李粉+廖红君

摘 要：（中）摘要利用中国家庭追踪调查（CFPS）数据综合刻画中国城镇居民的休闲状况，并实证研究休闲对居民幸福感的影响。研究表明：收入仍是影响当代中国居民幸福感的重要因素，同时相对收入对幸福感的影响明显大于绝对收入。休闲已成为影响居民幸福感的关键变量，且对城镇居民幸福感的增进效应高于收入因素。这一结论即使在考虑休闲变量的内生性问题后仍然成立。增加休闲活动尤其是积极享乐型休闲的时间更能提升中国城镇居民的幸福感。

关键词：（中）关键词幸福；休闲；收入

中图分类号：（中）中图分类号F061.3 文献标识码：A 文章编号：1000-4149（2018）01-0103-13

DOI：10.3969/j.issn.1000-4149.2018.01.010

Abstract：（英）摘要This paper studies the relationship of happiness to individuals leisure and income in Urban China using the survey data from China Family Panel Studies （CFPS） in 2010. We find that： 1） income is still one of the most important determinants of the Chinese urban residents happiness， but the effect of absolute income on happiness is less important than relative income； 2） happiness is associated with the quantity and the quality of leisure significantly， and the effect of income on happiness is not important as leisure. This finding is robust even when we solve the endogeneity of the leisurerelated variables； and 3） the positive and hedonic leisure activity is the better way to boost the urban residents happiness compared with other variables.

Keywords：（英）關键词happiness； leisure； income

一、引言

国务院办公厅2015年8月发布《关于进一步促进旅游投资和消费的若干意见》提出鼓励“周五下午与周末”2.5天休假后，全民热议不断。热议的原因显而易见，中国人的休闲似乎越来越成为一种奢侈。根据2015年中央电视台“中国经济生活大调查”数据，除去工作和睡觉，55.1%的人群2014年每天休闲时间不足2小时，其中，24.5%的人群不足1小时，8.4%的人群无休闲时间。而与无暇休闲相对应的是连年下降的国民幸福感，调查同时显示，2006年国民自感幸福的比例为59.1%，之后逐年下降，2010年为44.7%，2014年则仅为40%。

社会学和心理学研究均已证实休闲的时间和质量与幸福感密切相关[1]。而幸福作为近20年来经济学研究的一个热门领域也得到迅速发展[2]，研究者分别从个体因素、经济因素、社会因素等多个角度对影响幸福的因素进行剖析和实证研究[3-5]。就经济因素而言，自伊斯特林（Easterlin）1974年提出“幸福—收入悖论”以来，已有许多文献对幸福与收入的关系进行实证检验，利用截面数据得到的研究结论基本一致，即收入对幸福具有正向效应[6-8]。近年来，国内有关幸福感的研究也逐渐增多，与国外相似，国内相关研究也将大部分注意力集中于收入相关因素[9-11]。

标准的经济学理论假定理性个体的福利依赖于由收入和闲暇决定的效用函数，在对幸福的研究中通常会将收入作为一个解释变量，由闲暇引致的休闲因素却很少被考虑。实证研究休闲与幸福感间关系的文献较少，一方面可能是缺乏高质量大样本微观数据[12]，另一方面可能是由于研究者通常把收入当作消费的代理变量，认为收入越高则消费越高越好，即假定幸福感水平仅仅取决于消费量，而与消费结构无关[2]，因此闲暇时的休闲消费对幸福感的影响也通常被忽略。国内更是如此，这也可能是因为中国仍处于工业化和城市化中期阶段，国家和民众的精力仍然高度集中于经济发展和收入提高，收入因素仍是影响生活质量乃至居民幸福感的最重要变量，而学术界的关注焦点也往往是现实热点。众所周知，休闲不仅关系到居民的工作满意度和生活满意度，而且影响居民的健康和社会资本水平，从而势必影响人们的幸福感。问题是，对当代中国人来说，不同形式的休闲对幸福感有何不同影响？是休闲因素还是收入因素对幸福感的影响更大？这都需要更多的经验研究给出答案。

