爱华网——基于“第二次中国妇女社会地位调查”的数据
改革开放的深入和市场经济的发展对中国人民的生活方式产生了巨大而深刻的影响。伴随着中国社会的变化速度加快、广度加宽、程度加深，人们日常生活方式也随之呈现全方位多层次的变化。中国居民闲暇时间和方式作为社会学研究的一个方兴未艾的领域也逐渐引起了广大学者的关注。
20世纪80年代以来，我国许多学者开始对闲暇问题展开了多层次多角度的探讨，如王雅林、王琪延等对城镇居民闲暇时间的分配方式进行了实证研究，取得了多项系统性研究成果（王雅林，1992；王琪延，2000）；邓伟志、刘红、罗萍、楼嘉军、王雅林等人对闲暇问题与闲暇理论进行了多方面的探讨（邓伟志，1985；王雅林，1992；刘红，1996；罗萍，1996；楼嘉军，2000），特别是王雅林的《闲暇社会学》一书，系统地阐述了闲暇社会学的理论体系和研究方法，是我国闲暇社会学研究的一部力作。然而我国对居民闲暇的研究仍然处于起步阶段，与西方发达国家相比在理论和实践上面存在着明显的差距。其特点：一是分散化，尚未形成一定的理论体系和研究规模；而是初级化，大多数学者侧重于介绍国外的研究成果；三是“城镇化”，多数研究以城镇居民为研究对象，不太关注农村居民的闲暇生活。[①]
2004年田翠琴、齐心对河北省五个县八个村进行抽样调查，对农村居民的生活时间分配、闲暇生活方式和闲暇心态进行了综合、系统的研究，是我国关于农村居民时间分配和闲暇生活状况的首次系统性研究（田翠琴、齐心，2005）。
本文尝试利用2000年“第二次全国妇女社会地位调查”数据对我国居民闲暇时间和方式作一初步的探讨。尽管此次调查并非针对居民闲暇，只是对居民的闲暇时间和闲暇方式有一定的涉及，但是我想依然能够通过这些数据得出一些粗浅的结论。
我国居民的生活时间分配
闲暇时间是人们在履行社会职责及各种必要时间支出之后，所剩下来的个人可以自由支配的、并对职业劳动具有补偿性功能的活动时间（王雅林，1992）。闲暇时间与工作、生理需要、家务劳动等必要时间共同构成啦人们生活时间的系统与结构。无疑，对居民闲暇生活情况的研究，首先应该将其置于居民生活时间结构及关系之中。
按照我国常用的生活时间分配方法，我们把居民的生活时间分为四部分，即生产劳动时间、家务劳动时间、生理需要时间和闲暇时间（王琪延，2000）。由于调查数据针对性不太强，我们利用已有数据把居民的生活时间分为生产劳动时间（即统计数据 “g3_aa 工作/劳动/经营活动时间”与“g3_ab 工作/劳动/经营活动往返路途时间”之和）、家务时间（即统计数据“g3_ac 做饭”、“g3_ad 家务清扫、洗衣”与“g3_ae 其他家务劳动”之和）、睡觉时间（即统计数据“g3_ai 睡觉”）和闲暇时间（即统计数据“g3_af 看电视”、“g3_ag 其他休闲活动（看报小说，聊天、娱乐）”与“g3_ah 学习”三者之和）。由于数据没有穷尽其它的生活时间如吃饭时间、梳妆打扮等等，故而居民四部分生活时间之和不足24小时。所以我们的描述和推论都是基于这个不甚完备的基础之上的。对我国居民的各部分生活时间分配和城乡分组、性别以及是否在业差别下的情况见表1。
表1：中国居民的时间分配（单位：分钟）
据上表可知，在我国居民的生活时间支出结构中，睡觉消耗时间最长，平均为479.55分钟，占四部分时间总和的38.67%；其次是生产劳动时间，357.15分钟，占-爱华网-四部分时间总和的28.80%；居民平均闲暇时间为229.70分钟，占四部分时间总和的18.52%；居民家务时间平均支出为173.61分钟，占四部分时间总和的14.00 %。由于城乡、性别和是否在业的差别，各个时间类型的分配也呈现出差异，特别是两性在家务时间上的差异和在业与不在业居民在生产劳动时间、家务时间和闲暇时间上的差异。
我国居民的闲暇时间分配
对居民闲暇时间的支出进行考察（见表2），发现看电视占据居民闲暇时间的一半以上，在平均229.70分钟的闲暇时间中有119.35分钟时花在看电视上（95%的置信区间为118.19-120.51分钟）；其它休闲活动（看报小说、聊天、娱乐）时间为86.17分钟（95%的置信区间为84.87-87.47分钟）；平均学习时间为24.18分钟（95%的置信区间为23.25-25.11分钟）。更加直观的居民闲暇时间分配以表3饼状图的形式展现出来。
