王子權　章思銘　梁恩思　應歡歡

摘要：基于浙江省3縣（市）農(nóng)戶調(diào)查數(shù)據(jù)，描述分析農(nóng)村居民閑暇時間利用現(xiàn)狀，采用多元回歸和Tobit模型，實證考察農(nóng)村居民閑暇時間安排的影響因素。研究發(fā)現(xiàn)：浙江省農(nóng)村居民閑暇時間充裕、季節(jié)性特征較弱、活動單一等特點。性別、受教育程度、是否干活，以及家庭規(guī)模、家中是否有兒童、耕地面積等因素對閑暇總時間及其具體安排具有重要影響。

關鍵詞：閑暇時間；影響因素；浙江農(nóng)村

一、引言

農(nóng)村居民的閑暇時間安排是農(nóng)村文化建設的重要方面，也是提升農(nóng)村居民生活質(zhì)量的重要載體。伴隨著農(nóng)村經(jīng)濟社會快速發(fā)展，農(nóng)村居民如何安排閑暇時間已經(jīng)成為農(nóng)村社會進步的重要標志，關系到鄉(xiāng)村振興戰(zhàn)略總目標的實現(xiàn)。研究農(nóng)村居民閑暇時間安排，積極引導農(nóng)村居民選擇健康的閑暇生活方式，對于推動鄉(xiāng)村振興戰(zhàn)略具有重要意義。

已有學者考察了我國農(nóng)村居民閑暇問題。肖翔尹、汪曉宇（2014）研究分析了貧困山區(qū)農(nóng)民休閑生活方式的變化。鄭群明等（2004）考察了農(nóng)村居民的閑暇生活和旅游活動。谷中原、余成普（2005）對大別山區(qū)農(nóng)民閑暇時間利用進行了描述分析，并探討了可能的影響因素。蔡玲、鐘漲寶（2008）實證考察了農(nóng)民閑暇時間總量的影響因素。陳曉宏（2011）分析了欠發(fā)達地區(qū)農(nóng)村女性閑暇活動不足的原因。上述研究主要考察的是中西部地區(qū)農(nóng)村的情況，針對東部地區(qū)農(nóng)村的研究尚不多見。此外，已有研究大多是閑暇時間總量分析，更為細分的考察尚顯缺乏。有鑒于此，本研究基于浙江省3個縣（市）的農(nóng)戶抽樣調(diào)查，在對浙江省農(nóng)村居民的閑暇時間總量及其分配狀況進行統(tǒng)計描述分析的基礎上，采用計量模型考察可能的影響因素，并據(jù)以提出相應的對策建議。

論文的其余部分安排如下：第二部分介紹方法與數(shù)據(jù)；第三部分是關于農(nóng)村居民閑暇時間安排的統(tǒng)計描述；第四部分給出回歸結果；最后是結論與討論。

二、方法與數(shù)據(jù)

（一）研究方法

為考察農(nóng)村居民閑暇時間安排的可能影響因素，設定如下計量回歸模型：

LT=β0+β1IND+β2HHD+β3VIL+β4CTY+ε（1）

其中，LT是被解釋變量，分別表征閑暇總時間，以及用在體育鍛煉、社會交往、自我提升、娛樂消遣等方面的時間。IND表示個人特征，包括性別、年齡、受教育年限、婚姻狀況、健康狀況、是否干活；HHD表示家庭特征，包括家庭規(guī)模、家中有否6歲及以下兒童、耕地面積、林地面積；VIL代表村莊特征，包括村莊健身設施種類，以及有否公共圖書閱覽室、老年活動室和棋牌室。此外，CTY用來控制地區(qū)虛擬變量。β0-β4為待估參數(shù)，ε為隨機擾動項。

由于閑暇時間總量是一個連續(xù)不為零的變量，故采用普通最小二乘法（OLS）進行估計。此外，考慮到并非所有農(nóng)村居民在各閑暇類別上都分配時間，也即四類閑暇時間的取值存在不能忽略的零值情形，因此，對四類閑暇時間的影響因素進行估計時，采用Tobit模型方法。

（二）數(shù)據(jù)說明

本研究使用的數(shù)據(jù)來源于2017年7月課題組開展的農(nóng)村社會經(jīng)濟調(diào)查。本次調(diào)查以農(nóng)戶為單位，按照分層隨機抽樣方法，共獲得浙江省建德、開化和安吉三個縣（市）360個農(nóng)戶的人口、經(jīng)濟，特別是家庭成員的閑暇時間利用數(shù)據(jù)。調(diào)研中，共收集到1296人的信息，在剔除學生和缺失信息的觀測之后，最終使用的樣本量為961。其中，男性488人，占51%，女性473人，占49%，被調(diào)查者平均52歲，身體健康的占到81%，平均受教育年限為7.4年，干活的比例占71%。變量定義及基本的描述統(tǒng)計結果，如表1所示。