本文并不探讨休闲影响居民幸福感的具体途径，而是尝试回答如下问题：居民的休闲状况对其幸福感的总体影响如何，对幸福感影响更大的是休闲因素还是收入因素，居民休闲的不同形式对其幸福感的影响有无明显差异。前期已有学者采用其他国家的样本做了类似研究，例如，霍恩（Hoorn）用跨国数据所做的研究显示休闲对幸福感有正向影响[13]；迪莱尔（DeLeire）和卡利尔（Kalil）利用美国微观数据实证研究多种消费对幸福感的影响，结果表明，只有休闲消费能显著提高幸福感，并提出这可能是因为休闲所带来的社会联系而非休闲产品本身导致幸福感的提升[14]；王淼（Wang）和翁曼秋（Wong）的研究则表明休闲在自我实现和社交上的作用对个人幸福感有显著的正面影响，但上网等休闲活动与幸福感负相关[12]。诺尔（Noll）和维克（Weick）研究了德国家庭的各类消费对幸福感的影响，研究结果显示休闲和衣着消费能够显著提升居民的幸福程度[15]。国内对此问题的定量分析较少。为数不多的定量研究中，蒋奖和秦明等以北京市460名各行业在职中青年员工为研究对象，实证结果表明休闲活动会对个体的主观幸福感产生积极的影响[16]；檀学文利用6个县中487个农户的抽样调查数据分析农民的时间利用状况对幸福感的影响，结果显示包括各类闲暇时间在内的时间利用变量对农民幸福感没有显著影响[17]；宋瑞对休闲时间、收入、休闲活动参与、休闲消费支出与生活满意度之间的关系进行了实证研究，结果表明，休闲活动参与和休闲消费支出对生活满意度均有显著的正面影响[18]。endprint

然而，休闲与幸福感的关系较为复杂[19]，已有研究对国民休闲与幸福感的关系进行的有益探索仍有些许不足，主要表现在：首先，除宋瑞的研究外，国内现有研究大多基于小范围的问卷调查數据，而如果样本容量不够大，对休闲影响幸福感的估计将极可能出现偏误，从而在一定程度上影响结论的可靠性。其次，现有研究并未对幸福模型中可能存在的遗漏变量偏差和联立性偏差导致的内生性问题进行讨论与处理，影响了结论的准确性。本研究试图弥补以上不足，利用中国家庭追踪调查（China Family Panel Studies，CFPS）数据2010年度的大样本横截面数据建立幸福模型，综合考虑闲暇数量和质量两个维度以考察居民的休闲和收入状况对中国城镇居民幸福感的影响。实证分析中，将工具变量引入有序Probit模型对内生性问题进行有效处理。

二、模型设定

1.基本模型

本文重点关注居民休闲活动对其自身幸福感的影响。我们用CFPS数据库中提供的 “居民自评幸福感”即问卷中的问题“你觉得自己有多幸福？”（Happinessi）来衡量幸福感指标。答案选项为“非常不幸福”“不幸福”“一般”“幸福”和“非常幸福”五个等级，遵循文献中常用的幸福感五分法，令Happinessi为定序变量，取值为1—5。根据维恩霍文（Veenhoven）的研究[20]，幸福感也指生活满意度，我们将生活满意度（Lifesat）作为幸福感的一种代理变量纳入分析。生活满意度的调查问题是：“您对自己生活的满意程度？”答案选项采用五分法，1表示“非常不满意”，5表示“非常满意”。

以休闲时间作为代理变量。Xi为控制变量向量，包括四类变量，一是个体特征类变量，如性别、年龄、受教育程度、民族、婚姻状况等人口统计学特征及其他个体特征因素，其中，健康状况以居民自评健康为代理变量。二是经济因素变量，如个人收入、就业状况、地区虚拟变量等，其中，社会保障状况以是否缴纳养老保险表示，休闲消费支出变量用于检验在休闲消费支出不变的条件下休闲时长对居民幸福感的影响。三是社会比较变量，依据居民自我评价来定义其相对收入状况和社会地位等级。四是社会环境变量，其中，公平状况以是否遇到过性别歧视表示，治安状况以是否遇到过财物被偷盗或抢劫表示。α、β为待估计参数，εi是误差项。

