休閑時間對城市居民幸福感的影響機制研究(下)*——以杭州市為例

蔣　艷

(浙江外國語學院 國際商學院，浙江 杭州 310012)

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休閑時間對城市居民幸福感的影響機制研究(下)*——以杭州市為例

蔣艷

(浙江外國語學院 國際商學院，浙江 杭州 310012)

[摘要]杭州城市居民休閑時間普遍偏少，只有離退休老年人休閑時間最為充裕；學歷和收入越高者，休閑時間越少；帶薪年休假制度也有待深入落實。城市居民幸福感普遍中等偏上，其中幸福感知度居中等偏上水平，生活滿意度一般，正面情緒較多，負面情緒較少。幸福感隨年齡增長而提升，女性、老人、已婚者和月收入上萬者更感幸福。對休閑時間及其變化的認知影響幸福感。保障適度的休閑時間，可有效提升幸福感。

[關(guān)鍵詞]城市居民；休閑時間；幸福感；影響機制

一、休閑時間對幸福感的影響機制分析

(一)休閑時間與幸福感的相關(guān)分析

采用Pearson積差相關(guān)分析方法，分析休閑時間與幸福感(包括幸福感知度、生活滿意度、正面情緒、負面情緒，下同)的相關(guān)性，如表1所示。分析結(jié)果發(fā)現(xiàn)，幸福感知度、生活滿意度和正面情緒與其他變量相關(guān)；負面情緒與“工作日每天的平均空閑時間”、“對空閑時間的認知”、“對空閑時間變化的認知”和“最需要的休閑時間安排”相關(guān)。

表1　休閑時間與幸福感的相關(guān)關(guān)系

注：**表示在0.01水平(雙側(cè))上顯著相關(guān)；*表示在0.05水平(雙側(cè))上顯著相關(guān)。

表中1~11分別表示：1.工作日每天的平均空閑時間；2.每周的休息時間；3.每年的帶薪年休假；4.對空閑時間的認知；5.對空閑時間變化的認知；6.空閑時間期待與現(xiàn)實的比較；7.最需要的休閑時間安排；8.幸福感知度；9.生活滿意度；10.正面情緒；11.負面情緒。

對表1進行進一步的偏相關(guān)分析后發(fā)現(xiàn)，控制其他變量后，幸福感知度與“每年的帶薪年休假”、“對空閑時間的認知”、“對空閑時間變化的認知”、“最需要的休閑時間安排”呈顯著相關(guān)關(guān)系；控制“對空閑時間的認知”變量后，幸福感知度與“工作日每天的平均空閑時間”、“每周的休息時間”、“空閑時間期待與現(xiàn)實的比較”無顯著相關(guān)關(guān)系。同時，幸福感知度與“生活滿意度”、“正面情緒”呈顯著正相關(guān)關(guān)系，與“負面情緒”呈顯著負相關(guān)關(guān)系。

控制其他變量后發(fā)現(xiàn)，生活滿意度與“每年的帶薪年休假”、“對空閑時間的認知”、“對空閑時間變化的認知”呈顯著相關(guān)關(guān)系；控制“對空閑時間的認知”變量后發(fā)現(xiàn)，生活滿意度與“工作日每天的平均空閑時間”、“每周的休息時間”、“空閑時間期待與現(xiàn)實的比較”和“最需要的休閑時間安排”無顯著相關(guān)關(guān)系。

控制其他變量后發(fā)現(xiàn)，正面情緒與“對空閑時間的認知”、“對空閑時間變化的認知”呈顯著相關(guān)關(guān)系；控制“對空閑時間的認知”變量后發(fā)現(xiàn)，正面情緒與“工作日每天的平均空閑時間”、“每周的休息時間”、“每年的帶薪年休假”、“空閑時間期待與現(xiàn)實的比較”、“最需要的休閑時間安排”無顯著相關(guān)關(guān)系。

控制其他變量后發(fā)現(xiàn)，負面情緒與“對空閑時間的認知”呈顯著相關(guān)關(guān)系；控制“對空閑時間的認知”變量后發(fā)現(xiàn)，負面情緒與“工作日每天的平均空閑時間”、“對空閑時間變化的認知”、“最需要的休閑時間安排”無顯著相關(guān)關(guān)系。休閑時間與幸福感的關(guān)系具體如圖1所示。

