“996”還是“2.5”？
——閑暇時間影響經濟增長的跨國實證研究

羅 浩，康玉潔，曾小梅

（中山大學管理學院，廣東廣州501275）

0 引言

近30年來，中國公民的法定休假時間在不斷增加。法定工作制度方面，自1994年3月1日開始，從過去長期實行的每周工作48 小時的6 天工作制調整為平均每周工作44 小時的隔周雙休制；次年5 月1日起又進一步調整為每周工作40小時的雙休日制度，成為延續至今的法定常規工作制度。法定節假日方面，1999 年10 月1 日起實行“黃金周”制度，并將法定節假日從過去長期實行的7 天增加到10 天，2008 年1 月1 日起，國家對“黃金周”制度進行調整，法定節假日進一步增加到11天。

然而，近年來，一場關于工作和閑暇時間的爭論在全國引起了輿論的廣泛關注。一方面，面對日趨激烈的市場競爭，不少企業（尤其是互聯網行業）盛行加班文化。2016 年10 月，58 同城最早被曝光實行全員“996”工作制，即每周工作6天，每天從早9點工作到晚9點。此后，越來越多實行“996”工作制的互聯網大廠被曝光。該工作制涉嫌違反《勞動法》，引起輿論的廣泛關注以及監管部門和司法機構的干預，然而，游走在法律邊緣的變相強制加班現象仍屢禁不止。2019 年4 月，阿里巴巴和京東的負責人在各自公司內部動員中對“996”的肯定，進一步把有關該話題的輿論爭議推向高潮。另一方面，中央政府和地方政府為了增進職工福利和促進居民消費，傾向于進一步增加休假時間。2015 年8月，《國務院辦公廳關于進一步促進旅游投資和消費的若干意見》發布，鼓勵彈性作息：“有條件的地方和單位可根據實際情況，依法優化調整夏季作息安排，為職工周五下午與周末結合外出休閑度假創造有利條件?！贝撕?，陸續有一些地區在部分季節試行“2.5 天小長假”，2020 年3 月以來，為了恢復受到新冠疫情嚴重影響的經濟，試行“2.5天小長假”政策的地區數量一度達到高峰。

一面是政府主張的“2.5”，一面是企業主張的“996”，究竟是應該增加閑暇時間還是增加工作時間？本文無意對此進行政治和法律上的價值判斷，而是試圖立足于實證主義方法論，采用該領域在公開研究中迄今最大規模且盡可能大的跨國樣本，探討閑暇時間數量和質量對經濟增長的影響。黨的十八大以來，中國經濟進入新常態，從過去側重強調經濟增長目標轉變為更加注重生態環境和收入分配等目標，當然，這并不意味著否定經濟增長目標的重要性。2020 年，中國人均GDP 達到1 萬美元左右①根據《2020 年國民經濟與社會發展統計公報》中人民幣計價的人均國內生產總值并用當年人民幣兌美元匯率換算。，基本與全球人均GDP水平相當，但與發達國家相比仍存在較大差距。為了避免陷入“中等收入陷阱”，順利實現“兩個一百年”奮斗目標，中國必須在兼顧可持續性和包容性的同時，繼續保持較快的經濟增長。而閑暇時間對于經濟增長而言，既有促進消費的正面作用，也有擠出工作時間的負面作用。因此，閑暇時間既非越少越好，也非越多越好。那么，對于經濟增長而言，中國目前的法定閑暇時間到底是多了還是少了，中國到底是需要“2.5”還是需要“996”，這必然無法從價值判斷和一般性討論中獲得答案。為此，本文將在文獻梳理和理論探討的基礎上，實證分析閑暇時間數量和質量對經濟增長的影響，以期為上述爭論和中國未來的休假政策提供啟示。

相對于既有研究，本文可能有3 個方面的邊際貢獻。第一，閑暇時間與經濟增長關系的現有文獻大多為理論研究，實證研究很少，而且基本是針對單個國家的研究或針對兩個國家的對比研究，唯一的多國研究其樣本較少且代表性不足，本文則基于類別代表性和數據可得性搜集了41 個較大規模國家樣本的面板數據，是該領域公開研究中迄今最大范圍且已經盡可能大的跨國樣本。第二，本文不僅研究了閑暇數量對經濟增長的影響，還第一次實證檢驗了閑暇質量對經濟增長的影響，即人力資本對閑暇時間數量與經濟增長關系的調節效應，從而考察優質閑暇對經濟增長的作用。第三，本文還將首次對閑暇時間與經濟增長的關系進行異質性分析，將全部樣本分別按照經濟發展水平或文化地理差異劃分為不同子樣本，從而更深入、細致地揭示閑暇時間數量和質量的經濟增長效應。

1 文獻述評與研究假設

有關閑暇時間與經濟增長的研究，至少可以追溯到馬克思，他將非勞動時間稱為自由時間（free time），其包括兩個部分：閑暇時間（用于娛樂和休息的余暇時間）和從事較高級活動的時間（發展智力，在精神上掌握自由的時間）②馬克思,恩格斯.馬克思恩格斯全集（第25 卷）[M].北京:人民出版社,1974:926.。馬克思指出：“節約勞動時間，等于增加自由時間。即增加使個人得到充分發展的時間，而個人的充分發展又作為最大的生產力反作用于勞動生產力?！雹垴R克思,恩格斯.馬克思恩格斯全集（第46 卷（下））[M].北京:人民出版社,1980:122.馬克思實際上發現了閑暇時間通過積累人力資本而對生產力產生正外部性，由此對經濟增長具有積極作用。老制度學派代表人物凡勃倫則在其《有閑階級論》中刻畫了有錢有閑階級將象征社會地位的炫耀性消費和炫耀性休閑作為一種社會規范向普通階級灌輸的示范效應，后者在當代經濟增長文獻中被視為一種休閑外部性[1-3]。

經濟增長理論的先驅拉姆齊在他超前于時代的最優增長模型中，第一次把休閑納入社會福利函數，推導出社會將分為兩個階層而達至均衡，即節儉而知足常樂以及不節儉而及時行樂[4]。然而，主流經濟學真正開始注意到休閑，是始于貝克爾的工作，他提出了不同活動之間時間分配的理論，并指出“非工作時間的分配與效率如今變得比工作時間的分配與效率對經濟福利更重要”[5]。受此影響，經濟增長學者Chase開始再次把休閑納入社會福利函數[6]，但她把休閑定義為沒有工作的那部分人口，這個做法遭到Quibria 的批評，因為它意味著總量層面上顯然不現實的假設，即社會福利隨著失業率的增加而增加[7]。后者則將人均休閑定義為總可用時間和總工作時間之間的差，重新闡述了Ramsey 問題和探索了最優增長的含義，論證了休閑的加入將改變短期均衡條件和長期動態方程的性質。1990年代以后，閑暇時間才在經濟增長文獻中較為廣泛地出現，根據本文的研究目的，接下來將主要梳理其中與本研究密切相關的兩部分文獻，并通過進一步的理論演繹，得到本文的兩個待檢驗的研究假設。