2.模型的内生性

正如前面所述，影响幸福感的因素众多，幸福模型中休闲变量极可能与某些不可观测但会影响幸福感的因素相关，例如情商、消费习惯等，从而产生遗漏变量偏差。同时，休闲与幸福之间极有可能存在双向因果关系从而引发联立性偏误，因而导致上述模型设定中存在内生性问题。具体而言，休闲变量包括闲暇时间长度、休闲活动频次及休闲活动形式均可能影响到居民对自身的幸福感评价，这正是本文所要检验的因果关系。然而，闲暇利用的数量和质量也可能受到居民自身幸福感受的影响。例如，幸福感自我评价更高的居民可能更有兴趣外出参与休闲活动，增加休闲频次；而幸福感较低的居民可能对积极参与休闲活动兴趣不足，或者由于自评幸福感较低使自己长期消极而影响工作状态，进而影响到收入水平以致休闲频率进一步降低，或是沉迷于消极休闲活动，使幸福感进一步降低，陷入恶性循环。为克服上述内生性问题，后面除利用Stata软件对有序Probit模型进行极大似然估计以外，还引入工具变量对幸福方程做两阶段最小二乘（2SLS）估计以及工具变量有序Probit估计（IV Ordered Probit）以准确推断休闲对居民幸福感的影响。作为比较，文中也展示普通最小二乘（OLS）的估计结果。

三、描述性统计分析

本文数据来自中国家庭动态跟踪调查（CFPS），工具变量数据均源于《中国统计年鉴2011》。调查由北京大学中国社会科学调查中心组织实施，2008年在北京、上海、广东开展探索性调查，2009年在此基础上对三地测试跟踪调查，2010年在全国（不含西藏、青海、新疆、宁夏、内蒙古、海南、香港、澳门、台湾）正式实施，调查规模为16000户，跟踪调查个体、家庭、社区三个层次的数据。我们采用CFPS 2010年城镇样本的截面数据估计休闲对中国16岁以上城镇居民幸福感的影响，剔除缺失值后得到14774个样本。

CFPS数据显示，2010年总体上有68.94%的城镇居民认为自己幸福或非常幸福，有24.10%的居民感觉一般，有6.96%的居民感觉不幸福或非常不幸福。自评幸福感（Happiness）均值为3.935（幸福为4分），表明城镇居民自评幸福感总体上接近“幸福”区间。

闲暇的定义有多种，本文参考纽曼（Newman）、泰（Tay）和迪安纳（Diener）的研究将闲暇认定为工作（包括第一职业、兼职）之余从事其他活动的时间之和[22]，并结合CFPS问卷将闲暇按功能划分为必要型闲暇，成长型闲暇和享乐型闲暇。其中，个人生活活动时间为必要型闲暇；学习培训活动时间为成长型闲暇，娱乐休闲社会交往活动、其他活动和没有活动的时间为享乐型闲暇。三类休闲中，享乐型休闲最受人们关注，我们也有兴趣深入剖析享乐型休闲对居民幸福感的影响，并根据各类休闲活动对个人自我实现和社会联系的作用将享乐型休闲划分为积极享乐型休闲和消极享乐型休闲。表1是模型中主要变量的描述性统计情况。数据初步显示，城镇居民日均享乐型休闲时间为4.8个小时，而日均成长型休闲时间仅为0.07小时，较长的享乐型休闲时间在统计上对应较高的居民幸福感。

四、实证分析

1.区分功能的休闲对居民幸福感的影响

（1）普通有序Probit模型。

如前所述，若将闲暇认定为工作之余从事其他活动的时间之和，仅仅考察全部闲暇对居民幸福感的影响，势必将各种休闲类型的影响混合在一起，从而无法得出令人信服的结论。本节采用有序Probit模型估计必要型、成长型和享乐型三类休闲对城镇居民幸福感影响的结果（见表2）。估计结果显示，第一，必要型闲暇和成长型闲暇对城镇居民幸福感均没有显著影响。第二，居民的绝对收入和相对收入水平的上升均能显著提高居民幸福感，且相对收入水平影响更大，体现居民幸福感受攀比效应的影响较重，收入仍是影响当代中国居民幸福感的最重要因素之一。endprint

