北京市居民时间分配效率及其影响因素研究_王琪延.pdf

首都师范大学学报(社会科学版)Journal of Capital Normal University2023 年第 3 期(Social Sciences Edition)(总第 272 期)文化与城市研究北京市居民时间分配效率及其影响因素研究 王琪延 张 珊摘 要:基于 20062021 年北京市居民生活时间分配调查数据,测算居民时间分配效率及其影响因素,探究收入增长与时间压力共存现象。理论分析发现,将家庭总收入作为产出要素时,居民时间分配效率会受到不同活动时间投入的影响,且存在个体异质性。实证结果进一步表明,研究时段居民时间分配效率提高,且差距缩小,但受新冠疫情影响明显;制度外工作/学习时间越长,通勤、睡眠和休闲时间越短,时间分配效率越高;随着居民时间分配效率的增加,个体特征对其影响变小,时间效应对其影响增强。因此,应关注工作时间与休闲时间不匹配现象,从提高总体收入水平、缩小居民收入差距、充分挖掘个体异质性三个角度提高居民时间分配效率。关键词:时间分配效率;家庭总收入;个体特征;环境外部性中图分类号:F59 文献标识码:A 文章编号:1004-9142(2023)03-0177-12作者简介:王琪延,中国人民大学统计学院教授、经济学博士,中国人民大学休闲经济研究中心主任;张珊,中国人民大学统计学院博士研究生,本文通讯作者。基金项目:国家社会科学基金重点项目“休闲消费对扩大内需的贡献度及政策研究”(21ATJ004)的阶段性成果;国家统计局重大统计专项“绿色发展条件下居民消费问题研究”(2022ZX04)的阶段性成果。王琪延:城市居民生活时间分配,中国人民大学出版社 1999 年版,第 12 页。庞春:探索经济繁荣与时间压力并存之谜 基于影子工作、技术进步的分工经济学分析,中国工业经济2021 年第 7 期。一、引言时间是经济中最基本的稀缺资源。与商品的稀缺性不同,不论在什么样的经济条件下每天 24 小时的时间限制不会改变。生活时间是测量居民生活活动乃至全部社会经济过程、经济现象的一种尺度。用生活时间分配结合其他指标可以反映国民生活实态、生活结构以及福利动态。在现代社会,财富的尺度已不仅仅是物质产品,还表现为精神服务水平、时间分配合理性以及居民生活满意度等。当代社会存在经济进步与个人时间压力增大共存的现实问题。这就是说,生产力发展与技术进步带来了劳动效率提高和物质财富增长,却没有带来个人时间压力的减小。相反,工薪阶层在经济发展活跃的地区面临着更严重的超时加班问题,比如盛行一时的“996”工作制度以及层出不穷的“过劳死”771事件等,给居民工作与生活的平衡带来了挑战。随着社会生产力的高速发展与城市化进程的不断加快,居民的工作时间增加,休闲时间减少,生活节奏加快,制约了人们美好生活的满足。从当今现实看,以牺牲休闲时间为代价的经济繁荣现象同时存在于发展中国家与发达国家。在这个技术创新、分工明确、网络扩张和财富递增的时代,如何化解人们的时间压力,提高时间分配合理性,成为亟需解决的社会问题。从时间利用角度研究社会经济问题是许多学者的关注热点。从新古典经济学视角看,贝克尔利用效用函数论证家庭生产时间、消费时间和休闲时间共同构成最终消费品,成为工作与闲暇时间分配模型的开创者。此后,从各个角度调查居民生活时间分配的机构和考察不同活动时间消耗对经济产出影响的研究层出不穷。大多数研究考虑到单一活动时间对社会经济的影响,由于居民对生活与职业幸福感的追求愈加强烈,休闲时间成为最受学者青睐的研究主题,近些年也有部分学者关注了家务时间、通勤时间和睡眠时间的效用问题。当考虑到不同活动时间的联合效用时,休闲时间与工作时间的互补效应是学者们最为关注的问题,也有部分学者综合考虑了多种活动的时间分配特征及其影响因素。当考虑到衡量社会经济的指标时,由于不同调查所获得的数据的差异,学者们采用的指标也不尽相同,大多为生产、消费或生活满意度、主观幸福感等指标,比如用工人的标准工时表示工作绩效、用休闲消费表示消费支出、用工作满意度和主观健康表示职业幸福感等。基于以上分析,本文利用 20062021 年北京市居民生活时间分配调查数据,实证研究了居民时间分配效率及其影响因素。本文的主要贡献为以下三方面:第一,通过更加全面地考虑不同活动时间的生产效用,更加细致地分析居民的时间分配问题。以往文献往往侧重单一活动时间的研究,但居民每天生活时间是固定的,某一活动时间的增加必然带来其他活动时间的减少,只考虑单一活动时间的变化具有一定的片面性。