周琭璐

（武漢大學(xué) 社會(huì)學(xué)院，武漢430000；樂山師范學(xué)院 法學(xué)與公共管理學(xué)院，四川 樂山614000）

一、問題提出

隨著中國從生產(chǎn)型社會(huì)向生活型社會(huì)的轉(zhuǎn)型，休閑越來越成為人們生活的重要部分，居民普遍享有的閑暇時(shí)間越來越充足，自1998年實(shí)行雙休制、2008年推行“黃金周”以及2018年將部分傳統(tǒng)節(jié)日納入法定節(jié)假日范疇，一年中法定雙休日及節(jié)假日由建國初期的59天增加至125天，對閑暇時(shí)間的法律規(guī)定為休閑提供了制度保障；隨著經(jīng)濟(jì)的發(fā)展，人民生活水平不斷提高，1993年中國人均GDP為500美元，2014年則達(dá)到7591美元，人均住房面積從1978年的不足10平方米，到2016年升至約40平方米，生活質(zhì)量地不斷提高為休閑提供了經(jīng)濟(jì)保障，有研究顯示中國居民的休閑認(rèn)同隨著經(jīng)濟(jì)的快速增長得到了顯著提高[1]。作為理解生活型社會(huì)的重要維度，休閑是個(gè)體對生存時(shí)間之外的閑暇時(shí)間的安排。在當(dāng)今社會(huì)，生活方式已成為區(qū)分人們社會(huì)性差異的重要標(biāo)準(zhǔn)，即作為生活方式重要部分的休閑越來越成為決定社會(huì)分層標(biāo)準(zhǔn)的重要因素，或者說休閑也成為社會(huì)分層的一個(gè)重要維度。

本研究以中國綜合社會(huì)調(diào)查（China General Social Survey，即CGSS）2015年的數(shù)據(jù)為樣本，對中國居民休閑的階層化機(jī)制進(jìn)行實(shí)證分析，考察階層秩序在休閑上產(chǎn)生的分層效應(yīng)，反思當(dāng)下居民休閑參與中的社會(huì)階層構(gòu)建：社會(huì)不均等發(fā)展是否給休閑打上了階層烙??？處于轉(zhuǎn)型劇變期的居民休閑參與階層化特征在不同生命歷程的代際之間是否存在差異？只有對這些問題進(jìn)行回答，才能把握中國居民休閑場域的階層化現(xiàn)狀，才能進(jìn)一步探討社會(huì)主義的制度優(yōu)勢如何在休閑場域中得到發(fā)揚(yáng)，以推動(dòng)更為有益且自由的休閑生活方式的形成。

二、文獻(xiàn)述評：社會(huì)分層與休閑

社會(huì)分層是指不同社會(huì)群體之間的關(guān)聯(lián)以及各類資源分布的不平等形態(tài)，是社會(huì)學(xué)研究的重要領(lǐng)域之一。在社會(huì)分層研究中存在多種分層維度，馬克思將對生產(chǎn)資料的占有作為分層的唯一標(biāo)準(zhǔn)，認(rèn)為經(jīng)濟(jì)狀況的分層是所有分層的本質(zhì)，從階級沖突的視角研究社會(huì)分層；韋伯將財(cái)富、聲望、權(quán)力看作社會(huì)分層的多元指標(biāo)，且提出身份群體的分類界限可以與階級的分類界限相互沖突、共存或重疊；布迪厄則將分層指標(biāo)擴(kuò)展到生活方式領(lǐng)域，認(rèn)為生活方式是獨(dú)立于生產(chǎn)分層的分層指標(biāo)，會(huì)獨(dú)立地影響個(gè)體行為選擇。之后新馬克思主義、新韋伯主義等流派對社會(huì)分層理論的發(fā)展基本都沿襲著上述思路。