第三，中部和东部城镇居民的幸福感显著高于西部地区。

估计同时显示，无论是在单独考虑享乐型闲暇（结果见表3）还是综合考虑三类闲暇的情形，享乐型闲暇对幸福感的影响系数均在1%水平上显著为正，意味着享乐型休闲在幸福感模型中扮演着非常重要的角色

本文还以生活满意度为幸福感的代理变量进行稳健性检验，估计结果与表3一致，限于篇幅不再列示。。为此，后面重点考察享乐型休闲对居民幸福感的影响。

（2）内生性的处理。

尽管基本模型的估计初步显示三类休闲中，享乐型休闲对于居民幸福感具有最为显著的促进作用，且对居民生活满意度的稳健性分析也得出一致结论，然而，考虑到享乐型休闲的性质，纳入享乐型休闲的幸福模型中极有可能存在内生性问题。一方面，幸福感的影响因素众多，虽然本文控制了个体特征、经济因素等，但仍可能存在遗漏变量因而导致遗漏变量偏差；另一方面，享乐型休闲和居民幸福感之间可能互为因果，即享乐型休闲会促进幸福感提高，反之，幸福感越高可能越会促进居民参与享乐型休闲活动，而这将导致联立性偏误，休闲变量可能存在两类内生性问题，这就意味着对有序Probit模型做极大似然估计得到的系数不具备一致性。

与以往幸福感的实证研究不同，本文试图在有序Probit模型中引入工具变量以克服休闲变量的内生性问题。本文选取的第一个工具變量是“各省人均拥有公交车辆数（instru1）”，人均拥有公交车辆数越高，意味着出行越方便，则必要型闲暇时间越短，享乐型闲暇时间越长。因此我们推断人均拥有公交车辆数与享乐型闲暇可能正相关。人均拥有公交车辆数可能通过居民休闲之外的途径影响被解释变量从而并非完全外生（例如日常交通工具选择公交车的居民本身可能收入更低，从而幸福感较低），为此，我们在模型中控制个人收入、年龄、自评健康等因素，以努力消除人均拥有公交车辆数作为工具变量的内生性。采用的第二个工具变量是“各省文盲率（instru2）”。国家统计局于2008年进行的居民时间利用调查数据表明，随着居民受教育程度的提高，休闲娱乐活动的参与率上升，且休闲娱乐的平均参与时间也有明显增加[23]。考虑到文献中公认的教育对收入具有显著提升作用，一个地区的文盲率越高可能意味着人均收入水平更低，从而休闲消费支出比重相对较低，同时也不利于提升居民休闲活动层次及形成良好的休闲习惯。据此推测这一工具变量与享乐型闲暇可能呈负相关关系。

文中采用多种方法检验工具变量的有效性：识别不足检验（underidentification test）显示，Anderson LM统计量为68.864，在1%水平上显著拒绝原假设“工具变量识别不足”，即工具变量与内生性变量相关；但即使不存在识别不足，仍然可能存在弱工具变量问题，弱工具变量检验（weak identification test）显示 CraggDonald Wald F统计量为34.267，超过StockYogo检验的10%显著性水平（19.93），拒绝“弱工具变量”的原假设；Sargan检验P值为0.857，表明不存在过度识别问题。

表3中列出普通有序Probit估计、2SLS估计和引入工具变量的有序Probit（IV Orderded Probit）估计结果，作为比较也将OLS的估计结果列出限于篇幅，表3、表4和表6中均仅列示休闲、收入等主要解释变量对幸福感的影响估计结果。。2SLS估计和含工具变量的有序Probit估计结果显示，考虑休闲变量的内生性问题并将工具变量引入模型以后，所估计出的享乐型休闲系数仍然在1%水平上显著为正，表明享乐型休闲对于城镇居民幸福感的提升作用的确具有稳健性。与OLS和普通有序Probit估计相比，2SLS和IV Orderded Probit估计得出的享乐型休闲的系数值均有明显提高，进一步说明如果不考虑幸福模型中休闲变量的内生性问题的确会使估计发生向下的偏误。

