王鵬飛 夏杰長

內(nèi)容提要：作為時間配置領(lǐng)域的研究分支，時間利用的經(jīng)濟效應(yīng)一直是時間經(jīng)濟學(xué)研究的重點問題。本文基于《中國經(jīng)濟生活大調(diào)查(2017—2018年)》微觀數(shù)據(jù)，評估閑暇時間對個體勞動生產(chǎn)率的影響，并進一步驗證了兩者的作用機制。研究發(fā)現(xiàn)：首先，閑暇時間對勞動生產(chǎn)率的影響呈現(xiàn)為先增加、后減少的倒U型曲線。經(jīng)測算，現(xiàn)階段中國居民的日均最優(yōu)閑暇時間是存在的。其次，閑暇時間對個體勞動生產(chǎn)率的影響程度取決于個體的人口統(tǒng)計學(xué)特征、社會經(jīng)濟特征和區(qū)域特征。對作用機制的分析表明，人力資本、產(chǎn)業(yè)結(jié)構(gòu)是閑暇時間對勞動生產(chǎn)率的作用通道，閑暇時間可以通過影響個體幸福感和健康狀況來作用于個體的勞動生產(chǎn)率提高。

一、問題提出

隨著“996”“007”等工作時間制度成為網(wǎng)絡(luò)上討論的熱點話題，工作與閑暇的權(quán)衡問題進入學(xué)者們的研究視野。實際上，時間利用的經(jīng)濟效應(yīng)一直是時間經(jīng)濟學(xué)研究的重點問題[1-2]。在現(xiàn)有的相關(guān)文獻中，已有學(xué)者對工作時間和睡眠時間與經(jīng)濟產(chǎn)出的關(guān)系進行過深入研究[3-4]。然而，作為時間配置的重要組成部分，現(xiàn)有研究卻對閑暇時間的經(jīng)濟效應(yīng)重視不夠。雖然心理學(xué)上的“身心恢復(fù)理論”和社會學(xué)中“家庭-工作均衡理論”已經(jīng)對閑暇時間的重要作用做了較好的闡釋和說明，但如何選擇閑暇時間以促進個體的勞動生產(chǎn)率最優(yōu)仍是一個亟待解決的重要話題。

雖然有學(xué)者對閑暇時間的經(jīng)濟效應(yīng)展開過相關(guān)研究，并就閑暇時間對經(jīng)濟產(chǎn)出的替代效應(yīng)和促進效應(yīng)也做過一定的實證分析[5-6]。但遺憾的是，閑暇時間外生給定的研究假設(shè)在一定程度上限制了閑暇時間對經(jīng)濟效率的系統(tǒng)解釋能力。不僅如此，在對閑暇時間作用于產(chǎn)出效率的分析中，已有研究多以節(jié)假日數(shù)量為研究對象[7]，而鮮有關(guān)注居民日常閑暇時間的研究。除此之外，已有研究也大都回避了一個重要問題，即閑暇時間對經(jīng)濟產(chǎn)出的作用機制。鑒于此，本文嘗試回答：促使勞動生產(chǎn)率最優(yōu)的居民日常閑暇時間是否存在？如果存在，那么個體最優(yōu)閑暇時間對經(jīng)濟產(chǎn)出的作用機制是什么？

與已有的研究相比，本文可能的改進之處體現(xiàn)在：(1)構(gòu)建了納入內(nèi)生閑暇時間的經(jīng)濟增長模型。本文在系統(tǒng)考慮閑暇時間對經(jīng)濟增長產(chǎn)生的替代效應(yīng)、促進效應(yīng)和互補效應(yīng)之后，加入時間約束條件(即放棄了已有研究閑暇時間外生給定的研究假設(shè))，這更貼近現(xiàn)實情況，對于經(jīng)濟增長穩(wěn)態(tài)路徑的收斂與否也更有解釋能力。(2)在驗證最優(yōu)閑暇時間存在性的基礎(chǔ)上，還考察閑暇時間對經(jīng)濟產(chǎn)出的作用機制。本文在對閑暇時間作用于經(jīng)濟產(chǎn)出的實證分析之后，分別對產(chǎn)業(yè)結(jié)構(gòu)、人力資本存量、主觀幸福感和身體健康狀況的通道效應(yīng)進行驗證。(3)因果關(guān)系識別與內(nèi)生性克服。研究微觀變量關(guān)系的難點之一就是識別并克服變量之間的雙向因果關(guān)系，本文采用日出日落時間這一自然環(huán)境變量作為工具變量來緩解勞動生產(chǎn)率對閑暇時間的反向因果關(guān)系。

文章的其余部分結(jié)構(gòu)如下：第二部分為文獻綜述；第三部分為模型構(gòu)建與理論假設(shè)；第四部分是研究設(shè)計，介紹數(shù)據(jù)來源、變量選取和模型選擇；第五部分為實證分析，詳細討論了內(nèi)生性、穩(wěn)健性和異質(zhì)性檢驗等問題；第六部分為結(jié)論與政策啟示。

二、文獻綜述

傳統(tǒng)的經(jīng)濟理論認(rèn)為閑暇時間增加將導(dǎo)致工作時間減少，進而帶來的有效勞動力供給損失在一定程度上降低了經(jīng)濟的最優(yōu)產(chǎn)出，這一點已在納入閑暇替代效應(yīng)的內(nèi)生增長模型中被證實[8]。隨著閑暇價值得到越來越多學(xué)者的認(rèn)可，其帶來的消費增加、人力資本質(zhì)量提高、身心健康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[9]。勞動生產(chǎn)率提高帶來的閑暇時間增加已成為不爭的事實，但閑暇時間增加對勞動生產(chǎn)率將產(chǎn)生何種影響、最優(yōu)閑暇時間是否存在以及由此引發(fā)的閑暇時間對勞動生產(chǎn)率的作用機制仍有待探討。到目前為止，新古典經(jīng)濟學(xué)和休閑經(jīng)濟學(xué)對閑暇時間和經(jīng)濟效率關(guān)系的研究主要集中在以下四個方面：