圖1　休閑時間與幸福感的關(guān)系

(二)休閑時間對幸福感的預測

1.休閑時間對幸福感知度的預測

對休閑時間與幸福感知度的關(guān)系預測采用逐步多元回歸法分析，結(jié)果如表2所示。

由表2所示，DW=1.856∈(1.5，2.5)，分析發(fā)現(xiàn)，休閑時間與幸福感知度模型無自相關(guān)關(guān)系；最大的條件索引為8.170，小于15，自變量之間沒有共線性關(guān)系。休閑時間中，“對空閑時間的認知”可以獨立解釋幸福感知度5.9%的變異量(F(1，950)=60.840，p=0.000)；“對空閑時間變化的認知”可以獨立解釋1.5%的變異量(F(1，949)=15.837，p=0.000)；“0天_不適用”(每年的帶薪年休假)可以獨立解釋0.8%的變異量(F(1，948)=7.913，p=0.005)；“1～5天_不適用”(每年的帶薪年休假)可以獨立解釋0.9%的變異量(F(1，947)=9.578，p=0.002)。模型4共有4個獨立變量，調(diào)整后總計可以解釋幸福感知度8.9%的變異量。

經(jīng)過模型的系數(shù)分析及其標準化，發(fā)現(xiàn)休閑時間與幸福感知度的回歸模型為：Y(幸福感知度)=0.151X(對空閑時間的認知)+0.131X(對空閑時間變化的認知)-0.114X(帶薪年休假：0天_不適用)-0.101X(帶薪年休假：1～5天_不適用)。

對于“每年帶薪年休假”的調(diào)查，由于是以“不適用”為參照組，所以常量項(3.506)就代表“不適用”的均值；“0天_不適用”、“1～5天_不適用”的B估計值分別為-0.322、-0.286，因而，“每年帶薪年休假0天”、“每年帶薪年休假1～5天”的均值分別為3.184、3.220。

表2　休閑時間與幸福感知度的模型匯總表

注：a. 預測變量(常量)：對空閑時間的認知。

b. 預測變量(常量)：對空閑時間的認知，對空閑時間變化的認知。

c. 預測變量(常量)：對空閑時間的認知，對空閑時間變化的認知，0天_不適用。

d. 預測變量(常量)：對空閑時間的認知，對空閑時間變化的認知，0天_不適用，1～5天_不適用。

2.休閑時間對生活滿意度的預測

對休閑時間與生活滿意度的關(guān)系預測，采用逐步多元回歸法分析，結(jié)果如表3所示。

由表3所示，DW=1.804∈(1.5，2.5)，分析后發(fā)現(xiàn)，休閑時間與生活滿意度模型無自相關(guān)關(guān)系。最大的條件索引為8.341，小于15，自變量之間沒有共線性關(guān)系。休閑時間中，“對空閑時間的認知”可以獨立解釋生活滿意度6.3%的變異量(F(1，950)=64.884，p=0.000)；“0天_不適用”(每年的帶薪年休假)可以獨立解釋1.5%的變異量(F(1，949)=15.789，p=0.000)；“對空閑時間變化的認知”可以獨立解釋1.3%的變異量(F(1，948)=13.591，p=0.000)；“1～5天_不適用”(每年的帶薪年休假)可以獨立解釋1.1%的變異量(F(1，947)=11.582，p=0.001)?！?6天以上_不適用”(每年的帶薪年休假)可以獨立解釋0.6%的變異量(F(1，946)=6.247，p=0.013)。模型5共有5個獨立變量，調(diào)整后總計可以解釋生活滿意度10.4%的變異量。經(jīng)過模型的系數(shù)分析及其標準化，發(fā)現(xiàn)休閑時間與生活滿意度的回歸模型為：Y(生活滿意度)=0.157X(對空閑時間的認知)+0.119X(對空閑時間變化的認知)-0.163X(帶薪年休假：0天_不適用)-0.124X(帶薪年休假：1～5天_不適用)-0.079X(帶薪年休假：16天以上_不適用)。

