休闲时间对城市居民幸福感的影响机制研究(下)*——以杭州市为例

蒋　艳

(浙江外国语学院 国际商学院，浙江 杭州 310012)



休闲时间对城市居民幸福感的影响机制研究(下)*——以杭州市为例

蒋艳

(浙江外国语学院 国际商学院，浙江 杭州 310012)

[摘要]杭州城市居民休闲时间普遍偏少，只有离退休老年人休闲时间最为充裕；学历和收入越高者，休闲时间越少；带薪年休假制度也有待深入落实。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，生活满意度一般，正面情绪较多，负面情绪较少。幸福感随年龄增长而提升，女性、老人、已婚者和月收入上万者更感幸福。对休闲时间及其变化的认知影响幸福感。保障适度的休闲时间，可有效提升幸福感。

[关键词]城市居民；休闲时间；幸福感；影响机制

一、休闲时间对幸福感的影响机制分析

(一)休闲时间与幸福感的相关分析

采用Pearson积差相关分析方法，分析休闲时间与幸福感(包括幸福感知度、生活满意度、正面情绪、负面情绪，下同)的相关性，如表1所示。分析结果发现，幸福感知度、生活满意度和正面情绪与其他变量相关；负面情绪与“工作日每天的平均空闲时间”、“对空闲时间的认知”、“对空闲时间变化的认知”和“最需要的休闲时间安排”相关。

表1　休闲时间与幸福感的相关关系

注：**表示在0.01水平(双侧)上显著相关；*表示在0.05水平(双侧)上显著相关。

表中1~11分别表示：1.工作日每天的平均空闲时间；2.每周的休息时间；3.每年的带薪年休假；4.对空闲时间的认知；5.对空闲时间变化的认知；6.空闲时间期待与现实的比较；7.最需要的休闲时间安排；8.幸福感知度；9.生活满意度；10.正面情绪；11.负面情绪。

对表1进行进一步的偏相关分析后发现，控制其他变量后，幸福感知度与“每年的带薪年休假”、“对空闲时间的认知”、“对空闲时间变化的认知”、“最需要的休闲时间安排”呈显著相关关系；控制“对空闲时间的认知”变量后，幸福感知度与“工作日每天的平均空闲时间”、“每周的休息时间”、“空闲时间期待与现实的比较”无显著相关关系。同时，幸福感知度与“生活满意度”、“正面情绪”呈显著正相关关系，与“负面情绪”呈显著负相关关系。

控制其他变量后发现，生活满意度与“每年的带薪年休假”、“对空闲时间的认知”、“对空闲时间变化的认知”呈显著相关关系；控制“对空闲时间的认知”变量后发现，生活满意度与“工作日每天的平均空闲时间”、“每周的休息时间”、“空闲时间期待与现实的比较”和“最需要的休闲时间安排”无显著相关关系。

控制其他变量后发现，正面情绪与“对空闲时间的认知”、“对空闲时间变化的认知”呈显著相关关系；控制“对空闲时间的认知”变量后发现，正面情绪与“工作日每天的平均空闲时间”、“每周的休息时间”、“每年的带薪年休假”、“空闲时间期待与现实的比较”、“最需要的休闲时间安排”无显著相关关系。

控制其他变量后发现，负面情绪与“对空闲时间的认知”呈显著相关关系；控制“对空闲时间的认知”变量后发现，负面情绪与“工作日每天的平均空闲时间”、“对空闲时间变化的认知”、“最需要的休闲时间安排”无显著相关关系。休闲时间与幸福感的关系具体如图1所示。