中國學(xué)者從社會(huì)分層視角對休閑的實(shí)證研究頗有著述，如易茜（2014）從中國家庭動(dòng)態(tài)調(diào)查數(shù)據(jù)所做的研究指出，性別、收入、職業(yè)等社會(huì)階層指標(biāo)帶來的閑暇差異化是閑暇的社會(huì)屬性[2]；李潔（2016）用OLS模型分析指出，受教育程度、個(gè)人收入、階層等級認(rèn)同等分層因素對城市居民參與閑暇活動(dòng)時(shí)間的影響[3]。運(yùn)用地方數(shù)據(jù)所做的休閑區(qū)隔研究也占據(jù)不小比例，如蔣艷（2014）運(yùn)用杭州市的調(diào)研數(shù)據(jù)驗(yàn)證了文化程度、職業(yè)與年齡對因子分析降維產(chǎn)生的三類不同休閑參與意愿的影響[4]；齊蘭蘭與周素紅（2017）以2013年廣州市居民活動(dòng)日志問卷調(diào)查數(shù)據(jù)為基礎(chǔ)，分析了廣州市不同階層居民的休閑行為，階層因素采用了職業(yè)、收入、教育水平這三個(gè)指標(biāo)；孫春陽（2006）構(gòu)建了含有7個(gè)指標(biāo)的休閑時(shí)間分配變量，考察職業(yè)、收入、教育程度這三個(gè)社會(huì)分層指標(biāo)對休閑時(shí)間分配的影響[6]；康艷（2011）利用天津居民休閑數(shù)據(jù)研究發(fā)現(xiàn)性別、婚姻狀況、年齡、收入對休閑類型的選擇基本沒有顯著的影響，受教育程度及個(gè)人擁有的閑暇時(shí)間對特定休閑類型的選擇有一定的影響，而社會(huì)階層得分對休閑類型的選擇則有顯著的影響[7]；李揚(yáng)（2012）從廈門居民數(shù)據(jù)發(fā)現(xiàn)收入、職業(yè)、教育水平三個(gè)階層指標(biāo)對休閑心理行為（包括休閑動(dòng)機(jī)和休閑決策行為）和休閑具體行為（包括休閑活動(dòng)內(nèi)容、休閑方式、休閑時(shí)間、空間結(jié)構(gòu)及滿意度）兩個(gè)方面的影響[8]；田雷（2010）按照職業(yè)類型對吉林省居民休閑參與進(jìn)行分層分析[9]；寧澤群,趙鵬,羅振鵬（2009）通過北京市的數(shù)據(jù)驗(yàn)證了休閑行為的職業(yè)分層[10]；王斌,王照麗（2008）在對大連市民休閑參與動(dòng)機(jī)與差異的研究中發(fā)現(xiàn)經(jīng)濟(jì)因素、性別因素、年齡因素、社會(huì)角色因素等帶來的居民休閑參與受限[11]；盧春天，成功（2014）考察了居民主觀階層認(rèn)知對居民休閑活動(dòng)頻次的影響[12]；張安民（2013）從新結(jié)構(gòu)主義視角考察了個(gè)人層面的世代、地位、個(gè)性以及結(jié)構(gòu)層面的家庭收入、職業(yè)、單位類別、都市化程度以及區(qū)域等因素對居民休閑參與的影響[13]；戈登沃克（2012）從社會(huì)心理學(xué)視角提出的“綜合休閑參與理論框架”納入了結(jié)構(gòu)性因素對休閑的制約[14]；許曉霞，柴彥威（2012）細(xì)致考察了北京市居民休閑參與的性別分化[15]；秦小朝（2013）對臺北、澳門、成都以及日本岐阜市四個(gè)城市居民的休閑時(shí)間利用的研究指出了休閑文化的地域差異[16]。

不難看出，這些研究很大程度上沿襲了韋伯的休閑分層思路，將生活方式的秩序看作階級秩序的結(jié)果，考察階層秩序在休閑上產(chǎn)生的分層效應(yīng)，且在階層秩序上都采用了如職業(yè)、收入、教育、性別、年齡、區(qū)域、世代等指標(biāo)。同時(shí)，這些研究從不同的角度解析出休閑的不同指標(biāo)，如休閑時(shí)間分配、休閑頻次、休閑空間結(jié)構(gòu)、休閑滿意度、休閑方式、休閑動(dòng)機(jī)、休閑意愿、休閑品味、休閑投入等，為將休閑作為一個(gè)獨(dú)立于生產(chǎn)階層的社會(huì)分層維度提供了參考。但這些研究對休閑階層化的分析較為零散，各分層因素在各研究中分別得到了實(shí)證檢驗(yàn)，卻因缺乏整合而使休閑階層化的宏觀機(jī)制并不明晰，各因素影響力的相對權(quán)重?zé)o法在一個(gè)框架下進(jìn)行考察與比較，使得研究呈現(xiàn)碎片化的現(xiàn)狀，無法對休閑分層機(jī)制全面把握。

