□ 周 苑

隨著國家經(jīng)濟社會發(fā)展和公眾閑暇時間的日益增多，有關(guān)閑暇活動與社會資本的研究受到了學者的廣泛關(guān)注。凡伯倫在《有閑階級論》一書中道明了不同社會階級所參與的不同生活休閑方式，而社會資本背后往往與社會階級有著密切的聯(lián)系，即所謂閑暇活動的選擇對于社會資本的上升或下降有著顯著的影響。美國社會學家普特南(Putnam)通過對美國保齡球社團的研究，發(fā)現(xiàn)打保齡球的人多了，可是保齡球組織卻變少了，人們更傾向于獨自打保齡球。普特南以美國社會團體數(shù)量的減少揭示出了美國社會資本存量的下降。［1］然而，這些研究大多停留在理論層面，很少有定量的實證研究。在這一背景下，本研究將運用International Social Survey Programme(ISSP)于2007年就有關(guān)“閑暇時間與運動”主題所做的調(diào)查數(shù)據(jù)庫，通過量化分析，希望能夠?qū)﹂e暇活動與社會資本的關(guān)系做更進一步的研究解釋，并試圖在厘清閑暇活動與社會資本關(guān)系的基礎(chǔ)上，反思與社會資本有關(guān)的理論與現(xiàn)實問題。

一、文獻回顧

要梳理社會資本與閑暇活動兩者的關(guān)系，首先需要對這兩個概念有清晰的了解。所謂社會資本的概念自布迪厄提出以來，得到了科爾曼、普特南、福山等人的發(fā)展，形成了較為全面的社會資本理論。通常意義上的社會資本是指社會資源的集合體，這些資源與社會網(wǎng)絡(luò)有著緊密的聯(lián)系。從具體研究而言，社會資本主要被歸納為社會信任和社會參與兩個維度，本文也主要沿著這兩個維度展開對社會資本的操作化分析。閑暇活動一般存在著內(nèi)容指向與性質(zhì)指向兩種分類標準。前者如書畫、收藏、棋牌、看電視、聽音樂等。［2］后者主要包括社交性活動、藝術(shù)性活動、康樂性活動、流動型活動、自我中心型活動、自我設(shè)計型活動等。［3］

目前針對閑暇活動的研究主要集中于閑暇活動的影響因素分析，有關(guān)閑暇活動與社會資本關(guān)系的直接 研 究 很 少。如Bauman et al．［4］、Downward［5］、Humphreys and Ruseski［6］、Su－Yen Chen ＆ Yang－Chih Fu［7］、Wicker et al．［8］、王梅香與江澤群［9］等學者從微觀入手，分析了年齡、教育、收入、婚姻狀況、家庭組成、職業(yè)等個體因素對于居民閑暇活動的影響;Van Tuyckom［10］、Humphreys and Ruseski［11］等人則從宏觀方面分析了GDP、國家對健康的投入、政治穩(wěn)定、政府管理、法律等因素對于居民閑暇活動的影響分析。此外，Brad Humphreys，Katerina Maresova ＆ Jane Ruseski［12］采用綜合的視角，對國家及個人因素在閑暇活動中的交互作用進行了研究。

在專門針對閑暇活動與社會資本的關(guān)系研究中，M．Lindstr ¨om 等人在2003年的一項研究中將社區(qū)構(gòu)成作為社會資本的維度，通過研究發(fā)現(xiàn)社區(qū)構(gòu)成越是多元化，其居民閑暇活動的參與度就越強。［13］隨后，M．Lindstr ¨om 又在2011年的一項研究中將社會信任作為因變量，考察了社會資本(社會網(wǎng)絡(luò)、社會參與)對閑暇活動參與的影響，結(jié)果顯示這兩者之間存在顯著影響。［14］W．Kerry Mummery 等人通過對澳大利亞昆士蘭1278 名被調(diào)查者的研究，對社會資本的社會網(wǎng)絡(luò)、社會支持、社會參與這三個維度計算綜合指數(shù)，研究發(fā)現(xiàn)，社會資本綜合指數(shù)的高低與人們的閑暇活動參與度成正相關(guān)，即社會資本較低者，較不會參加閑暇活動。［15］韓國Lee Hong－Goo 博士關(guān)于“大眾體育與社會網(wǎng)絡(luò)和社會支持關(guān)系的研究”，得出了“參加大眾體育能促進社會網(wǎng)絡(luò)的改善和社會支持的提高”的研究結(jié)論。［16］于永慧用網(wǎng)絡(luò)規(guī)模、關(guān)系強度、緊密度這三個社會網(wǎng)絡(luò)變量與閑暇活動做分析，結(jié)果發(fā)現(xiàn)大眾體育與社會網(wǎng)絡(luò)的網(wǎng)絡(luò)規(guī)模、關(guān)系強度、緊密度的相關(guān)關(guān)系具有顯著性。［17］