第二,将时间作为投入要素,家庭总收入作为产出要素构建效率测算模型。对于居民个人而言,收入水平是衡量个人产出和生活水平的有效因素之一。通过时间分配效率的测算,可以更具体地研究不同活动时间消耗与居民收入的关系,进一步分析产生收入增长与时间压力矛盾的原因。第三,从内在因素和外在因素两个方面,同时考察居民个体异质性与经济环境外部性对时间分配效率的影响。从个体异质性角度讲,以往研究将时间、收入和个体异质性同时作为经济指标,本文则单独测算个体异质性对时间分配效率的影响,更具针对性;从环境外部性角度讲,使用的时间分配调查数据横跨 20062021 年,为考察新冠疫情对居民时间分配影响提供了数据基础。二、理论机理与研究假设(一)居民时间分配效率贝克尔认为一个人不可能把所有时间都用于工作,睡觉、吃饭,甚至休闲都可以为时间分配效率作出贡献。为了使收入最大化,必须把一些时间和其他资源放在这些活动上,并且,消费支出的金额完全取决于收入的影响,而不是效用的影响。富裕国家的居民确实会为了获得额外效用而放弃货币收入,也就是说,他们用货币收入换取更多的精神收入,例如,可能会增加休闲时间,选择一份愉快的工作而不是一份收入更高但不愉快的工作。但更多的贫困者是为了生存不得不优化时间分配来最大限度地增加871王琪延 张 珊 北京市居民时间分配效率及其影响因素研究杜凤莲、王文斌、董晓媛:时间都去哪儿了?中国时间利用调查研究报告,中国社会科学出版社 2018 年版,第82 页。森冈孝二:过劳时代,米彦军译,新星出版社 2019 年版,第 45 页。Becker,G.S.,“A Theory of the Allocation of Time”,Economic Journal,vol.75,no.299,1965,pp.493-517.Gouss M.,Jacquemet N.and Jeacmarc R.,“Marriage,Labor Supply,and Home Production,”Econometrica,vol.85,no.1,2017,pp.1873-1919;Ignacio G.J.and Alberto M.J.,“Commuting Time and Household Responsibilities:Evidence Using Propensity Score Matching,”Journal of Regional Science,vol.56,no.2,2016,pp.332-359.薛东前、刘溪、周会粉:中国居民时间的利用特征及其影响因素分析,地理研究 2013 年第 9 期。魏翔、李伟:生活时间对工作绩效影响的现场实验研究,中国工业经济 2015 年第 9 期。Becker,G.S.,“A Theory of the Allocation of Time”,Economic Journal,vol.75,no.299,1965,pp.493-517.金钱收入。基于我国居民人均收入仍处于发展中国家水平的现状,借鉴已有文献分析方法,从结果导向视角看,用家庭总收入作为产出要素衡量时间分配效率具有合理性。传统的劳动经济学往往只考虑工作时间对居民收入的影响,事实上,其他活动所消耗的时间依然可以带来工作效率和总收入的改变。第一,工作时间对收入的影响毋庸置疑。工业革命缩短了人们的工作时间,工作时间缩短往往导致休闲时间不断增加。但当代科技进步加快了人们的生活节奏,对于大部分居民而言,实际工资随着劳动生产率的提高而提高,但工作时间并未减少。进一步说,当代居民面临着制度内工作时间减少、加班或兼职工作时间增加的现状。第二,通勤时间影响收入水平,过长的通勤时间增加工作的疲惫感。中国城市尤其是一线城市的交通供求不平衡问题日渐凸显,北京的快速郊区化加剧了职住分离,居民的通勤时间过长问题一直备受关注。居民倾向于牺牲非工作时间来应对通勤时间的增加,这加重了居民的工作负担。第三,从增加身心健康水平的角度,充足有效的睡眠时间有助于提高收入水平。学界对睡眠时间与收入和失业率之间关系的讨论存在争议,Gibson 等的研究表明多睡一小时可以增加 16%的收入,Szalontai 等却发现收入越高,睡眠时间越短。这是由于睡眠在时间投入上是边际报酬递减的,在其他条件不变的情况下,睡眠时间累积到一定程度会导致边际效应减少。