一是閑暇時間對經(jīng)濟產(chǎn)出的替代效應(yīng)。在古典經(jīng)濟學(xué)分析框架下，休閑是不具經(jīng)濟價值的非生產(chǎn)性活動，閑暇時間對經(jīng)濟的影響表現(xiàn)為替代關(guān)系：閑暇時間增加將導(dǎo)致有效勞動力供給減少，而當(dāng)個體降低對休閑時間偏好而轉(zhuǎn)向更多工作時，工作時間增加導(dǎo)致的勞動力供給水平上升能促進社會的經(jīng)濟產(chǎn)出和市場的均衡數(shù)量[10]。然而，廖(Lio，1996)認(rèn)為，當(dāng)個體消費需求多樣化上升時，休閑時間和經(jīng)濟增長的反比關(guān)系不一定成立[11]。在此基礎(chǔ)上，楊和吳(Yang & Ng，1998)發(fā)現(xiàn)隨著分工的進一步細化和交易效率的提高，人們對休閑需求的增加未必會降低生產(chǎn)效率，甚至?xí)霈F(xiàn)休閑時間和生產(chǎn)效率同時提高的情況[12]。

二是閑暇時間對經(jīng)濟增長的促進效用。首先，閑暇時間增加刺激了消費增長。當(dāng)周工作時間從六天縮短為五天工作制時，經(jīng)濟的發(fā)展速度不是降低而是加速上升——因為閑暇時間增加后，人們對物品和服務(wù)消費需求增加，而這又將反過來刺激產(chǎn)生更多的工作需求。其次，閑暇時間進入效用函數(shù)。閑暇時間和物質(zhì)產(chǎn)品一樣都可以給消費者帶來正的福利效應(yīng)增進。隨著人們生活水平的提高，物質(zhì)產(chǎn)品增加帶來的邊際福利收益逐漸減小，而在時間約束下，個體對“自由時間”的追求和“自由時間”帶來的邊際福利收益卻越來越大[13]。進一步的研究顯示：當(dāng)個體的消費水平較低時，效用函數(shù)中消費和休閑為替代關(guān)系；當(dāng)收入水平較高時，消費和休閑為互補關(guān)系[14]。再次，閑暇時間有助于人力資本質(zhì)量提高。在自由可支配時間內(nèi)，個體不僅可以緩解壓力、恢復(fù)體力，從中獲得自身的全面發(fā)展更是人力資本生產(chǎn)要素的增值和再生產(chǎn)過程[15]。

三是綜合考慮閑暇時間對經(jīng)濟增長帶來的“凈效應(yīng)”。當(dāng)閑暇進入效用函數(shù)后，個體面臨的效用函數(shù)和偏好參數(shù)變得復(fù)雜：閑暇時間進入效用函數(shù)能帶來正的效應(yīng)增進，而休閑時間增加導(dǎo)致的勞動力供給不足在一定程度上又會阻礙經(jīng)濟增長[13]。在閑暇對工作替代效應(yīng)的基礎(chǔ)上，普薩瑞亞諾斯(Psarianos，2007)將閑暇效應(yīng)納入消費函數(shù)，研究發(fā)現(xiàn)，當(dāng)個體閑暇時間內(nèi)生于經(jīng)濟增長模型后，穩(wěn)態(tài)路徑中的人均經(jīng)濟增長率有所降低[8]。魏翔和龐世明(2012)在此基礎(chǔ)上，進一步將閑暇對其他要素稟賦和要素積累過程產(chǎn)生的互補作用納入內(nèi)生增長模型之中，綜合考慮閑暇帶來的勞動力替代效應(yīng)、消費者福利增進效應(yīng)和人力資本提高對其他生產(chǎn)要素的溢出效應(yīng)，發(fā)現(xiàn)閑暇互補效應(yīng)和替代效應(yīng)相互抵消后的凈效應(yīng)為互補的概率較大，即考慮閑暇溢出效應(yīng)后，經(jīng)濟持續(xù)增長成為大概率事件[16]。

四是最佳節(jié)假日數(shù)量存在性問題。巴雷拉和加里多(Barrera & Garrido，2018)對公共假日數(shù)量和經(jīng)濟增長的關(guān)系進行研究，結(jié)果顯示經(jīng)濟增長隨著公共節(jié)假日數(shù)量的增加呈現(xiàn)出“先增加、后減少”的倒U型趨勢。他們進一步指出造成經(jīng)濟增長與節(jié)假日數(shù)量呈現(xiàn)非線性關(guān)系的作用機制在于兩種力量的交互作用：一是閑暇時間增加造成尋找創(chuàng)新機會的工作人數(shù)增長；二是閑暇時間增加后，工人工作時間減少，從而降低了工作中的創(chuàng)新時長。在兩種相反作用力共同推動下的倒U型曲線揭示了促使經(jīng)濟產(chǎn)出最優(yōu)時的最佳節(jié)假日數(shù)量存在[7]。魏翔(2014)[5]對經(jīng)濟合作與發(fā)展組織(OECD)成員國經(jīng)濟數(shù)據(jù)的模擬佐證了巴雷拉和加里多(2018)[12]的觀點，認(rèn)為發(fā)達經(jīng)濟體理想的最優(yōu)休假時間存在，當(dāng)年均節(jié)假日數(shù)量為154天時，經(jīng)濟穩(wěn)態(tài)增長率最高。

綜上所述，盡管已有文獻已經(jīng)認(rèn)識到閑暇時間對經(jīng)濟產(chǎn)出存在替代效應(yīng)和促進效應(yīng)，也對閑暇時間和經(jīng)濟效率的作用關(guān)系做過一定的實證檢驗，但對促進經(jīng)濟效率最優(yōu)時的最佳閑暇時間存在性問題關(guān)注不夠。而且在僅有的討論最佳閑暇時間存在性的實證分析中，多以節(jié)假日數(shù)量為研究對象，缺乏日常閑暇時間的微觀數(shù)據(jù)分析。除此之外，閑暇時間對勞動生產(chǎn)率的作用機制還有待探究和驗證。本文嘗試從居民日常閑暇時間的微觀視角出發(fā)，在檢驗促使經(jīng)濟產(chǎn)出最優(yōu)的居民日常閑暇時間是否存在的基礎(chǔ)上，進一步驗證閑暇時間對經(jīng)濟產(chǎn)出的作用機制。

