居民休闲消费不平等研究

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居民休闲消费不平等研究*
——以北京市为例
王琪延 韦佳佳
[提 要] 休闲消费蕴含休闲时间消费和休闲消费支出。本文以北京市为例，探讨居民休闲消费不平等问题。研究发现，休闲时间消费和休闲消费支出不平等现象日趋显著。本文通过K-means均值聚类刻画了休闲时间消费差异。构建回归模型发现，休闲时间和收入是影响休闲消费支出的主要因素，随着年份的推移，休闲时间逐渐成为影响“有钱无闲”群体休闲消费支出的主要因素，收入的拉动作用逐渐弱化。对于“有闲无钱”群体，虽然增加该群体收入能有效提高其休闲消费水平，但收入与年份交叉项并不显著。
[关键词] 休闲时间消费；休闲消费支出；休闲消费；收入；不平等
一、问题的提出
习近平同志在十九大报告中指出，我国社会主要矛盾已经转化为人民日益增长的美好生活需要和不平衡不充分的发展之间的矛盾。随着我国科学技术的进步，共享经济、智慧物流、人工智能、新零售迅速发展，使劳动生产率不断提高，劳动时间得以缩短，为居民休闲时间的增加提供了可能。到2020年小康社会建成后，我国人均GDP将超过1万美元，届时居民人均可支配收入也会相应增加。我国经济增速逐渐由“高速”转入“中高速”，对劳动力需求减少，居民生活节奏得以放缓，主动“放下”工作回归生活的意愿增强，休闲意愿不断提升，休闲消费成为居民的美好生活需要(王琪延和韦佳佳，2018a)。休闲消费不同于其他活动的消费，它的实现需要一定的连续时间为保证(郭鲁芳，2006；卿前龙和吴必虎，2009)。因此，休闲消费蕴含着两种形式的消费，一种是休闲时间的消费，另一种就是进行休闲活动时所发生的休闲品或服务的货币支出，即休闲消费支出。然而休闲消费这一美好需要与休闲消费的发展不相适应。这主要体现在：一方面，高学历群体休闲时间低于低学历群体，且两者休闲时间差异不断扩大，此为休闲时间消费不平等现象。另一方面，高学历群体休闲消费支出高于低学历群体，两者休闲消费支出差异也在不断扩大。高学历群体存在“匆忙休闲消费”现象，不能充分发挥休闲消费所带来的效用，低学历群体休闲活动类型倾向放松式的简单休闲，没有充分发挥休闲时间的效用，呈现出被迫休闲的现状，此为休闲消费支出不平等现象。根据以上描述，高学历群体和低学历群体正好对应着“有钱无闲”和“有闲无钱”两类群体，这两群体存在休闲消费不平等现象。
本文基于北京市居民生活时间分配调查数据，以北京市为例，将“有钱无闲”和“有闲无钱”两群体作为研究对象，通过刻画“有钱无闲”和“有闲无钱”两类群体的休闲时间消费模式差异，构建回归模型研究影响两类群体休闲消费支出的因素，以此探讨居民休闲消费不平等现象。
二、研究回顾
Fourastié(1965)估计到21世纪我们的工作时间将缩短到4万个工作小时，这个时间仅占我们一生的6%。Keynes(1930)也提到，劳动生产率的提高会使得21世纪休闲时间大幅增加，到时人们所关心的问题将是如何让休闲生活过得丰富而有意义。这些经济学家的预言正慢慢被证实。数据显示，2005年美国居民平均每周休闲时间为107.5个小时，比40年前增加了5.5个小时。Aguiar & Hurst(2007)指出，休闲时间不平等是居民收入和消费不平等的侧面表现。纵观国外文献，休闲消费影响因素包括年龄、性别、婚姻状况、受教育程度、收入水平、职业、家庭情况以及休闲时间等。Thompson & Tinsley(1978)通过计算休闲消费的弹性系数，得到收入与休闲消费存在正向相关的结论。Dardis et al.(1994)基于1988—1989年的CES数据，探索了社会经济变量对休闲消费的影响。研究发现，学历越高、家里抚养小孩个数越多则休闲消费支出越高，而年龄越大则休闲消费水平偏低。