對于“每年帶薪年休假”的調(diào)查，由于是以“不適用”為參照組，所以常量項(3.256)就代表“不適用”的均值；“0天_不適用”、“1～5天_不適用”、“16天以上_不適用”的B估計值分別為-0.512、-0.415、-0.311，因而，“每年帶薪年休假0天”、“每年帶薪年休假1～5天”、“每年帶薪年休假16天以上”的均值分別為2.744、2.841、2.945。

表3　休閑時間與生活滿意度的模型匯總表

注：a.預測變量(常量)：對空閑時間的認知。

b.預測變量(常量)：對空閑時間的認知，0天_不適用。

c.預測變量(常量)：對空閑時間的認知，0天_不適用，對空閑時間變化的認知。

d.預測變量(常量)：對空閑時間的認知，0天_不適用，對空閑時間變化的認知，1～5天_不適用。

e.預測變量(常量)：對空閑時間的認知，0天_不適用，對空閑時間變化的認知，1～5天_不適用，16天以上_不適用。

3.休閑時間對正面情緒的預測

對休閑時間與正面情緒的關(guān)系預測采用逐步多元回歸法分析，結(jié)果如表4所示。

由表4所示，DW=1.833∈(1.5，2.5)，分析發(fā)現(xiàn)，休閑時間與正面情緒模型無自相關(guān)關(guān)系。最大的條件索引為7.374，小于15，自變量之間沒有共線性關(guān)系。休閑時間中，調(diào)整后“對空閑時間的認知”可以獨立解釋正面情緒4.5%的變異量(F(1，950)=45.620，p=0.000)；“對空閑時間變化的認知”可以獨立解釋0.4%的變異量(F(1，949)=4.334，p=0.038)。模型2共有2個獨立變量，調(diào)整后總計可以解釋正面情緒4.8%的變異量。經(jīng)過模型的系數(shù)分析及其標準化，發(fā)現(xiàn)休閑時間與正面情緒的回歸模型為：Y(正面情緒)=0.181X(對空閑時間的認知)+0.074X(對空閑時間變化的認知)。

表4　休閑時間與正面情緒的模型匯總表

注：a. 預測變量(常量)：對空閑時間的認知。

b. 預測變量(常量)：對空閑時間的認知，對空閑時間變化的認知。

4.休閑時間對負面情緒的預測

對休閑時間與負面情緒的關(guān)系預測采用逐步多元回歸法分析，結(jié)果如表5所示。

由表5所示，DW=1.839∈(1.5，2.5)，分析發(fā)現(xiàn)，休閑時間與負面情緒模型無自相關(guān)關(guān)系。最大的條件索引為5.474，小于15，自變量之間沒有共線性關(guān)系。休閑時間中，調(diào)整后“對空閑時間的認知”可以獨立解釋負面情緒1.9%的變異量(F(1，950)=19.239，p=0.000)；“0天_不適用”(每年的帶薪年休假)可以獨立解釋0.6%的變異量(F(1，949)=6.069，p=0.014)。模型2共有2個獨立變量，調(diào)整后總計可以解釋負面情緒2.4%的變異量。經(jīng)過模型的系數(shù)分析及其標準化，發(fā)現(xiàn)休閑時間與負面情緒的回歸模型為：Y(負面情緒)=-0.153X(對空閑時間的認知)-0.080X(帶薪年休假：0天_不適用)。

注：a. 預測變量(常量)：對空閑時間的認知。

b. 預測變量(常量)：對空閑時間的認知，0天_不適用。

(三)休閑時間與幸福感的關(guān)系

如圖2所示，“帶薪年休假”軸上的1～6分別指代“0天”、“1～5天”、“6～10天”、“11～15天”、“16天以上”和“不適用”。根據(jù)對均值和圖表的分析，發(fā)現(xiàn)帶薪年休假5天以下的被調(diào)查者幸福感知度明顯低于其他被調(diào)查者，其生活滿意度也相對較低。可見，過少的帶薪年休假會顯著降低被調(diào)查者對幸福感的主觀判斷和生活滿意度，但對正面情緒和負面情緒的影響不大。