與此同時(shí)，中國社會(huì)劇變在居民休閑生活中產(chǎn)生的巨大影響也進(jìn)入研究者們的視野：秦學(xué)（2014）將改革開放作為休閑文化的分水嶺[17]；楊玲麗（2015）則認(rèn)為經(jīng)濟(jì)體制改革是休閑生活變革的成因[18]；王琪延（1997）通過1996年與1986年北京市居民的調(diào)研數(shù)據(jù)對比研究不同性別、年齡、文化程度和不同職業(yè)等人員的工作、生理、家務(wù)、閑暇等各類生活時(shí)間分配情況，發(fā)現(xiàn)10年間休閑區(qū)隔的變遷[19]。可見中國居民休閑分層機(jī)制還具有歷時(shí)變遷的時(shí)期效應(yīng)，且當(dāng)下中國正處于高速轉(zhuǎn)型期，社會(huì)發(fā)展變化被壓縮在極短時(shí)間與空間中，對休閑分層機(jī)制的發(fā)展趨勢把握能呈現(xiàn)社會(huì)分層的變化并提示未來發(fā)展的方向、為休閑政策提供指引，在社會(huì)由生產(chǎn)型向生活型快速轉(zhuǎn)型的當(dāng)下十分必要。然而，實(shí)證研究對中國居民休閑分層機(jī)制的歷時(shí)變遷尚且缺乏考察。

三、研究假設(shè)：休閑參與的社會(huì)分層及代際差異

現(xiàn)有研究將休閑生活解析出了多維測量指標(biāo)，本文根據(jù)數(shù)據(jù)的可及性與價(jià)值考量，將休閑參與界定為個(gè)人參與休閑活動(dòng)的類型與頻率[20]。為對休閑分層機(jī)制進(jìn)行整體性把握并考察其變遷的時(shí)期效應(yīng)，本文根據(jù)現(xiàn)有研究的思路，沿用韋伯的分層研究視角，韋伯認(rèn)為“‘階級’是根據(jù)人們與生產(chǎn)和商品之間獲得的關(guān)系來進(jìn)行分層的；而‘身份群體’則是根據(jù)人們消費(fèi)商品的原則（這些原則反映了某種特殊的‘生活方式’）來進(jìn)行分層的”[21]。身份群體由分享共同生活方式和行為模式而且具有類似聲望地位的人所組成，身份群體的分類界限可以與階級的分類界限相互沖突、共存或重疊，在他看來，這種重疊或違背呈現(xiàn)著技術(shù)沖擊和經(jīng)濟(jì)變革下身份群體是否對經(jīng)濟(jì)秩序產(chǎn)生干擾。據(jù)此，本文將生活方式的秩序看作階級秩序的結(jié)果來考察中國居民休閑生活方式的分層機(jī)制以把握中國居民休閑階層化現(xiàn)狀。

大量休閑研究表明，簡單地將休閑參與看作個(gè)人選擇無法透視休閑參與的復(fù)雜性，休閑參與的頻率與類型選擇中投射的復(fù)雜社會(huì)性提示我們應(yīng)該把休閑參與放在一個(gè)它所屬的更大的階級-文化-歷史系統(tǒng)來考察，即考察它與“父輩”、所屬階級或種族、社會(huì)主流以及自身的性別、生活的區(qū)域與時(shí)代等諸多要素之間的動(dòng)態(tài)關(guān)系，考察這諸多因素之間相互產(chǎn)生的錯(cuò)綜復(fù)雜的滲透關(guān)系。