国内学者对居民休闲消费的研究主要关注两方面的问题。一方面侧重于理论研究，即通过理论框架探讨影响居民休闲消费行为的因素。郭鲁芳(2004)通过构建理论模型发现，工资率对休闲消费既有收入效应又有替代效应，非工资性收入则对休闲消费存在收入效应；对不同时间经济价值群体，休闲时间的变化对休闲消费的影响有所差异。魏翔(2009)也得到了类似的结论。张旭昆和徐俊(2001)在讨论假日经济效益时，建立了时间和收入双重约束下的消费者最优选择理论，分析了收入充裕而时间稀缺条件下的消费者行为，得出增加休闲时间能促进消费增长的结论。另一方面则是从实证方面研究居民休闲消费行为。杨勇(2007)发现收入对休闲消费的影响在不同省市间有显著差异。张莉(2002)在进行无锡市居民休闲消费心理和行为调查分析后，发现居民倾向于在家休闲，缺少文化类的休闲消费。综上，学者在休闲消费理论探讨方面有一定的研究基础，但在实证研究上存在一些问题。第一，缺少对个体微观数据的实证探讨；第二，休闲时间变量的选取未能更好地体现居民的休闲时间。因此，本文基于北京市居民生活时间分配调查数据，以北京市居民为例，对休闲消费不平等问题进行探讨。
三、休闲消费不平等现象描述
本文数据来源于笔者2011年、2016年进行的北京市居民生活时间分配调查，调查活动采用入户访问方式进行，通过询问该户中的一名指定家庭成员的一个工作日和一个休息日中全天的时间分配，其中按10分钟间隔为计量单位进行完整记录。调查表经过两级审核后上机进行录入及汇总，得到2011年和2016年的有效样本量分别为1 106个和830个。休闲时间变量的选取为调查问卷中的15项休闲活动的时间，包括学习文化科学知识、阅读报纸(含电脑/手机)、阅读书刊、看电视、听广播、观看影视剧表演、观看各种展览、游园散步、其他娱乐、体育锻炼、休息、教育子女、公益活动、探访接待亲友、其他自己时间；休闲消费则采用调查问卷中受访者一年当中用于旅行游玩、学习研究、体育活动、兴趣娱乐、公益活动五项活动的总消费进行衡量。
(一)休闲时间消费不平等
30年来，伴随着劳动生产率的提高，居民生活时间分配发生了重大变化。从年平均每日四类活动时间结构看，1986年北京市居民工作时间、家务劳动时间、个人生活必需时间和休闲时间的比例关系为31.5%，10.5%，40.5%和17.5%，2016年改变为23.2%，7.3%，50.5%和19.0%。工作时间和家务劳动时间分别减少了8.3%和3.2%，而休闲时间增加了1.5%，个人生活必需时间增加了10.0%。劳动时间(工作时间和家务劳动时间的总和)大幅缩短，减少了11.5%，个人生活时间和休闲时间大幅增加。
工作时间的减少和休闲时间的增加伴随日益显著的休闲时间消费不平等现象(见表1)。笔者计算了休闲时间消费的90分位数与10分位数的比值、基尼系数测算休闲时间消费不平等程度(王琪延和韦佳佳，2017)。除2011年外，两个休闲时间消费不平等指标都在逐渐增加。其中，2016年休闲时间消费的90分位数是10分位数的六倍之多，且该对比值是1996年的两倍，居民休闲时间消费差异在逐渐扩大。基尼系数值从1996年的0.24增加到2016年的0.35。从这两个指标看，居民休闲时间消费不平等程度在加剧。
表1休闲时间消费不平等程度