根據(jù)以上文獻綜述，我們可以發(fā)現(xiàn)，目前學界針對閑暇活動影響因素的分析，要么著眼于微觀因素(如性別、職業(yè)、年齡、收入等)，要么著眼于宏觀因素(如經(jīng)濟、政治與法律等)，這些分析過程過于直觀簡單，并未能挖掘出與閑暇活動參與相關(guān)的更深層次的影響機制，如社會網(wǎng)絡(luò)、社會資本的作用。因而，將社會資本與閑暇活動二者進行相關(guān)分析有著重要的學術(shù)意義。然而現(xiàn)有針對二者關(guān)系的研究也還存在一些不足:首先，現(xiàn)有研究(如M．Lindstr ¨om 在2003 與2011年的研究)主要通過論證個人社會資本的強弱來判斷其閑暇活動的參與程度，并沒有論證不同性質(zhì)閑暇活動參與對于社會資本獲得之間的反向影響，因此已有研究還主要是單向度討論。其次，已有關(guān)于社會資本與閑暇活動兩者關(guān)系的研究主要停留于通過簡單的相關(guān)分析證明社會資本與閑暇活動之間存在正相關(guān)關(guān)系，而沒有嘗試進行相應(yīng)的回歸分析，缺乏對二者之間影響關(guān)系的數(shù)量分析，從這一角度而言已有研究定量分析的深度還不夠?；诖?，本文擬對ISSP 2007①ISSP(國際社會調(diào)查項目)是一個跨國合作調(diào)查項目，成立于1984年，是自發(fā)的非政府非盈利學術(shù)組織，每年做一次調(diào)查，旨在推動社會科學研究的標準化和國際化，協(xié)調(diào)跨國跨地區(qū)的聯(lián)合項目，建立共享的社科數(shù)據(jù)庫。該國際調(diào)查項目旨在通過多國比較，對全球性社會問題進行調(diào)查分析，合作型的調(diào)研項目能夠有效利用多方資源，得到較為全面可靠的數(shù)據(jù)資料，是進行多國比較研究的重要實證資料。數(shù)據(jù)庫進行相關(guān)數(shù)據(jù)的二次挖潛，通過回歸分析論證閑暇活動參與對于社會資本獲得之間的反作用，即具體分析不同性質(zhì)閑暇活動對于社會資本的不同作用機制，并以此為基礎(chǔ)試圖通過閑暇活動這一嶄新的視角來發(fā)掘社會資本的新特性。

二、數(shù)據(jù)來源與研究假設(shè)

ISSP 2007 數(shù)據(jù)庫是國際社會調(diào)查項目在2007年針對“閑暇時間與運動”的一個全球性專題調(diào)查，調(diào)查涉及34 個國家，涵蓋發(fā)達國家、發(fā)展中國家等國家類型，平均每個國家調(diào)查1000 人左右，采用自填問卷法與當面訪問法進行資料收集。問卷主要由閑暇運動內(nèi)容與滿意度、閑暇時間與工作生活的聯(lián)系、閑暇運動的功能、閑暇運動的社會性質(zhì)、公民社會政治參與、閑暇時間的社會決定因素等若干模塊組成。該調(diào)查在各個國家均采用嚴格的多層抽樣的方式進行調(diào)查，反饋的數(shù)據(jù)結(jié)果較為科學。