1.1 閑暇時間的經濟增長效應

Ladrón-de-Guevara 等擴展了Uzawa[8]和Lucas[9]兩部門（物質生產和教育）內生增長理論，將閑暇時間引入效用函數，結果發現存在具有不同經濟增長率的多重均衡[10-11]。在該模型的基礎上，Candela 等加入了第三個部門（休閑服務業），并將總時間在工作、教育、休閑服務消費時間和純自由時間之間分配，結果也證明存在多重均衡：一個更以服務業為導向的經濟體，如果能將一定比例的時間從純自由時間重新分配到教育和服務消費上，其經濟增長會更快[12]。De Hek 在三部門（研究、中間產品、最終產品）內生增長模型中，將休閑引入效用函數，并與消費可相互替代。如果經濟主體對休閑的重視程度高于消費，則可能存在兩條均衡的增長路徑[13]。與低平衡增長路徑相比，高平衡增長路徑的特點是分配給休閑活動的時間比例較小，用于研究活動的時間比例較高。Psarianos令時間1=閑暇+分別投入物質生產和人力資本生產兩部門的時間[14]，在Lucas增長模型的基礎上，引入休閑作為效用函數中的一個選擇變量，人們可以最優化配置一小部分時間給非生產性活動（休閑）[9]。休閑的引入（即閑暇數量的選擇），降低了經濟增長率（即人均產出的穩態增長率），這意味著，人們似乎愿意接受較低的收入增長率來換取“自由時間”。另一些文獻通過兩部門（物質生產、教育）或單部門（物質生產）內生增長模型，得出產生多重均衡（穩態不確定）的一些可能條件，包括內生閑暇（工作-休閑的自由選擇）[15-16]、消費和休閑在效用函數中的不可分性[16-17]、消費和休閑之間的跨時期高替代性[17-18]等。

多數文獻只考慮了休閑對生產/消費的替代效應[19]，即由于總時間一定，更多的休閑時間擠出了用于工作的時間，必然導致相對較低的經濟增長率。例如Maoz 以及Azariadis 等分別在兩部門和兩國模型中證明，休閑偏好的微小差異將引起經濟增長率的顯著差異，更高的休閑偏好意味著更低的人均GDP增長率，這可以解釋美國和歐洲20世紀增長路徑的差異，歐洲人由于更享受閑暇，因此經濟增長總體上慢于美國[20-21]。

少數文獻還考慮了休閑對生產/消費的補償效應。由于閑暇時間用于社交以及休閑活動時通常是結伴完成，因此，Bilancini和D'Alessandro、張梁梁等提出增加閑暇時間可以誘發社會關系、社會資本的積累，從而強化了閑暇對生產/消費的積極溢出效應[22-23]。魏翔和虞義華則提出補償效應的另外3 種來源，即健康、積極的休閑活動對人力資本積累、物質資本積累和技術效率提升分別產生的“閑中學”效應、等勢效應和“閑而優”效應[24]。

上述補償效應均有利于經濟增長，實質上屬于某種正的休閑外部性[2-3,21-22,25-27]。然而，休閑也可能存在負的外部性，例如消極、不健康的休閑活動[24]、休閑設施的擁擠[3]、炫耀性和攀比性休閑[2,21,27]等，從而不利于經濟增長。

由此可見，閑暇時間對經濟增長的影響最終取決于休閑的凈效應，即補償效應（正外部性）同負外部性與替代效應之和的比較，當前者大于后者時，閑暇時間對經濟增長整體上起到促進作用，反之，則起到抑制作用。盡管目前還沒有文獻和方法能夠具體衡量上述正負效應的大小，但可以推斷閑暇時間與經濟增長之間的關系不是線性的，而是非線性的。然而，現有文獻大多為理論模型和數值模擬，對閑暇與增長關系的計量實證研究很少，而且，如下文所述，他們所采用的樣本數量和代表性也有較大局限。

使用中國1981—2003年[28]和1983—2003年[29]時間序列數據進行的兩篇實證文獻的結果均表明，休閑時間與中國經濟長期增長之間存在微弱的負相關關系，其解釋是中國仍處于工業化階段，在該階段，經濟增長主要是由生產決定的，休閑的替代效應往往大于補償效應，所以凈效應通常是負的。而利用中國和瑞典1978—2008 年數據[30]以及利用1994—2012 年中國和丹麥數據[31]進行的兩篇比較研究文獻同樣顯示，中國的閑暇增加對經濟增長具有負作用，但瑞典和丹麥與此相反，因為后工業化社會中，伴隨著收入水平和閑暇偏好的提高以及服務業比重上升，閑暇的補償效應通常大于替代效應。魏翔則檢驗了16個國家（澳大利亞、奧地利、加拿大、德國、希臘、愛爾蘭、韓國、墨西哥、葡萄牙、西班牙、美國、新加坡、泰國、印度、埃及、南非）20 世紀八九十年代閑暇與增長之間的關系，結果表明，閑暇時間對經濟增長率有溫和的負效應[32]。

然而，對于跨國實證檢驗而言，上述研究的樣本國家太少，且國家類型的分布缺乏足夠的代表性。因此，本文將在數據可獲取的情況下，納入更多的且更具代表性的樣本國家（發達國家和發展中國家的樣本、不同文化地理區域的國家樣本，數量大致平衡），進一步檢驗閑暇時間與經濟增長之間的非線性關系。由此，本文提出以下研究假設：

H1：閑暇時間對經濟增長存在顯著的非線性影響

1.2 優質閑暇的作用

Gómez總結了文獻中出現的3種對閑暇時間的設定，即原始時間、優質時間和家庭生產33]。原始時間指的就是前文中單純的閑暇時間，即L；優質時間則是指經過人力資本調節的閑暇時間，即LH；家庭生產除了使用閑暇時間之外，還要使用物質和人力資本。選擇不同的閑暇設定在內生增長理論中起著至關重要的作用[32]，此外，部分研究還發現，稅收對經濟增長的影響以及矯正外部性的最優稅收政策均取決于閑暇時間的設定[25,34-36]。