如圖3所示，“對空閑時間的認知”軸上的1～5分別指代“太少”、“比較少”、“正好”、“比較多”和“很充足”。以“正好”為界，當被調(diào)查者的空閑時間較少時，就會認為自己的幸福感知度較低、生活滿意度也較低；正面情緒越少，負面情緒就越多。但是，當空閑時間較多時，就會認為空閑時間對幸福感的影響明顯減弱。由此得出結(jié)論：當空閑時間偏少時，空閑時間會對幸福感產(chǎn)生顯著影響；當空閑時間偏多時，其影響會減弱。

如圖4所示，“對空閑時間變化的認知”軸上的1～5分別指代“少了很多”、“少了一些”、“沒什么變化”、“多了一些”和“多了很多”?？臻e時間的變化會對幸福感產(chǎn)生顯著影響，尤其是“少了很多”和“多了很多”會對幸福感產(chǎn)生較大影響；如果變化不大，則影響也相應減弱。

基于以上分析，上文中的H1“每天的平均空閑時間越多，幸福感知度、生活滿意度越高，正面情緒越多，負面情緒越少”；H2“每周的休息時間越多，幸福感知度、生活滿意度越高，正面情緒越多，負面情緒越少”；H3“每年的帶薪年休假越少，幸福感知度、生活滿意度越低，正面情緒越少，負面情緒越多”部分成立；H4“對空閑時間認知越少，幸福感知度、生活滿意度越低，正面情緒越少，負面情緒越多”基本上成立；H5“對空閑時間變化認知越正面，幸福感知度、生活滿意度越高，正面情緒越多，負面情緒越少”成立；H6“對空閑時間的期待越低于實際的空閑時間，幸福感知度、生活滿意度越高，正面情緒越多，負面情緒越少”不成立。

本研究進一步驗證了社會學和行為經(jīng)濟學的研究結(jié)果，即休閑時間充裕，有助于提升幸福感；休閑時間減少會降低幸福感，但并非直接降低，而是通過對空閑時間的認知來間接影響到幸福感。

(四)空閑時間對幸福感的影響機制

由圖5所示，對幸福感影響最大的首先是人們對空閑時間的認知，其次是對空閑時間變化的認知。當帶薪年休假特別少時，人的幸福感知度和生活滿意度會受到負面影響；一個人情緒的波動主要來自于對空閑時間的認知。

圖5　休閑時間對幸福感的主要影響機制

二、結(jié)論

(一)空閑時間“總體偏少”和“局部更少”并存

1.空閑時間普遍偏少

這個結(jié)論的得出是基于幾方面數(shù)據(jù)的綜合。一方面，基于被調(diào)查者對自身空閑時間及其變化的判斷；另一方面，基于被調(diào)查者現(xiàn)實空閑時間的判斷。調(diào)研數(shù)據(jù)顯示，杭州城市居民中有超過1/2的被調(diào)查者認為，自己的空閑時間較少；約1/3的被調(diào)查者認為，自己的空閑時間變少了；只有約1/6的被調(diào)查者認為自己的空閑時間變多了。雖然每個人對空閑時間的認知略有差異，但是客觀數(shù)據(jù)也從側(cè)面證明了人們的空閑時間普遍偏少。被調(diào)查者中有1/2的居民工作日空閑時間少于3小時，其中有1/4的居民空閑時間少于2小時。但是，居民對空閑時間的期待則遠遠多于實際的空閑時間。