本研究主要提取了ISSP 2007 數(shù)據(jù)庫中與社會資本、閑暇活動相關(guān)的問題。根據(jù)普特南對社會資本核心概念的界定，所謂“社會資本”主要是指社會參與和社會信任，社會參與指的是人們參與各個社團的情況，社會信任則是指人們對他人的信任程度。鑒于該問卷與數(shù)據(jù)庫中“社會參與”和“社會信任”這兩個維度的問題都能較為容易地抽取到，本研究也因此將社會資本分解為社會參與及社會信任兩個維度，并分別進行操作化。

本研究主要圍繞兩方面的問題而展開:一方面，通過相關(guān)分析判斷人們是否參與閑暇活動越積極，對于社會公眾事務(wù)的參與度也越高，同時對他人的信任感也會越強。另一方面，將通過不同閑暇活動對于社會資本的影響，驗證閑暇活動類型與社會資本的關(guān)系，并以此為基礎(chǔ)進一步檢驗閑暇活動與社會資本之間的相互關(guān)系?；诖?，本研究提出如下兩個具體研究假設(shè):

假設(shè)1:人們的閑暇活動參與度越高，社會參與度越高。

假設(shè)2:人們的閑暇活動參與度越高，對他人的信任越強。

三、統(tǒng)計過程說明與結(jié)果分析

(一)閑暇活動參與度與社會參與的關(guān)系

在ISSP2007 數(shù)據(jù)庫中第6－18 題(分別是看電視、看電影、朋友聚會等閑暇活動)，主要用于測量被調(diào)查者的閑暇活動參與情況。本研究針對這些變量的具體操作方法如下:首先，依據(jù)參與活動頻率越高分數(shù)越高的方法，將選項進行賦分轉(zhuǎn)置，依次為5、4、3、2、1。其次，采用主成分提取方法，通過因子分析從中提取出四個因子(F1、F2、F3、F4)。根據(jù)前后兩次測試，發(fā)現(xiàn)第8 題“外出購物”無法進行有效因子提取，因此將其刪除。最后對剩下的12 道題進行因子分析。KMO 值為0．775，Bartlett 球形檢驗通過，提取因子解釋力度為51．195%，整體因子提取較為理想。從表1 可以看到4 個因子的提取情況。根據(jù)因子類別，以及參考已有研究對閑暇活動的分類，本研究將這些因子分別命名為F1(觀覽型，包括看電影、參加文化活動如聽音樂會、戲劇、參與體育活動如運動、去健身房、上網(wǎng))、F2(社交型，包括親戚聚會、朋友聚會、打牌、參加體育賽事)、F3(自我設(shè)計型，包括看書、做手工)、F4(自我中心型，包括看電視、DVD、聽音樂)。在此基礎(chǔ)上，根據(jù)各公因子對應(yīng)的方差貢獻率為權(quán)數(shù)計算綜合統(tǒng)計量——閑暇活動得分(Leisure Time Score)。

表1 閑暇活動因子旋轉(zhuǎn)成份矩陣

數(shù)據(jù)庫中用來測量社會參與情況的主要是第52－56 題(分別是參與運動團體情況、參與文化團體情況、參與宗教團體情況、參與社區(qū)服務(wù)/市民團體情況、參與政黨情況)。本研究針對這些變量的具體計量方法如下:首先，按照參與頻率高低將變量重新賦分，具體方法同閑暇活動參與一樣;其次，將這些分類變量，通過公式(X－Min/Max－ Min)×100轉(zhuǎn)換成連續(xù)型變量，計算出社會參與得分(Social Participation Score)①該方法參考賈俊平編著的《統(tǒng)計學》中指標轉(zhuǎn)換方法的極值標準化方法，將數(shù)據(jù)庫中的分類變量轉(zhuǎn)換為百分制的連續(xù)型變量。。

在控制變量方面，除了年齡為連續(xù)變量，其他變量如受教育水平(第79 題)和職業(yè)聲望(第122 題)都為分類變量。本研究通過公式(X－ Min/Max－Min)×100 同樣將這些變量轉(zhuǎn)換成連續(xù)型變量并換算為教育得分(Education Score)以及職業(yè)得分(Job Score)。表2 為控制變量描述。