三、模型構(gòu)建與理論假設(shè)

(一)模型構(gòu)建

1.基本假設(shè)

經(jīng)濟運行環(huán)境在完全競爭之中；有效勞動力供給為N(t)，人口增長率為n；技術(shù)進步外生給定；個體的時間可以分為工作時間u(t)、受教育和培訓(xùn)時間e(t)、閑暇時間l(t)，為了便于分析，這里假定個體的工作時間恒定不變；個體人均人力資本水平設(shè)定為h，且與休閑質(zhì)量無關(guān)；人力資本積累不僅取決于人力資本存量h，還與個體分配在工作、受教育和休閑上的時間比例有關(guān)。

2.均衡穩(wěn)態(tài)最優(yōu)解

本文的基本生產(chǎn)函數(shù)采用盧卡斯(Lucas，1988)[17]內(nèi)生增長決定框架：

y=Akα(uh)1-α

(1)

其中，y是人均產(chǎn)出，k是人均物質(zhì)資本，u是工作時間配比，h是人均人力資本，α是物質(zhì)資本產(chǎn)出彈性，uh為有效勞動力供給。為了簡便起見，技術(shù)進步率A外生給定為1，物質(zhì)資本的積累路徑為：

(2)

則人力資本積累方程為：

(3)

效用最大化時，構(gòu)造的漢密爾頓函數(shù)為：

(4)

λ1和λ2為物質(zhì)資本和人力資本的共態(tài)變量，分別測量物質(zhì)資本和人力資本的現(xiàn)值影子價格，當(dāng)效用最大化時滿足橫截面條件為：

(5)

橫截面條件確保在計劃期限結(jié)束時，任何剩余的物質(zhì)資本和人力資本在效用方面都為零。

經(jīng)計算，可得(1)均衡解的具體計算過程因為篇幅所限，在此省略。，

(6)

3.模型討論

將式(6)兩邊取對數(shù)后，然后對l求一階偏導(dǎo)數(shù)，并令其等于0，可得：

(7)

即當(dāng)滿足假設(shè)條件時，個體的最優(yōu)閑暇時間存在。因在穩(wěn)態(tài)時，人力資本增長率等于物質(zhì)資本增長率，則：

(8a)

(8b)

(9)

將式(8a)代入式(9)，可得：

(10)

把式(9)代入式(10)，得到：

(11)

(二)理論假設(shè)

由式(11)可知，閑暇時間l對經(jīng)濟產(chǎn)出y的影響呈現(xiàn)非線性關(guān)系，個體的勞動生產(chǎn)率y與最優(yōu)閑暇時間l*、人力資本存量h、人力資本積累效率δ、人均消費c、人均物質(zhì)資本k、人口增長率n等參數(shù)相關(guān)。據(jù)此，本文提出以下三個研究假設(shè)：

假設(shè)H1:閑暇時間對勞動生產(chǎn)率的影響呈現(xiàn)先增加、后減少的倒U型趨勢，促使個體勞動生產(chǎn)率最優(yōu)的日常閑暇時間存在。

由式(11)可知，閑暇時間對經(jīng)濟產(chǎn)出的影響呈現(xiàn)非線性關(guān)系，最優(yōu)的閑暇時間l*存在。在傳統(tǒng)的經(jīng)濟學(xué)分析框架中，休閑一直是勞動供給的替代[18]。因為當(dāng)個體的閑暇時間增加時，其工作時間會相應(yīng)減少，進而降低勞動力的有效供給。布坎南和尹(Buchanan & Yoon, 1994)進一步研究發(fā)現(xiàn)，當(dāng)個體將更多的時間用于工作時，勞動力供給水平的提高可以顯著促進經(jīng)濟產(chǎn)出的均衡數(shù)量[19]。閑暇經(jīng)濟學(xué)者則認(rèn)為，休閑時間增加不僅可以有效促進消費經(jīng)濟進而拉動經(jīng)濟增長，個體在閑暇時間內(nèi)通過運動、健身、閱讀等積極有益的休閑活動還可以提高人力資本存量進而促進經(jīng)濟實現(xiàn)內(nèi)生增長[6]。因而，在替代效應(yīng)和促進效應(yīng)的雙重作用下，閑暇時間對經(jīng)濟產(chǎn)出的綜合凈效應(yīng)呈現(xiàn)出非線性關(guān)系，最優(yōu)閑暇時間存在。

假設(shè)H2:從宏觀條件上來看，地區(qū)經(jīng)濟發(fā)展階段和人力資本存量是閑暇時間作用于勞動生產(chǎn)率的潛在渠道之一。

一方面，假日制度調(diào)整與國家宏觀經(jīng)濟發(fā)展形勢和產(chǎn)業(yè)結(jié)構(gòu)密切相關(guān)[20]。當(dāng)經(jīng)濟發(fā)展水平處在不發(fā)達階段時，較少的閑暇時間、更多的工作時長更有助于促進經(jīng)濟增長；而當(dāng)經(jīng)濟發(fā)展到特定階段之后，較多的閑暇時間則更能促進全社會整體福利的增進。持有經(jīng)濟發(fā)展階段論的學(xué)者認(rèn)為，閑暇時間對經(jīng)濟產(chǎn)出的影響取決于該地區(qū)的經(jīng)濟發(fā)展水平和經(jīng)濟增長方式[21]。因為經(jīng)濟體產(chǎn)業(yè)結(jié)構(gòu)的不同會顯著影響各國在工作時間上的配置狀況，貧窮經(jīng)濟體更傾向?qū)r間配置在商品生產(chǎn)部門，而在結(jié)構(gòu)轉(zhuǎn)型的過程中，發(fā)達經(jīng)濟體則將更多的資源和時間配置到商品消費部門[20]。