內生增長的大部分文獻都將閑暇簡單設定為一種只需要使用“原始時間”的非市場活動，但也有少量文獻較早指出閑暇應該是時間和人力資本的結合[5,34,37]。Ladrón-de-Guevara等首次將原始時間稱為沒有考慮質量的閑暇（unqualified leisure），即未經人力資本調節的閑暇時間，并表明閑暇以此種形式進入效用函數時，內生增長模型可能會出現多個平衡增長路徑[10]。受此啟發，Ortigueira 提出相反的概念——有質量的閑暇（qualified leisure），即經過人力資本調節的閑暇時間，也就是上文所說的優質時間；他發現，將經人力資本調節的閑暇納入效用函數的后果可能與未經人力資本調節的后果截然不同，前者被證明存在唯一的全局穩定平衡增長路徑[38]。Mino 也證明，在社會不變報酬的技術下，如果優質時間模型包含一個可行的平衡增長均衡，則它是唯一給定的，而且至少是局部確定的，不會產生不確定性[16]。Gómez 則證明，與原始時間模型的結果不同，如果閑暇被設定為優質時間，且勞動力供應無彈性，在教育中沒有外部性的情況下，長期均衡增長率等于最優增長率[25]。

新古典經濟學認為，閑暇“擠出”工作時間，因而對生產具有替代效應[19]。與此同時，閑暇還具有促進經濟增長的補償效應，它表現為3種形式：閑而優效應、閑中學效應、等勢效應[30]。Wei 等認為，經人力資本調節的閑暇時間代表了閑暇的某種補償效應[28]。一般而言，一個國家的人力資本水平越高，代表國民的受教育程度和整體素質越高，人們越有可能將閑暇時間用于學習、閱讀、旅游、文藝、發明創造等有利于身心和生產的優質閑暇活動，而較少用于沉迷網絡、酗酒等消極閑暇活動，因此，人力資本能夠增強閑暇對經濟增長的補償效應。在控制其他因素的情況下，人力資本越高，閑暇時間對經濟增長的積極影響越大；高人力資本的國家相比低人力資本的國家，其閑暇時間對經濟增長的凈效應（替代效應和補償效應抵消后的結果）更可能為正?；谏鲜龇治?，本文提出如下研究假設：

H2：人力資本在閑暇時間對經濟增長的影響中存在正向調節效應

2 模型、變量和數據描述

2.1 計量模型與樣本選擇

為檢驗本文的兩個研究假設，本文在經典的經濟增長計量模型[39]中引入代表閑暇（閑暇時間在總時間中所占比例）的變量l，并通過對l的不同處理建立4 個模型，對閑暇和經濟增長的關系進行實證分析。具體處理方法如下。

1）模型1 作為基準模型，將被解釋變量人均GDP 增長率、核心解釋變量閑暇比例和一系列控制變量引入模型，進行全樣本面板回歸檢驗。

2）為了驗證閑暇對人均GDP 增長率的影響是否存在非線性特征，模型2 將l的平方項與l一起引入計量模型，進行全樣本的面板回歸檢驗，目的是檢驗是否能得到閑暇比例與人均GDP 增長率的U形或倒U形關系。

3）根據理論文獻，穩態時的經濟增長率受到閑暇影響，積極影響還是消極影響是不確定的。由此可以推測，閑暇對經濟增長的影響可能存在區間效應，即閑暇水平可能有一個最優區間。因此，模型3根據樣本國家閑暇的分布范圍（從0.5650 至0.7184），采用四分位法劃分4個區間，在模型1的基礎上加入代表不同區間的3 個虛擬變量，進一步考察閑暇對于經濟增長的非線性影響。

4）為了檢驗H2，模型4在模型1的基礎上，引入閑暇變量和人力資本變量的交互項lh，用于檢驗人力資本在閑暇時間對經濟增長的影響中是否存在調節效應，也即考察閑暇質量對經濟增長的作用。

此外，在數據可得性的前提下，本文基本保留了經典的經濟增長計量模型中的一系列控制變量。最后，根據所選計量模型和估計方法的實際情況，還選擇性地加入了控制個體固定效應的國家虛擬變量和控制時間固定效應的年度虛擬變量，旨在借此分離由地區和時間產生的其他未控制因素。

綜上所述，本文的4個計量模型依次如下。

式（1）～式（4）中，i=1，2，3，…，41，分別代表各個經濟體；t＝1，2，…，15，分別代表各個年份；ui代表各個國家的虛擬變量，以控制個體固定效應；vt代表各個年份的虛擬變量，以控制時間固定效應；εit代表隨機誤差項；β0代表常數項；Xit代表一系列控制變量組成的向量。被解釋變量、解釋變量、控制變量的具體說明見后文。

本文的研究時段和樣本篩選程序如下：本文的核心解釋變量是閑暇時間在年總時間中所占比例（后文將簡稱閑暇或閑暇比例），它的計算需用到年均工作時間、25 歲以上人口的平均受教育年限、預期壽命這3 項數據，分別來自賓夕法尼亞大學世界表9.0 版（University of Pennsylvania word tabe，PWT 9.0）數據庫、（Cohen-Soto-Leker，CSL）數據庫以及世界銀行的世界發展指數（world development index，WDI）數據庫。2000—2015年的跨國數據集相對較為完整且可靠，因此，本文選擇其為研究時段。

跨國樣本方面，由于規模過小的國家和地區往往經濟結構單一，經濟上嚴重依附周邊國家，經濟增長的偶然性較強，可能干擾計量模型的結果，因此，按照國際貨幣基金組織對2015年全世界國家和地區GDP 總量的統計，選取該指標超過1000 億美元者，共計60個。接下來，剔除年平均工作時間、25歲以上人口平均受教育年限、預期壽命這3項關鍵數據缺失嚴重甚至沒有數據的國家和地區，最終得到41個國家跨15年的樣本①在上述數據庫中缺失中國的年均工作時間數據，考慮到中國的重要性和替代數據的可得性，本文選擇《中國勞動統計年鑒》中的城鎮居民平均周工作時間（單位：小時）折算成年平均工作時間加以補齊。。本文分別按經濟發展程度和文化地理特征對這些國家進行分類，結果見表1。

表1 樣本國家及其分組Tab.1 Samples and sample grouping

依據表1 的樣本劃分，本文將對前述模型1 和模型4開展進一步的異質性分析。由于分組后樣本數減少，不再適合對模型2 和模型3 進行分析。前文曾經述及，中國和瑞典以及中國和丹麥的兩項比較研究，提示作為發展中國家的中國，其閑暇增加對經濟增長具有負作用，而作為發達國家的瑞典和丹麥則反之，本文擬利用更大、更全面的發展中國家和發達國家樣本，通過模型1 對兩者的表現進行比較，以便驗證上述文獻的提示，并進一步支撐本文的H1。此外，對各個分組模型4 的分析，則是對本文H2的一種異質性分析