表2 控制變量描述(%)

在此基礎(chǔ)上，為了驗證閑暇活動參與度與社會參與度之間的關(guān)系，我們將社會參與度作為因變量，以性別、年齡、教育得分、職業(yè)得分、閑暇活動得分作為自變量進行線性回歸，以檢驗閑暇活動得分對于社會參與度的影響，可以得到1 個回歸模型(見表3)?；貧w模型結(jié)果顯示，閑暇活動參與度與社會參與度的標準回歸系數(shù)為10．795，為正相關(guān)，且顯著性檢驗都通過;R2=0．115，說明當人們的閑暇活動參與度上升的時候，人們的社會參與度也上升。同時，性別、年齡、教育得分、職業(yè)得分對社會參與也有影響，其中，性別與社會參與度呈負相關(guān)，表明了男性的社會參與度更高;年齡和職業(yè)與社會參與呈正相關(guān)，即參與者的年齡越大、職業(yè)聲望越高，其參加社會團體活動的積極性也越高。這與國外一些學者的研究(如Bauman et al．，2002;Downward，2007;Humphreys and Ruseski，2007)基本保持一致。此外，回歸模型結(jié)果還顯示教育與社會參與之間呈現(xiàn)出了負相關(guān)關(guān)系，這可能是由于受教育程度比較高的人更傾向于參加一些更為小團體化的組織，如馬云在卸任阿里巴巴CEO 后組建的“菜鳥網(wǎng)絡(luò)”，就不是一個通俗意義上的社團。這也與選項中沒有“商業(yè)社團”這一類別有關(guān)。

表3 閑暇活動參與度與社會參與度的線性回歸

根據(jù)表3 我們還可以發(fā)現(xiàn):相比以上這些變量，對社會參與作用更大的是閑暇活動參與程度，其系數(shù)幾乎是其他變量系數(shù)的10 倍。其后較有影響的是性別因素，系數(shù)只有1．583。根據(jù)問卷中對于閑暇活動的界定，我們可以發(fā)現(xiàn)大部分的閑暇活動(如朋友聚會、打牌、參加文化活動等)都需要人們加入特定的團體(如健身協(xié)會、小區(qū)文化隊等)才能開展。而參加的這些社團與問卷中對于社會參與的描述直接相關(guān)，因而兩者會存在較強的相關(guān)關(guān)系。同時，這樣的閑暇活動參與在生活中也具有現(xiàn)實意義。隨著人們參與社團組織的增加，能夠在組織中進行社會參與的可能性和主動性也會加強，這些都有利于提升他們的社會參與度。

為了進一步研究哪種類別的閑暇活動對社會參與最具影響力，我們對四種類別的閑暇活動與社會參與度做皮爾遜相關(guān)。根據(jù)表4，可以發(fā)現(xiàn)觀覽型、社交型、自我設(shè)計型這三種閑暇活動類型與社會參與度均呈正相關(guān)關(guān)系，在0．01 的顯著性水平下，相關(guān)系數(shù)依次為0．298、0．195、0．139，決定系數(shù)R2 依次為0．089、0．038、0．019。觀覽型、社交型、自我設(shè)計型這三種閑暇活動類型與社會參與度之間呈現(xiàn)正相關(guān)關(guān)系，其中的原因較好理解，因為這三種類型的閑暇活動都在一定程度上需要對外界保持開放性，與他人接觸，尤其是觀覽型和社交型的休閑活動，都是外出與他人進行互動，因而能有效提高這些閑暇活動參與者的社會參與程度。而自我中心型的閑暇活動(如在家看電視、聽音樂等)則屬于封閉型的閑暇活動，它的相關(guān)系數(shù)為－0．078，R2為0．006。這類封閉型閑暇活動與社會參與度之間存在負相關(guān)關(guān)系，這類閑暇活動的增多，不僅不能提高參與者的社會參與程度，反而在一定程度上阻礙了其與外界的聯(lián)系。

表4 四種類型閑暇活動與社會參與度的皮爾遜相關(guān)