笔者将受教育程度按受教育年限是否超过12年进行划分(见表2)。不同学历群体休闲时间都呈现出逐渐减少的现象。但与低学历群体相比，高学历群体休闲时间减少程度更大，达到1小时6分钟；从1996年到2016年，不同学历别群体的休闲时间差异也在逐渐扩大，从差距26分钟扩大到1小时11分钟。
表2不同受教育程度群体休闲时间消费差异 单位：小时：分钟

注：① 2016—1996年是指2016年平均休闲时间减去1996年的平均休闲时间。
(二)休闲消费支出不平等
2016年居民的休闲消费支出90分位数是10分位数的将近250倍，这一数值比几乎是2011年的3倍，居民休闲消费支出差异在扩大(见表3)。这一不平等程度同样可从基尼系数值表现出来，2011年的休闲消费支出基尼系数值为0.62，比2016年低3个百分点，反映出休闲消费支出不平等程度的加剧。
表3居民休闲消费支出不平等指标

与2011年相比，2016年休闲消费支出水平有所提升(见表4)。扣除物价因素影响，受教育程度低群体休闲消费支出的年平均增长率为0.32%，受教育程度高群体的则为1.19%，后者的增长速度高于前者。2011年高学历群体休闲消费支出水平是低学历群体的1.8倍，到了2016年这一数值提升到了1.9倍。不同受教育程度群体内部也存在着休闲消费支出的不平等现象(王琪延和韦佳佳，2018b)。
表4不同受教育程度群体休闲消费支出差异 单位：元

另外考虑两个指标，一是休闲消费支出密度，该指标为年休闲消费支出与年休闲时间的比值，反映消费者每单位休闲时间所投入的休闲消费支出，是休闲消费支出强度指标；二是休闲消费支出频率，该指标为年休闲时间与休闲消费支出之比，该比值越小，说明消费者单位消费支出仅需很短的休闲时间，存在“匆忙休闲消费”现象。
表5为2016年不同学历群体休闲消费支出差异。受教育程度高的群体休闲时间消费低于受教育程度低的群体，但前者的休闲消费支出水平要显著高于后者。从休闲消费支出强度看，前者单位休闲时间所投入的休闲消费支出为24元，是受教育程度低群体的2倍之多，休闲消费支出水平较高；从休闲消费支出速度看，前者单位休闲消费支出所需时间比后者快将近33分钟，反映出受教育程度高的群体匆忙休闲的现象。
表5不同受教育程度群体休闲消费支出情况

