居民閑暇影響因素分析

（一）對居民閑暇時間影響因素的多元線性回歸

把生產(chǎn)勞動時間、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、睡覺時間、是否獲得國家承認職業(yè)資格證書、對自己的社會地位是否滿意、負責(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個變量引入多元線性回歸模型，對居民閑暇時間進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)勞動時間、家務(wù)時間、睡覺時間、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、對自己的社會地位是否滿意等十個變量。用此十個變量預(yù)測居民閑暇時間可以消減28.9%的誤差，應(yīng)該說具有一定的解釋力度，同時模型通過了檢驗，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，在通過了檢驗的各影響變量中，生產(chǎn)勞動時間的影響最大，標準化回歸系數(shù)為-0.612，相關(guān)度極為明顯，可以認為生產(chǎn)勞動時間增加一分鐘，閑暇時間減少0.329分鐘。家務(wù)時間和睡覺時間對閑暇時間的標準化回歸系數(shù)分別是-0.155和-0.077，然而相對于生產(chǎn)勞動時間要小得多，可以看出家務(wù)時間增加一分鐘，閑暇時間減少0.155分鐘，睡覺時間增加一分鐘，閑暇時間減少0.139分鐘。性別對閑暇時間具有一定的影響，其標準化回歸系數(shù)為0.130，我們可以認為，我國男性比女性花于閑暇的時間多近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地位是否滿意六個變量對居民閑暇時間影響很微弱，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，一天的閑暇時間多3.27分鐘；基層管理者比非管理者閑暇時間多約15.2分鐘；中共黨員比非中共黨員閑暇時間多12.5分鐘；對自己的社會地位滿意的居民比不滿意的居民閑暇時間多約八分鐘。

可以認定，閑暇時間很大程度上受生產(chǎn)勞動時間和家務(wù)時間的擠壓。

表8：影響居民閑暇時間的因素

	居民閑暇時間
	B	BETA	sig
上學(xué)年數(shù)	3.274	0.069	.000
睡覺時間	-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
對自己的社會地位是否滿意	8.024	0.025	.096
家務(wù)時間	-0.155	-0.155	.000
生產(chǎn)勞動時間	-0.329	-0.612	.000

   注：居民閑暇時間回歸模型 R²=0.289，sig=0.000

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

對影響居民生產(chǎn)勞動時間的因素進行多元線性回歸同時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)勞動時間可以減少52.2%的誤差，同時該模型通過了檢驗，可以將此推論總體。

具體來說，對居民生產(chǎn)勞動時間影響最大的變量是是否在業(yè)，其標準化回歸系數(shù)達到了0.518并且通過了檢驗，可以認為在業(yè)居民比不在業(yè)居民每天的生產(chǎn)勞動時間要多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)勞動時間的影響的標準化回歸系數(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)勞動時間要多近76分鐘；睡覺時間對居民的生產(chǎn)勞動時間也存在著一定程度的擠壓，其標準回歸系數(shù)為-0.107，睡覺時間增加一分鐘，生產(chǎn)勞動時間減少0.361分鐘；性別和年齡對居民生產(chǎn)勞動時間有著低度的影響（標準回歸系數(shù)分別為-0.065和-0.061），說明男性每天的生產(chǎn)勞動時間比女性多33.135分鐘，年齡增加一歲每天的生產(chǎn)勞動時間也隨之減少1.538分鐘。

表9：影響居民生產(chǎn)勞動時間的因素

	居民生產(chǎn)勞動時間
	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)勞動時間回歸模型 R²=0.552，sig=0.000

對影響居民家務(wù)時間的因素進行多元線性回歸同時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)時間可以減少35.5%的誤差，同時該模型通過了檢驗，可以將此推論總體。

具體而言，性別是對居民家務(wù)時間影響最大的變量，其標準化回歸系數(shù)為0.333并且通過了檢驗，可以認為女性比男性每天做家務(wù)的時間要多90.855分鐘；而在業(yè)的居民因為擁有較長的生產(chǎn)勞動時間，從而比不在業(yè)的居民的縮減了71.604分鐘的家務(wù)時間；睡覺時間同樣對家務(wù)時間起到了擠壓作用，睡眠增加一分鐘家務(wù)時間也隨之減少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)時間要少24.497分鐘。

表10：影響居民家務(wù)時間的因素

	居民家務(wù)時間
	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)時間回歸模型 R²=0.355，sig=0.000

（三）影響居民閑暇時間的路徑分析

可以認定，閑暇時間受到生產(chǎn)勞動時間和家務(wù)時間的直接擠壓，而諸多變量正是通過對生產(chǎn)勞動時間和家務(wù)時間的施加影響而間接作用于閑暇時間的。所以為了準確把握變量之間的真實關(guān)系，不僅需要考察對居民閑暇時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間的變量很多，通過生產(chǎn)勞動時間和家務(wù)時間對閑暇時間施加影響的變量更多，因此很難對其做一個具體的路徑分析模型。選擇幾個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，年齡對居民閑暇時間有著微弱的正影響，即年齡越大其閑暇時間相對而言會有微弱的增加，這種影響是通過影響生產(chǎn)勞動時間和家務(wù)時間來實現(xiàn)的；性別除了對閑暇時間有一定的正影響外還通過生產(chǎn)勞動時間和家務(wù)時間間接施加正影響，其總影響達0.2214；非農(nóng)業(yè)就業(yè)對閑暇時間是間接影響的低度負效應(yīng)；是否在業(yè)的影響也是通過對生產(chǎn)勞動時間和家務(wù)時間施以影響來擠壓閑暇時間的，在業(yè)居民的閑暇時--間要明顯少于不在業(yè)居民；生產(chǎn)勞動時間和家務(wù)時間都對閑暇時間直接施以影響，對閑暇時間進行擠壓；閑暇時間也隨著上學(xué)年數(shù)的增加有微弱的增加。

無疑，對居民閑暇時間和閑暇方式的考察，并非這種從一個大型調(diào)查中抽取少量數(shù)據(jù)進行筆者認為的理所當(dāng)然的統(tǒng)計分析所能勝任的，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，參與國家社科基金項目“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、湖南移動等大型商業(yè)調(diào)研項目。

擴展閱讀

版權(quán)聲明：