我國城鄉居民休閑方式選擇的內在差異研究
——基于CGSS2013數據的分析

董媛媛

(中國傳媒大學經濟與管理學院 北京 100000)

我國城鄉居民休閑方式選擇的內在差異研究
——基于CGSS2013數據的分析

董媛媛

(中國傳媒大學經濟與管理學院 北京 100000)

本文基于CGSS2013調查數據，使用因子分析方法，對我國城鄉居民休閑活動進行因子提取，發現居民主要休閑方式可分為文娛型、社交型、放松型和DIY型休閑四類，并進一步分析發現不同性別、年齡、婚姻狀況和主觀階層認同群體在休閑方式選擇上均存在差異，最后提出休閑消費行業應針對不同特征人群提供具有個性化的休閑產品與服務。

休閑方式;因子分析;特征差異

一、引言

隨著居民生活水平不斷提高，休閑活動的重要性日益凸顯，進一步探索我國城鄉居民休閑活動選擇的內在特征偏好，進而指導休閑產業和休閑產品結構調整，調節休閑產業供求矛盾具有一定的現實意義。本文通過對CGSS2013數據進行因子分析，以期通過探索居民休閑活動內在聯系的基礎上分析具有不同特征的居民在休閑方式選擇上的差異。

二、數據與統計特征

(一)數據來源

本文的分析所用數據來源于CGSS2013問卷調查數據，該調查始于2003年，是我國最早的全國性綜合連續調查項目。本文選取該項目所能獲取的最新數據。將我們關注的指標中含缺失值的樣本均剔除后，剩余樣本容量為11192，將其作為本文的分析樣本，并使用SPSS22.0進行統計分析。

(二)指標選取與描述性統計

本文對城鄉居民休閑方式選擇的研究選取了CGSS2013調查中“過去一年，您是否經常在空閑時間從事以下活動？”這一問題下的12個相關問題的調查結果，并按頻率對五個選項分別賦值1—5，表1為該問題的描述性統計結果。

表1 城鄉居民各休閑方式頻數分布表

從表1中可以看出，12個問題的五個選項中均有較多頻數分布，說明數據確實存在充分的變異信息。進一步對原始變量進行相關性分析，得到相關系數矩陣中顯著性水平均在0.01水平上顯著相關，說明變量間的確存在信息重疊。

由于本文要研究不同特征的城鎮居民休閑方式選擇偏重有何不同，因此，樣本的特征信息主要選取了性別、年齡、婚姻狀況和調查者的主觀階層認知，關于主觀階層認知采取了十個等級進行賦分，“1分”代表最底層，“10分”代表最頂層，進一步將其分組，1-2分為下層、3-4分為中下層、5-6分為中層、7-8分為中上層、9-10分為上層。表2為四項特征指標的描述性統計結果。

表2 特征信息的頻率分布與百分比構成

從樣本特征分布中可以看出男女比例比較均衡，年齡層次構成較合理，婚姻狀況中“已婚”人數占比較大，“未婚”占比較小，這與年齡結構大多集中于30歲以上存在一定關系，最后，在調查者主觀階層認同中，認為自己處于中層和中下層的人數較多，分別占33.9%和44%，這與CGSS2006年關于這一問題的調查結果中“下層”占35.3%(鄖彥輝，2010)有所不同，可能是由于我國經濟快速發展，人民生活水平不斷提高，在一定程度上也提高了人們對自身的主觀階層認知。

三、數據分析結果

(一)因子分析結果

下面對選取的12個變量進行因子分析，其中因子提取方法采用主成分分析法。

表3 KMO和Bartlett檢驗結果

為了確定變量是否符合因子分析要求，首先對數據進行了KMO和Bartlett檢驗，結果見表3，可以看出，KMO統計量達到0.839，大于0.7，說明變量間的偏相關性較強，因子分析效果較好。此外，Bartlett球形檢驗的顯著性為0.000，說明各變量間存在相關性，可以提取公因子。對初始因子載荷矩陣進行旋轉后，前4個因子的特征根大于1，且累計方差解釋度為58.289%，一般在實際調研中，因子分析的方差解釋度大于50%就可酌情接受。

表4 旋轉后的成分矩陣a

表4為采用方差最大化方法對公因子進行旋轉后得到的各因子在原始變量上的負荷，其中對系數進行了大小排序。從表4中可以看出，因子1主要在“上網、讀書/報紙/雜志、出去看電影、在家聽音樂、參加文化活動、參加體育鍛煉和觀看體育比賽”這幾項指標上的因子載荷較大，主要反映的是居民在精神文化和身體健康方面的滿足，有利身心健康，因此可將該因子命名為文娛型休閑，因子2主要在“與不住在一起的親戚聚會”和“與朋友聚會”兩個指標上的因子載荷比較大，主要反映人們社交活動上的休閑，可將其命名為社交型休閑，因子3主要在看電視或看碟和逛街購物上的因子載荷較大，屬于單純的休閑放松，將其命名為放松型休閑，因子4主要在做手工上的因子載荷較大，可將其命名為DIY型休閑。