此时若边际效应仍为正,表明适中的睡眠时间有利于工作效率的提升,若边际效应符号异号,则表明过长的睡眠时间造成睡眠质量下降,会降低工作效率。第四,学术界在家务劳动时间对收入的影响上存在争议。无薪工作也有生产力,因为它为家庭提供服务,对家庭福利至关重要。Stratton 发现家务劳动时间和其机会成本存在显著的正相关关系,Dong 和 An 证实中国无偿劳动(含家务劳动和照顾劳动)价值占 GDP 的 29.4%。家务劳动虽不能直接产生经济效用,却可以通过家务劳动过程中的技能提升、家务时间与工作时间的互补性等方式间接产生效用。第五,不同研究在休闲时间对收入的作用上认识不同,社会学从价值观角度考察休闲对工作的积极作用,而经济学从经济产出的角度考察休闲对工作的挤出与补偿效应。休闲与收入之间具有正反两方面的作用,当过分沉迷于某种休闲活动时,休闲对工作产生“挤出效应”,抑制个体生产率的提高,此时休闲时间与收入具有反向关系;当休闲的体验质量较高时,休闲可以提高时间管理效率,通过“补偿效应”产生外在的经济价值,对工作绩效产生积极作用。基于上述分析,本文提出以下研究假设:H1:以收入作为产出要素,以时间作为投入要素测算时间分配效率时,要综合考虑工作活动和其他活动的时间投入。(二)个体异质性对居民时间分配效率影响较为明显的个体因素主要包括性别、年龄、教育、职业和婚姻状况等,不同个体特征之间还存在交叉影响。性别对居民时间分配效率的影响是学者们最关注的话题。国内外研究971王琪延 张 珊 北京市居民时间分配效率及其影响因素研究韦佳佳、王琪延:休闲时间对职工工作绩效的影响 以北京市为例,北京社会科学 2022 年第 3 期。Irmen A.,“Technological Progress,the Supply of Hours Worked,and the Consumption-Leisure Complementarity,”CESifo Working Paper Series No.6843,2018,Available at SSRN:https:/ 年第 8 期。陈梓烽、柴彦威:城市居民非工作活动的家内外时间分配及影响因素 以北京上地清河地区为例,地理学报 2014 年第 10 期。Gibson M.and Shrader J.,“Time Use and Productivity:The Wage Returns to Sleep,”UC San Diego:Department of Economics,2014,Retrieved from https:/escholarship.org/uc/item/8zp518hc.Szalontai G.,“The Demand for Sleep:A South African Study,”Economic Modelling,vol.23,no.5,2006,pp.854-874.Gershuny J.,“Veblen in Reverse:Evidence from the Multinational Time-use Archive,”Social Indicators Research,vol.93,2009,pp.37-45.Stratton L.S.,“The Role of Preferences and Opportunity Costs in Determining the Time Allocated to Housework,”American Economic Review:Papers&Proceedings,vol.102,no.3,2012,pp.606-611;Dong X.,An X.,“Gender Patterns and Value of Unpaid Care Work:Findings from Chinas First Large-scale Time Use Survey,”Review of Income and Wealth,vol.61,no.3,2015,pp.540-560.Hamermesh D S.,“Whats to Know about Time Use?”Journal of Economic Surveys,vol.30,no.1,2016,pp.198-203.发现,诸多国家的一个共同点是,女性在无偿家务劳动上投入的时间相对多于男性,而无偿工作和有偿工作时间的总和大于男性。推崇平等主义的国家在总工作时间的性别分配上表现出更高的平等性。