（3）边际效应分析。

由于有序Probit模型估计的享乐型休闲系数大小的含义不够直观，仅可用来辨识享乐型休闲对于城镇居民主观幸福感影响的方向和显著性，因此需要进一步计算才能得出享乐型休闲对城镇居民幸福感的边际效应。当解释变量x在均值处时，解释变量x的单位变化对被解释变量y取各值的概率为：

边际效应的含义是指：解释变量x变化一单位时，被解释变量对应各值的概率变化。各解释变量的边际效应计算结果见表4，此处以我们最关注的解释变量享乐型休闲为例来解释边际效应。如表4所示，当所有解释变量取均值时，享乐型闲暇时间每增加1小时，能使居民自评“非常不幸福”“不幸福”和“一般”的概率分别下降约1.8%、1.5%、2.8%，而自我评价“非常幸福”的概率则上升6.2%。因此，居民的享乐型休闲时间越多，幸福感就越高。对于一位其他各项条件处于平均水平的城镇居民而言，增加享乐型休闲时间降低了其选择“一般”及以下选项的概率，并且使选择“非常幸福”的概率有相对较大幅度的提升。综合观察各解释变量的边际效应可以看到，享乐型休闲是对居民幸福感提升影响较高的重要因素之一。

从表4可见，其他显著的控制变量的估计结果与现有文献一致[24-25]。具体而言，第一，从个体特征变量的影响来看，男性的幸福感比女性更低；居民的年龄与幸福感之间的关系呈“U”型曲线特征；随着居民受教育年限的增加，幸福感显著上升；而身为中共党员更能使居民感到“非常幸福”；已婚有配偶的受访者幸福感显著高于无配偶者，婚姻使其感到“非常幸福”的概率上升13%；自评健康状况越差，幸福感则越低。第二，从社会环境变量看，社会公平状况和治安状况对居民幸福感有显著影响，曾遭遇过性别歧视或财务被盗抢的居民幸福感明显降低。第三，从社会比较变量看，个人自评社会等级地位每上升一等，幸福感提高约5%。自我评价收入比他人更高的居民，其自评非常幸福的概率也高出3个百分点。值得注意的是，当结合观察经济因素变量的影响时，可以发现，对于当代中国的城镇居民来说，相对收入对于其提升幸福感的影响较绝对收入更大，中国人的幸福感在相当程度上建立在跟他人进行比较的基础上。endprint

2.积极享乐型休闲和消极享乐型休闲对幸福感的影响

如前面估计结果所示，享乐型休闲是对居民幸福感提升影响较高的因素之一，其对居民幸福感的影响仅次于婚姻状况。然而CFPS数据显示，城镇居民用于消极享乐型休闲的时间长于积极享乐型休闲，因此，前面得到的享乐型休闲对居民幸福感的边际影响极可能会因为将积极休闲和消极休闲混合在一起而被低估。从受访居民每天参与享乐型休闲活动的情况来看，每日平均时间最长的前三种休闲形式是看电视、社会交往和上网，且观看电视的时间远远高于其他休闲活动时间。在闲暇时间看电视、阅读、外出就餐的居民比例分别占到89.7%、36.9%和28.2%，参与频次位列前三的休闲活动是看电视、阅读和锻炼。但无论从人们的亲身感受还是文献中的估计结果来看，看电视和上网等休闲活动对居民幸福感均可能会有负面影响[26-27]。

纽嘉顿（Neugarten）认为增加从事某种具有愉悦感活动的频次，将会带来更好的幸福体验[28]，劳埃德（Lloyd）也认为休闲满意度对生活质量的贡献很大程度上取决于休闲参与的频率[29]。休闲满意度不仅与闲暇的时间长短和休闲活动频次有关，更可能取决于怎么利用闲暇。因此，研究休闲对幸福感的影响，不能仅研究休闲的数量，更要研究休闲的质量[30-31]。作为比较，本文也采用休闲活动频率来估计各种享乐型休闲活动对城镇居民幸福感的影响。