本文目標(biāo)是厘清休閑場域的階層化機(jī)制，指向社會(huì)轉(zhuǎn)型產(chǎn)生的階層關(guān)系不均衡在休閑場域的具體投射，因此，本文不探究休閑分層造成的社會(huì)影響，而是從休閑分化的產(chǎn)生機(jī)制去解析造成休閑分層的資源差異或路徑邏輯[22]。本文借鑒社會(huì)分層理論中的兩分法、采用先賦性與獲致性分析框架來構(gòu)建居民休閑分層機(jī)制的模型、呈現(xiàn)休閑參與的社會(huì)分層特征。其中，先賦性特征是指個(gè)人出生時(shí)被決定的身份特征，如性別、民族、種族、父輩的財(cái)富以及其他家庭背景等，這些身份特征影響個(gè)人后續(xù)的社會(huì)經(jīng)濟(jì)地位，獲致性特征是靠個(gè)人后天努力而獲得的特征，如學(xué)歷、專業(yè)技能等。如果個(gè)人的休閑生活更多地受到先賦因素的影響，則社會(huì)公平程度較低，反之則社會(huì)公平程度較高[21]。已有學(xué)者將該框架應(yīng)用于西方居民休閑分層的機(jī)制研究[23]、中國居民體育參與階層化機(jī)制研究[24]等。該框架不僅涵蓋從微觀到宏觀多維度的社會(huì)分層因素，還能為考察分層系統(tǒng)的開放性提供分析依據(jù)。結(jié)合中國區(qū)域差異、城鄉(xiāng)差異等特點(diǎn)，本文在“先賦因素”中解析出“社會(huì)先賦因素”和“家庭先賦因素”兩類，以更細(xì)致地呈現(xiàn)休閑分層機(jī)制的特點(diǎn)?！跋荣x因素”是指與生俱來且后天無法改變的特征，其中“社會(huì)先賦因素”有如：性別、戶籍身份、所在區(qū)位、城鄉(xiāng)等；“家庭先賦因素”有如：父母階層、父母受教育程度等?！皞€(gè)人自致因素”指通過后天努力可以改變的特征，如受教育程度、經(jīng)濟(jì)收入、個(gè)人社會(huì)地位等。多數(shù)社會(huì)是由先賦因素和自致因素共同決定社會(huì)分層的，自致因素占的比重越高，社會(huì)開放程度就越高，先賦因素占比越高，社會(huì)開放程度就越低。

（一）社會(huì)先賦因素與休閑參與

二元戶籍制度：大量研究表明，中國城鄉(xiāng)二元分割的主要機(jī)制之一就是戶籍制度引致資源分配不均，城市戶籍較農(nóng)村戶籍在機(jī)會(huì)獲得、流動(dòng)可能等方面具有多重優(yōu)勢。因此城市戶籍可能較農(nóng)村戶籍居民有更高的休閑參與度，休閑參與類型選擇也更有品味。同時(shí)，隨著計(jì)劃經(jīng)濟(jì)向市場經(jīng)濟(jì)的轉(zhuǎn)型、戶籍制度改革的發(fā)展，戶籍制度帶來的資源獲取壁壘可能隨著代際更替而逐漸減小。

性別制度：性別差異是西方休閑研究的重要議題，大多研究發(fā)現(xiàn)男性休閑參與頻率高于女性，不同學(xué)者從休閑機(jī)會(huì)差異、休閑意愿差異、女性社會(huì)角色要求等方面給出了解釋，中國本土研究也給出了類似的研究結(jié)果，中國女性休閑時(shí)間少于男性，同時(shí)男性更傾向于鍛煉、學(xué)習(xí)、文化等休閑參與類型，女性則更注重社交性、傾向于選擇社交性更強(qiáng)的休閑參與類型[25]。隨著性別平等文化在青年群體中逐漸普及，同時(shí)社會(huì)角色要求隨著家庭責(zé)任的產(chǎn)生而逐漸加強(qiáng)，這一性別制度可能隨著年齡的增長而增長。