年龄对居民时间分配效率的影响主要表现为随着年龄的增长,居民对时间的安排和收入的需求随着工作经验、生活压力的变化而变化。不同活动时间分配变化的转折点不同,相应年龄获得的收入也不同。教育通过提高单位时间的工资水平来提高时间分配效率,同时也存在性别差异。随着社会的进步,男性的工作时间很稳定,而教育程度高的女性工作时间变长,家务劳动时间变短。教育水平越高的人群性别差距越小,这在大学毕业人群中尤为显著。不同职业的属性特征对收入及其稳定性的影响改变了时间分配效率。例如,在校学生和务工农民的工作时间最长、休闲时间最短,农民实现主观健康和工作满意度最大化的工作时间比产业工人和机关公务员长。婚姻状况通过家庭价值观影响居民时间分配效率。从婚姻状况角度讲,研究发现已婚人群的收入和工作时间性别差距大于未婚人群。所有男性,无论已婚还是单身,花在家务劳动上的时间都较少。从婚后时间分配角度讲,已婚男性比单身男性工作的时间更长,收入更高。已婚女性比单身女性有更长的家务劳动时间和更短的工作时间,导致已婚女性的工资和收入较低。进一步讲,有孩子的已婚人群性别差距更大。此外,外部环境变化、国家政策等同样会对时间分配产生影响。家庭在商业周期中的时间分配会受到金融危机的影响,购物、工作和其他活动的总时间以及这些活动的时间安排会受到时间规定限制的影响,户外休闲行为等连续性活动会因夏令时的变化而改变等。基于上述分析,本文提出以下研究假设:H2:时间分配效率会受到居民个体异质性和环境外部性的影响。三、研究设计(一)模型论证1.时间分配模型本节通过构造一个时间分配模型来解释居民每天 24 小时的时间利用情况。模型构造使用 C-D 生产函数规范效用函数,并参考贝克尔等的时间分配思路。将可用总时间 T 细分为五类:工作/学习时间、通勤时间、睡眠时间、家务劳动时间和休闲时间,分别由 M、C、S、H 和 L 表示。其中工作/学习时间分为制度内工作/学习时间、加班加点工作/学习时间、其他工作/学习时间。供给劳动力市场的每单位时间可以获得的收入为,非劳动收入为,消费为 y,全部收入为 Y=T+。根据贝克尔的方程设定,消费可以直接产生效用,也可以作为家庭生产投入的一部分而产生效用。也就是说,工作时间既可以代表居民生产时间,也可以代表消费时间。故存在如下效用偏好模型(U 为总效用):U=cln(C)+sln(S)+hln(H)+lln(L)+yln(y)(1)081王琪延 张 珊 北京市居民时间分配效率及其影响因素研究刘娜、刘长庚:居民收入提升与家庭照料约束 市场与家庭联立视角下收入差距扩大再探因,财经研究2014 年第 7 期。Esplen E.,“Gender and Care:Overview Report,”Brighton:Institute of Development Studies,2009,p.25.Juan C.Campaa,Jose I.Gimnez N.and Jos A.M.,“Gender Norms and the Gendered Distribution of Total Work in Latin American Households,”Feminist Economics,vol.24,no.1,2018,pp.35-62.Grund C.,“Gender Pay Gaps among Highly Educated Professionals:Compensation Components do Mater,”Labor Economics,vol.34,2015,pp.118-126.Kato T.,Kawaguchi D.and Owan H.,“Dynamics of the Gender Gap in the Workplace:An Econometric Case Study of a Large Japanese Firm,”Research Institute of Economy Trade and Industry Discussion Paper,13-E-038,2013.Goldin C.et al.,“The Expanding Gender Earnings Gap:Evidence from the LEHD-2000 Census,”American Economic Review,vol.107,no.5,2017,pp.110-114.Mark A.,Erik H.and Loukas