另一方面，隨著經(jīng)濟增長模式由物質(zhì)資本和要素驅(qū)動轉(zhuǎn)變?yōu)楦嗟匾揽咳肆Y本和技術(shù)創(chuàng)新，閑暇時間對經(jīng)濟增長也起到更加積極的促進作用。有學(xué)者認(rèn)為，對人力資本存量越高的經(jīng)濟體來說，假日結(jié)構(gòu)對其勞動生產(chǎn)率的影響更為顯著[22]。相信閑暇時間促進人力資本增進的學(xué)者認(rèn)為，閑暇時間對勞動生產(chǎn)率的促進效應(yīng)主要體現(xiàn)在個體在閑暇時間內(nèi)從事積極的休閑活動可以提高人力資本[23]。

由式(11)可知，地區(qū)的經(jīng)濟發(fā)展階段越高、人力資本存量越大，則該地區(qū)的人均人力資本存量h、人均消費c和人均物質(zhì)資本k就越大，那么個體的勞動生產(chǎn)率和人均產(chǎn)出就越高。因而，本文認(rèn)為地區(qū)經(jīng)濟發(fā)展階段和人力資本存量是閑暇時間作用于勞動生產(chǎn)率的潛在渠道之一。

假設(shè)H3:從微觀條件上來看，個體主觀幸福感和身體健康狀況也是閑暇時間作用于勞動生產(chǎn)率的潛在渠道。

從效率的角度而言，更具幸福感和更好健康狀況的個體在人力資本積累效率δ上往往具有更好的表現(xiàn)。由式(11)可知，人力資本積累效率δ越高，則個體的勞動生產(chǎn)率和人均產(chǎn)出越大。越來越多的心理學(xué)研究表明，主觀幸福感可以有效促進個體工作績效的提高[24]，而閑暇時間和休閑活動又是促進個體主觀幸福感提升的有效方式。從健康的視角來看，閑暇時間可以有效幫助個體緩解精神壓力和焦慮情緒，進而促進身心健康[25]，而個體的健康狀況是影響勞動生產(chǎn)率的重要因素[26]。因此，本文認(rèn)為，主觀幸福感和健康狀況也是閑暇時間作用于勞動生產(chǎn)率提高的潛在渠道。

四、研究設(shè)計

(一)樣本說明

本文數(shù)據(jù)來源于《中國經(jīng)濟生活大調(diào)查(2017—2018年)》數(shù)據(jù)庫，該調(diào)查由國家統(tǒng)計局、中國郵政集團公司和中央廣播電視總臺財經(jīng)頻道共同參與實施?！爸袊?jīng)濟生活大調(diào)查”是迄今為止中國最大規(guī)模的媒體民生調(diào)查活動，每年發(fā)放問卷超過10萬份，調(diào)查地域涵蓋中國31個省份(不含港澳臺地區(qū))、154個城市和297個縣。每一份調(diào)查問卷都由受過專業(yè)訓(xùn)練的郵局工作人員和調(diào)查員共同完成，這確保了數(shù)據(jù)收集過程的嚴(yán)謹(jǐn)性和真實性。調(diào)查采用分層多階段隨機抽樣方式，每個地區(qū)的樣本數(shù)量由人口密度而定，確保了調(diào)查樣本的代表性(2)與2015年全國1%人口抽樣調(diào)查、2017年中國家庭金融調(diào)查(CHFS)和2018年中國家庭追蹤調(diào)查(CFPS)三個具有代表性的微觀數(shù)據(jù)對比來看，本文所用調(diào)查樣本在性別、年齡、受教育程度和居住地等方面的構(gòu)成比例基本一致，說明本文所用數(shù)據(jù)具有較好的代表性，對比指標(biāo)略。?！爸袊?jīng)濟生活大調(diào)查”的問卷一共分為三個部分：第一部分為經(jīng)濟生活評價，包括工資水平、未來收入預(yù)期、房價預(yù)期、家庭消費支出、生活質(zhì)量評價、生態(tài)環(huán)境、未來期待改善、社會保障和將來行業(yè)發(fā)展前景等方面；第二部分包括個體時間配置，主要包括通勤方式、上下班通勤時間，除上學(xué)、工作和睡覺外的工作日閑暇時間和工作日閑暇時間的休閑活動選擇三部分，其中休閑活動主要是指手機上網(wǎng)、電腦上網(wǎng)、看電視、運動健身、社會交往、棋牌、唱歌等文化娛樂活動、購物、閱讀等；第三部分為調(diào)查對象的人口統(tǒng)計學(xué)信息，包括性別、年齡、常住地、戶籍所在地、家庭年收入、文化程度、婚姻狀況、家庭住房狀況和職業(yè)等?？紤]到本文的研究對象為勞動生產(chǎn)率，因此將調(diào)查樣本中的學(xué)生、失業(yè)人員和離退休人員排除在外，最終獲取有效樣本30 246個。

(二)變量選取

參照吉布森和施雷德(Gibson & Shrader，2018)[4]研究睡眠時間對勞動生產(chǎn)率影響的做法，本文用個體收入水平作為被解釋變量勞動生產(chǎn)率的代理變量。為了更準(zhǔn)確地衡量勞動生產(chǎn)率，用小時工資水平來代理個體的勞動生產(chǎn)率，具體做法為用收入水平等級除以每天的工作時長，進而得到個體的勞動生產(chǎn)率。核心解釋變量為居民工作日閑暇時間leisuretime。居民工作日閑暇時間是指居民在工作時間之外，除去上學(xué)、通勤、睡覺等可自由支配的可利用時間。需要指出的是，本文調(diào)查的閑暇時間為居民日常的閑暇時間，并未將周末和公共節(jié)假日等法定閑暇時間包含在內(nèi)。