表5显示，锻炼身体和社会交往的时间和参与频次对幸福感有显著的正向影响，而看电视和上网时间对幸福感的影响不显著。根据休闲活动对自我实现和社会联系的作用，我们将阅读、锻炼身体、旅游、社会交往等纳入积极享乐型休闲（actleis）；看电视、上网、打游戏等归为消极享乐型休闲（pasleis），则可以推断积极休闲和消极休闲对幸福感的影响应该有很大不同，消极享乐型闲暇更可能带来生理愉悦而非心理满意，从而造成更多的负面情绪，影响幸福感的提升。为验证这一推断，本节利用有序Probit模型实证分析积极和消极享乐型休闲对城镇居民幸福感影响的差异。同时，不同收入水平的居民对待积极享乐型休闲的态度不同，可能导致对积极享乐型休闲给其带来的幸福感产生影响，我们将收入与积极享乐型休闲变量的交叉项加入模型，以观察不同收入水平居民的差异。

表6第（1）和（2）列分别用有序Probit模型估计工作日和休息日中享乐型休闲对幸福感的影响，第（3）列不区分工作日和休息日。结果显示，无论是否区分工作日和休息日，积极享乐型休闲对居民幸福感都有显著提升作用，且若在工作日进行，其对幸福感的作用比休息日要大；消极享乐型休闲对居民幸福感有负面影响，但表现并不显著。这意味着，城镇居民可能存在温格霍伊斯（Vingerhoets）所提出的闲暇病（Leisure sickness），即虽然闲暇时间增多，但不能有效利用闲暇时间以提高生活质量，最终导致对幸福感产生消极效应[32]。

如前所述，享乐型休闲变量具有明显的内生性问题，而初步估计结果使得我们更加关注积极享乐型休闲对幸福感的影响，表6第（4）和（5）列仍然以“各省人均拥有公交车辆数”和“各省文盲率”作为工具变量对第（3）列的普通有序Probit模型进行估计。估计结果表明，在考虑内生性问题后，积极享乐型休闲对幸福感的影响显著增大，不考虑模型的内生性的确会低估休闲变量对幸福感的影响。交叉项的系数显著为负表明，收入水平越高，积极享乐型休闲给城镇居民带来的幸福感越低，这可能是由于收入水平较高的居民认为其参与积极享乐型休闲的机会成本过高所致。

表7中仅列出积极享乐型休闲、绝对收入、相对收入三个变量的边际效应，其中，积极享乐型休闲的边际效应已经在城镇居民样本年收入均值處剔除交叉项的影响。，可以发现，当所有解释变量取均值时，积极享乐型闲暇时间每增加1小时，能使居民自评“非常不幸福”“不幸福”和“一般”的概率分别下降约5.4%、3.3%、4.7%，而自我评价“幸福”和“非常幸福”的概率则分别上升0.6%、12.8%。因此，对于一位其他各项条件处于平均水平的城镇居民而言，增加积极享乐型休闲时间能够使自身感觉“非常幸福”的概率有相当大幅度的提升，这

一边际效应是未将休闲变量区分积极和消极时的两倍以上，居民的积极享乐型休闲可以非常明显地提升幸福感。而将目光转向传统上被认为是对居民幸福感最重要的收入因素时，则会发现，相对收入的影响比绝对收入的影响要大，但比积极享乐型休闲的效应要小得多。因此，对于当今一位各项条件处于平均水平的居民来说，提升自身幸福感的最有效方式是进行积极享乐型休闲。这与已有研究结论具有一致性，与人口统计学特征因素、经济因素等相比，休闲对其幸福感的影响更为显著[33]。