2.2 變量說明及數據來源

本文計量模型的控制變量來自經典實證文獻對世界各國經濟增長的計量研究，同時，根據本文實際研究需要，選取更加合適的變量表征指標和數據來源。表2總結了前述4個模型涉及的所有變量。

表2 變量簡要說明Tab.2 Brief description of variables

下面對上述變量做進一步的詳細說明。

1）被解釋變量

lnGDPgri,t表示人均GDP 增長率的自然對數，GDP 數據是2000 年不變價格，來自世界銀行的WDI數據庫。

2）核心解釋變量

li,t表示閑暇時間占總時間的比例。該指標沒有直接的統計，參考葛翔宇等[30]方法，采用如下公式進行計算：

該變量表示總時間被標準化為1 時，閑暇在總時間中所占比例。其中，人均年工作時間的數據來自PWT 9.0，單位是小時/年。人口預期壽命的數據來自前述WDI數據庫，單位是年。人均受教育年限在Barro-Lee數據庫和CSL數據庫中較為完整，有研究表明，后者比前者的數據質量更好，相應結果也更佳[40,41]，因此，本文選擇CSL數據庫，單位是年。

在模型3 中，因為進入計量模型的閑暇變量不是l的數值，而是表征閑暇l水平區間的虛擬變量l1、l2、l3。全體樣本中閑暇比例的數值分布在0.5650 和0.7184 之間，本文采用四分位法（quartile）進行區間劃分，3 個四分位點的數值分別為0.6384、0.6608 和0.6855。當閑暇水平在0.5650～0.6384 時，虛擬變量l1=1；當閑暇水平在0.6384～0.6608 時，虛擬變量l2=1；當閑暇水平在0.6608～0.6855 時，虛擬變量l3=1；當閑暇水平在0.6855～0.7184時，作為參照區間，該區間3個虛擬變量的取值都為0。

3）控制變量

Hci,t表示人力資本，本文選用PWT 9.0 的人力資本指數代表。Popi,t表示人口狀態。本文選用生育率來代表，數據來自WDI數據庫。Govi,t表示政府規模。數據來自Economic Freedom 數據庫（Free theWorld.com）的政府規模（size of government）指標。這是一個評分變量，是對政府一般性消費支出、轉移支付和補貼、政府投資和國有企業、邊際稅率這4個方面的綜合評分，評分值從0～10，其值越高意味著政府規模越小。Legi,t表示法治水平。數據亦來自Economic Freedom 數據庫（FreetheWorld.com）的法律制度和產權（legal system & property rights）指標。這也是一個綜合評分變量，包括各國司法的獨立性、法庭的公正性、產權的被保護程度、法律制度的完整性、合約的法律執行力等方面的綜合評分，評分值從0～10，其值越高意味著該國法治水平越高。Trai,t表示貿易水平，為進出口總額與GDP 之比，數據來自WDI 數據庫。Infi,t表示通貨膨脹率，用來衡量宏觀經濟穩定性，數據來自WDI 數據庫。di為國家虛擬變量，反映其他未控制的國家個體因素對經濟增長差異的影響。ti為年度虛擬變量，反映時間因素對經濟增長差異的影響。

考慮到自變量之間存在多重共線性的可能性，在計量回歸之前，先進行相關分析和方差分析，計算出相關系數和方差膨脹因子①限于篇幅，計算結果省略，如有需要，可向筆者索取。。結果表明，所有解釋變量、控制變量之間的相關系數均小于0.8，其中，人力資本變量和法治水平變量之間的相關系數最高，達0.7423，而所有解釋變量之間的方差膨脹因子（variance inflation factor，VIF）值均小于5，因此，不存在嚴重的多重共線性，可以進行后續的面板回歸分析。

2.3 描述性統計

全部41 個樣本國家的變量描述性統計結果見表3。

表3 變量的描述性統計Tab.3 Descriptive statistics of variables

本文重點關注核心解釋變量-閑暇比例，其在樣本國家全部年份中的分布范圍在0.56～0.72之間，其平均值和中位數均為0.66，相當于平均每天中有2/3時間即16小時為工作和受教育之外的閑暇時間。若假設正常情況下平均每天有8小時睡眠時間，則總體樣本中平均每天的可支配閑暇時間為8小時。

圖1 展示了各國歷年平均的時間配置比例，韓國的閑暇比例最低，僅58.54%，是因為其在工作和教育上都很“拼”，兩者時間比例排名分別為第4（僅次于中國、新加坡、馬來西亞）和第10?！氨挤拧钡陌臀骱汀袄寺钡姆▏e暇比例超過70%，位居前兩名；不同的是，前者主要因教育時間偏少（教育時間比例倒數第7），而后者主要因工作時間偏少（工作比例倒數第4）。中國的閑暇時間比例為65%，接近各國平均水平，然而，這伴隨著最長的工作時間（唯一超過27%的國家）以及第3低的教育時間（僅高于印度和孟加拉國）。而印、孟兩國閑暇時間比例偏高，最主要是源于其教育時間最少，盡管其工作時間較長。相反，主要的英裔發達國家美國、澳大利亞、新西蘭、加拿大、英國的閑暇時間比例則偏低，這主要是源自其教育時間較長（分列第1、第2、第4、第7和第9位）。

圖1 各國歷年平均的時間配置比例Fig.1 The average time allocation ratio for each country over the years