控制變量由兩類變量組成：一類是影響收入水平的因素，另一類是人口統(tǒng)計學(xué)變量。本文選取性別、戶籍和職業(yè)作為控制變量。人力資本作為影響工資差異的重要來源，受教育水平和工作年限等影響人力資本質(zhì)量的因素也被納入控制變量當(dāng)中。基于婚姻對男性工資溢價能力的形成機制[27]，本文也將個人的婚姻狀況納入控制范圍之內(nèi)。除此之外，考慮到居住地城鄉(xiāng)差異對家庭收入不平等的影響，常住地(3)常住地為城市或農(nóng)村的二分變量。也被列入控制變量。對于個體的閑暇時間而言，不僅受到個體特征的影響，家庭資產(chǎn)狀況也是對其產(chǎn)生影響的重要因素。因而，本文用擁有住房狀況來表征家庭資產(chǎn)[27]。為了控制區(qū)域文化和經(jīng)濟發(fā)展水平帶來的差異性影響，本文選取居住地人均地區(qū)生產(chǎn)總值(GDP)、產(chǎn)業(yè)結(jié)構(gòu)(第三產(chǎn)業(yè)/第二產(chǎn)業(yè)比值)和所在區(qū)域(4)為科學(xué)反映中國不同區(qū)域的社會經(jīng)濟發(fā)展?fàn)顩r，這里將經(jīng)濟區(qū)域劃分為東部、中部、西部和東北四大地區(qū)。為地區(qū)控制變量。

(三)計量模型選擇

為了驗證個體閑暇時間對勞動生產(chǎn)率影響結(jié)論的穩(wěn)健性，本文采用兩種估計策略：

一是截面數(shù)據(jù)的普通最小二乘估計(OLS)，其評估方程為：

(12)

二是采用多值有序回歸分析。本文的被解釋變量收入水平為具有排列順序的離散數(shù)據(jù)，因而在計量模型的選擇上多以有序probit(OP)或有序logit(OL)分析為主?？紤]到連接函數(shù)F(x,β)的累積分布性質(zhì)，本文假設(shè)殘差項為邏輯分布，故而選擇OL的評估結(jié)果作為對比呈現(xiàn)出來。

若y*=x′β+ε，則年收入水平y(tǒng)的選擇規(guī)則為：

(13)

yi是取值范圍為{0,1,2,...9}的有序離散變量，表示第i個個體的收入選擇狀況；ri為待估參數(shù)，被稱為“切點”(cutoff points)，且r0

P(y=0|x)=P(ε≤r0-x′β|x)=Φ(r0-x′β)

P(y=1|x)=P(ε≤r1-x′β|x)-Φ(r0-x′β)

P(y=2|x)=P(ε≤r2-x′β|x)-Φ(r1-x′β)

?

P(y=9|x)=P(ε≤r9-x′β|x)=Φ(r8-x′β)

(14)

同時，個體似然函數(shù)取對數(shù)后的和為概率1:

(15)

(四)描述性統(tǒng)計

因本文的研究目的是驗證閑暇時間對勞動生產(chǎn)率的影響，所以研究對象限定為有工作的個體，故而將在校學(xué)生、離退休人員、待業(yè)/失業(yè)者和全職媽媽(爸爸)等排除在外。為了保證數(shù)據(jù)的完整性，本文在對數(shù)據(jù)篩選的過程中將個人信息不全的問卷或是含有空白選項較多的半完成問卷也排除在外。為了更為準(zhǔn)確地表達樣本的基本信息，被解釋變量、核心解釋變量和控制變量的基本情況如表1所示。

表1 調(diào)查樣本的描述性統(tǒng)計

五、實證研究

(一)基準(zhǔn)回歸

為做基準(zhǔn)回歸，首先對截面數(shù)據(jù)進行OL估計(見表2)。為了探求閑暇時間對勞動生產(chǎn)率的非線性關(guān)系，本文將閑暇時間和閑暇時間的平方項放入評估方程；從模型(1)的結(jié)果可知，閑暇時間對勞動生產(chǎn)率的非線性關(guān)系得到支持：隨著居民閑暇時間的增加，個體勞動生產(chǎn)率呈現(xiàn)先增加、后下降的倒U型曲線。需要指出的是，未列出的控制變量中的戶籍對年收入的影響在所有評估模型中都不顯著。這可能和戶籍變量與現(xiàn)居住地變量之間存在的多重共線性有關(guān)(因為戶籍制度和居民的現(xiàn)居住地在很大程度上高度相關(guān))。除此之外，考慮到由戶籍制度所引起的工資差異大都隱藏在部門和崗位差異之中，加之本文已將職業(yè)和現(xiàn)居住地列入控制變量，故而將戶籍選項從評估方程的控制變量中刪除。

表2 基準(zhǔn)回歸結(jié)果

表2(續(xù))

表2(續(xù))

鑒于被解釋變量年收入水平y(tǒng)i為從1萬元以下到100萬以上的多值有序選擇數(shù)據(jù)，宜采用多元OL回歸模型進行分析。與模型(1)結(jié)果相比，模型(2)中所有解釋變量、控制變量對被解釋變量的影響完全一致，這表明本研究結(jié)果較為穩(wěn)健、可信。本文主要以多元OL回歸模型的結(jié)果分析為主。

首先，核心解釋變量居民閑暇時間與被解釋變量年收入水平y(tǒng)i的非線性關(guān)系得到確認(rèn)。模型(1)的評估結(jié)果顯示：居民閑暇時間系數(shù)β1>0，居民閑暇時間平方項的系數(shù)β2<0，且在1%的水平下顯著。這表明，在一定范圍內(nèi)，居民閑暇時間增加可以促進個體勞動生產(chǎn)率的提高概率。當(dāng)閑暇時間超過某一限值時，持續(xù)增加的閑暇時間對個體勞動生產(chǎn)率的抑制概率增大。在中國社會主要矛盾已經(jīng)轉(zhuǎn)化為人民日益增長的美好生活需要和不平衡不充分的發(fā)展之間的矛盾之后，人民群眾對精神文化的需求更為強烈。當(dāng)居民的閑暇時間增多時，人們有更多的機會可以選擇自己喜歡的閱讀、社會交往、學(xué)習(xí)培訓(xùn)、運動健身，欣賞戲劇，參觀畫展、博物館等休閑活動。正是這些活動促進了人們自由而全面的發(fā)展和個體人力資本質(zhì)量的提升，進而有助于個體在工作時間內(nèi)勞動生產(chǎn)率的提高。