三、農(nóng)村居民閑暇時間安排現(xiàn)狀

（一）農(nóng)村居民閑暇時間分布的季節(jié)性特征

浙江省農(nóng)村居民閑暇時間存在一定的季節(jié)性差異，但是這種差異并不大。由表2可以看出，春、秋季忙碌的農(nóng)村居民比例在26%以上，而冬、夏季忙碌的農(nóng)民比例在23%左右。這主要由農(nóng)業(yè)生產(chǎn)的季節(jié)性特征導致的，但是隨著非農(nóng)就業(yè)機會的增加以及農(nóng)戶兼業(yè)化經(jīng)營，閑暇時間的季節(jié)性差異并不明顯。由此可以推斷，農(nóng)村居民在春、秋的閑暇時間會比冬夏兩季少一些，但是差異不會特別明顯。根據(jù)調(diào)研數(shù)據(jù)，樣本農(nóng)戶中，僅從事農(nóng)林業(yè)的“純農(nóng)戶”只占17.48%，農(nóng)戶的非農(nóng)就業(yè)、兼業(yè)化削弱了閑暇時間的季節(jié)性分布。

（二）不同類型的閑暇活動時間分配特征

根據(jù)曾春燕，卿前龍等（2010）從時間分類的角度，閑暇時間被解釋為“個人可自由支配的時間”，是指人們生活中除工作、家務勞動、兒童照料、滿足生理需要等時間以外，剩余可供個人自由支配的時間，強調(diào)的是個人時間的可自由支配性。參考熊立春等（2016）對于閑暇活動分類，并結合調(diào)研實際，本文將閑暇活動分為體育鍛煉、社會交往、自我提升和娛樂消遣四類。表3給出了按受教育水平、年齡、性別三個特征分類的閑暇時間狀況。

由表3可以看出，不同教育水平的農(nóng)村居民的閑暇總時間存在顯著差異?？傮w來看，教育水平越高，農(nóng)村居民的閑暇時間越多。分項看，受教育程度越高，用在體育鍛煉、自我提升兩個方面的時間會越多，而在閑談等社會交往方面的時間會越少。此外，受教育程度越高，上網(wǎng)方面的時間會增加，看電視的時間會減少。

分年齡看如表3所示，農(nóng)村老年人的閑暇總時間平均每天4.63小時，農(nóng)村中年、青年的閑暇總時間每天相對要多0.3個小時左右。分項看，農(nóng)村青年的社會交往時間最少，而用在自我提升方面的時間最多?？偟膩碚f，中老年人的閑暇方式較為單一，是看電視和與他人閑聊。

分性別看如表3所示，農(nóng)村男性的閑暇總時間要多于女性0.29小時/天。由于忙于家務活動較多，女性純粹閑暇時間相對較少。分項看，農(nóng)村男性在自我提升方面比女性用了更多的時間，且男性看電視、上網(wǎng)等娛樂消遣的時間支出均多于女性?？傮w上，男性和女性不僅在閑暇時間總量上存在差異，在不同類別的文化活動中的時間安排同樣差異明顯。

四、回歸結果

基于模型1，以閑暇總時間和四個分類時間為被解釋變量，對影響因素進行了回歸分析，結果如表4所示。從模型中可以看出：

從閑暇總時間來看，受教育年限有顯著正向影響，教育程度高意味著接觸的知識面更廣，休閑娛樂意識也會更強，從而閑暇時間安排的意識更高。干活、家庭規(guī)模和耕地面積有顯著的負向影響。參與勞動和家庭耕地面積越大的農(nóng)民，在生產(chǎn)勞作中花費的精力越多，在有限休息的時間里，會更多的選擇睡一個好覺、吃一頓安穩(wěn)的飯來改善工作壓力和恢復精力；同時家庭人數(shù)越多，個人的獨立生活空間越小，需要為家人分擔的生活瑣事越多，閑暇時間也越少。

從體育鍛煉時間看，受教育年限有顯著正向影響，參與勞動有顯著負影響，這兩個因素的影響原因和其對閑暇總時間的影響原因類似。健康狀況具有顯著正效應，身體越不健康的人越缺乏參加體育鍛煉氣力，會選擇傳統(tǒng)的修養(yǎng)方式。有6歲及以下兒童的家庭，成員需要花費時間精力照顧兒童，其體育鍛煉的時間相應顯著減少。林地面積有顯著正影響，山林勞作需要更好的身體條件，很多經(jīng)營農(nóng)戶都表示為了健壯有耐力的身體會在閑暇時間要進行鍛煉。

從社會交往時間來看，婚姻狀況和家庭是否有6歲及以下兒童有顯著正向影響，在婚的人擁有的人際脈絡是夫妻雙方人脈關系的總和，比沒有配偶的人有更多社會交往時間。有6歲及以下兒童的家庭，其家庭成員會為了培養(yǎng)孩子而參加更多的社交活動。家庭規(guī)模有顯著負向影響，家庭人數(shù)多的人，其社交范圍更局限于家庭內(nèi)部，而不是對外的社會交往。