圖2 進一步呈現出各國時間配置的分布以及3 種時間配置之間的關系。圖2 中有6 個極值國家——工作時間最長的中國和最短的德國，教育時間最長的美國和最短的孟加拉國，閑暇時間最長的巴西和最短的韓國。圖2 中3 條輔助線EE、EW、EL分別代表全體樣本國家教育時間比例、工作時間比例、閑暇時間比例的均值線，它們將坐標空間劃分為6 個象限：Ⅰ象限-較高教育低工作高閑暇，Ⅱ象限-高教育較低工作低閑暇，Ⅲ象限-高教育高工作低閑暇，Ⅳ象限-較低教育高工作低閑暇，Ⅴ象限-低教育較高工作高閑暇，Ⅵ象限-低教育低工作高閑暇。值得注意的是，教育時間長且工作時間短的Ⅰ、Ⅱ兩個象限無一例外地全是發達經濟體，同時，只有7個發達經濟體（占比不到30%）落在這個區域之外，由此可見，絕大部分發達經濟體的時間配置都表現為高教育低工作的典型特征，這可能得益于經濟發展后期人力資本要素對簡單勞動要素的替代，換句話說，勞動質量取代并超越了勞動數量對經濟增長的作用。另外，發展中經濟體則散布于其他4 個象限，并沒有表現出典型的時間配置分布特征。最后，時間配置的分布也較大程度上表現出文化地理上的差異性，例如，除南非外，盎格魯-撒克遜國家均位于Ⅱ象限；而Ⅰ象限全部為歐洲大陸國家；除意大利外，Ⅵ象限全部為西-葡語系國家，這可能是因為這些國家經濟結構單一，依賴少數行業或出口產品，且低技能勞動是低收入群體的主要收入來源，所以這些國家的人們可能更傾向參與勞動力市場而非追求更高的教育程度，從而導致工作時間長、教育和閑暇時間較低；所有西-葡語系國家全部位于圖中左半部分（Ⅵ象限和Ⅳ象限），說明該類國家普遍不太重視教育；而除日本外，中-印文化國家全部位于圖中上半部分（Ⅲ象限、Ⅳ象限、Ⅴ象限），說明該區域國家幾乎都是“工作狂”。

圖2 各國工作、教育、閑暇時間的三維平面Fig.2 Three-dimensional plane of working time,education time,and leisure time in each country

3 全樣本面板回歸的結果分析

3.1 計量方法

本節采用的樣本是41 個國家15 年的面板數據。首先，Hausman 檢驗結果顯著拒絕原假設（Hausman統計量的值為20.54，p值為0.0085），這表明模型應選擇固定效應模型。虛擬變量法（least squares dummy variables regression，LSDV）進一步考察是否存在個體固定效應，結果在1%顯著水平下拒絕原假設，即存在個體效應，不應使用混合回歸。再進一步檢驗年度虛擬變量的聯合顯著性，結果在1%水平下顯著拒絕“無時間效應”的原假設，認為在模型中應當考慮年度效應。綜上，應該選用雙向固定效應方法進行估計。

其次，本文基于Wooldridge 檢驗、Wald 檢驗、Pesaran 檢驗檢驗研究使用的面板數據是否滿足最小二乘法（ordinary least square，OLS）估計的無自相關、同方差、截面不相關3 個假定條件，檢驗結果發現數據存在組內自相關、組間異方差、組間同期相關等問題。此時，固定效應模型的估計結果不再有效?？尚械膹V義最小二乘法（feasible generalized least squares，FGLS）可以克服這些問題，提高面板回歸的有效性。然而，在面板數據的時間數T小于截面數N的情況下，FGLS 估計參數的標準差并不能夠完全反映其變異情況。面板校正標準誤（panelcorrected standard errors，PCSE）方法在保留OLS 估計參數的基礎上對其標準差進行修正，是FGLS 的一種替代方法，能夠更加準確地對面板數據進行回歸估計。雖然本文總樣本的截面數N大于時間數T，但相對而言，N并沒有足夠巨大、T也沒有足夠短小到成為一般“短而寬”意義上的短面板數據。為檢驗回歸結果對于估計方法的敏感性，本文同時運用FGLS 和PCSE 進行估計，如果估計結果相似，則說明模型具有較好的穩健性。此外，本文還基于DM 檢驗進行了內生性檢驗，結果顯示p=0.4945，無須采用工具變量法或動態面板的估計方法。

綜上所述，本節采用PCSE和FGLS兩種估計方法確?；貧w結果的穩健性，使用軟件Stata 16.0對前述4 個面板模型進行回歸。此外，為了剔除不同變量的量綱差異，并使得各變量的面板數據更具組間可比性和跨期可比性[42-45]，本文對解釋變量和控制變量進行了標準化處理（被解釋變量已經是對數形式，故不再進行標準化）。

3.2 結果分析

表4 報告了全樣本中4 個模型的PCSE 和FGLS兩種估計方法的結果。首先考察核心解釋變量。模型1 表明，閑暇時間比對經濟增長呈現出非常顯著的負面影響，并且系數高達-0.494，意味著閑暇時間比例增加1 個標準差，將使對數人均GDP 增長率減少0.5%（此處的%為增長率的單位），也即人均GDP 增長率下降64%（此處的%為增長率的降幅），因此，這種影響是相當可觀的。

表4 全樣本面板回歸檢驗結果Tab.4 Results of full-sample panel regression tests

接下來考察閑暇時間比對經濟增長的作用是否存在非線性特征，模型2中加入了閑暇時間比的二次項，結果表明，閑暇時間比的一次項和二次項都很顯著，前者為負，后者為正，可見，閑暇時間比對經濟增長的影響呈現出U形的非線性特征，證實了H1。

為了考察閑暇時間比的區間效應，模型3 將全部樣本的實際閑暇時間比按照四分位數劃分為4個區間，在模型1 的基礎上相應地增加了3 個代表閑暇時間比區間的虛擬變量。結果發現，相對于參照區間（閑暇時間比最高的區間）而言，閑暇時間次高區間的人均GDP 增長率平均要高出34.8%，且這個差別在統計上非常顯著；閑暇時間最低區間的經濟增長率雖比參照區間平均高出35.5%，但在統計上不顯著；閑暇時間次低區間的經濟增長率略低于參照區間，且不顯著。上述發現也進一步驗證了閑暇時間與經濟增長的非線性特征。

最后，模型4 考察了人力資本指數在閑暇時間與經濟增長的關系中的調節效應。從交叉項的回歸結果可以看出，人力資本指數非常顯著地正向調節了閑暇時間與經濟增長之間的負向關系，人力資本指數每增加一個標準差，閑暇比例與對數人均GDP 增長率之間的負斜率將回升0.275 個單位；考慮到模型4 中閑暇比例主效應的系數為-0.246（雖不顯著），這意味著，人力資本指數最高的那10%的國家，其閑暇時間與經濟增長的關系很可能是正向的。由此，驗證了本文的H2。

控制變量方面，作為控制變量的人力資本指數在模型1 至模型3 中均為負，而在考慮其調節效應的模型4 中為正，但是所有模型的結果在統計上都不顯著；所有模型中生育率對經濟增長的總體影響均為正，但除模型4 外，通常都不顯著；政府規模在模型1 和模型2 中為正，在模型3 和模型4 中為負，但是在統計上和經濟上均不顯著，因此，上述3個變量都需要進一步考察后文的異質性分析。貿易水平在所有模型所有估計中基本都非常顯著，法治水平在所有模型的多數估計中都顯著，而且兩者都全部為正向，說明研究期內全球化和法治建設是推動經濟增長的重要因素。最后，通脹率在所有模型和估計中均為負，但在統計上和經濟上均不顯著，說明它對全部樣本國家的經濟增長的影響并不明顯。