然而，居民閑暇時間不可能無限增加，太多的閑暇時間不僅會增加個體養(yǎng)成懶散性格的概率，還會在一定程度上降低工作技能的熟練程度，這也是居民閑暇時間平方項的系數(shù)β2<0、形成倒U型曲線的原因所在。據(jù)此，可計算出勞動生產(chǎn)率最優(yōu)的個體最佳閑暇時間?；诒?的模型(1)，令居民閑暇時間一階可導(dǎo)等于0，可得leisuretime=5.26，即個體工作日的最優(yōu)閑暇時間約為5.26小時。

其次，控制變量對被解釋變量的影響與前人的研究基本一致。由經(jīng)濟發(fā)展水平、性別歧視、行業(yè)分割、城鄉(xiāng)差距和戶籍歧視導(dǎo)致的勞動力市場工資水平差異再次得到驗證。表2的結(jié)果表明，隨著受教育程度的增加，個體取得較高收入的概率也逐漸增加。

(二)內(nèi)生性檢驗

有效識別閑暇時間對勞動生產(chǎn)率的影響需要兩個基本條件：一是數(shù)據(jù)方面需要個體的日常閑暇時間、工資水平和工作時長等基本信息；二是在識別上需要規(guī)避樣本自選擇和反向因果關(guān)系造成的干擾[28]。在上文模型(1)的估計中，雖然已經(jīng)滿足數(shù)據(jù)方面的基本條件，但并未對內(nèi)生性問題進行討論和克服。

1.內(nèi)生性原因

產(chǎn)生內(nèi)生性的原因首先是樣本自選擇問題。具體來說，對于高收入群體而言，閑暇時間的機會成本要大于工資水平較低群體，為規(guī)避機會成本的影響，高收入群體會減少閑暇時間，而工資水平較低的個體則會選擇“不出工”或“出工不出力”。其次是反向因果關(guān)系。閑暇時間與勞動生產(chǎn)率存在明顯的反向因果關(guān)系。在“向后彎曲”勞動力供給曲線的影響下，個體會主動放棄工作進而選擇更多的閑暇。進入工業(yè)革命以后，勞動生產(chǎn)率提高使得物質(zhì)極大豐富。在居民的物質(zhì)產(chǎn)品需求得到滿足之后，人們增加了對閑暇時間的偏好。再次，遺漏重要的解釋變量。雖然本文已經(jīng)盡可能地列出影響結(jié)果的控制變量，但仍有可能遺漏同時影響個體閑暇時間和勞動生產(chǎn)率的重要變量。

2.內(nèi)生性克服

為了檢驗估計方程的內(nèi)生性問題，本文繼續(xù)對評估方程進行豪斯曼(Hausman)檢驗。檢驗結(jié)果顯示，豪斯曼(Hausman)檢驗的P值為0.000，在1%水平下強力拒絕所有變量為外生的原假設(shè)。異方差存在的杜賓-吳-豪斯曼檢驗(DWH)也表明，評估方程存在嚴(yán)重的內(nèi)生性。針對內(nèi)生性出現(xiàn)的原因，為了排除“有錢有閑”階層存在而導(dǎo)致的反向因果關(guān)系，下面采用工具變量法來緩解勞動生產(chǎn)率對閑暇時間的反向影響。

(1)工具變量——日出日落時間。

豪斯曼(Hausman)檢驗和遺漏變量檢驗的結(jié)果顯示P值均小于0.05，表明估計方程存在內(nèi)生性問題。本文借鑒吉布森和施雷德(2018)[4]的研究思路，認(rèn)為人體的生物鐘與日出日落時間相一致，因而日落時間越晚，人們睡覺的時間就越晚，在勞動者上班打卡剛性時間約束下，人們的睡覺時間減少，閑暇時間就相應(yīng)增多。另外，因為不同勞動生產(chǎn)率個體的日出日落時間都相同，因此其滿足與擾動項不相關(guān)的外生條件。因日出日落時間與個體的閑暇時間有關(guān)，而與勞動生產(chǎn)率無關(guān)。所以，這里采用同一城市的日出日落時間作為閑暇時間的工具變量。考慮到調(diào)查樣本數(shù)據(jù)采集的周期較長，本文用各地的日均光照時間作為日出日落時間的代理變量(5)數(shù)據(jù)根據(jù)各地氣象部門公布的數(shù)據(jù)匯總計算得出。。

構(gòu)建第一階段的回歸方程，在控制個體層面變量的基礎(chǔ)上，用s地區(qū)t日個體的休閑時間對日落時間進行回歸：

leisuretimeit=χ1sunsetst+γ2C1it+μ1it

(16)

然后，構(gòu)建第二階段的方程，在控制個體特征的基礎(chǔ)上，用s地區(qū)t日個體的勞動生產(chǎn)率對日落時間進行回歸：

(17)

其中，i為個體；t代表時間；s代表個體所在城市；Cit代表控制變量；μit代表與前兩個變量不相關(guān)且均值為0的隨機擾動項。leisuretimeit代表受訪者個體的閑暇時間，sunsetst是受訪者所在區(qū)域的日出日落時間。對日出日落時間的工具變量進行有效性檢驗，結(jié)果表明，Kleibergen-Paap rk LM統(tǒng)計量的P值為0.000，強烈拒絕不可識別檢驗；弱工具變量也在5%的水平下通過沃德檢驗，表明可以拒絕“弱工具變量”的原假設(shè)。為了進一步考察弱工具變量，對日出日落工具變量還進行了冗余檢驗。

(2)工具變量——城市平均休閑時間

這里參照尹志超和張誠(2019)[29]的處理思路，用個體所在區(qū)域休閑時間的平均值作為個體閑暇時間的工具變量，因為個體的休閑行為受當(dāng)?shù)氐奈幕?xí)俗和休閑設(shè)施的影響較為明顯[30]，所以同一區(qū)域內(nèi)的休閑行為具有較大的相似性。具體模型為：

latentclassit=latentclassst+Cit+Vit

(18)