2.離退休老年人的空閑時間最充裕，學歷和收入越高者空閑時間越少

據(jù)調(diào)查，在各年齡段中，老年人(基本上與離退休人員重合)空閑時間明顯較多，對現(xiàn)狀最為滿意，希望保持現(xiàn)狀的比例也最高，占所調(diào)查人數(shù)的82.9%；而35～44歲的中年人作為社會的中堅力量，壓力較大，每天的空閑時間也最少。學歷越高者，空閑時間越少；而低學歷者相對較為空閑，也對現(xiàn)狀更為滿意，比如，在被調(diào)查者中，初中及以下學歷者中有55.9%認為目前很好，希望保持現(xiàn)狀。收入越高，空閑時間越少；收入最低的群體(月收入1 500元以下者)，對于期待與實際空閑時間的差距顯著小于更高收入的群體(月收入1 500～10 000元者)。這反映出，社會上學歷和收入較高的人群，其空閑時間較少；反之，較低收入者空閑時間較充裕，也較符合其期待。筆者對杭州城市居民的調(diào)查分析結(jié)果與CCTV提出的“年收入10萬元大概是收入上的休閑門檻所在”的調(diào)查結(jié)論不太吻合[1]。其原因可能在于，杭州總體生活水平較高，休閑氛圍較為濃厚，休閑成本較低，低收入者的休閑活動受其收入的限制相對較小(調(diào)研結(jié)果也顯示，月收入對休閑活動參與頻率沒有顯著影響)；而高收入者空閑時間有限。這或許與CCTV的調(diào)查并不矛盾，但也可以看到空閑時間不足對休閑行為的阻礙。這也折射出外來人口(特指已獲得當?shù)貞艨诘男戮用?較多城市的一個特殊現(xiàn)象，即文化程度較低、月收入較低的當?shù)卦∶?離退休人員和下崗待業(yè)者中有大量原住民)，基本上沒有住房壓力，空閑時間也較寬裕；而文化程度較高、月收入較高的外來人才，面臨高房價壓力，加上工作壓力大等原因，休閑時間被極大地壓縮，并與其期待產(chǎn)生較大差距。我們在對空閑時間的期待與實際比較中發(fā)現(xiàn)，社會弱勢群體(低收入、低學歷、離退休、下崗待業(yè)者)對空閑時間的期待與現(xiàn)實的差距相對較小，而差距相對較大的群體則集中在企事業(yè)單位，如，管理人員、普通員工、商貿(mào)服務和銷售人員。這也從側(cè)面折射出整個社會大背景的現(xiàn)狀。在對空閑時間的分析中發(fā)現(xiàn)，每日3小時空閑時間是被調(diào)查者判斷空閑時間多少的臨界點，也是期待空閑時間的臨界點。在有限的空閑時間中，大約2/3的被調(diào)查者能夠找到一些自己感興趣的事情，但也有近1/6的被調(diào)查者認為自己經(jīng)常無事可做，很空虛。

3.帶薪年休假制度有待落實

根據(jù)調(diào)查結(jié)果分析，在952份有效問卷中，沒有帶薪年休假的受訪者有163位，占比達17.1%；帶薪年休假1～5天者有182位，占比達19.1%。如果只統(tǒng)計固定上班時間者的帶薪年休假，那沒有帶薪年休假的比例上升至25.0%，5天以下的比例為52.8%。這一數(shù)據(jù)也從側(cè)面說明了城市居民空閑時間存在不足的問題。對于休閑時間安排的期待，被調(diào)查者希望增加帶薪年休假的比例最高，占22.2%，如果去掉那些對現(xiàn)實滿意的樣本，希望“增加帶薪年休假”的比例上升至27.5%。目前的現(xiàn)狀是，帶薪年休假需求日益增加與帶薪年休假仍然不足甚至沒有之間的矛盾已影響到生活幸福感，尤其是沒有帶薪年假的被調(diào)查者，其生活幸福感已經(jīng)受到了較大影響。

(二)幸福感普遍中等偏上，且受人口學特征影響

總體而言，被調(diào)查的杭州居民幸福感中等偏上，其中幸福感知度普遍為中等偏上水平，生活滿意度普遍一般，正面情緒普遍較多，負面情緒普遍較少。在被調(diào)查者中普遍存在對社會諸多現(xiàn)象不滿、對自身現(xiàn)狀不滿的情緒。事實上，被調(diào)查者的生活滿意度處于一般水平，但絕大多數(shù)人仍然認為自己是幸福的。對杭州居民的調(diào)查再一次證明了，幸福感是一種主觀感受，它基于一些客觀事實，但是受到精神層面的巨大影響。正如陸洛所說，“主觀的心理指標與幸福感的相關(guān)高于客觀指標與幸福感之間的相關(guān)，似乎說明了主觀的感受強度比客觀的次數(shù)指標更能預測一個人主觀的幸福感程度”，“因此主觀的感受強度可能比客觀的計次頻數(shù)更重要”[2]。巫雅菁也認為，幸福是一種主觀意識，人人迥異，同時受傳統(tǒng)文化影響[3]。具體而言，杭州被調(diào)查者展現(xiàn)出來的幸福感除了源于其特殊的地域文化，包括杭州居民處事溫和、知足常樂等特質(zhì)外，還受到很多因素，包括經(jīng)濟狀況、婚姻狀況等的影響。此外，杭州作為一個休閑文化傳統(tǒng)悠久的城市，居民的休閑參與狀況也會影響其幸福感。