區(qū)位因素：東西部經(jīng)濟(jì)發(fā)展水平的差異、休閑產(chǎn)業(yè)發(fā)展水平的差異、居民收入及消費(fèi)水平的差異等都預(yù)示了休閑參與的區(qū)位不均等可能呈現(xiàn)東部高于西部的特點(diǎn)，有實(shí)證研究證實(shí)了這一觀點(diǎn)，居住地都市化程度對居民休閑參與具有顯著的正效應(yīng)[26]，而馬克思韋伯提供了另一種分析視角，他在《新教倫理與資本主義精神》中描述了在資本主義起飛的過程中閑暇如何失去其合理性：“有一天，悠閑狀態(tài)突然被摧毀了。這樣一來，一種“合理化”進(jìn)程會(huì)一再出現(xiàn)：不進(jìn)則退。在激烈競爭開始之后，田園牧歌一去不返。而按照舊方式生活的人，勢必處處掣肘?！倍灿袛?shù)據(jù)支持這一判斷：根據(jù)《中國經(jīng)濟(jì)生活大調(diào)查（2019-2020年）》，中國人均休閑時(shí)間為2.42小時(shí)/日，比2018年減少25分鐘，新一線城市的人均休閑時(shí)間最少，這提示我們經(jīng)濟(jì)發(fā)展速度與休閑參與頻率可能的反向相關(guān)性。據(jù)此，本文提出假設(shè)：西部地區(qū)居民的休閑參與頻率高于東部地區(qū)，東部地區(qū)居民的休閑品味越好；城市地區(qū)居民的休閑參與頻率低于農(nóng)村地區(qū)居民、休閑參與品味高于農(nóng)村地區(qū)居民。同時(shí)，根據(jù)新中國成立以來東西部差異不斷加強(qiáng)、城鄉(xiāng)差異不斷擴(kuò)大的進(jìn)程，區(qū)位因素帶來的休閑參與差異可能隨著代際差異不斷擴(kuò)大。

（二）家庭先賦因素與休閑參與

家庭先賦因素對休閑參與的影響體現(xiàn)了階層代際流動(dòng)的影響力，在休閑參與場域，父輩的影響體現(xiàn)在兩個(gè)方面，一是父母通過互動(dòng)與交流在潛移默化中培養(yǎng)子女的休閑參與習(xí)慣與品味偏好，父母的生活方式受自身教育程度的影響，同時(shí)父母受教育程度也影響與子女互動(dòng)的程度，對子女的休閑參與產(chǎn)生影響；另一方面是父母為子女提供更好的經(jīng)濟(jì)基礎(chǔ)、教育投入等，中國家庭子女中心主義的傾向使父母不吝于對子女的全面投資，其中就包括休閑參與品味與習(xí)慣的養(yǎng)成，因此家庭社會(huì)經(jīng)濟(jì)地位越高，子女休閑參與頻率越高、品味越好。同時(shí)，李路路（2019）通過實(shí)證考察發(fā)現(xiàn)改革開放40年來中國階層代際之間的相對流動(dòng)率經(jīng)歷倒U型波動(dòng)[27]，結(jié)合生命歷程理論的視角下個(gè)體成長是逐漸脫離家庭先賦因素、在結(jié)構(gòu)中發(fā)揮個(gè)體能動(dòng)性的漸變過程，本文認(rèn)為家庭先賦因素對休閑參與的影響在代際之間存在顯著差異，由年長群體向年輕群體代際遞增。

（三）個(gè)人自致因素與休閑參與

個(gè)人自致因素包括教育獲得、經(jīng)濟(jì)社會(huì)地位等方面，這些因素是個(gè)體在社會(huì)結(jié)構(gòu)性框架內(nèi)發(fā)揮主觀能動(dòng)性的要素，休閑研究中多看作外生變量來討論其影響效力。已有研究表明，收入、地位、受教育程度都顯著影響個(gè)體休閑參與。收入越高，個(gè)體參與休閑的可能性越高、同時(shí)休閑品味越高；社會(huì)地位越高，休閑權(quán)力越能得到保障；教育對休閑參與的影響體現(xiàn)在教育過程中對休閑認(rèn)知的塑造、休閑習(xí)慣的培養(yǎng)、休閑資源的提供等方面，且越長期的教育獲得越能帶來高收入與社會(huì)地位，因此，教育可能從兩個(gè)路徑實(shí)現(xiàn)對休閑參與的影響。同時(shí)，個(gè)體隨著年齡的增長逐漸脫離父輩的資源，主觀能動(dòng)性對休閑參與的影響也可能逐漸提高。