K.,“Time Use During the Great Recession,”American Economic Association,vol.103,no.5,2013,pp.1664-1696;Wolff H.and Makino M.,“Extending Beckers Time Allocation Theory to Model Continuous Time Blocks:Evidence from Daylight Saving Time,”IZA Discussion Paper No.6787,2012,Available at SSRN:https:/ J.P.and Kooreman P.,“Timing Constraints and the Allocation of Time:The Effects of Changing Shopping Hours Regulations in the Netherlands,”European Economic Review,vol.49,no.1,2005,pp.9-27.s.t.c+s+h+l+y=1M+C+S+H+L=Ty=M+0 M,C,S,H,L T|将消费价格标准化为 1,如果模型不受其他约束,那么全部收入用于工作/学习、通勤、睡眠、家务和休闲的份额分别为 yY,cY,sY,hY 和 lY。可以得到公式(2):M=yY/-/C=cY/S=sY/H=hY/L=lY/|(2)此时假设工资效率 是固定的,五种不同活动所需要的时间取决于居民总收入。由于每天的时间是固定的 24 小时,不同活动时间消耗之间存在不同程度的收入效应和替代效应,因此通过对每天 24 小时的合理规划,可以实现总收入的最大化。若受调查者为无业者,则 M=0,此时 U=clnC+slnS+hlnH+llnL。若所有效用全部由工作时间所得,U=ylny。2.时间分配的个体异质性时间分配不仅会受到不同活动所带来的效用的影响,还会受到个体异质性的影响。首先,当考虑家庭因素对时间分配的影响时,考虑以下两人家庭模型:U=cln(C)+sln(S)+hln(H)+lln(L)+yln(y)(3)其中 M=M1+M2,C=C1+C2,S=S1+S2,H=H1+H2,L=L1+L2,T=T1+T2,下标 1 和 2 分别表示家庭成员,y=M+=1M1+2M2+。在这个双人模型中,每个人的时间分配会受到伴侣时间分配的影响,因为家庭能够通过将活动从一个人转移到另一个人来适应生活需要,从而产生互补效应。例如可能因习俗、工资水平或家庭分工等限制,女性将更多的时间用于家务活动,男性则将更多的时间用于工作活动。极端情况下,当家庭中的一人专干家务时,设 M2=0,即 M=M1,则 T1-M1为家庭成员 1 工作后的剩余时间,根据公式(2)可得 C/(C+S+H+L)=c/(c+s+h+l),则 T1-M1=(1-y)(Y/)-T2,由此可得公式(4):M1=yY-C1=CC+S+H+L(T1-M1)=cY-cT2c+s+h+lS1=SC+S+H+L(T1-M1)=sY-sT2c+s+h+lH1=HC+S+H+L(T1-M1)=hY-hT2c+s+h+lL1=LC+S+H+L(T1-M1)=lY-lT2c+s+h+lC2=CC+S+H+LT2=cT2c+s+h+lS2=SC+S+H+LT2=sT2c+s+h+lH2=HC+S+H+LT2=sT2c+s+h+lL2=LC+S+H+LT2=sT2c+s+h+l|(4)181王琪延 张 珊 北京市居民时间分配效率及其影响因素研究可以看出,当不同活动时间的边际效用固定时,此时个体时间分配不仅受到总收入的影响,还会受到其他家庭成员时间分配的影响。其次,对于任何给定的个体,五种不同活动的资本密集度不同,单位时间内所获得的收入不同。i(t)表示完全竞争的劳动力市场下特定居民每小时的工资率,i(t)=(t)ei(t)。其中(t)=10i(t)di 是每个效率单位的平均工资率,或具有平均技能居民的工资率。ei(t)表示居民在特定时间的市场效率,满足均值随时间不变,且收敛于平稳分布两个假设,即10ei(t)di=e,(t),limtei(t)=ei,(i)。居民工资率会随时间的推移而变化,主要原因有两个:所有人的工资率都会因社会进步带来的变化(如技术变化或资本深化)而变化;不同居民具有个体异质性(如教育水平、个人能力),不同居民参与不同活动时的回报是随着时间的推移而变化的。