表2：居民闲暇时间分配
我国居民的闲暇方式
对居民的闲暇方式的参与比例和参与频率进行统计，得到表4和表5。
表4：居民闲暇方式参与比例（%）
表5：居民闲暇方式参与频率分布表（%）
如表4所示，走亲访友和逛街是居民闲暇时候参与比例很高的方式，参与比例分别达到了80.3%和78.7%；到饭店吃饭和体育锻炼也有较高的参与率，四成多的居民闲暇时候到过饭店吃饭，四分之一的居民参与体育锻炼；12.5%的居民参加过村街文体活动，一成多的居民旅游或者郊游；上网的参与率在所有备选的闲暇方式中最低，只有3.8%的居民上过网。
表6：居民闲暇方式参与次数分布表（%）
由于问卷的设计项不利于统计居民闲暇方式的实际参与次数，对数据进行如下转化：每年1-2次取值每年1.5次，每月1-2次取值每年18次，每周1-2次取值每年75次，几乎每天取整数350次。于是得到居民闲暇方式参与次数分布表（见表6），并可以计算居民各项闲暇活动的平均次数。以该指标衡量，居民一年之中参与最频繁的闲暇活动是逛街（近50次）和体育锻炼（41.14次），其次是走亲访友（21.64次）和去饭店吃饭（13.73次），再次是参与村街文体活动（6.17次）和上网（4.37次），居民参与最少的闲暇活动是旅游或者郊游，每年参与次数不足两次。
表7：不同闲暇活动在不同衡量标准下的排序
当以参与者比例和以参与者参与次数作为衡量标准对不同闲暇活动进行排序时，可以发现存在排位的不一致（见表7）。走亲访友和体育锻炼在参与者比例排序中分别排在第一和第四位，而以参与者频率排序则排在第三和第二位。说明走亲访友的参与者相对较多，但是参与频率相对较低；而体育锻炼的参与者相对较少，而其参与频率相对较高。|!---page split---|
居民闲暇影响因素分析
（一）对居民闲暇时间影响因素的多元线性回归
把生产劳动时间、中部地区、对自己的家庭地位是否满意、是否有孩子、基层管理、城乡分组、 收入差、是否中共党员、睡觉时间、是否获得国家承认职业资格证书、对自己的社会地位是否满意、负责人、是否有过下岗失业经历、不包括成人教育、共上了几年学、 青年、自己收入是否高于配偶、中层管理、正规就业、1999年配偶的个人总收入、孩子数、农业为辅、是否取得过正式的专业技术职称、性别虚拟、家务时间、是否非农户口、东部地区、中年、非农业、年龄等30个变量引入多元线性回归模型，对居民闲暇时间进行分析并对其向后逐步回归，剔除对因变量作用较小和没有达到显著性水平的变量。结果如表8显示，剔除作用较小和不显著的变量后剩下生产劳动时间、家务时间、睡觉时间、性别、是否中部地区、上学年数、是否基层管理者、是否东部地区、是否中共党员、对自己的社会地位是否满意等十个变量。用此十个变量预测居民闲暇时间可以消减28.9%的误差，应该说具有一定的解释力度，同时模型通过了检验，表明种线性关联并非由抽样误差造成，可以推论到我们的研究总体。
如表8所示，在通过了检验的各影响变量中，生产劳动时间的影响最大，标准化回归系数为-0.612，相关度极为明显，可以认为生产劳动时间增加一分钟，闲暇时间减少0.329分钟。家务时间和睡觉时间对闲暇时间的标准化回归系数分别是-0.155和-0.077，然而相对于生产劳动时间要小得多，可以看出家务时间增加一分钟，闲暇时间减少0.155分钟，睡觉时间增加一分钟，闲暇时间减少0.139分钟。性别对闲暇时间具有一定的影响，其标准化回归系数为0.130，我们可以认为，我国男性比女性花于闲暇的时间多近36分钟。是否中部地区、上学年数、是否基层管理者、是否东部地区、是否中共党员和对自己的社会地位是否满意六个变量对居民闲暇时间影响很微弱，分别为-0.073、0.069、0.038、-0.038、0.035、0.025。具体说来，东部地区和中部地区分别比西部地区居民的闲暇时间少10.44分钟和20.66分钟；上学年数多一年，一天的闲暇时间多3.27分钟；基层管理者比非管理者闲暇时间多约15.2分钟；中共党员比非中共党员闲暇时间多12.5分钟；对自己的社会地位满意的居民比不满意的居民闲暇时间多约八分钟。