综上分析，“有钱无闲”与“有闲无钱”群体存在显著的休闲消费差异。一方面，这两群体休闲时间消费差异逐渐扩大；另一方面，“有钱无闲”群体休闲消费支出水平远高于“有闲无钱”群体，且休闲消费支出强度高，休闲消费支出速度快，呈现出忙碌休闲消费支出的现状。
四、居民休闲消费不平等分析
根据前文的统计描述分析，发现“有钱无闲”和“有闲无钱”两类群体之间存在休闲消费不平等现象。以下将识别两类群体的休闲时间消费模式差异，并探讨影响这两类群体休闲消费支出的因素。
(一)休闲时间消费模式差异
将一天24小时分成6项活动时间，包括：(1)工作时间；(2)家务劳动时间；(3)睡眠时间；(4)个人卫生时间；(5)看电视时间(数据显示，看电视是目前最主要的休闲方式，占休闲时间的30%，而看电视通常被看成是一种消极的休闲方式，因此把看电视单独作为一项活动类型)；(6)除看电视外的其他休闲时间。本文采用K-means聚类方法对这六类时间进行聚类试图找到“有钱无闲”以及“有闲无钱”群体的休闲时间消费模式。
通过K-means聚类分析，可以得到如下五种时间分配模式图(见表6和图1)。第一类群体是不管工作日或是休息日都在努力工作的人，是“有钱无闲”的主要群体。第二类、第三类、第四类群体的劳动时间属于制度范围内，主要差别在于看电视时间、睡眠时间、休闲时间的分配上。其中，第二类群体的睡眠时间最多，第三类群体休闲时间偏长，第四类群体则是看电视时间最长。第五类群体则为工作时间短，休闲时间过剩的群体。“有闲无钱”是第二类、第三类、第四类、第五类群体中的主要部分。
结合聚类分析结果以及多重对应分析方法，笔者分析了这五种类型群体所对应的人口统计学特征。其中，人口统计学变量的选取通过线性判别法筛选重要的变量，最终选取了性别、年龄、受教育程度、工作状态这四个变量。聚类分析结果如图1(1)至图1(5)所示，横坐标表示一天24小时时间段，纵坐标表示在各时间段不同活动内容群体所占比重。图2为多重对应分析图，横坐标和纵坐标分别为根据多重对应分析计算出来的第一因子、第二因子上的因子载荷。
1.工作多忙型。从工作时间看，该群体工作日平均工作时间(包括通勤时间)为11小时10分钟，几乎占到了一天时间的二分之一。除了完成制度内工作时间外还要负担严重的加班工作，以晚上6点作为下班时间，那么仍有将近80%群体继续工作，该比例一直持续到18:50左右，直到晚餐时间比例才得以大幅下滑，但之后这一比例又逐渐回升，晚餐过后该群体仍需继续加班。与其他四种类型相比，晚上10点过后仍有20%的群体在加班。该群体家务劳动时间较短，平均仅有21分钟，一方面是缺少时间，另一方面也与该群体收入水平高，愿意通过花钱购买家务服务有关。该群体平均休闲时间为1小时27分钟，远低于其他四类群体的休闲时间。其中用于看电视和其他休闲活动的时间分别为29分钟和58分钟。休闲时间分布较为分散不集中，存在“匆忙休闲”现象。从人口特征看，该群体中有将近四成的私营、个人业者，也不乏商业服务业、教育行业的从业者，年龄处于30岁～39岁，学历水平偏高。
2.爱睡觉型。从工作时间看，第二类、第三类、第四类群体都属于同一类型，即工作时间都为制度内工作时间再伴随轻度的加班，平均工作时间(含通勤)为8小时44分钟。三类群体的差别在于用于睡眠、休闲时间的差异。爱睡觉群体用于睡眠以及个人卫生的时间都较长，其中，平均睡眠时间为8小时34分钟，个人卫生时间约为3小时。从休闲活动类型看，该群体的休闲活动倾向于学习科学文化知识、探亲访友等。从人口特征看，该群体主要为女性有业群体，年龄在25岁～29岁，受教育水平偏低。从工作性质看，该群体企业职员为主。
3.积极休闲型。该群体平均休闲时间为3小时19分钟。其中，用于看电视的时间仅为26分钟，用于其他休闲活动的时间为2小时53分钟，远超过第一类、第二类、第四类群体。用于休闲活动的时间集中在12:30～13:30以及20:00～22:00。从活动内容看，偏向于学习研究、体育锻炼、观看影剧文体表演、其他娱乐等活动，休闲活动较为丰富多样，属于积极休闲行为。从人口特征看，主要是年龄段集中在24岁以下的男性有业群体，受教育程度高。其中大多数为刚毕业的学生，年轻有活力，愿意接纳新事物，接触的休闲活动内容较为丰富。
4.爱看电视型。该群体偏爱看电视，平均用于看电视的时间为1小时49分钟，远高于前三类群体。用于其他休闲活动的时间为1小时25分钟。虽然该群体的休闲时间较长，平均为3小时14分钟，但休闲活动内容单一，偏向于消极放松型的休闲活动。从人口特征看，该群体主要为受教育程度低、有业的女性群体，年龄段分布在50岁～59岁，职业类型以工人、自家帮工为主。
5.休闲过剩型。这类人群的时间分配特征为，劳动时间较短，且平日与周末各项生活时间的分配相似，休闲时间相对过剩，睡眠时间较长。平均每天用于工作的时间仅为3小时30分钟，而用于休闲的时间为5小时46分钟。其中，用于看电视的时间为1小时30分钟，用于其他休闲活动的时间为4小时16分钟。该群体生活活动较为单调，偏爱游园散步等放松性的休闲活动。从该群体所属类别看，无业人员占61.8%、待业者占56.7%、退休人员占78.1%，受教育程度不高，收入偏低。
表6五种时间分配类型 单位：小时：分钟