五、结论及政策含义

本文利用2010年中国家庭追踪调查数据，就休闲活动的数量和质量两个维度综合刻画了中国城镇居民的休闲状况，实证研究休闲对居民幸福感的影响。研究结果如下。

第一，城镇居民休闲质量令人堪忧。表现在：就休闲消费支出而言，城镇居民人均休闲消费支出仅占到全部消费支出的2.2%；从休闲时间来看，将闲暇分为必要型闲暇、成长型闲暇和享乐型闲暇时，城镇居民日均享乐型休闲时间为4.8个小时，而日均成长型休闲时间仅为0.07小时。若进一步将享乐型休闲进行区分则会发现，城镇居民人均用于消极享乐型休闲的时间约为积极享乐型休闲的三倍。休闲对提升幸福感至关重要，但二者关系错综复杂。休闲满意度是影响居民幸福感的重要因素之一，而休闲满意度不仅与闲暇的时间长短和休闲活动频次有关，更可能取决于怎么利用闲暇。居民不能有效利用闲暇时间，即较低的休闲质量，意味着中国要迈入休闲经济时代尚需付出巨大努力。

第二，引入工具变量后的有序Probit估计结果仍表明，休闲对居民的幸福感具有显著影响。收入仍是影响当代中国居民幸福感的主要因素之一，而且相对收入对幸福感的影响明显大于绝对收入。这意味着，尽管当前中国经济已经实现持续数十年的快速增长，城镇居民平均收入水平也远高于农村居民，但与发达国家相比，社会保障及福利水平仍有相对较大的上升空间，不断提高可支配收入水平才能在平均消费倾向长期偏低的状态下提高居民消费支出进而提高休闲消费支出。同时，为实现人民幸福，深化收入分配改革的重点应着力于缩小收入差距。endprint

第三，休闲已成为影响居民幸福感的关键变量，且对城镇居民幸福感的增进效应高于收入因素。增加休闲活动尤其是享乐型休闲的时间能够显著提升中国城镇居民的幸福感，其中，进行积极休闲更可能提升居民幸福感，而消极休闲对居民幸福感有消极作用。鉴于休闲变量可能存在的内生性问题，实证分析中通过在有序Probit模型中引入工具变量以获得其边际效应的可靠估计。结果表明，当所有个体特征因素等解释变量取均值时，居民的享乐型闲暇时间每增加1小时，其自评“非常不幸福”的概率就会下降1.8%，感觉“非常幸福”的概率则上升6.2%；积极享乐型闲暇时间每增加1小时，能使居民自评“非常不幸福”的概率下降约5.4%，而自我评价“非常幸福”的概率可上升12.8%。因此，对于一位其他各项条件处于平均水平的城镇居民，增加积极享乐型休闲时间能够使自身感觉“非常幸福”的概率有相当大幅度的提升，这一边际效应是未将休闲变量区分积极和消极时的两倍以上，居民的积极享乐型休闲可以非常明显地提升幸福感。同时，城镇居民也可能由于消极享乐型休闲时间过长而产生“闲暇病”，最终导致对幸福感产生消极效应。

值得引起重视的是，休闲对城镇居民幸福感的增进效应高于收入。当把目光转向传统上被认为是对居民幸福感最重要的收入因素时，本文发现，相对收入的影响比绝对收入的影响要大，但比积极享乐型休闲的效应要小得多。因此，对于当今一位各项条件处于平均水平的居民来说，提升自身幸福感的最有效方式是进行积极享乐型休闲。

本文丰富了幸福感的研究文献，也量化了人们对如何休闲问题的认识，但由于数据所限，无法判断休闲对居民幸福感影响的变动状况。自1995年以来，双休日制度已实施超过20年，中国国民的法定节假日也已大大增多，然而，中国人的“忙”却已为世人公认。是什么阻碍了国民享受高质量的休闲？限于发展中国家的国情、国民收入水平、高昂的休闲产品费用、休闲教育缺失以及带薪休假制度难以全面落实等因素，国民休闲无论从数量上还是质量上尚需大力提升，未来除提高国民收入、缩小收入差距外，需要进一步落实带薪休假制度，推行国民休闲教育，改变政府公共支出结构，发展休闲服务业，从供给和需求两侧着手引导居民改变消费习惯。

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