更明确地说,相对于市场效率较低的居民,市场效率较高的居民单位时间内用于生产产生的资本更多,会获得更多收入。这个简化的模型可以一定程度上解释经验观察到的居民工资差异增加现象。再次,居民总收入会受到外部环境变化的影响,从而影响个体的时间分配。总收入 Y 不仅受到工资性收入 T 影响,还会受到资本所得收入 影响。=R(t)ai(t),R(t)表示资本的边际回报率,ai(t)表示资本投入。根据 C-D 生产函数的定义,可得 R(t)=K(t)/A(t)L(t)-1,K(t)为市场经济中的总资本存量,A(t)为外生的科技水平,L(t)为技能调整后的总劳动力投入。ai(t+1)=ai(t)1+R(t)-,为固定折旧率,外生初始财富为 ai(0),满足条件 limtai(t+1)ts=11/1+R(s)-=0。当外部环境发生变化时,资本的跨期流动会改变市场的总资本存量、劳动力需求,以及外生的科技水平,从而带来资本性收入的改变。总收入中资本性收入占比较大的居民受外部环境变化的影响更大。(二)研究方法1.DEA-SBM 模型效率问题的测算最常用的两种方法为随机前沿函数(SFA)和数据包络分析(DEA)。DEA 方法因无需设定模型具体函数形式,在避免主观因素、简化算法和减少误差方面具有优越性,更适合测算多投入多产出问题。在径向 DEA 模型中,对无效率程度的测量只包含所有投入/产出等比例缩减/增加的部分。对于无效被评价单元(即为 DMU)来说,其当前状态与强有效目标值之间的差距,除了等比例改进的部分之外,还包括松弛改进的部分。只考虑径向变量忽略松弛变量,不能区分不同投入要素对产出的影响。为测量松弛改进部分的效率值,采用 Tone Kaoru提出的 SBM 模型(Slack Based Measure,SBM)。若有 N 个 DMU,针对第 k 个 DMUmin=1-1mmi=1s-i/xik1+1qqr=1s+r/yrk(5)s.t.X+s-=xkY-s+=yk,s-,s+0式中:每个 DMU 有 m 种投入要素个数和 q 种产出要素个数,xik和 yrk分别表示投入要素取值和产出要素取值,为 k 维权重向量。投入和产出的无效率分别体现为1mmi=1s-i/xik,1qqr=1s+r/yrk。如果 SBM281王琪延 张 珊 北京市居民时间分配效率及其影响因素研究Tone K.,“A Slacks-based Measure of Efficiency in Data Envelopment Analysis,”European Journal of Operational Research,vol.130,no.3,2001,pp.489-509.的效率值为 1,则说明 DMU 强有效,不存在弱有效问题。DMUk 的投影值为 xk=xk-s-;yk=yk+s+。在径向 DEA 模型中,无效率用所有投入或产出可以等比例缩减或增加的程度来衡量;而在 SBM 模型中,无效率则用各项投入或产出可以缩减或增加的平均比例来衡量。文中选取制度内工作/学习时间、加班加点工作/学习时间、其他工作/学习时间、通勤时间、睡眠时间、家务劳动时间和休闲时间为投入要素,家庭总收入为产出要素构建效率测算模型。2.混合可加的半参数分位数回归模型分位数回归可以全面有效地估计个体异质性对居民时间分配效率的影响,而半参数模型不仅可以通过观察线性和非线性关系来捕捉变量之间的相互影响和不同位置的具体变动,还具有更好的稳健性,可以忽略参数分位数回归估计中的内生性问题,得到了学者的广泛应用。将周平均居民时间分配效率作为被解释变量 Y 进行回归,模型如下。Q(Yi|Xi,Zi)=XTi+Dd=1gd(Zid)+i(6)其中 为分位数,Q为变量 Y 的第 个分位数,XTi为参数估计部分,Dd=1gd(Zid)为非参数估计部分。文中解释变量选取性别、教育、职业和婚姻作为参数变量,年龄作为非参数变量,年份作为虚拟变量进行分析。参数 的估计即公式(7)的最小化问题:min,g(yi-XTi-Dd=1gd(Zid)+01+Dd=1d(gd)(7)式中(u)=u(-I(u 0)是分位数目标函数,1=Kk=1k,(gd)表示函数 g 向量的导数或梯度向量的总变异,g=(g1,g2,gD),若 g 具有绝对连续的导数 g:RR,则(g(z)=|g(z)|dz,若 g 具有绝对连续的梯度向量 g:R2 R,则 (gd)=2g(z)dz。