其中i為個體，t為時間，s為地區(qū)(市級層面)，Cit為個體性格，表征個體的休閑行為偏好，而Vit為隨機擾動項。

運用OP工具變量估計方法的結(jié)果(表3)表明，模型(3)和模型(4)中居民閑暇時間對勞動生產(chǎn)率的作用系數(shù)、顯著性與之前的分析較為一致。也就是說，在克服了反向因果關(guān)系導(dǎo)致的內(nèi)生性問題之后，閑暇時間對勞動生產(chǎn)率的倒U型結(jié)果依然穩(wěn)健。對表3中的模型(3)和模型(4)的計算可知，最佳日均閑暇時間分別約為3.80和3.96小時，本文取平均數(shù)3.85。與模型(1)相比，克服內(nèi)生性的最優(yōu)閑暇時間減少了1.4個小時。也就是說，樣本自選擇和反向因果關(guān)系的干擾將高估個體的日均最佳閑暇時間，因而個體的日均最優(yōu)閑暇時間為3.85小時。

表3 內(nèi)生性克服

(三)穩(wěn)健性檢驗

1.替換數(shù)據(jù)庫

為了驗證本文結(jié)論的穩(wěn)定性，選取內(nèi)蒙古大學(xué)調(diào)查的《2017年中國時間利用調(diào)查(CTUS 2017)》為替代樣本進行實證分析。該樣本涵蓋全國29個省份(不包括新疆、西藏和港澳臺地區(qū))，調(diào)查樣本家庭超過1.2萬戶，通過入戶訪談填寫日志的方法，共收集30 591名受訪者。時間日志表詳細記錄受訪者的生活軌跡和所用時間，記錄時間從前一日凌晨4:00至當(dāng)日凌晨4:00。被解釋變量為個體的工資性收入，為連續(xù)變量；核心解釋變量為閑暇時間，為連續(xù)變量；控制變量為性別、年齡、受教育程度、婚姻狀況、身體狀況、所屬行業(yè)、職業(yè)和社區(qū)人均GDP等。表4模型(6)的結(jié)果表明，閑暇時間對勞動生產(chǎn)率的影響與前文分析較為一致。

表4 穩(wěn)健性檢驗

六、作用機制分析

為了驗證假設(shè)H2和假設(shè)H3，探究閑暇時間對勞動生產(chǎn)率的作用機制，下面重點分析人力資本和產(chǎn)業(yè)結(jié)構(gòu)的調(diào)節(jié)效應(yīng)以及主觀幸福感和健康狀況的中介傳導(dǎo)效應(yīng)。

(一)人力資本和產(chǎn)業(yè)結(jié)構(gòu)的調(diào)節(jié)效應(yīng)

1.人力資本的調(diào)節(jié)效應(yīng)

由上文理論分析可知，居民閑暇時間增加對勞動生產(chǎn)率的作用機制是通過提高人力資本來實現(xiàn)的，即當(dāng)閑暇時間增加后，居民在閑暇時間內(nèi)進行的學(xué)習(xí)、培訓(xùn)、閱讀、運動健身、欣賞戲劇、參觀博物館等休閑活動可以促進人力資本的提升[23]。人力資本的調(diào)節(jié)效應(yīng)是為了分析居民閑暇時間對個體勞動生產(chǎn)率的影響方向及強弱。為了分析人力資本的調(diào)節(jié)效應(yīng)，在表5模型(7)、模型(8)中分別引入閑暇時間、閑暇時間平方和受教育程度的交互項。結(jié)果顯示，交互項的系數(shù)在1%水平下顯著不為零。這意味著，隨著個體受教育程度的提高，居民閑暇時間增加對勞動生產(chǎn)率的促進作用概率增大。

表5 人力資本的作用機制結(jié)果

2.產(chǎn)業(yè)結(jié)構(gòu)的調(diào)節(jié)效應(yīng)

閑暇時間對經(jīng)濟產(chǎn)出的影響以及由此產(chǎn)生“替代效應(yīng)”和“促進效應(yīng)”大小取決于經(jīng)濟發(fā)展階段和經(jīng)濟增長方式。正如艾登(Eden，2016)[31]所指出的，勞動密集型產(chǎn)業(yè)較為適合連續(xù)較長的工作時間，而增長方式主要依靠技術(shù)進步和人力資本的行業(yè)則更適合靈活的假日制度安排。所以，處于不同的經(jīng)濟發(fā)展階段，其閑暇時間對經(jīng)濟產(chǎn)出的“綜合凈效應(yīng)”會顯著不同。在此用產(chǎn)業(yè)結(jié)構(gòu)來衡量經(jīng)濟發(fā)展階段，其中，產(chǎn)業(yè)結(jié)構(gòu)采用第三產(chǎn)業(yè)與第二產(chǎn)業(yè)的比值來表征。分別構(gòu)建閑暇時間、閑暇時間平方和產(chǎn)業(yè)結(jié)構(gòu)的交互項，然后列入評估方程。表6模型(9)和模型(10)的結(jié)果顯示，交互項的系數(shù)在1%水平下顯著為正。這表明，閑暇時間對經(jīng)濟產(chǎn)出的作用機制受居住地產(chǎn)業(yè)結(jié)構(gòu)的調(diào)節(jié)效應(yīng)明顯，即，隨著產(chǎn)業(yè)結(jié)構(gòu)的不斷優(yōu)化，較多的閑暇時間更有利于經(jīng)濟增長，假設(shè)H2得到驗證。

表6 產(chǎn)業(yè)結(jié)構(gòu)的作用機制結(jié)果

(二)個體主觀幸福感和健康狀況的中介傳導(dǎo)效應(yīng)

1.幸福感的中介傳導(dǎo)效應(yīng)

隨著居民生活質(zhì)量的不斷提高，休閑已經(jīng)成為影響居民主觀幸福感的主要因素，大量的國內(nèi)外研究也已驗證了閑暇時間對個體主觀幸福感的積極效應(yīng)[32-33]。心理學(xué)的研究表明，幸福感對個體工作績效存在顯著的積極作用[24]。由此可以推測，閑暇時間對個體的勞動生產(chǎn)率可能存在“幸福感效應(yīng)”，即閑暇時間通過提高個體的主觀幸福感來調(diào)動個體工作中的積極情緒，進而提高個體的勞動生產(chǎn)率。