(二)閑暇活動參與度與社會信任的關(guān)系

在ISSP2007 數(shù)據(jù)庫中，用來測量社會信任的是第57 題(總的來說，你對他人的信任程度是多少)。從有關(guān)社會信任頻數(shù)分布表中(見表5)可以看出，被調(diào)查對象認為人們通常能信任的占被調(diào)查總體的36%，認為與他人相處得小心謹慎的占被調(diào)查總體的38．6%，認為人們總是能信任和認為人們總是不可信的分別占5．7%、17．1%。由此可見，人們的信任程度總體處于一般水平。

表5 社會信任頻率分布表

為了進一步驗證閑暇活動參與度與社會信任之間的關(guān)系，我們將社會信任作為因變量，以閑暇活動參與度作為自變量進行多項無序Logistic 回歸，得到1 個回歸模型。在回歸模型中，我們以“人們總是不可信”(You almost always can’t be too careful in dealing with people)這一取值作為參照水平，對“People can almost always be trusted”(人們總是能信任，即高信任度)與“You almost always can’t be too careful in dealing with people”(人們總不能信任，即低信任度)進行比較，也可是說是每一個問題中，信任程度最高與信任程度最低的比較。

在表6 中，我們可以看到閑暇活動參與度對人們的社會信任構(gòu)成顯著性影響，顯著性檢驗都通過。其中，“人們總是能信任”、“人們通常能信任”、“與人相處得小心”三個變量的OR 值分別為2．786、3．029 與1．575，這意味著人們的閑暇活動參與度每提高一個單位，上述三個變量與“人們總是不能信任”的比值是原來兩者比值的2．786 倍、3．029 倍、1．575倍。如果把“人們總是能信任”看作信任度最高，把“人們總是不能信任”看作信任度最低，這一顯著性檢驗也就意味著，人們的閑暇活動參與度越高，其社會信任感就會越高。對于其中的原因可以解釋為:隨著人們閑暇活動參與度的增強，與人交往的機會與頻率增強，人們能夠從相處中更好地了解他人，從而提升對他人的認知和判斷力，進而提高對他人的信任感。

表6 :閑暇活動參與度對社會信任的無序多分類Logistic 回歸分析

為了進一步驗證不同類型閑暇活動參與與社會信任之間的相關(guān)性，我們對四種類別的閑暇活動F1、F2、F3、F4 與社會信任做斯皮爾曼相關(guān)分析。從表7 可以看出，觀覽型、社交型、自我設(shè)計型、自我中心型這四種閑暇活動類型與社會信任均呈負相關(guān)關(guān)系，前三者在0．01 的顯著性水平下，相關(guān)系數(shù)依次

為－．227、－．028、－．053，自我中心型和社會信任的相關(guān)性相對較弱。由于數(shù)據(jù)庫中V57 社會信任的分布是逐漸降低的，因此，隨著各類閑暇活動參與度的上升，社會信任也呈現(xiàn)出上升趨勢。其中，觀覽型閑暇活動由于需要更多地參與到社會的活動中，如聽音樂會、看電影等，同其他人的接觸更多，因此相較其他活動類型，對社會信任能夠產(chǎn)生最大的作用。而自我中心型的閑暇活動，一般都是在自己家中獨自完成，缺乏與他人的聯(lián)系，難以構(gòu)建合適的社會網(wǎng)絡(luò)，因而對提升社會信任的貢獻最小。

表7 閑暇活動各類型對社會信任的斯皮爾曼相關(guān)