2g(z)为海塞矩阵,R 为矩阵的希尔伯特-施密特范数。(三)数据描述1.数据来源中国人民大学休闲经济研究中心每 5 年进行一次北京市居民生活时间分配问卷调查,调查采用多阶段随机抽样方法。问卷包括北京市居民生活质量情况和生活时间分配记录表两部分。本文从调查问卷中选取居民个体特征数据、生活活动时间分配数据进行研究,数据的样本结构如表 1 所示。表 1 样本结构变量2006 年(N=1657)2011 年(N=1106)2016 年(N=830)2021 年(N=1597)性别0=男性(51.1%);1=女性(48.9%)0=男性(46.5%);1=女性(53.5%)0=男性(46.8%);1=女性(51.4%)0=男性(56.1%);1=女性(43.9%)年龄/岁均值=35(标准差=11)均值=35(标准差=11)均值=35(标准差=12)均值=34(标准差=11)受教育程度0=高中以下(29.9%);1=高中及以上(70.1%)0=高中以下(28.9%);1=高中及以上(71.1%)0=高中以下(32.0%);1=高中及以上(68.0%)0=高中以下(20.8%);1=高中及以上(79.2%)工作职业0=无业(17.4%);1=有业 且 职 业 技 能 较 低(24.8%);2=有业且职业技能较高(57.8%)0=无业(18.3%);1=有业 且 职 业 技 能 较 低(27.0%);2=有业且职业技能较高(54.7%)0=无业(19.5%);1=有业 且 职 业 技 能 较 低(25.0%);2=有业且职业技能较高(55.5%)0=无业(16.8%);1=有业 且 职 业 技 能 较 低(27.7%);2=有业且职业技能较高(55.5%)381王琪延 张 珊 北京市居民时间分配效率及其影响因素研究Frlich M.,“A Note on Parametric and Nonparametric Regression in the Presence of Endogenous Control Variables,”IZA Discussion Paper No.2126,2006,Available at SSRN:https:/ 年第 8 期。续表变量2006 年(N=1657)2011 年(N=1106)2016 年(N=830)2021 年(N=1597)工作性质0=自由职业(29.7%);1=受雇于他人或单位(70.3%)0=自由职业(33.4%);1=受雇于他人或单位(66.6%)0=自由职业(27.2%);1=受雇于他人或单位(72.8%)0=自由职业(36.3%);1=受雇于他人或单位(63.7%)婚姻状况0=未婚(58.4%);1=已婚(41.6%)0=未婚(40.8%);1=已婚(59.2%)0=未婚(39.7%);1=已婚(60.3%)0=未婚(46.8%);1=已婚(53.2%)家庭人数0=1-3 人(64.3%);1=4 人及以上(35.7%)0=1-3 人(62.7%);1=4 人及以上(37.3%)0=1-3 人(54.9%);1=4 人及以上(45.1%)0=1-3 人(60.5%);1=4 人及以上(39.5%)家庭年收入(单位:万元)0=1-3(33.8%);1=3-5(21.4%);2=5-10(29.5%);3=10-20(11.9%);420(3.4%)0=1-3(21.6%);1=3-5(14.3%);2=5-10(30.6%);3=10-20(26.6%);420(7.0%)0=1-3(8.9%);1=3-5(7.3%);2=5-10(29.3%);3=10-20(34.8%);420(19.8%)0=1-3(1.6%);1=3-5(2.0%);2=5-10(17.9%);3=10-20(40.5%);420(37.9%)2.时间分配数据说明生活时间分配记录表记录了北京市居民一天的生活活动时间分配,每 10 分钟为一个记录单位,共144 个单位,总计 24 小时。遵循时间分配四分法,按照人类活动内容分类,生活时间可以分成 4 类:工作/学习时间,家务劳动时间,生活必需时间,休闲时间。北京市居民生活时间分配调查数据中,工作/学习时间包括制度内工作/学习时间、加班加点工作/学习时间、其他工作/学习时间和上下班路途时间;生活必需时间指为了满足正常的生理机能所需要占用的时间,包括睡眠、用餐、个人卫生、就医保健等;家务劳动时间指为了满足家庭生存所需占用的时间,包括购买商品、照料家庭成员等;休闲时间指除却各种社会责任之后剩余的、可自由支配的时间,包括学习科学文化知识、阅读报纸书刊、看电视、听广播、观看展览、游园散步、体育锻炼、其他娱乐活动等。