2.健康狀況的中介傳導(dǎo)效應(yīng)

大量的國內(nèi)外研究已經(jīng)表明，長期的超時工作將嚴(yán)重?fù)p害個體的身心健康[34]。閑暇時間對個體健康狀況的影響主要表現(xiàn)為兩個方面：一是休閑時間可以有效緩解連續(xù)工作帶來的疲勞。因為休閑不僅是個體恢復(fù)體力和精力的有效途徑，也是輔助治療高血壓等慢性疾病的必要手段。二是個體在閑暇時間內(nèi)從事休閑活動可以有助于緩解個體的工作壓力和抑郁情緒，對個體的心理健康起到良好的促進作用。健康是人力資本理論的三大組成部分之一，個體的健康狀況對勞動生產(chǎn)率和經(jīng)濟增長等均有重要的積極效用[26]。因此，本文認(rèn)為閑暇時間可以通過促進個體的身心健康進而促進勞動生產(chǎn)率提高。

為了檢驗幸福感效應(yīng)和健康效應(yīng)是否存在，需要驗證閑暇時間對個體幸福感和健康狀況影響是否顯著。表7模型(11)、模型(12)的分析結(jié)果表明，閑暇時間對個體主觀幸福感和健康狀況產(chǎn)生了明顯的提升作用。結(jié)合已有對幸福感和身體健康與個體勞動生產(chǎn)率關(guān)系的研究可知，閑暇時間通過增進個體主觀幸福感和健康狀況進而提高勞動生產(chǎn)率的中介效應(yīng)均通過了顯著性檢驗。也就是說，個體主觀幸福感和健康狀況是閑暇時間作用于勞動生產(chǎn)率的潛在傳導(dǎo)路徑，假設(shè)H3得到驗證。

表7 幸福感和健康狀況中介傳導(dǎo)效應(yīng)回歸結(jié)果

七、結(jié)論與啟示

(一)研究結(jié)論

在本文中，首先，閑暇時間對個體勞動生產(chǎn)率的非線性關(guān)系得到驗證。隨著居民閑暇時間的增加，勞動生產(chǎn)率呈現(xiàn)出先增加、后減少的倒U型曲線。在時間條件的約束下，閑暇時間不可能無限增加，而且過多的閑暇時間也不利于個體工作績效提高。經(jīng)過本文的測算，在克服內(nèi)生性后，現(xiàn)階段中國居民的日均最優(yōu)閑暇時間為3.85小時。

其次，閑暇時間對個體勞動生產(chǎn)率的提高程度取決于個體的經(jīng)濟特征。對于底層勞動者或是低技能工作人員來講，閑暇時間增加將抑制勞動生產(chǎn)率提高；高等收入群體也在工作節(jié)奏、人生追求等綜合因素的作用下，對閑暇時間的促進作用不敏感；閑暇時間對中等收入群體勞動生產(chǎn)率的促進作用穩(wěn)健而顯著。

最后，人力資本和產(chǎn)業(yè)結(jié)構(gòu)是閑暇時間對勞動生產(chǎn)率的作用通道。在閑暇時間對勞動生產(chǎn)率的作用過程中，人力資本和產(chǎn)業(yè)結(jié)構(gòu)的調(diào)節(jié)效應(yīng)通過了顯著性檢驗。隨著人力資本水平的不斷提高和產(chǎn)業(yè)結(jié)構(gòu)的持續(xù)優(yōu)化，閑暇時間對勞動生產(chǎn)率的提升概率明顯增加。個體主觀幸福感和健康狀況的中介傳導(dǎo)效應(yīng)也得到了進一步驗證。研究表明，閑暇時間可以通過增進個體幸福感和健康狀況進而顯著提高勞動生產(chǎn)率。

(二)政策啟示

一是重視居民日常閑暇時間，引導(dǎo)國民樹立正確的休閑意識。受中國傳統(tǒng)文化和儒家思想的影響，傳統(tǒng)一直視“勤勞”為美德，沒有重視閑暇對個體的積極作用。要引導(dǎo)國民對休閑的正確認(rèn)知，讓“勞逸結(jié)合”的理念深入人心。特別是進入后工業(yè)化社會以后，政府應(yīng)該將居民的休閑生活質(zhì)量與工作績效等同看待。政府要加強對成年人休閑生活質(zhì)量的關(guān)注，讓其意識到休閑活動對個體生活、工作的重要性。此外，針對中國人偏愛“靜態(tài)”休閑活動的特征，要鼓勵居民多參與戶外活動、娛樂健身和運動休閑等積極的“動態(tài)”休閑活動。

二是轉(zhuǎn)換經(jīng)濟發(fā)展動能，推動人力資本質(zhì)量和產(chǎn)業(yè)結(jié)構(gòu)優(yōu)化水平持續(xù)提升。依靠投資、外貿(mào)出口、勞動密集型等傳統(tǒng)方式驅(qū)動的經(jīng)濟增長模式不僅難以為繼，還容易使經(jīng)濟體進入“中等收入”和“低閑暇-低勞動生產(chǎn)率”陷阱。在經(jīng)濟由高速增長轉(zhuǎn)向高質(zhì)量增長的過程中，要實現(xiàn)產(chǎn)業(yè)結(jié)構(gòu)的持續(xù)優(yōu)化和全要素生產(chǎn)率的不斷提高，關(guān)鍵是實現(xiàn)經(jīng)濟新舊動能轉(zhuǎn)換。經(jīng)濟增長的微觀基礎(chǔ)是個體，因而人力資本質(zhì)量提升是實現(xiàn)經(jīng)濟新舊動能轉(zhuǎn)化和經(jīng)濟高質(zhì)量增長的路徑。人力資本和產(chǎn)業(yè)結(jié)構(gòu)在閑暇時間對勞動生產(chǎn)率的調(diào)節(jié)效應(yīng)也充分證明，提高居民人力資本質(zhì)量、促進產(chǎn)業(yè)結(jié)構(gòu)轉(zhuǎn)型升級是踏入“高閑暇-高勞動生產(chǎn)率”門檻的必要條件。