图1(1) 工作多忙型

图1(2) 爱睡觉型

图1(3) 积极休闲型

图1(4) 爱看电视型

图1(5) 休闲过剩型

图2 多重对应分析联合图
综上，本文识别了“有钱无闲”和“有闲无钱”群体的休闲时间消费特点。其中，“有钱无闲”群体以工作多忙型为主，受教育程度和收入水平较高。但该群体休闲时间偏短，休闲时间分布较为分散。“有闲无钱”群体主要反映在爱睡觉型、爱看电视型、休闲过剩型群体间。他们受教育程度和收入水平偏低，虽然休闲时间较长，但是休闲活动类型单一，偏向于放松类型的休闲活动。
(二)休闲消费支出差异分析
采用以下最小二乘多元回归模型探讨影响“有钱无闲”和“有闲无钱”群体休闲消费支出的影响因素：
ln(leisure_com)=β0+β1year+β2female
+β3age+β4marriage
+β5employ+β6ln(leisure)
+β7income+β8edu
+β9year×leisure
+β10year×income
+β11year×edu+ε
(1)
式中，leisure_com为休闲消费支出；year为年份虚拟变量(year=1表示年份为2016年，year=0为2011年)；female为性别虚拟变量(female=1为女性，female=0为男性)；age为年龄变量；marriage为婚姻状态虚拟变量(marriage=1为已婚，marriage =0为未婚)；employ为工作状态虚拟变量(employ=1为有业，employ=0为无业)；leisure为年休闲时间；income为年收入；edu为受教育程度虚拟变量(edu=1为受教育程度高，edu=0为受教育程度低)。设置年份变量分别与年休闲时间、年收入、受教育程度的交互项year×leisure，year×income，year×edu。对休闲消费支出、年休闲时间、年收入变量进行取对数处理。分别对全样本、受教育程度高、受教育程度低群体构建三个回归模型来探讨影响休闲消费支出差异的因素。模型回归结果见表7。
根据表7，三个模型的F检验对应的p值都小于0.05，拒绝原假设，估计方程存在显著线性关系，模型设定合理。其次，采用怀特检验对残差进行异方差检验，得到三个模型怀特检验对应的p值
表7休闲消费支出回归模型