(三)社會參與度與社會信任的關(guān)系

在驗證了閑暇活動參與度與社會參與度、社會信任之間的關(guān)系之后，還需要對于社會資本的兩項具體內(nèi)容“社會參與度”與“社會信任”之間的關(guān)系做進一步的驗證，以檢驗二者之間是否存在顯著關(guān)系。此處我們主要對二者進行無序多分類Logistic回歸分析。從表8 我們可以看出，社會參與度對人們的社會信任構(gòu)成了顯著性影響，顯著性檢驗都獲得通過。其中，“人們總是能信任”這一變量的OR值為1．022，這意味著人們的社會參與度每提高一個單位，認為“人們總是能信任”與認為“人們總是不能信任”的比值是原來兩者比值的1．022 倍，也就是說人們的社會信任隨著社會參與的提高逐步上升。同樣，“人們通常能信任”這一變量的OR 值為1．012、“與人相處得小心”這一變量的OR 值為1．003，我們也能得出相似的結(jié)論。如果把“人們總是能信任”看作信任度最高，把“人們總是不能信任”看作信任度最低，這一回歸結(jié)果表明社會參與度與社會信任這兩個社會資本的具體內(nèi)容，兩者之間存在著顯著的相關(guān)關(guān)系;人們的社會參與度越高，其社會信任感也會越高。此外，將社會參與度與社會信任做斯皮爾曼相關(guān)分析，我們可以發(fā)現(xiàn)，在0．01 的顯著性水平下，這二者間的相關(guān)系數(shù)為－．108(見表9)，由此可見，社會參與、社會信任作為社會資本的兩個維度，相輔相成，隨著社會參與度的增高，社會信任度也在增強;二者共同決定著社會資本的強弱。

表8 社會參與度對社會信任的無序多分類Logistic 回歸分析

四、結(jié)論與思考

本文試圖以閑暇活動參與情況為出發(fā)點，利用跨國統(tǒng)計資料，對社會資本的兩種類型——社會參與、社會信任一一進行分析，得出了人們的閑暇活動參與度與社會資本之間存在著緊密的聯(lián)系。具體結(jié)論包括:(1)人們的閑暇活動參與度越高，社會參與度也會越高。也即熱衷于參與閑暇活動的群體，其相應(yīng)的社會參與程度會提高，兩者之間存在顯著正相關(guān)。(2)人們的閑暇活動參與度越高，社會信任度也隨之增強。這是因為閑暇活動多數(shù)發(fā)生于人際互動過程之中，因而能夠擴展人際網(wǎng)絡(luò)，增強社會網(wǎng)絡(luò)的密度，縮短人際距離，從而提升人們的社會信任程度。(3)不同的閑暇活動類型對于社會參與、社會信任作用強度、向度存在差異。其中，觀覽型閑暇活動與社交型閑暇活動由于其外傾性對人們社會參與、社會信任的提升作用最為顯著，而自我中心型閑暇活動則由于其內(nèi)傾性不太利于人們的社會參與、社會信任的提升。(4)社會資本的兩個維度——社會參與及社會信任之間同樣存在正相關(guān)關(guān)系，人們的社會參與度越高，社會信任感就會越高，兩者相輔相成，共同決定著社會資本的強弱。

上述研究結(jié)論在有關(guān)社會資本的理論研究和現(xiàn)實指導方面具有一定的意義。從理論意義上來說，相對于以往研究，本研究的新穎之處主要體現(xiàn)在深化了已有關(guān)于閑暇活動與社會資本兩者辯證關(guān)系的認識，擴展了閑暇活動、社會資本研究的內(nèi)容和方向。首先，已有關(guān)于社會資本與閑暇活動的研究，主要從社會資本對于閑暇活動的影響出發(fā)，概況地討論了社會資本對于閑暇活動的影響情況(如上文提及的M．Lindstr ¨om 在2003、2011年的研究;W．Kerry Mummery2007年在澳大利亞的研究)。但是這些研究既未對社會資本的不同維度進行討論，也忽視了從閑暇活動的視角對社會資本進行考察。其次，已有針對社會資本的研究主要從社會資本的性質(zhì)、功能(如科爾曼對于社會資本類型的劃分［18］)、社會資本與社會網(wǎng)絡(luò)的關(guān)系(如邊燕杰“弱關(guān)系”理論的提出和發(fā)展［19］)、社會資本與社會階層的關(guān)系(如張文宏對于社會網(wǎng)絡(luò)階層構(gòu)成的研究［20］)等角度出發(fā)，但是唯獨欠缺從閑暇活動視角進行的分析。因此，本文的研究成果既豐富了社會資本的研究內(nèi)容，從閑暇活動的視角出發(fā)對社會資本的增長或下降做出了解釋，又從反方向討論了閑暇活動對于社會資本的作用，將閑暇活動根據(jù)性質(zhì)劃分為四種類型，探討不同類型閑暇活動對于社會資本的作用程度和方向，彌補了現(xiàn)有研究的不足。此外，在本文研究的基礎(chǔ)上，筆者認為可以提出“閑暇社會資本”的概念，即由參與閑暇活動所引發(fā)的社會參與、社會信任等的變化帶來的社會資本存量和流量的變化。同時，基于中國特殊的“關(guān)系社會”特征，中國人的行為更多受到人情、面子的影響，因而，我們可以在現(xiàn)有研究的基礎(chǔ)上，引入對中國人特有行為方式的分析，形成具有中國本土特色的閑暇社會資本研究范式。