綜上，本文提出社會(huì)先賦因素影響居民休閑參與的研究假設(shè)可以總結(jié)為：

假設(shè)1:社會(huì)分層因素顯著影響居民休閑參與頻率與類型

假設(shè)1a：總體休閑參與頻率受社會(huì)分層因素的顯著影響

假設(shè)1b：文體完善型休閑參與頻率受社會(huì)分層因素的顯著影響

假設(shè)1c：社交參與型休閑參與頻率受社會(huì)分層因素的顯著影響

假設(shè)1d：娛樂消遣型休閑參與頻率受社會(huì)分層因素的顯著影響

（四）社會(huì)分層的代際差異

代際差異：休閑參與的年齡差異中混合著年齡、代際與時(shí)期效應(yīng)。不同出生世代的群體所面對的不同社會(huì)現(xiàn)實(shí)帶來的差異是代際效應(yīng)；因年齡變化帶來的社會(huì)角色變化、休閑能力變化等因素都會(huì)影響休閑參與，就是年齡效應(yīng)；而休閑制度發(fā)展、休閑資源豐富、休閑文化轉(zhuǎn)型等結(jié)構(gòu)因素在某一時(shí)刻發(fā)生的變化會(huì)在該時(shí)刻身處其中的所有人身上打下烙印，這是時(shí)期效應(yīng)。新中國成立以來的70年間經(jīng)歷了巨大的經(jīng)濟(jì)發(fā)展與社會(huì)變革，景天魁（2013）提出“時(shí)空社會(huì)學(xué)”概念以凝練社會(huì)大轉(zhuǎn)型、大變革被壓縮在一個(gè)較短時(shí)期內(nèi)所導(dǎo)致的社會(huì)風(fēng)險(xiǎn)與挑戰(zhàn)[28]，中國居民的休閑參與也呈現(xiàn)出這種時(shí)空巨變的特點(diǎn)。已有研究表明，青年群體的休閑參與顯著高于老年群體，隨著經(jīng)濟(jì)發(fā)展與市場化進(jìn)程，休閑參與的代際遞增與時(shí)期遞增也成為共識，據(jù)此，本文認(rèn)為隨著經(jīng)濟(jì)發(fā)展、休閑資源的豐富，休閑參與頻率由年長群體到年輕群體代際遞增、休閑品味代際提升。

假設(shè)2:社會(huì)分層因素對休閑參與的影響效力存在顯著的代際差異

假設(shè)2a：社會(huì)分層因素對總體休閑參與頻率的影響效力存在顯著的代際差異

假設(shè)2b：社會(huì)分層因素對文體完善型休閑參與頻率的影響效力存在顯著的代際差異

假設(shè)2c：社會(huì)分層因素對社交參與型休閑參與頻率的影響效力存在顯著的代際差異

假設(shè)2d：社會(huì)分層因素對娛樂消遣型休閑參與頻率的影響效力存在顯著的代際差異

四、數(shù)據(jù)選擇與變量操作化

本研究以中國綜合社會(huì)調(diào)查（China General Social Survey，即CGSS）2015年的數(shù)據(jù)為樣本進(jìn)行實(shí)證分析，2015年度的數(shù)據(jù)是目前該調(diào)查公開發(fā)布的最新數(shù)據(jù)，該調(diào)查采用分層抽樣，覆蓋全國28個(gè)省的城鄉(xiāng)，共收集有效問卷10968份，本研究根據(jù)變量完整性進(jìn)行篩選，共有8471個(gè)樣本進(jìn)入分析模型，其中城市部分樣本4953個(gè)（58.5%）、農(nóng)村部分樣本3518個(gè)（41.5%）（表1）。根據(jù)前文對核心概念的闡釋與數(shù)據(jù)的可得性，本研究對核心變量進(jìn)行如下操作化。

（一）因變量

居民休閑參與是本研究的因變量，CGSS2015對收集了居民12種休閑類型的參與頻率，參與頻率“每天”“一周數(shù)次”“一月數(shù)次”“一年數(shù)次或更少”“從不”，分別賦值5至1分，作為“休閑參與頻率”變量。數(shù)據(jù)顯示看電視是全民休閑活動(dòng)，居民看電視的頻率達(dá)到4.37，且不同年齡群體間差異較小；觀看體育比賽的頻率最低（1.23），但差距最小，上網(wǎng)的頻率差距最大，青年群體上網(wǎng)頻率高達(dá)4.12，而老年群體為1.34。

