魯-撒克遜國家分樣本中有顯著的正面影響，而在發(fā)展中經(jīng)濟(jì)體以及中-印文化國家和西-葡語系國家分樣本中有顯著的負(fù)面影響，因此，發(fā)達(dá)經(jīng)濟(jì)體和發(fā)展中經(jīng)濟(jì)體生育率的分界點(diǎn)2%可能是對(duì)經(jīng)濟(jì)增長較合理的生育率。政府規(guī)模對(duì)經(jīng)濟(jì)增長的影響在全樣本、發(fā)展中經(jīng)濟(jì)體樣本以及西-葡語系國家樣本、盎格魯-撒克遜國家樣本中統(tǒng)計(jì)上和經(jīng)濟(jì)上均不顯著，但在發(fā)達(dá)經(jīng)濟(jì)體樣本和歐洲大陸國家樣本中有統(tǒng)計(jì)上和經(jīng)濟(jì)上均顯著的負(fù)面影響，在中-印文化國家樣本中有統(tǒng)計(jì)上不顯著但系數(shù)不低的正面影響，以上說明整體上政府規(guī)模對(duì)經(jīng)濟(jì)增長而言可能是中性的。至于通脹率對(duì)經(jīng)濟(jì)增長的影響，除了盎格魯-撒克遜國家顯著為負(fù)之外，其他國家基本上不顯著。

5.2 政策含義

本文基于3大研究結(jié)論提出以下幾點(diǎn)一般性政策建議。首先，平衡工作時(shí)間和休閑時(shí)間很重要，盡管增加閑暇時(shí)間可能會(huì)對(duì)經(jīng)濟(jì)增長產(chǎn)生負(fù)面影響，但過度的工作時(shí)間也可能導(dǎo)致效率下降和員工疲勞，進(jìn)而對(duì)經(jīng)濟(jì)產(chǎn)生不利影響。根據(jù)研究結(jié)論，在閑暇數(shù)量方面，長期來看，各國可以將其閑暇時(shí)間比例逐步調(diào)整到0.6608～0.6855 的最優(yōu)區(qū)間。同時(shí)，為了讓人們更好地平衡工作和閑暇時(shí)間，政府和企業(yè)可以推動(dòng)靈活的工作時(shí)間安排，例如強(qiáng)調(diào)彈性工作制度、遠(yuǎn)程工作和調(diào)整工作時(shí)間的政策。這樣可以幫助人們更好地規(guī)劃和利用閑暇時(shí)間，從而提高閑暇時(shí)間的質(zhì)量和對(duì)經(jīng)濟(jì)增長的積極影響。

其次，政府需要重視閑暇質(zhì)量的影響，優(yōu)質(zhì)閑暇對(duì)經(jīng)濟(jì)增長具有重要作用。因此，在閑暇質(zhì)量方面，政府應(yīng)該重視人力資本的培養(yǎng)和發(fā)展，特別是在發(fā)展中經(jīng)濟(jì)體和中-印文化國家中，因?yàn)檫@些地區(qū)的人力資本對(duì)閑暇時(shí)間與經(jīng)濟(jì)增長的關(guān)系調(diào)節(jié)效應(yīng)較弱。政府可以增加對(duì)教育系統(tǒng)的投資，提供更好的教育資源和機(jī)會(huì)，以提高人力資本水平。此外，政府可以通過宣傳、教育等方式鼓勵(lì)和支持人們參與有質(zhì)量的閑暇活動(dòng)，如閱讀、文化藝術(shù)、運(yùn)動(dòng)和創(chuàng)造性的活動(dòng)。通過提供相應(yīng)的設(shè)施和資源，以滿足人們對(duì)休閑活動(dòng)的需求，促進(jìn)人們的個(gè)人興趣和創(chuàng)造力的發(fā)展，從而增強(qiáng)閑暇時(shí)間對(duì)經(jīng)濟(jì)增長的積極影響