图1　休闲时间与幸福感的关系

(二)休闲时间对幸福感的预测

1.休闲时间对幸福感知度的预测

对休闲时间与幸福感知度的关系预测采用逐步多元回归法分析，结果如表2所示。

由表2所示，DW=1.856∈(1.5，2.5)，分析发现，休闲时间与幸福感知度模型无自相关关系；最大的条件索引为8.170，小于15，自变量之间没有共线性关系。休闲时间中，“对空闲时间的认知”可以独立解释幸福感知度5.9%的变异量(F(1，950)=60.840，p=0.000)；“对空闲时间变化的认知”可以独立解释1.5%的变异量(F(1，949)=15.837，p=0.000)；“0天_不适用”(每年的带薪年休假)可以独立解释0.8%的变异量(F(1，948)=7.913，p=0.005)；“1～5天_不适用”(每年的带薪年休假)可以独立解释0.9%的变异量(F(1，947)=9.578，p=0.002)。模型4共有4个独立变量，调整后总计可以解释幸福感知度8.9%的变异量。

经过模型的系数分析及其标准化，发现休闲时间与幸福感知度的回归模型为：Y(幸福感知度)=0.151X(对空闲时间的认知)+0.131X(对空闲时间变化的认知)-0.114X(带薪年休假：0天_不适用)-0.101X(带薪年休假：1～5天_不适用)。

对于“每年带薪年休假”的调查，由于是以“不适用”为参照组，所以常量项(3.506)就代表“不适用”的均值；“0天_不适用”、“1～5天_不适用”的B估计值分别为-0.322、-0.286，因而，“每年带薪年休假0天”、“每年带薪年休假1～5天”的均值分别为3.184、3.220。

表2　休闲时间与幸福感知度的模型汇总表

注：a. 预测变量(常量)：对空闲时间的认知。

b. 预测变量(常量)：对空闲时间的认知，对空闲时间变化的认知。

c. 预测变量(常量)：对空闲时间的认知，对空闲时间变化的认知，0天_不适用。

d. 预测变量(常量)：对空闲时间的认知，对空闲时间变化的认知，0天_不适用，1～5天_不适用。

2.休闲时间对生活满意度的预测

对休闲时间与生活满意度的关系预测，采用逐步多元回归法分析，结果如表3所示。

由表3所示，DW=1.804∈(1.5，2.5)，分析后发现，休闲时间与生活满意度模型无自相关关系。最大的条件索引为8.341，小于15，自变量之间没有共线性关系。休闲时间中，“对空闲时间的认知”可以独立解释生活满意度6.3%的变异量(F(1，950)=64.884，p=0.000)；“0天_不适用”(每年的带薪年休假)可以独立解释1.5%的变异量(F(1，949)=15.789，p=0.000)；“对空闲时间变化的认知”可以独立解释1.3%的变异量(F(1，948)=13.591，p=0.000)；“1～5天_不适用”(每年的带薪年休假)可以独立解释1.1%的变异量(F(1，947)=11.582，p=0.001)。“16天以上_不适用”(每年的带薪年休假)可以独立解释0.6%的变异量(F(1，946)=6.247，p=0.013)。模型5共有5个独立变量，调整后总计可以解释生活满意度10.4%的变异量。经过模型的系数分析及其标准化，发现休闲时间与生活满意度的回归模型为：Y(生活满意度)=0.157X(对空闲时间的认知)+0.119X(对空闲时间变化的认知)-0.163X(带薪年休假：0天_不适用)-0.124X(带薪年休假：1～5天_不适用)-0.079X(带薪年休假：16天以上_不适用)。

对于“每年带薪年休假”的调查，由于是以“不适用”为参照组，所以常量项(3.256)就代表“不适用”的均值；“0天_不适用”、“1～5天_不适用”、“16天以上_不适用”的B估计值分别为-0.512、-0.415、-0.311，因而，“每年带薪年休假0天”、“每年带薪年休假1～5天”、“每年带薪年休假16天以上”的均值分别为2.744、2.841、2.945。