(二)選擇偏好分析

通過上一節的因子分析，將原始12個變量濃縮成了4個公因子，完成了本文研究的第一部分，由于本文研究的最終目的是分析具有不同特征的居民在各種休閑方式選擇上的偏好差異，首先，使用t檢驗來分析不同性別、婚姻狀況的人群在各因子上的得分有無差異。性別檢驗結果中只有社交型休閑的顯著性水平為0.189，其余均為0.000，說明不同性別的人群在這一因子上并無顯著差異，即無論男女都不可或缺的要和親人或朋友進行聚會。婚姻狀況的檢驗結果中在社交型休閑上的顯著性水平雖然為0.018，其余為0.000，但依舊在5%的顯著性水平上顯著，說明依然存在一定差異。使用單因素方差分析法檢驗不同年齡和階層的人群的因子差異，檢驗結果的顯著性水平均為0.000，說明不同年齡和主觀階層認知的人群在休閑方式的選擇上側重點存在差異。

下面通過“因子得分”對不同特征人群和因子評分間的關系進行分析，經過計算，各特征變量的因子平均得分見表5，其中因子均值的正負代表相應群體和總樣本相比的情況。

表5 因子得分均值表

從表中可以看出，在性別和婚姻狀況方面，女性比較喜歡文娛型休閑方式，而在放松型休閑上得分偏低，可能由于網購日益受到追捧，使得上網活動增多而逛街購物活動減少；男性則更側重放松型和DIY型休閑上，說明男性在空閑時間多會進行一些修理類活動或看電視等。已婚人群由于有了家庭所以在家庭聚會和文娛型休閑因子上得分為正，而未婚人群比較自由，會更注重逛街購物、看電視、做手工等自己喜歡就可以的休閑活動。

年齡方面，40歲以下人群年齡相對年輕，會更喜歡看電視或看碟和逛街購物等單純的放松型休閑方式；40到50歲的人群則更偏重讀書看報、聽音樂、體育鍛煉等文娛型休閑方式，會更注重自身的身心愉悅；50到60歲的人群在文娛型休閑方面也更加側重，但與40到50歲人群不同的是，他們在社交型休閑上的得分也為正，說明隨著年齡增長，人們會越來越珍視親人和朋友，這一點在60歲以上人群中的體現更加明顯。

主觀階層認同方面，下層和中下層人群在四個因子上的得分均為正，且“下層”得分普遍高于“中下層”，說明主觀階層認知較低的人群(如鄉村居民)可能空閑時間相對較多，休閑方式較為豐富，但其在文娛型、社交型、放松型、DIY型休閑方式上的因子得分依次降低;“中層”人群在各因子得分上均為負，說明這一階層人群可能將時間多用于進一步提高自身社會地位，將生活重心更多放在工作上，較少進行休閑活動；“中上層”人群僅在放松型休閑上得分為正，說明其休閑方式更側重例如看電視或看碟、逛街購物等；“上層”人群則只有在社交型休閑上得分為正，說明“上層”人群社交面更為廣泛，應酬較多，其余休閑時間也會留給家人。

四、結論

目前城鄉居民休閑方式日趨多元化，以上分析，將休閑方式分為了文娛型休閑、社交型休閑、放松型休閑和DIY型休閑。通過獨立樣本t檢驗和單因素方差分析，進一步發現不同性別、年齡、婚姻狀況、主觀階層認知的人群在休閑方式的選擇上會存在不同的側重點，女性和已婚人群更喜歡文娛型和社交型休閑，而男性和未婚人群更側重放松型和DIY型休閑；年輕人群會更喜歡放松型休閑，而年長人群則會更注重社交型和文娛型休閑，這其中主要以家人聚會和讀書看報、鍛煉身體等為主；主觀階層認知較低人群休閑方式較為廣泛，可能由于空余時間較多，而中間層次的人群進行休閑活動較少，有時間也會更側重放松型休閑，而高層次的人群空閑時間多會進行社交型休閑活動。因此，在鼓勵城鄉居民進行休閑消費過程中應更加關注不同群體的需求側重點，休閑消費行業應更加具有針對性的提供休閑產品與服務。

[1]蔣獎,秦明,克燕南,等.休閑活動與主觀幸福感[J].旅游學刊,2011,26(9):74-78.

[2]鄖彥輝.我國城鎮居民休閑特征的統計分析——基于GSS2006數據[J].蘭州學刊,2010(4):94-96.

[3]馬惠娣.21世紀與休閑經濟、休閑產業、休閑文化[J].信息空間,2001,17(1):48-52.

[4]何志玉.人民幸福視域下我國休閑方式的當代變革及社會意義[J].貴州社會科學,2016(10):65-70.

[5]郭魯芳.中國休閑消費結構:實證分析與優化對策[J].浙江大學學報(人文社會科學版),2006,(05):122-130

董媛媛(1992-)，女，漢族，河北唐山人，碩士研究生研一，中國傳媒大學經濟與管理學院，產業經濟學專業文化產業組織理論與政策方向。