除此之外，為了促進(jìn)各國經(jīng)濟(jì)增長，在貿(mào)易方面，因?yàn)橘Q(mào)易水平對(duì)經(jīng)濟(jì)增長具有顯著的正面影響，各國政府應(yīng)致力于維護(hù)全球化和自由貿(mào)易的環(huán)境。這包括推動(dòng)貿(mào)易自由化、降低貿(mào)易壁壘、簽訂貿(mào)易協(xié)定等。通過擴(kuò)大國際貿(mào)易，可以促進(jìn)經(jīng)濟(jì)的增長和繁榮。在法治建設(shè)方面，因?yàn)榉ㄖ嗡皆诖蠖鄶?shù)樣本中對(duì)經(jīng)濟(jì)增長有顯著影響，各國政府應(yīng)致力于加強(qiáng)法治建設(shè)，確保法律的透明、公正和可靠性。這有助于提供穩(wěn)定的法律環(huán)境，吸引投資、促進(jìn)創(chuàng)新和經(jīng)濟(jì)活動(dòng)。在人口政策方面，政府可以通過實(shí)施合適的人口政策，鼓勵(lì)生育率合理地控制在對(duì)經(jīng)濟(jì)增長的有利范圍內(nèi)，即將生育率調(diào)整到2%左右。在政府規(guī)模的管理方面，政府規(guī)模對(duì)經(jīng)濟(jì)增長的影響在全樣本中不顯著，但在一些樣本中可能存在負(fù)面影響。因此，政府應(yīng)進(jìn)行審慎管理和控制，避免政府規(guī)模過大對(duì)經(jīng)濟(jì)活動(dòng)和市場(chǎng)產(chǎn)生不必要的干擾。同時(shí)，對(duì)于發(fā)達(dá)經(jīng)濟(jì)體和歐洲大陸國家等地，政府可以考慮適度的支出和投資，以促進(jìn)經(jīng)濟(jì)增長和公共服務(wù)的提供。

最后，對(duì)于中國而言，本文的結(jié)論可以提供以下啟示。根據(jù)研究結(jié)論，全樣本中閑暇數(shù)量對(duì)經(jīng)濟(jì)增長的影響呈現(xiàn)U 形的非線性特征，而在異質(zhì)性分析中，中國所在的發(fā)展中經(jīng)濟(jì)體以及中-印文化國家組，其閑暇數(shù)量對(duì)經(jīng)濟(jì)增長均呈現(xiàn)非常顯著的負(fù)向影響，因此，中國大概率位于U 形的左側(cè)，即增加閑暇數(shù)量將不利于經(jīng)濟(jì)增長，這與文獻(xiàn)中對(duì)中國的專門研究的結(jié)果是相互印證的，因而，研究期暫不適合采用繼續(xù)增加閑暇數(shù)量的“2.5”政策。那是否意味著需要采用延長工作時(shí)間的“996”政策呢？亦非如此。首先，中國的工作時(shí)間在樣本國家中已經(jīng)是最長的；其次，中國所在的發(fā)展中經(jīng)濟(jì)體以及中-印文化國家組，人力資本并沒有發(fā)揮出對(duì)閑暇數(shù)量與經(jīng)濟(jì)增長關(guān)系的調(diào)節(jié)作用，而除此之外的所有樣本中均呈現(xiàn)非常顯著的正向調(diào)節(jié)作用，這意味著，限制中國經(jīng)濟(jì)增長的并非工作時(shí)間不足，而是教育時(shí)間不足，后者使得中國整體的閑暇質(zhì)量不高，不能通過有益的優(yōu)質(zhì)閑暇活動(dòng)推動(dòng)經(jīng)濟(jì)的增長。綜合上述，本文對(duì)中國的政策含義是：既不“996”也不“2.5”，保持閑暇時(shí)間比例不變，減少工作時(shí)間比例從而增加教育時(shí)間比例，既提升人力資本直接推動(dòng)經(jīng)濟(jì)增長，也通過人力資本改善閑暇質(zhì)量從而間接推動(dòng)經(jīng)濟(jì)增長；此外，還可在不改變閑暇時(shí)間總量的情況下實(shí)行錯(cuò)峰休假，并不斷落實(shí)已有的帶薪休假政策。