4 分組樣本的異質性分析

4.1 按經濟發展水平分組的異質性分析

本節將對發達經濟體（24 個國家）樣本和發展中經濟體（17 個國家）樣本分別進行估計。由于分樣本的橫截面數量較少，平方項代表的非線性關系可能存在隨機因素和不確定性，而如果進行區間估計，則每個區間的樣本過少，因此，在分樣本研究中放棄模型2和模型3，只進行模型1和模型4的估計。

對于發達經濟體樣本，首先，進行方差膨脹因子檢驗，所有變量的VIF 值均小于5，不存在多重共線性。其次，根據Hausman檢驗，Hausman統計量的值為11.45，p值為0.1774，不能拒絕固定效應與隨機效應估計系數不存在顯著差異的原假設，應選擇隨機效應模型進行估計，和上節處理方法相同，也采用PCSE方法和FGLS方法進行估計。和全樣本的情況類似，兩種方法得到的結果大同小異，為簡潔起見，分樣本研究中將僅報告PCSE 估計的結果①后文不再對其他樣本的統計量檢驗、模型和估計方法選擇一一贅述，如有需要，可向筆者索取。（表5）。

表5 按經濟發展水平分組的異質性分析Tab.5 Heterogeneity analysis by economic development level grouping

首先考察模型1中閑暇時間對經濟增長的直接影響。從前文的描述性分析看，韓國和新加坡可以視為發達經濟體的兩個異常樣本，他們作為二戰后亞洲新興的發達國家，其閑暇時間不僅遠遠短于其他發達經濟體，而且在所有經濟體中居最短之列（倒數第1和第3），工作時間不僅遠遠長于其他發達經濟體，而且在所有經濟體中居最長之列（第2和第4）；此外，新加坡的教育時間還低于所有經濟體的平均水平，而韓國的人均GDP則在發達經濟體中位居末列。因此，本文首先分析了全部發達經濟體，然后剔除韓國樣本，繼而又剔除新加坡樣本。如筆者預期，在發達經濟體中，閑暇時間對經濟增長的回歸結果對上述兩個異常樣本比較敏感，在未剔除樣本中，閑暇時間呈現非常顯著的負面影響，剔除韓國后變為正面影響但不顯著，再剔除新加坡后則變成顯著的正面影響。而發展中經濟體的閑暇時間對經濟增長則呈現顯著的負面影響。

由此可見，閑暇時間對經濟增長的影響并非線性，在發展水平不同的經濟體中存在明顯的異質性，這對于全樣本的結果是一個重要的補充。根據前文的描述性分析，發展中經濟體閑暇時間的增加不僅擠出了工作時間，也擠出了教育時間，不僅不能積累人力資本以提高生產率，而且人力資本的缺乏還使其人民不自覺地將閑暇時間多用于對長期經濟增長無益的消極或中性閑暇，因此，閑暇增加對經濟增長主要表現為替代效應。而發達經濟體閑暇時間的增加只是擠出了工作時間而未減少教育時間，后者通過人力資本積累對生產率的促進作用部分抵消了前者對經濟增長的替代效應，而且，較高的人力資本賦存使其人民不自覺地將閑暇時間多用于對經濟增長有益的積極閑暇，因此，閑暇時間對經濟增長主要呈現出正面影響。

進一步考察閑暇質量對經濟增長的作用，即人力資本在閑暇時間與經濟增長關系中的調節效應。由模型4 可見，人力資本的調節作用在發達經濟體和發展中經濟體之間同樣存在較明顯的異質性。無論是哪一種發達經濟體樣本，人力資本在統計上和經濟上都表現出顯著的正向調節效應，調節系數高達0.579～0.769之間，促進了閑暇時間對經濟增長的正面影響。而對發展中經濟體而言，人力資本的調節系數雖然也為正，但很小，統計上亦不顯著，可以認為不存在調節效應。再考察人力資本作為控制變量對經濟增長的直接影響，其表現出與上述類似的異質性，發達經濟體中這種影響正面、顯著且強烈，而發展中經濟體中則基本沒有影響（系數雖為正，但較小且不顯著）。因此，對發達經濟體的整體而言，確實存在“優質閑暇”的作用，對經濟增長產生積極影響。

接下來考察其他控制變量。生育率對經濟增長無論在統計上還是經濟上都有顯著影響，其中，對發展中經濟體為負向影響，而對發達經濟體則為正向影響；筆者查閱了數據①數據來自WDI 數據庫：https://data.worldbank.org.cn/indicator/SP.DYN.TFRT.IN?most_recent_year_desc=true.，24 個發達經濟體的生育率除新西蘭為2.03%外，其他普遍低于2%，而17個發展中經濟體僅有3個經濟體（中國、泰國、智利）的生育率低于2%；可見，發達經濟體由于生育率過低，導致老齡人口撫養比高，抑制了經濟增長。提高生育率有助于促進經濟增長，而發展中經濟體則由于生育率過高，導致少兒人口撫養比高，也抑制了經濟增長，降低生育率有助于促進經濟增長。因此，從有利于經濟增長的角度看，生育率既非越高越好，也非越低越好，發達經濟體和發展中經濟體的生育率分界點2%大致可以視為合理的生育率，也與國際公認的世代更替生育率（2.1%）①周文.人口轉變過度論——人口負增長下對傳統人口轉變理論的再思考[J].人口與經濟,2023(3):85-99.不謀而合。貿易水平在表4的所有樣本和模型中對經濟增長均為正向影響，且在統計上和經濟上顯著。法治水平亦正向影響發展中經濟體和發達經濟體的經濟增長，但在發達經濟體（各種樣本）的模型1 中這種影響不顯著。對于發達經濟體（無論何種樣本）而言，政府規模對經濟增長的影響都顯著為負，而對發展中經濟體而言，這種影響為正，但在統計上和經濟上均不顯著。最后，通脹率僅在模型1中，對發展中經濟體和全部發達經濟體樣本的經濟增長具有統計上顯著但經濟上微弱的負面影響，在其余樣本和模型中則沒有顯著影響。