表3　休闲时间与生活满意度的模型汇总表

注：a.预测变量(常量)：对空闲时间的认知。

b.预测变量(常量)：对空闲时间的认知，0天_不适用。

c.预测变量(常量)：对空闲时间的认知，0天_不适用，对空闲时间变化的认知。

d.预测变量(常量)：对空闲时间的认知，0天_不适用，对空闲时间变化的认知，1～5天_不适用。

e.预测变量(常量)：对空闲时间的认知，0天_不适用，对空闲时间变化的认知，1～5天_不适用，16天以上_不适用。

3.休闲时间对正面情绪的预测

对休闲时间与正面情绪的关系预测采用逐步多元回归法分析，结果如表4所示。

由表4所示，DW=1.833∈(1.5，2.5)，分析发现，休闲时间与正面情绪模型无自相关关系。最大的条件索引为7.374，小于15，自变量之间没有共线性关系。休闲时间中，调整后“对空闲时间的认知”可以独立解释正面情绪4.5%的变异量(F(1，950)=45.620，p=0.000)；“对空闲时间变化的认知”可以独立解释0.4%的变异量(F(1，949)=4.334，p=0.038)。模型2共有2个独立变量，调整后总计可以解释正面情绪4.8%的变异量。经过模型的系数分析及其标准化，发现休闲时间与正面情绪的回归模型为：Y(正面情绪)=0.181X(对空闲时间的认知)+0.074X(对空闲时间变化的认知)。

表4　休闲时间与正面情绪的模型汇总表

注：a. 预测变量(常量)：对空闲时间的认知。

b. 预测变量(常量)：对空闲时间的认知，对空闲时间变化的认知。

4.休闲时间对负面情绪的预测

对休闲时间与负面情绪的关系预测采用逐步多元回归法分析，结果如表5所示。

由表5所示，DW=1.839∈(1.5，2.5)，分析发现，休闲时间与负面情绪模型无自相关关系。最大的条件索引为5.474，小于15，自变量之间没有共线性关系。休闲时间中，调整后“对空闲时间的认知”可以独立解释负面情绪1.9%的变异量(F(1，950)=19.239，p=0.000)；“0天_不适用”(每年的带薪年休假)可以独立解释0.6%的变异量(F(1，949)=6.069，p=0.014)。模型2共有2个独立变量，调整后总计可以解释负面情绪2.4%的变异量。经过模型的系数分析及其标准化，发现休闲时间与负面情绪的回归模型为：Y(负面情绪)=-0.153X(对空闲时间的认知)-0.080X(带薪年休假：0天_不适用)。

注：a. 预测变量(常量)：对空闲时间的认知。

b. 预测变量(常量)：对空闲时间的认知，0天_不适用。

(三)休闲时间与幸福感的关系

如图2所示，“带薪年休假”轴上的1～6分别指代“0天”、“1～5天”、“6～10天”、“11～15天”、“16天以上”和“不适用”。根据对均值和图表的分析，发现带薪年休假5天以下的被调查者幸福感知度明显低于其他被调查者，其生活满意度也相对较低。可见，过少的带薪年休假会显著降低被调查者对幸福感的主观判断和生活满意度，但对正面情绪和负面情绪的影响不大。

如图3所示，“对空闲时间的认知”轴上的1～5分别指代“太少”、“比较少”、“正好”、“比较多”和“很充足”。以“正好”为界，当被调查者的空闲时间较少时，就会认为自己的幸福感知度较低、生活满意度也较低；正面情绪越少，负面情绪就越多。但是，当空闲时间较多时，就会认为空闲时间对幸福感的影响明显减弱。由此得出结论：当空闲时间偏少时，空闲时间会对幸福感产生显著影响；当空闲时间偏多时，其影响会减弱。

如图4所示，“对空闲时间变化的认知”轴上的1～5分别指代“少了很多”、“少了一些”、“没什么变化”、“多了一些”和“多了很多”。空闲时间的变化会对幸福感产生显著影响，尤其是“少了很多”和“多了很多”会对幸福感产生较大影响；如果变化不大，则影响也相应减弱。