就群體差異而言，幸福感隨年齡增長而提升，女性、老人、已婚者和月收入上萬者相比較而言更感覺幸福。具體而言，45歲以上的被調(diào)查者普遍感到更幸福、生活滿意度更高、正面情緒更多、負面情緒較少?？梢?，隨著閱歷的增加，幸福感會隨之提升，這從側(cè)面反映出，幸福感可能來源于一種更為平和的心境。雖然女性更容易產(chǎn)生負面情緒，但總體上比男性更感覺幸福，已婚者也比未婚者更感覺幸福。調(diào)查發(fā)現(xiàn)，離退休人員的生活滿意度明顯偏高，整體情緒也較為積極正面?？傮w來看，幸福感不受文化程度的顯著影響；但是，大學學歷者的生活滿意度較低，負面情緒較多；月收入上萬者生活滿意度相對較高，幸福感也更強。

(三)休閑時間顯著影響幸福感

首先影響幸福感的是對空閑時間的認知，其次為對空閑時間變化的認知。過少的帶薪年休假會顯著降低被調(diào)查者對幸福感的主觀判斷和生活滿意度，但對正面情緒和負面情緒的影響不大。據(jù)調(diào)查分析，當空閑時間偏少時，空閑時間會對幸福感產(chǎn)生顯著影響；當空閑時間偏多時，其影響會減弱。這與上文中的研究結(jié)論“休閑時間充裕有助于提升幸福感，而休閑時間少，過于忙碌，會降低幸福感”略有不同。本研究發(fā)現(xiàn)，空閑時間對幸福感的影響是通過主觀認知間接實現(xiàn)的，而且該影響也并非線性關(guān)系，因為受到各種因素的影響，每個人對適宜空閑時間的認知標準并不相同，相同的是，當空閑時間過少時，其幸福感會顯著降低?？梢?，保障適度的空閑時間，可以有效提升幸福感。另外，空閑時間對幸福感的影響不僅在于其長度，更在于其充實程度。被調(diào)查者越是認為空閑時間比較空虛，幸福感就越低；越是認為空閑時間比較充實，幸福感就越高。

三、休閑政策建議

(一)推動創(chuàng)新機制和提高社會發(fā)展水平，關(guān)注社會中間階層的休閑時間

經(jīng)過實證分析，被調(diào)查者對空閑時間的認知會顯著影響到幸福感，尤其當其認為空閑時間較少時，幸福感會顯著下降。其中空閑時間較少的臨界點為3小時?？臻e時間偏少有多種原因，具體包括工作時間偏長、路上交通時間偏長、家務過于繁重等。目前，空閑時間偏少是提高居民幸福感的瓶頸，其受限于城市競爭日益激烈、生活節(jié)奏日趨快速的現(xiàn)狀。因此，唯有推進整個社會的創(chuàng)新機制以及提升整體發(fā)展水平，才能從根本上增加城市居民的空閑時間。這是個漫長而必須的過程。在此過程中，尤其需要關(guān)注社會的中間階層。