4.2 按文化地理分組的異質性分析

表6 匯報了按文化地理分組的異質性分析結果。模型1中，在中-印文化國家和西-葡語系國家，閑暇時間與經濟增長之間存在非常顯著的負效應，尤以西-葡語系國家的負效應更為強烈；盎格魯-撒克遜國家的閑暇時間對經濟增長也呈現負效應，但統計上并不顯著。而歐洲大陸國家則與其他地區完全相反，閑暇時間對經濟增長存在非常顯著的正效應，其強度與西-葡語系國家的負效應強度相若，根據前文的描述性分析，這兩個區域的共同特點都是閑暇時間長于其他區域，然而其區別在于，歐洲大陸國家是因為工作時間最短，而西-葡語系國家則是因為教育時間最短，因此，兩者的閑暇時間對經濟增長的迥異表現，可能隱喻著人力資本在其中起著調節作用。

表6 按文化地理分組的異質性分析Tab.6 Heterogeneity analysis by cultural geographic grouping

因此，進一步考察模型4 中人力資本對閑暇時間和經濟增長關系的調節效應。值得注意的是，中-印文化國家人力資本的調節效應不顯著，甚至還表現為輕微的負效應；而其他3 個地區都呈現出非常顯著的正向調節效應，且強度不小，交互項系數均在0.5 以上，由低到高依次為歐洲大陸國家、西-葡語系國家、盎格魯-撒克遜國家。模型4中，聯合考察閑暇時間的主效應和人力資本的調節效應，歐洲大陸國家兩者都為正向且在統計上和經濟上都很顯著，說明數量閑暇和質量閑暇都對歐洲大陸的經濟增長產生了積極的推動作用；西-葡語系國家、盎格魯-撒克遜國家均有統計上和經濟上非常顯著的正向質量閑暇效應，而且數量閑暇的效應都為負，不過，后者的這一效應較小且不顯著，而前者的這一效應較大且顯著，因此，質量閑暇效應和數量閑暇效應相疊加，盎格魯-撒克遜國家的綜合效應很可能是正的，而西-葡語系國家則可能不足以為正。

作為控制變量，人力資本對盎格魯-撒克遜國家的經濟增長存在顯著且強烈的正面影響，但在其他3個地區其影響基本為負但不顯著，根據前文的描述性分析，盎格魯-撒克遜國家幾乎都位于Ⅱ象限，教育時間最長，而工作時間也高于歐洲大陸國家，這可能是其人力資本對經濟增長起促進作用的原因。

其他控制變量中，生育率對4 個區域的經濟增長都有顯著影響，其中，中-印文化國家和西-葡語系國家為負向影響，而歐洲大陸國家和盎格魯-撒克遜國家則為正向影響，前兩者多數為高生育率的發展中經濟體，而后兩者則絕大多數為低生育率的發達經濟體，因此，此處的結果與前文按經濟發展程度分組回歸的結果基本相恰。法治水平對各個區域的經濟增長都有顯著影響，然而在盎格魯-撒克遜國家是負面影響，其他區域則都是正面影響，這是否說明海洋法系不利于經濟增長還有待進一步研究。政府規模對西-葡語系國家和盎格魯-撒克遜國家經濟增長的影響在統計上和經濟上均不顯著；對中-印文化國家的影響為正，雖在統計上不顯著，但系數在0.17 左右；對歐洲大陸國家的影響顯著為負，系數在-0.22 以下，上述結果與前文是相互印證的，表明政府規模對經濟增長可能是中性的。貿易水平對所有區域的經濟增長都表現為促進作用，盡管在歐洲大陸國家統計上不顯著（但系數不低），這進一步印證了前文的結果，這對當下的貿易保護主義逆流提供了一個駁斥的證據。最后，通脹對各區域的經濟增長基本為輕微的負面影響，但僅有盎格魯-撒克遜國家顯著。

5 結論與討論

5.1 研究結論

綜合全樣本分析和異質性分析的結果，本文主要有以下3點發現。

第一，閑暇時間與經濟增長之間存在一定的非線性特征。對于全樣本整體而言，一國的閑暇時間與經濟增長成反比，閑暇時間的增加將造成經濟增長率的下降；但這種下降并非線性，而是呈現出U形的非線性趨勢；從閑暇時間的不同區間來看，閑暇時間次高區間（0.6608～0.6855）的國家經濟增長率明顯較高，比閑暇時間最高區間（0.6855～0.7184）的國家平均要高出34.8%。發達經濟體的閑暇時間對經濟增長則呈現顯著的正面影響，而發展中經濟體則呈現顯著的負面影響，印證了前人文獻中兩國比較研究的結果，同時，也進一步說明閑暇時間對于經濟增長的影響并非線性。中-印文化國家和西-葡語系國家的閑暇時間與經濟增長之間存在著一種明顯的負相關關系，尤其是在西-葡語系國家中這種負效應更為顯著。然而，與之相反的是，歐洲大陸國家與其他地區存在截然相反的情況。在歐洲大陸國家，閑暇時間對經濟增長產生非常顯著的正效應，且其強度與西-葡語系國家的負效應強度相當。這一觀察結果可以在兩個文化背景之間以及相關經濟特征之間找到解釋。一方面，大部分中-印文化國家往往強調勤奮工作和經濟競爭力，閑暇時間可能被視為浪費時間或缺乏效率。這種價值觀可能導致人們在閑暇時間里更加專注于工作，從而減少了他們對休息和娛樂的投入。結果就是，人們在這些國家中可能會更少地享受休閑活動，這對于個人的心理和社會互動可能產生一定的負面影響。另一方面，雖然西-葡語系國家閑暇時間長，但閑暇質量較低，更多地表現為閑暇的負外部性。而歐洲大陸國家在價值觀和文化上可能更加注重平衡和生活質量。在這些國家中，人們更傾向于在閑暇時間里尋找個人興趣和娛樂活動。這種積極的態度可能有助于提高生活滿意度和創造力，進而對經濟增長產生積極影響。人們在休閑時間里能夠充分放松和“充電”，從而提高工作效率和創新能力，最終促進經濟的發展。