基于以上分析，上文中的H1“每天的平均空闲时间越多，幸福感知度、生活满意度越高，正面情绪越多，负面情绪越少”；H2“每周的休息时间越多，幸福感知度、生活满意度越高，正面情绪越多，负面情绪越少”；H3“每年的带薪年休假越少，幸福感知度、生活满意度越低，正面情绪越少，负面情绪越多”部分成立；H4“对空闲时间认知越少，幸福感知度、生活满意度越低，正面情绪越少，负面情绪越多”基本上成立；H5“对空闲时间变化认知越正面，幸福感知度、生活满意度越高，正面情绪越多，负面情绪越少”成立；H6“对空闲时间的期待越低于实际的空闲时间，幸福感知度、生活满意度越高，正面情绪越多，负面情绪越少”不成立。

本研究进一步验证了社会学和行为经济学的研究结果，即休闲时间充裕，有助于提升幸福感；休闲时间减少会降低幸福感，但并非直接降低，而是通过对空闲时间的认知来间接影响到幸福感。

(四)空闲时间对幸福感的影响机制

由图5所示，对幸福感影响最大的首先是人们对空闲时间的认知，其次是对空闲时间变化的认知。当带薪年休假特别少时，人的幸福感知度和生活满意度会受到负面影响；一个人情绪的波动主要来自于对空闲时间的认知。

图5　休闲时间对幸福感的主要影响机制

二、结论

(一)空闲时间“总体偏少”和“局部更少”并存

1.空闲时间普遍偏少

这个结论的得出是基于几方面数据的综合。一方面，基于被调查者对自身空闲时间及其变化的判断；另一方面，基于被调查者现实空闲时间的判断。调研数据显示，杭州城市居民中有超过1/2的被调查者认为，自己的空闲时间较少；约1/3的被调查者认为，自己的空闲时间变少了；只有约1/6的被调查者认为自己的空闲时间变多了。虽然每个人对空闲时间的认知略有差异，但是客观数据也从侧面证明了人们的空闲时间普遍偏少。被调查者中有1/2的居民工作日空闲时间少于3小时，其中有1/4的居民空闲时间少于2小时。但是，居民对空闲时间的期待则远远多于实际的空闲时间。

2.离退休老年人的空闲时间最充裕，学历和收入越高者空闲时间越少

据调查，在各年龄段中，老年人(基本上与离退休人员重合)空闲时间明显较多，对现状最为满意，希望保持现状的比例也最高，占所调查人数的82.9%；而35～44岁的中年人作为社会的中坚力量，压力较大，每天的空闲时间也最少。学历越高者，空闲时间越少；而低学历者相对较为空闲，也对现状更为满意，比如，在被调查者中，初中及以下学历者中有55.9%认为目前很好，希望保持现状。收入越高，空闲时间越少；收入最低的群体(月收入1 500元以下者)，对于期待与实际空闲时间的差距显著小于更高收入的群体(月收入1 500～10 000元者)。这反映出，社会上学历和收入较高的人群，其空闲时间较少；反之，较低收入者空闲时间较充裕，也较符合其期待。笔者对杭州城市居民的调查分析结果与CCTV提出的“年收入10万元大概是收入上的休闲门槛所在”的调查结论不太吻合[1]。其原因可能在于，杭州总体生活水平较高，休闲氛围较为浓厚，休闲成本较低，低收入者的休闲活动受其收入的限制相对较小(调研结果也显示，月收入对休闲活动参与频率没有显著影响)；而高收入者空闲时间有限。这或许与CCTV的调查并不矛盾，但也可以看到空闲时间不足对休闲行为的阻碍。这也折射出外来人口(特指已获得当地户口的新居民)较多城市的一个特殊现象，即文化程度较低、月收入较低的当地原住民(离退休人员和下岗待业者中有大量原住民)，基本上没有住房压力，空闲时间也较宽裕；而文化程度较高、月收入较高的外来人才，面临高房价压力，加上工作压力大等原因，休闲时间被极大地压缩，并与其期待产生较大差距。我们在对空闲时间的期待与实际比较中发现，社会弱势群体(低收入、低学历、离退休、下岗待业者)对空闲时间的期待与现实的差距相对较小，而差距相对较大的群体则集中在企事业单位，如，管理人员、普通员工、商贸服务和销售人员。这也从侧面折射出整个社会大背景的现状。在对空闲时间的分析中发现，每日3小时空闲时间是被调查者判断空闲时间多少的临界点，也是期待空闲时间的临界点。在有限的空闲时间中，大约2/3的被调查者能够找到一些自己感兴趣的事情，但也有近1/6的被调查者认为自己经常无事可做，很空虚。