從現(xiàn)實意義上講，本研究有關(guān)閑暇活動與社會資本內(nèi)在關(guān)系的研究，為如何改善個人的社會資本狀況提出了可行路徑。已有針對社會資本影響因素的研究認為社會資本與個體經(jīng)濟文化狀況、社會階層等因素相關(guān)，從而提出了改善個體經(jīng)濟文化水平、縮小階層差異等對策建議。本研究則通過探討發(fā)現(xiàn)了閑暇活動之于提升社會資本的重要作用。因此就本研究的實踐價值而言，要改善個人的社會資本狀況，社會個體就應(yīng)該多參與集體性的閑暇活動(如觀覽型與社交型閑暇活動)，并主動參與社團組織，分享閑暇活動網(wǎng)絡(luò)帶來的人際資源，擴大社會網(wǎng)絡(luò)范圍;就政府而言應(yīng)該提升大眾的休閑意識，進行健康休閑活動的倡導，開辟更多的閑暇活動設(shè)施和平臺，為大眾的休閑娛樂創(chuàng)造良好的設(shè)施基礎(chǔ)，引導人們通過休閑活動在提升精神生活質(zhì)量的同時，提高自身的社會資本水平。當然還需要強調(diào)的是，閑暇活動參與的背后牽涉著更復(fù)雜的階層問題，也即布迪厄的文化區(qū)隔。同時，在中國特殊的“關(guān)系社會”中，人們從家庭出發(fā)發(fā)展出不同的關(guān)系網(wǎng)絡(luò)，依照遠近次序建立社會關(guān)系，這也在一定程度上導致了階層固化。因此，通過實現(xiàn)不同階層之間的多元化的閑暇活動參與，借助閑暇活動的力量打通階層之間的隔膜，實現(xiàn)跨階層的交流和互動，從而縮小階層差異，對于提升社會底層民眾的社會資本有重要的現(xiàn)實意義。在此基礎(chǔ)上，如何提供一條可行的階層上升渠道，打破階層之間的固化局面，為人們提供一個資源自由流動的社會環(huán)境才是根本之策。

其實，社會資本的背后是社會網(wǎng)絡(luò)的構(gòu)建與維系。社會資本理論導源于對社會網(wǎng)絡(luò)的研究，社會資本是社會網(wǎng)絡(luò)運作過程中形成的一系列資源。然而本研究由于數(shù)據(jù)的局限，未能對社會資本背后社會網(wǎng)絡(luò)的具體建構(gòu)內(nèi)容做相應(yīng)的探討，只是做了相應(yīng)的關(guān)系研究。因此，后續(xù)我們可以從更精準的問題設(shè)計、分析中探尋社會網(wǎng)絡(luò)與閑暇活動內(nèi)在的聯(lián)系，從社會網(wǎng)絡(luò)中心性、密集性、相關(guān)性等方面分析具體的閑暇活動與社會網(wǎng)絡(luò)建構(gòu)之間的聯(lián)系，尋找閑暇活動過程是如何建構(gòu)并管理社會網(wǎng)絡(luò)，什么樣的閑暇活動管理著什么樣的社會網(wǎng)絡(luò)，從而對我國的社會資本情況有一個更為全面的了解，為社會網(wǎng)絡(luò)分析提供一種閑暇活動視角下的新型研究范式。

［1］李煜．文化資本、文化多樣性與社會網(wǎng)絡(luò)資本［J］．社會學研究，2001(4)．

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