從自我提升時間來看，性別、受教育年限和家庭耕地面積有顯著正向影響。農(nóng)村男性作為家庭的經(jīng)濟支柱，為了生活工作需要，會更主動地提升自己的技能或者讀書看報紙豐富知識。受教育年限越高的人，更能了解提升自己能力素養(yǎng)的重要性，會在閑暇時間更多地學習知識增強技能。耕地面積更大的農(nóng)民，經(jīng)濟收入更依賴于勞作生產(chǎn)，為了提升其勞作效率會不斷去學習新的勞作技能、防災手段等。有6歲及以下兒童的家庭，其成員更多精力都花費在培養(yǎng)下一代，而缺乏時間來學習知識或提升技能。

從娛樂消遣時間來看，性別、受教育年限、家庭有6歲及以下兒童有顯著正影響，男性相對女性忙于家務之事相對少，自主安排上網(wǎng)看電視的時間會多一些。受教育年限高的人，娛樂休閑意識會更強，會主動參加更多娛樂活動。家庭有6歲及以下的兒童，其家庭成員會抽出更多的時間陪同下一代，將閑暇時間分配到娛樂活動中去。健康狀況越好，從事工農(nóng)業(yè)生產(chǎn)的概率會越大，從而降低娛樂消遣時間。是否干活、家庭規(guī)模和耕地面積也有顯著負影響，這三個因素的影響原因和其對閑暇總時間的影響原因近似。

五、結論與討論

本研究采用2017年浙江省三縣（市）的農(nóng)戶調(diào)查數(shù)據(jù)，描述分析了農(nóng)村居民閑暇時間利用現(xiàn)狀，并采用計量模型考察了農(nóng)村居民閑暇時間的可能影響因素，得出以下主要結論。

首先，當前農(nóng)村居民閑暇時間季節(jié)性分布特征仍存在，但隨著農(nóng)村經(jīng)濟社會發(fā)展，只從事農(nóng)林業(yè)生產(chǎn)的農(nóng)戶數(shù)量大幅減少，長年或季節(jié)性的非農(nóng)業(yè)兼業(yè)使“農(nóng)閑閑出病”情況被緩和；而農(nóng)業(yè)現(xiàn)代生產(chǎn)技術的應用以及農(nóng)村土地集體化經(jīng)營，農(nóng)村居民在土地上花費時間減少，使得農(nóng)村居民獲得更多的閑暇時間，且收入得到一定增長，又反過來使閑暇時間增加。

其次，農(nóng)村居民閑暇時間增加，配置存在不合理現(xiàn)象，閑暇生活內(nèi)容單調(diào)。樣本村農(nóng)村居民人均每天閑暇時間在4小時以上?？措娨暼詾榫用耖e暇生活的首選，平均每天有1.96個小時，占總閑暇時間的40.2%。上網(wǎng)、與他人閑聊也成為農(nóng)村居民閑暇生活的重要組成部分，占比均為17.3%。自我提升型閑暇活動時間在總閑暇時間中僅占6.1%，閑暇活動層次較低。

最后，更好的受教育程度，無論是對閑暇總時間的影響，還是對閑暇時間質(zhì)量的影響都是積極而顯著的，能從農(nóng)戶個體觀念上提升享受閑暇時間的理念，和對豐富多彩的農(nóng)閑時光的追求。

綜上，我們了解到農(nóng)村居民閑暇時間分布均衡程度和社會經(jīng)濟發(fā)展水平有直接聯(lián)系。隨著經(jīng)濟發(fā)展，產(chǎn)業(yè)結構不斷合理化和高度化，勞動力由第一產(chǎn)業(yè)向第二產(chǎn)業(yè)轉移，農(nóng)戶兼業(yè)情況更加普遍，閑暇時間分配從由“農(nóng)忙季節(jié)”“農(nóng)閑季節(jié)”的支配轉向由農(nóng)戶自由選擇的兼業(yè)情況而定。農(nóng)戶閑暇時間配置水平提升是一個長遠的問題，由于大部分農(nóng)戶對收入水平并不滿足，而且其娛樂消費意識不強，傳統(tǒng)節(jié)約的觀念根深蒂固，老一輩居民很少會主動花費時間、金錢去購置娛樂器材或參與娛樂活動，即便參加，也只是局限于麻將、廣場舞、閑聊等等低層次的娛樂活動，這和社會經(jīng)濟文化背景以及中國人傳統(tǒng)觀念的約束密不可分。所以要想居民閑暇時間質(zhì)量能進一步提升，需要各個方面的努力，社會各界要給予更多的關注和幫助。

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（作者單位：浙江農(nóng)林大學）