3.带薪年休假制度有待落实

根据调查结果分析，在952份有效问卷中，没有带薪年休假的受访者有163位，占比达17.1%；带薪年休假1～5天者有182位，占比达19.1%。如果只统计固定上班时间者的带薪年休假，那没有带薪年休假的比例上升至25.0%，5天以下的比例为52.8%。这一数据也从侧面说明了城市居民空闲时间存在不足的问题。对于休闲时间安排的期待，被调查者希望增加带薪年休假的比例最高，占22.2%，如果去掉那些对现实满意的样本，希望“增加带薪年休假”的比例上升至27.5%。目前的现状是，带薪年休假需求日益增加与带薪年休假仍然不足甚至没有之间的矛盾已影响到生活幸福感，尤其是没有带薪年假的被调查者，其生活幸福感已经受到了较大影响。

(二)幸福感普遍中等偏上，且受人口学特征影响

总体而言，被调查的杭州居民幸福感中等偏上，其中幸福感知度普遍为中等偏上水平，生活满意度普遍一般，正面情绪普遍较多，负面情绪普遍较少。在被调查者中普遍存在对社会诸多现象不满、对自身现状不满的情绪。事实上，被调查者的生活满意度处于一般水平，但绝大多数人仍然认为自己是幸福的。对杭州居民的调查再一次证明了，幸福感是一种主观感受，它基于一些客观事实，但是受到精神层面的巨大影响。正如陆洛所说，“主观的心理指标与幸福感的相关高于客观指标与幸福感之间的相关，似乎说明了主观的感受强度比客观的次数指标更能预测一个人主观的幸福感程度”，“因此主观的感受强度可能比客观的计次频数更重要”[2]。巫雅菁也认为，幸福是一种主观意识，人人迥异，同时受传统文化影响[3]。具体而言，杭州被调查者展现出来的幸福感除了源于其特殊的地域文化，包括杭州居民处事温和、知足常乐等特质外，还受到很多因素，包括经济状况、婚姻状况等的影响。此外，杭州作为一个休闲文化传统悠久的城市，居民的休闲参与状况也会影响其幸福感。

就群体差异而言，幸福感随年龄增长而提升，女性、老人、已婚者和月收入上万者相比较而言更感觉幸福。具体而言，45岁以上的被调查者普遍感到更幸福、生活满意度更高、正面情绪更多、负面情绪较少。可见，随着阅历的增加，幸福感会随之提升，这从侧面反映出，幸福感可能来源于一种更为平和的心境。虽然女性更容易产生负面情绪，但总体上比男性更感觉幸福，已婚者也比未婚者更感觉幸福。调查发现，离退休人员的生活满意度明显偏高，整体情绪也较为积极正面。总体来看，幸福感不受文化程度的显著影响；但是，大学学历者的生活满意度较低，负面情绪较多；月收入上万者生活满意度相对较高，幸福感也更强。