第二，整體而言，人力資本對閑暇時間與經濟增長的關系存在調節作用，數量閑暇一旦與人力資本相結合（即質量閑暇）很可能促進經濟增長。除了發展中經濟體樣本和中-印文化國家樣本中調節效應不顯著之外，其他所有樣本中人力資本都對數量閑暇與經濟增長之間的關系存在顯著的正向調節。人力資本高的國家，其居民的閑暇時間更可能是有質量的閑暇，即對經濟增長而言有益的積極閑暇，例如閱讀、思考、運動、小發明，因此，閑暇時間的增加更有可能促進經濟增長；反之，人力資本低的國家，其居民的閑暇時間更可能是中性甚至消極的閑暇，例如無所事事、沉迷網絡、酗酒，從而閑暇時間的增加可能會抑制經濟增長。這提示我們，未來可以詳細考察各國閑暇活動內容和時間分配上的差異，從而進一步揭示人力資本調節作用的具體機制。不過，本文中對此也有一些隱喻的旁證。例如在閑暇時間對經濟增長的主效應分析中，歐洲大陸國家存在非常顯著和強烈的正效應，西-葡語系國家則有非常顯著和強烈的負效應，這兩個區域的閑暇時間都長于其他區域，然而前者是因為工作時間最短，后者則是因為教育時間最短，因此，兩者閑暇時間對經濟增長的迥異表現，可能也隱喻著人力資本在其中起著調節作用。又如人力資本作為控制變量對經濟增長的直接效應，僅在發達經濟體樣本尤其是盎格魯-撒克遜國家樣本中顯著、強烈且正面，原因可能在于該區域教育時間最長，而工作時間也高于歐洲大陸國家。

第三，某些控制變量對經濟增長存在重要的影響。在所有樣本幾乎所有模型中，貿易水平都對經濟增長存在顯著的正面影響，可見，貿易水平是促進經濟增長的一個非常穩健的因素，這為維護全球化、反擊貿易保護主義提供了一個有利的證據。法治水平在所有樣本大多數模型大多數估計中都對經濟增長有顯著影響，然而在盎格魯-撒克遜國家為負面影響，而其他樣本均為正面影響，這是否意味著海洋法系不利于經濟增長，還有待進一步研究來確認。生育率對經濟增長的影響具有明顯的異質性，在全樣本中的影響基本不顯著，但在發達經濟體以及歐洲大陸國家和盎格魯-撒克遜國家分樣本中有顯著的正面影響，而在發展中經濟體以及中-印文化國家和西-葡語系國家分樣本中有顯著的負面影響，因此，發達經濟體和發展中經濟體生育率的分界點2%可能是對經濟增長較合理的生育率。政府規模對經濟增長的影響在全樣本、發展中經濟體樣本以及西-葡語系國家樣本、盎格魯-撒克遜國家樣本中統計上和經濟上均不顯著，但在發達經濟體樣本和歐洲大陸國家樣本中有統計上和經濟上均顯著的負面影響，在中-印文化國家樣本中有統計上不顯著但系數不低的正面影響，以上說明整體上政府規模對經濟增長而言可能是中性的。至于通脹率對經濟增長的影響，除了盎格魯-撒克遜國家顯著為負之外，其他國家基本上不顯著。

5.2 政策含義

本文基于3大研究結論提出以下幾點一般性政策建議。首先，平衡工作時間和休閑時間很重要，盡管增加閑暇時間可能會對經濟增長產生負面影響，但過度的工作時間也可能導致效率下降和員工疲勞，進而對經濟產生不利影響。根據研究結論，在閑暇數量方面，長期來看，各國可以將其閑暇時間比例逐步調整到0.6608～0.6855 的最優區間。同時，為了讓人們更好地平衡工作和閑暇時間，政府和企業可以推動靈活的工作時間安排，例如強調彈性工作制度、遠程工作和調整工作時間的政策。這樣可以幫助人們更好地規劃和利用閑暇時間，從而提高閑暇時間的質量和對經濟增長的積極影響。

其次，政府需要重視閑暇質量的影響，優質閑暇對經濟增長具有重要作用。因此，在閑暇質量方面，政府應該重視人力資本的培養和發展，特別是在發展中經濟體和中-印文化國家中，因為這些地區的人力資本對閑暇時間與經濟增長的關系調節效應較弱。政府可以增加對教育系統的投資，提供更好的教育資源和機會，以提高人力資本水平。此外，政府可以通過宣傳、教育等方式鼓勵和支持人們參與有質量的閑暇活動，如閱讀、文化藝術、運動和創造性的活動。通過提供相應的設施和資源，以滿足人們對休閑活動的需求，促進人們的個人興趣和創造力的發展，從而增強閑暇時間對經濟增長的積極影響

除此之外，為了促進各國經濟增長，在貿易方面，因為貿易水平對經濟增長具有顯著的正面影響，各國政府應致力于維護全球化和自由貿易的環境。這包括推動貿易自由化、降低貿易壁壘、簽訂貿易協定等。通過擴大國際貿易，可以促進經濟的增長和繁榮。在法治建設方面，因為法治水平在大多數樣本中對經濟增長有顯著影響，各國政府應致力于加強法治建設，確保法律的透明、公正和可靠性。這有助于提供穩定的法律環境，吸引投資、促進創新和經濟活動。在人口政策方面，政府可以通過實施合適的人口政策，鼓勵生育率合理地控制在對經濟增長的有利范圍內，即將生育率調整到2%左右。在政府規模的管理方面，政府規模對經濟增長的影響在全樣本中不顯著，但在一些樣本中可能存在負面影響。因此，政府應進行審慎管理和控制，避免政府規模過大對經濟活動和市場產生不必要的干擾。同時，對于發達經濟體和歐洲大陸國家等地，政府可以考慮適度的支出和投資，以促進經濟增長和公共服務的提供。

最后，對于中國而言，本文的結論可以提供以下啟示。根據研究結論，全樣本中閑暇數量對經濟增長的影響呈現U 形的非線性特征，而在異質性分析中，中國所在的發展中經濟體以及中-印文化國家組，其閑暇數量對經濟增長均呈現非常顯著的負向影響，因此，中國大概率位于U 形的左側，即增加閑暇數量將不利于經濟增長，這與文獻中對中國的專門研究的結果是相互印證的，因而，研究期暫不適合采用繼續增加閑暇數量的“2.5”政策。那是否意味著需要采用延長工作時間的“996”政策呢？亦非如此。首先，中國的工作時間在樣本國家中已經是最長的；其次，中國所在的發展中經濟體以及中-印文化國家組，人力資本并沒有發揮出對閑暇數量與經濟增長關系的調節作用，而除此之外的所有樣本中均呈現非常顯著的正向調節作用，這意味著，限制中國經濟增長的并非工作時間不足，而是教育時間不足，后者使得中國整體的閑暇質量不高，不能通過有益的優質閑暇活動推動經濟的增長。綜合上述，本文對中國的政策含義是：既不“996”也不“2.5”，保持閑暇時間比例不變，減少工作時間比例從而增加教育時間比例，既提升人力資本直接推動經濟增長，也通過人力資本改善閑暇質量從而間接推動經濟增長；此外，還可在不改變閑暇時間總量的情況下實行錯峰休假，并不斷落實已有的帶薪休假政策。