杭州作為一個二線城市，以其優(yōu)越的生活環(huán)境，正在吸引越來越多的外來人才在此定居工作，這部分人群的生存狀態(tài)乃至其休閑生活狀態(tài)值得關(guān)注。如果大部分人才因房價等外在原因而無法在這座城市立足或生活過于艱難，從長遠來看，會嚴重阻礙城市的可持續(xù)發(fā)展，更不利于杭州實現(xiàn)“東方休閑之都”的目標。大量的數(shù)據(jù)分析及直接訪談結(jié)果都顯示，這部分人群的特點是，學歷較高、收入較高、壓力較大、危機感較強、空閑時間較少，是目前杭州居民中幸福感相對偏低的人群。因而，需要通過各種方式來緩解這部分人群背負的壓力，提高其休閑時間即是重要舉措之一。杭州的生活壓力主要來自于高昂的房價。杭州優(yōu)越的生活條件在吸引大量購房者的同時，也在各種因素的刺激下，使房價不斷攀升，這對外來年輕人來說，是個巨大的生存壓力。目前，杭州對符合條件的人才采取一些必要的購房優(yōu)惠政策，讓更多的優(yōu)秀人才在杭州能夠有個穩(wěn)定的家，這有助于緩解這些人的生存壓力，有助于其休閑狀態(tài)的形成。

(二)做出合理的休閑時間制度安排

筆者發(fā)現(xiàn)，目前我國城市居民休閑時間普遍較少，個別人群休閑時間還呈下降趨勢；城市居民普遍對目前的休閑時間不滿意；城市居民的休閑時間影響幸福感。目前，在大力發(fā)展國民休閑產(chǎn)業(yè)之際，相關(guān)部門要把休閑時間制度安排作為國民休閑發(fā)展的重要內(nèi)容，想方設(shè)法增加居民的休閑時間，并進一步明確政府或企業(yè)在休閑時間的政策制定、制度創(chuàng)新以及嚴格執(zhí)法等方面的責任。具體如下：

1.進一步貫徹落實雙休日和帶薪年休假制度，對企業(yè)強制實行最低要求

我國從1995年5月開始實行雙休日工時制，從2008年1月開始施行新的《職工帶薪年休假條例》。但調(diào)查結(jié)果表明，目前許多單位、企業(yè)不僅帶薪年休假制度落實情況不盡人意，有些單位，即使是雙休日制度都還沒有得到徹底的落實，還有相當一部分人群沒有享受到雙休日和帶薪年休假。就職業(yè)而言，工人、商貿(mào)服務和銷售人員、普通企業(yè)員工等帶薪年休假制度落實情況最差，最需要得到解決。

落實帶薪年休假制度已是大勢所趨。從旅游行業(yè)來說，落實帶薪年休假制度能夠緩解長假期帶來的旅游接待壓力，也有利于旅游產(chǎn)業(yè)的升級；從居民個人角度來看，保證最低限度的帶薪年休假可以提升生活幸福感，從而提高生活質(zhì)量。然而，現(xiàn)實仍是困難重重?！秶衤糜涡蓍e綱要》提出，要到2020年基本落實職工帶薪年休假制度，這本身也說明帶薪年休假制度落實之難。在當前勞動力市場供過于求的情況下，讓勞動者自己爭取休假，基本上不可行。國家旅游局局長邵琪偉于2013年3月3日表示，從旅游部門來講，希望逐步根據(jù)我們的國情實行彈性休假制度，這樣比較好落實。對于不執(zhí)行帶薪年休假制度的行為，邵琪偉表示，行業(yè)不同，企業(yè)單位不同，情況也不一樣，需要一些具體的措施來落實①。邵琪偉局長的建議具有較強的可操作性。接下來需要馬上推進的是，調(diào)查不同單位和群體在執(zhí)行帶薪年休假過程中存在的問題及難點，在充分調(diào)查的基礎(chǔ)上，將帶薪年休假制度落實情況納入企業(yè)考核內(nèi)容，并對企業(yè)提出最低限度要求，對觸底者罰款，對落實良好的企業(yè)給予相應獎勵，包括一些優(yōu)惠政策。目前在勞動者處于弱勢的情況下，只能通過政府部門的力量，才能真正落實帶薪年休假制度。