(三)休闲时间显著影响幸福感

首先影响幸福感的是对空闲时间的认知，其次为对空闲时间变化的认知。过少的带薪年休假会显著降低被调查者对幸福感的主观判断和生活满意度，但对正面情绪和负面情绪的影响不大。据调查分析，当空闲时间偏少时，空闲时间会对幸福感产生显著影响；当空闲时间偏多时，其影响会减弱。这与上文中的研究结论“休闲时间充裕有助于提升幸福感，而休闲时间少，过于忙碌，会降低幸福感”略有不同。本研究发现，空闲时间对幸福感的影响是通过主观认知间接实现的，而且该影响也并非线性关系，因为受到各种因素的影响，每个人对适宜空闲时间的认知标准并不相同，相同的是，当空闲时间过少时，其幸福感会显著降低。可见，保障适度的空闲时间，可以有效提升幸福感。另外，空闲时间对幸福感的影响不仅在于其长度，更在于其充实程度。被调查者越是认为空闲时间比较空虚，幸福感就越低；越是认为空闲时间比较充实，幸福感就越高。

三、休闲政策建议

(一)推动创新机制和提高社会发展水平，关注社会中间阶层的休闲时间

经过实证分析，被调查者对空闲时间的认知会显著影响到幸福感，尤其当其认为空闲时间较少时，幸福感会显著下降。其中空闲时间较少的临界点为3小时。空闲时间偏少有多种原因，具体包括工作时间偏长、路上交通时间偏长、家务过于繁重等。目前，空闲时间偏少是提高居民幸福感的瓶颈，其受限于城市竞争日益激烈、生活节奏日趋快速的现状。因此，唯有推进整个社会的创新机制以及提升整体发展水平，才能从根本上增加城市居民的空闲时间。这是个漫长而必须的过程。在此过程中，尤其需要关注社会的中间阶层。

杭州作为一个二线城市，以其优越的生活环境，正在吸引越来越多的外来人才在此定居工作，这部分人群的生存状态乃至其休闲生活状态值得关注。如果大部分人才因房价等外在原因而无法在这座城市立足或生活过于艰难，从长远来看，会严重阻碍城市的可持续发展，更不利于杭州实现“东方休闲之都”的目标。大量的数据分析及直接访谈结果都显示，这部分人群的特点是，学历较高、收入较高、压力较大、危机感较强、空闲时间较少，是目前杭州居民中幸福感相对偏低的人群。因而，需要通过各种方式来缓解这部分人群背负的压力，提高其休闲时间即是重要举措之一。杭州的生活压力主要来自于高昂的房价。杭州优越的生活条件在吸引大量购房者的同时，也在各种因素的刺激下，使房价不断攀升，这对外来年轻人来说，是个巨大的生存压力。目前，杭州对符合条件的人才采取一些必要的购房优惠政策，让更多的优秀人才在杭州能够有个稳定的家，这有助于缓解这些人的生存压力，有助于其休闲状态的形成。

(二)做出合理的休闲时间制度安排

笔者发现，目前我国城市居民休闲时间普遍较少，个别人群休闲时间还呈下降趋势；城市居民普遍对目前的休闲时间不满意；城市居民的休闲时间影响幸福感。目前，在大力发展国民休闲产业之际，相关部门要把休闲时间制度安排作为国民休闲发展的重要内容，想方设法增加居民的休闲时间，并进一步明确政府或企业在休闲时间的政策制定、制度创新以及严格执法等方面的责任。具体如下：

1.进一步贯彻落实双休日和带薪年休假制度，对企业强制实行最低要求

我国从1995年5月开始实行双休日工时制，从2008年1月开始施行新的《职工带薪年休假条例》。但调查结果表明，目前许多单位、企业不仅带薪年休假制度落实情况不尽人意，有些单位，即使是双休日制度都还没有得到彻底的落实，还有相当一部分人群没有享受到双休日和带薪年休假。就职业而言，工人、商贸服务和销售人员、普通企业员工等带薪年休假制度落实情况最差，最需要得到解决。