注：*，**和***分别代表10%,5%和1%的显著性水平。下表同。
都大于0.05，拒绝原假设，模型不存在异方差。接着采用DW检验进行自相关检验，从三个模型检验结果看，DW检验值接近2，模型无自相关现象。最后，利用K-S检验进行残差正态性检验，三个模型p值都大于0.05，模型残差呈近似正态分布。因此，三个模型设定有效，可进行以下结果分析。
从模型一的全样本回归结果看，在控制其他因素后，休闲消费支出出现了年份效应，在社会经济发展的综合影响下，2011年居民休闲消费支出显著低于2016年。休闲消费支出在不同性别和年龄间的差异并不明显。不同婚姻状况群体的休闲消费支出有显著差异，与单身群体相比，已婚群体的休闲消费支出较高。无业者的休闲消费支出水平显著低于有业者。年休闲时间对休闲消费支出的影响为正，但并不显著。年份与休闲时间的交叉项系数为正，说明休闲时间对休闲消费的正向影响作用逐渐增强。收入是影响休闲消费支出的主要正向因素，其他变量不变的情况下，每提高1%的收入，会增加0.118%的休闲消费支出。收入与年份的回归系数显著为负，即收入对休闲消费支出的正向影响强度在减弱。受教育程度的回归系数显著为正，受教育程度高群体比受教育程度低群体的休闲消费支出水平要高，但是这种效应在逐年减弱。
对于模型二的受教育程度高群体，年份、性别、婚姻状态、工作状态对休闲消费支出的影响方向与全样本结果是一致的，但是系数的绝对值都要比全样本的大。年休闲时间对休闲消费支出的影响则出现了不一样的情形，受教育程度高群体的年休闲时间对休闲消费支出存在正向拉动作用，控制其他变量不变情况下，每增加1%的休闲时间，休闲消费支出则增加0.58%。年份与休闲时间交叉项系数显著为正，说明该正向效应随年份逐渐增强。收入因素正向影响休闲消费支出，每增加1%的收入，会提高0.117%的休闲消费支出。收入与年份的回归系数显著为负，进一步说明这种正向效应在逐渐减弱。可见，对于受教育程度高群体，休闲时间逐渐成为显性约束制约休闲消费支出，而收入对休闲消费支出的拉动作用逐渐减弱。
对于模型三的受教育程度低群体，不同于全样本结果的是，年龄变量对休闲消费支出有显著正向效应，年纪越大，休闲消费支出越多。婚姻状态、工作状态对休闲消费支出都不存在显著效应。年休闲时间对休闲消费支出存在负效应，但并不显著。年休闲时间与年份的交叉项显著为正，说明这一负向影响在逐渐减弱。收入变量正向影响休闲消费支出，且这一系数值远高于受教育程度高群体，每提高1%收入，则增加0.728%的休闲消费支出。收入与年份交叉项系数虽然为负，但是并不显著。由此可见，收入是影响受教育程度低群体休闲消费支出的主要因素，休闲时间是影响该群体休闲消费支出的隐性因素。
接下来进行回归模型的稳健性分析。假设休闲时间和收入变量与休闲消费支出无关，即零假设为：β6=β7=β9=β10=0，则受约束的多元回归模型如下式所示：
ln(leisure_com)=β0+β1year+β2female
+β3age+β4marriage
+β5employ+β8edu
+β11year×edu+ε
(2)
建立模型四、模型五、模型六分别得到全样本、受教育程度高群体、受教育程度低群体的回归结果如表8所示。则不受条件约束的分别为0.279，0.240，0.239，受约束条件的R2分别为0.251，0.215，0.180，得到三个模型的零假设下F比例如下式所示：
F模型四

=18.68>F0.05(m, n-k)
=F0.05(4, 1 936-12)=2.376
(3)
F模型五

=10.56>F0.05(m, n-k)
=F0.05(4, 1 296-9)=2.378
(4)
F模型四

=12.23>F0.05(m, n-k)
=F0.05(4, 640-9)=2.386
(5)
式中，m为现行约束条件，因此m=4；k为无约束条件回归方程的参数个数，因此模型四的k值为12，模型五和六的k值为9；n为观测次数，因此模型四、模型五、模型六的n值分别为1 936，1 296，640。
由于F遵循自由度为(m，n-k)的F分布，在5%水平上，得到三个模型的F值均大于临界值，因此拒绝零假设，即受约束条件模型不成立。也就是说，休闲时间、收入因素对休闲消费的影响均具有较高的稳健性。
表8受约束的休闲消费支出回归模型