可以认定，闲暇时间很大程度上受生产劳动时间和家务时间的挤压。
表8：影响居民闲暇时间的因素
注：居民闲暇时间回归模型 R2=0.289，sig=0.000
（二）对居民生产劳动时间和家务时间影响因素的多元线性回归
对影响居民生产劳动时间的因素进行多元线性回归同时逐步回归剔除掉不适合的变量，结果如表9所示。以该模型预测居民生产劳动时间可以减少52.2%的误差，同时该模型通过了检验，可以将此推论总体。
具体来说，对居民生产劳动时间影响最大的变量是是否在业，其标准化回归系数达到了0.518并且通过了检验，可以认为在业居民比不在业居民每天的生产劳动时间要多288分钟；而就业性质的影响也很明显（从事非农业对居民生产劳动时间的影响的标准化回归系数为0.0147），可以判断说从事非农业的居民相对农业为主的居民的生产劳动时间要多近76分钟；睡觉时间对居民的生产劳动时间也存在着一定程度的挤压，其标准回归系数为-0.107，睡觉时间增加一分钟，生产劳动时间减少0.361分钟；性别和年龄对居民生产劳动时间有着低度的影响（标准回归系数分别为-0.065和-0.061），说明男性每天的生产劳动时间比女性多33.135分钟，年龄增加一岁每天的生产劳动时间也随之减少1.538分钟。
表9：影响居民生产劳动时间的因素
注：居民生产劳动时间回归模型 R2=0.552，sig=0.000
对影响居民家务时间的因素进行多元线性回归同时作逐步回归剔除掉不适合的变量。如表10所示，以该模型预测居民家务时间可以减少35.5%的误差，同时该模型通过了检验，可以将此推论总体。
具体而言，性别是对居民家务时间影响最大的变量，其标准化回归系数为0.333并且通过了检验，可以认为女性比男性每天做家务的时间要多90.855分钟；而在业的居民因为拥有较长的生产劳动时间，从而比不在业的居民的缩减了71.604分钟的家务时间；睡觉时间同样对家务时间起到了挤压作用，睡眠增加一分钟家务时间也随之减少0.165分钟；而从事非农业的居民比从事农业的居民的家务时间要少24.497分钟。
表10：影响居民家务时间的因素
注：居民家务时间回归模型 R2=0.355，sig=0.000
（三）影响居民闲暇时间的路径分析
可以认定，闲暇时间受到生产劳动时间和家务时间的直接挤压，而诸多变量正是通过对生产劳动时间和家务时间的施加影响而间接作用于闲暇时间的。所以为了准确把握变量之间的真实关系，不仅需要考察对居民闲暇时间施加直接影响的变量，对通过其他变量间接起作用的变量也应当予以考虑。
路径分析正是对此种递归因果关系进行分析，揭示变量间影响程度或因果关系程度的有效工具。由于影响居民闲暇时间的变量很多，通过生产劳动时间和家务时间对闲暇时间施加影响的变量更多，因此很难对其做一个具体的路径分析模型。选择几个影响较大的变量建立简要的路径分析模型如下：
如模型所示，分解简单回归系数得：
可见，年龄对居民闲暇时间有着微弱的正影响，即年龄越大其闲暇时间相对而言会有微弱的增加，这种影响是通过影响生产劳动时间和家务时间来实现的；性别除了对闲暇时间有一定的正影响外还通过生产劳动时间和家务时间间接施加正影响，其总影响达0.2214；非农业就业对闲暇时间是间接影响的低度负效应；是否在业的影响也是通过对生产劳动时间和家务时间施以影响来挤压闲暇时间的，在业居民的闲暇时-爱华网-间要明显少于不在业居民；生产劳动时间和家务时间都对闲暇时间直接施以影响，对闲暇时间进行挤压；闲暇时间也随着上学年数的增加有微弱的增加。
无疑，对居民闲暇时间和闲暇方式的考察，并非这种从一个大型调查中抽取少量数据进行笔者认为的理所当然的统计分析所能胜任的，对居民闲暇的研究还有待学者和专家们以更科学更系统的方式和方法去深层次多方位地探析，而本文只是一种书斋式的尝试和努力，是笔者自以为是地建构起来的理想型（idea type）。