由于除睡眠外的生活必需时间占生活总时间的比例较小,且所需时间长度比较固定,研究意义较小,因此,本文考虑制度内工作/学习时间、加班加点工作/学习时间、其他工作/学习时间、通勤时间、睡眠时间、家务劳动时间、休闲时间七项作为投入要素,研究不同的时间分配方式下的家庭年收入。表 2显示了 20062021 年间居民周平均时间分配的变化情况。表 2 20062021 年周平均时间分配变化情况(单位:小时)年份制度内工作/学习时间加班加点工作/学习时间其他工作/学习时间总工作/学习时间通勤时间睡眠时间家务劳动时间休闲时间2006 年5.9420.37460.30176.61831.38318.3491.30733.68162011 年6.35990.21020.24926.81931.30618.41711.29513.43882016 年6.03660.32690.32716.69061.22868.64561.27523.27672021 年6.48680.39350.28197.16221.33858.21321.36293.1063变化率/%8.404.79-7.017.59-3.33-1.654.09-18.52由表 2 可知,20062021 年间增加比率最多的时间分配项目为制度内工作/学习时间,减少比率最多的时间分配项目为休闲时间。具体而言,制度内工作/学习时间除 2016 年比 2011 年减少外,呈波动增加趋势,共增加 8.40%。加班加点工作/学习时间除 2011 年比 2006 年减少以外,也成波动增加趋势,共增加 4.79%。家务时间除 2021 年比 2016 年增加以外,其他年份呈波动减少趋势,共增加 4.09%。休闲时间呈减少趋势,共减少 18.52%。其他工作/学习时间除 2016 年比 2011 年增加以外,呈波动减少趋势,共减少 7.01%。通勤时间除 2021 年比 2016 年增加外,呈波动减少趋势,共减少 3.33%。睡眠时间481王琪延 张 珊 北京市居民时间分配效率及其影响因素研究除 2021 年比 2016 年减少外,呈波动增加趋势,但整体减少 1.65%。时间分配变化呈现如下特点:第一,工作时间的三个部分呈现不同的变化趋势,但总工作时间呈增长趋势。第二,通勤时间和家务时间变化呈现相同的趋势,在 20062016 年间呈减少趋势,但在 2021 年有所增加。第三,睡眠时间和通勤/家务时间的变化趋势相反。第四,休闲时间不断减少,与工作时间的变化趋势相反。总体而言,调查数据证实了前文中提到的经济发展与居民时间压力共存的矛盾现象。受社会经济发展和新冠疫情的影响,北京居民的生活时间分配在 20062021 年间变化明显。四、实证结果与分析(一)时间分配效率测算结果20062021 年间工作日、休息日和周平均的居民时间分配效率测算结果平均值如表 3 所示。表 3 20062021 年居民时间分配效率测算结果2006 年2011 年2016 年2021 年平均值工作日0.58470.77780.84930.7277休息日0.56980.77420.84930.7323周平均0.58660.76460.85500.7277标准差工作日0.21810.20620.17550.2119休息日0.21130.20420.17560.2132周平均0.21870.20950.17660.2119由表 3 可知,工作日、休息日和周平均的居民时间分配效率变化不大,但不同年份的效率值变化较为明显。平均值呈现 20062016 年增加但 20162021 年减小的趋势,与标准差变化趋势相反。为进一步探究不同效率值的时间分配特征,以 2016 和 2021 年为例按照四分位法将居民周平均时间分配效率分为效率很低、效率较低、效率较高和效率很高四种类型,具体如表 4 和表 5 所示。其中变化率是指效率很低和效率很高居民时间利用差距。表 4 2016 年周平均时间效率差异(单位:小时)效率水平制度内工作/学习时间加班加点工作/学习时间其他工作/学习时间通勤时间睡眠时间家务时间休闲时间效率很低6.59550.20640.24380.99888.82271.29163.2829效率较低6.78560.25050.2427