五、结论与建议
(一)结论
随着休闲消费逐渐成为居民的美好需要，这一美好需要也出现了不平等不充分的发展，这主要体现在休闲时间消费和休闲消费支出的不平等现象上。通过K-means均值聚类分析，刻画了“有钱无闲”和“有闲无钱”两类群体的休闲时间消费差异，其中“有钱无闲”群体休闲时间消费较短，休闲时间消费容易被打断，而“有闲无钱”群体休闲时间消费较长，但是休闲时间消费内容较为单一，偏向于放松式简单休闲活动。通过构建回归模型发现，休闲时间和收入都是影响休闲消费水平的主要因素，但随着年份的推移，休闲时间和收入对不同群体的影响有所不同。其中，休闲时间逐渐成为拉动“有钱无闲”群体休闲消费支出的主要因素，而收入对该群体休闲消费支出的拉动作用在逐渐弱化。对于“有闲无钱”群体，过多的休闲时间反而抑制该群体休闲消费支出，但这一负向作用在逐渐减弱；虽然收入能有效提高该群体的休闲消费水平，但收入与年份的交叉项并不显著。因此，增加休闲时间对扩大休闲消费的正向作用逐渐凸显，要更加重视休闲时间在休闲消费中的作用。
(二)政策建议
1.改革时间供给制度，增加居民休闲时间。现行休假制度存在供给不充足和分配不均衡的现象，增加居民休闲时间可以有效拉动居民休闲消费。第一，“三步走”逐步落实带薪休假制度，即2020—2025年，政府机构、事业单位及国有大中型企业及东部的其他类型的大中型企业逐步落实带薪休假制度；2025—2029年，在其他所有制大中型企业、东部所有企业及中西部的大中型企业逐步落实带薪休假制度；到2030年，全国范围内逐步落实带薪休假制度。第二，在带薪休假制度尚未落实前，恢复“五一”黄金周，增加法定节假日设置三连休，形成覆盖全年的节假日体系；在2030年带薪休假全面落实后，取消调休模式。
2.加强居民休闲教育，提升居民休闲能力。如何把空闲时间转化为有效休闲时间是提高居民休闲消费水平的有效措施。一些发达国家早就开始了国民的休闲教育，而我国休闲教育远远落后，加强休闲教育势在必行。第一，要将休闲教育纳入全民教育体系，使之成为全民教育的重要内容。第二，休闲教育应成为贯穿整个生命周期的终身教育，高等院校要设置休闲类专业，以迅速普及科学、合理、健康的休闲观。第三，休闲教育应该注重实践，切实提高休闲技能。没有休闲能力的保证，休闲就会变成低层次的消遣。很多人不是不想休闲，而是“不会玩”，缺少“玩的知识”和“玩的技能”。因此，教育者要帮助休闲者排解日常休闲生活中的问题，提高休闲技巧和鉴赏能力，让人们能够有效、充分地利用休闲时间。
3.增加居民就业机会，提高居民收入。一方面，加快培育新产业，积极打造新的就业增长点，提高新兴产业、服务业吸纳就业能力，以产业发展提升就业岗位创造能力。另一方面，把增加居民经营性、财产性收入作为富民强国战略的重点方向，进一步改善居民投资环境，加强对城乡居民金融理财知识的宣传和普及，提高居民理财能力，不断增加财产性收入，使更多低收入者和中低收入者成为中等收入群体。
参考文献
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王琪延、韦佳佳，2017：《北京市居民休闲时间不平等研究》，《北京社会科学》第9期。
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Dardis, R., H.Soberon-Ferrer, and D.Patro, 1994, “Analysis of Leisure Expenditures in the United States”, Journal of Leisure Research, 26(4): 194-200.
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Keynes, J.M., 1930, Economic Possibilities for Our Grandchildren, New York: Norton.
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RESEARCH ON INEQUALITY OF LEISURE CONSUMPTION OF RESIDENTS——Taking Beijing as an Example
WANG Qi-yan WEI Jia-jia
(School of Statistics, Renmin University of China)
Abstract:Leisure consumption includes leisure time consumption and leisure consumption expenditure.Take Beijing as an example to discuss the inequality of residents’ leisure consumption.Leisure time consumption and leisure consumption expenditure inequality become more and more significant.K-means clustering is used to characterize the difference in leisure time consumption.Leisure time and income are the main factors affecting leisure consumption expenditure.With the passage of the year, leisure time has gradually become the main factor affecting the leisure consumption expenditure of high educated groups, and the pulling effect of income has gradually weakened.Although increasing the income of low-educated group effectively improves the level of leisure consumption, the intersection of income and year is not significant.
Key words:leisure time consumption; leisure consumption expenditure; leisure consumption; income; inequality
* 王琪延、韦佳佳(通讯作者)，中国人民大学统计学院，中国人民大学休闲经济研究中心，邮政编码：100872，电子信箱：qiyan3566@aliyun.com。本文得到国家社科基金重点项目(17ATJ003)的资助。感谢匿名评审人提出的修改建议，笔者已做了相应修改，本文文责自负。
(责任编辑：张雨潇)