落实带薪年休假制度已是大势所趋。从旅游行业来说，落实带薪年休假制度能够缓解长假期带来的旅游接待压力，也有利于旅游产业的升级；从居民个人角度来看，保证最低限度的带薪年休假可以提升生活幸福感，从而提高生活质量。然而，现实仍是困难重重。《国民旅游休闲纲要》提出，要到2020年基本落实职工带薪年休假制度，这本身也说明带薪年休假制度落实之难。在当前劳动力市场供过于求的情况下，让劳动者自己争取休假，基本上不可行。国家旅游局局长邵琪伟于2013年3月3日表示，从旅游部门来讲，希望逐步根据我们的国情实行弹性休假制度，这样比较好落实。对于不执行带薪年休假制度的行为，邵琪伟表示，行业不同，企业单位不同，情况也不一样，需要一些具体的措施来落实①。邵琪伟局长的建议具有较强的可操作性。接下来需要马上推进的是，调查不同单位和群体在执行带薪年休假过程中存在的问题及难点，在充分调查的基础上，将带薪年休假制度落实情况纳入企业考核内容，并对企业提出最低限度要求，对触底者罚款，对落实良好的企业给予相应奖励，包括一些优惠政策。目前在劳动者处于弱势的情况下，只能通过政府部门的力量，才能真正落实带薪年休假制度。

2.休闲时间制度安排要将集中休闲时间作为重点

研究发现，在最期望的休闲时间安排方面，大多数人都倾向于增加集中的休闲时间，选择增加带薪年休假、长假期、小长假、每周的休闲时间而不是每天的休闲时间。针对上述诉求，休闲时间制度安排也应优先考虑方便居民形成更多较长的休闲时间段。带薪年休假除了要坚决贯彻落实之外，目前5~15天的标准实际上已经沿用了多年，和发达国家相比差距较大(目前欧美发达国家带薪年休假一般在20天以上，多的可达6周)，应根据我国经济社会发展情况进一步提高。另外，增加长假期特别是恢复“五一”黄金周也一直是公众期待的，国家在探讨新的休闲时间制度时要充分加以考虑，因为诸如远程旅游等休闲活动都必须以较长的时间作为保障。

3.针对不同人群进行有针对性的休闲时间制度安排

调查研究发现，不同人群休闲时间数量、对休闲时间的感知和期待都有所不同，在进行休闲时间制度安排时要有针对性地考虑不同人群的需要。如，老年人虽然基本上不存在休闲时间问题，但消费能力和社会服务等是制约他们休闲活动的主要因素，就要从制度层面提升其消费能力和服务水平；高收入群体虽然休闲消费能力较强，但休闲时间却较少，要推动高收入群体的休闲消费，除了提高其休闲意识外，就要适当增加其休闲时间；年轻人的休闲时间问题也需要关注，他们往往对休闲时间的现状最为不满，对休闲时间的诉求最多，如何保障年轻人的休闲时间，需要对制度进行适当的调整。比如，带薪年休假主要和工作年限挂钩，对年轻人来说极为不利；部分学历较低人群，虽然对休闲时间总体上诉求意愿不强烈，但可能并不是因为他们不希望休闲，而是无经济条件进行休闲，因为他们往往收入较低，更希望优先增加收入，从制度上说，可以考虑增加休闲方面的公共服务。

注释

①参见邢振宇、刘红杰文章《国家旅游局局长：有弹性带薪休假制度更易落实》，来自人民网，2013年3月4日，http://leaders.people.com.cn/n/2013/0304/c58278-20664740.html。

参 考 文 献

[1]中国经济周刊.中国城市幸福大排名：70%的人每天休闲不到3小时[EB/OL].(2012-03-20)[2015-09-17].中国经济网.

[2]陆洛.中国人幸福感之内涵、测量及相关因素探讨[J].国家科学委员会研究汇刊：人文及社会科学,1998, 8(1):115-137.

[3]巫雅菁.大学生幸福感之研究[D]：[硕士论文].台北：国立高雄师范大学,2001.

(责任编辑陈咏梅)

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

[中图分类号]G122

[文献标识码]A

[文章编号]2095-4662(2016)01-0029-08

[作者简介]蒋艳，副教授，博士，研究方向：城市休闲与旅游管理。

*[基金项目]国家社科基金青年项目“旅游社会学基础理论研究”,项目编号：12CSH057。

[收稿日期]2015-10-18

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