2.休閑時間制度安排要將集中休閑時間作為重點

研究發(fā)現(xiàn)，在最期望的休閑時間安排方面，大多數(shù)人都傾向于增加集中的休閑時間，選擇增加帶薪年休假、長假期、小長假、每周的休閑時間而不是每天的休閑時間。針對上述訴求，休閑時間制度安排也應優(yōu)先考慮方便居民形成更多較長的休閑時間段。帶薪年休假除了要堅決貫徹落實之外，目前5~15天的標準實際上已經(jīng)沿用了多年，和發(fā)達國家相比差距較大(目前歐美發(fā)達國家?guī)侥晷菁僖话阍?0天以上，多的可達6周)，應根據(jù)我國經(jīng)濟社會發(fā)展情況進一步提高。另外，增加長假期特別是恢復“五一”黃金周也一直是公眾期待的，國家在探討新的休閑時間制度時要充分加以考慮，因為諸如遠程旅游等休閑活動都必須以較長的時間作為保障。

3.針對不同人群進行有針對性的休閑時間制度安排

調(diào)查研究發(fā)現(xiàn)，不同人群休閑時間數(shù)量、對休閑時間的感知和期待都有所不同，在進行休閑時間制度安排時要有針對性地考慮不同人群的需要。如，老年人雖然基本上不存在休閑時間問題，但消費能力和社會服務等是制約他們休閑活動的主要因素，就要從制度層面提升其消費能力和服務水平；高收入群體雖然休閑消費能力較強，但休閑時間卻較少，要推動高收入群體的休閑消費，除了提高其休閑意識外，就要適當增加其休閑時間；年輕人的休閑時間問題也需要關(guān)注，他們往往對休閑時間的現(xiàn)狀最為不滿，對休閑時間的訴求最多，如何保障年輕人的休閑時間，需要對制度進行適當?shù)恼{(diào)整。比如，帶薪年休假主要和工作年限掛鉤，對年輕人來說極為不利；部分學歷較低人群，雖然對休閑時間總體上訴求意愿不強烈，但可能并不是因為他們不希望休閑，而是無經(jīng)濟條件進行休閑，因為他們往往收入較低，更希望優(yōu)先增加收入，從制度上說，可以考慮增加休閑方面的公共服務。

注釋

①參見邢振宇、劉紅杰文章《國家旅游局局長：有彈性帶薪休假制度更易落實》，來自人民網(wǎng)，2013年3月4日，http://leaders.people.com.cn/n/2013/0304/c58278-20664740.html。

參 考 文 獻

[1]中國經(jīng)濟周刊.中國城市幸福大排名：70%的人每天休閑不到3小時[EB/OL].(2012-03-20)[2015-09-17].中國經(jīng)濟網(wǎng).

[2]陸洛.中國人幸福感之內(nèi)涵、測量及相關(guān)因素探討[J].國家科學委員會研究匯刊：人文及社會科學,1998, 8(1):115-137.

[3]巫雅菁.大學生幸福感之研究[D]：[碩士論文].臺北：國立高雄師范大學,2001.

(責任編輯陳詠梅)

A study of the Correlation between Leisure Time and SubjectiveWell-being of Urban Residents (2nd half)——A Case Study of Residents in Hangzhou

JIANGYan

(School of International Business,Zhejiang International Studies University,Hangzhou Zhejiang 310012)

[Abstract]As a whole, residents except for the retired people in Hangzhou do not have much time enjoying leisure. The higher people’s education degree and income is, the less time they have to enjoy life. The annual paid holiday isn’t implemented very well in many walks of life. The author of this paper conducts a research on the sense of well-being among residents of Hangzhou and the findings are as follows: The sense of well-being of the residents is above average;The life satisfaction is average;Positive emotions prevail; The sense of well-being rises with the progress of age; Females, the old and the married people and those with a monthly earning of more than ten thousand Yuan are happier than the corresponding others. The individual’s sense of well-being is influenced by his cognition of free time and its change, so the individual’s sense of well-being can be effectively improved by ensuring moderate free time.

[Key words]urban residents; amount of leisure time; sense of well-being; influencing mechanism

[中圖分類號]G122

[文獻標識碼]A

[文章編號]2095-4662(2016)01-0029-08

[作者簡介]蔣艷，副教授，博士，研究方向：城市休閑與旅游管理。

*[基金項目]國家社科基金青年項目“旅游社會學基礎(chǔ)理論研究”,項目編號：12CSH057。

[收稿日期]2015-10-18

DOI編碼:10.3969/j.ISSN.2095-4662.2016.01.006