休閑類型的12個(gè)指標(biāo)較多，本文嘗試做因子分析對其進(jìn)行降維處理，分析結(jié)果顯示12個(gè)指標(biāo)的Cronbach’s alpha系數(shù)為0.7551，表明其內(nèi)在一致性較高，Bartlett球形檢驗(yàn)值為25550.558,p＜0.000,其KMO系數(shù)為0.839，表明變量之間存在顯著相關(guān)，適合做因子分析（Kaiser，1974）。采用正交旋轉(zhuǎn)的主成分分析法對居民休閑參與進(jìn)行因子分析，以特征根和共同度篩選、最終降維為3個(gè)新的因子，根據(jù)其特征分別命名為“文體完善型”“社交參與型”與“娛樂消遣型”休閑參與，3個(gè)因子的累計(jì)方差貢獻(xiàn)率達(dá)到49.88%。為了更好地進(jìn)行比較分析，本文將以上因子分析后得到的各個(gè)初始因子值轉(zhuǎn)換為取值范圍在1-100之間的指數(shù)①。文體完善型均值為43.55（標(biāo)準(zhǔn)差17.75），社交參與型均值為30.37（標(biāo)準(zhǔn)差11.17），娛樂消遣型均值為61.19（標(biāo)準(zhǔn)差12.78）。根據(jù)前文對休閑品味研究的綜述考察新產(chǎn)生的三個(gè)休閑類型的情感修復(fù)、需求滿足等特征，將文體完善型看作高品位休閑，社交參與型看作中品味休閑，娛樂消遣型看作低品味休閑。

（二）自變量

社會(huì)先賦因素自變量：戶籍性質(zhì)處理為二分變量，以農(nóng)業(yè)戶籍為參考；性別處理為二分變量，以女性為參考；所在區(qū)域處理為東、中、西部的類別變量；所在地的城市化處理為二分變量，以農(nóng)村為參考。

家庭先賦因素自變量：父輩文化資本指標(biāo)化為父親與母親的受教育程度，CGSS2015中采集了父母的受教育程度，本文按照中國教育年限設(shè)置的特點(diǎn)，將其轉(zhuǎn)化為受教育年限②，量綱為0-19（年）的連續(xù)變量；根據(jù)采集信息的特點(diǎn)，將父輩社會(huì)經(jīng)濟(jì)資本指標(biāo)化為“14歲時(shí)家庭社會(huì)階層”，問卷中為下層到上層的10個(gè)層級，本文將其整合為下層、中下層、中層、中上層、上層這5個(gè)類別變量。

個(gè)人自致因素自變量：個(gè)體文化資本指標(biāo)化為量表采集的“個(gè)人受教育程度”，將變量整合為未受正規(guī)教育、小學(xué)、初中、高中、專科及以上這5個(gè)類別變量；社會(huì)資本指標(biāo)化為自評個(gè)人社會(huì)階層，并將問卷中的10個(gè)層級整合為下層、中下層、中層、中上層、上層這5個(gè)類別變量；考慮到中國國情中家庭本位的重要性，本文選擇家庭年收入而非個(gè)人年收入作為個(gè)人經(jīng)濟(jì)資本的指標(biāo)，并按照慣例將其取對數(shù)形成連續(xù)變量。

代際差異變量：學(xué)界大多采用重大歷史事件作為世代劃分標(biāo)準(zhǔn)，如建國一代、文革一代、改革開放一代[29-30]等，本文綜合社會(huì)重大變革事件、經(jīng)濟(jì)階段性變化以及年齡跨度等特點(diǎn)，將1975年之后出生的一代劃定為青年群體（出生于改革開放時(shí)期，經(jīng)歷了市場化經(jīng)濟(jì)改革、全球化進(jìn)程、個(gè)人主義文化的興起，年齡為18-40歲的青年人），將1955年之后出生的一代劃定為中年群體（出生于新中國成立后，經(jīng)歷了計(jì)劃經(jīng)濟(jì)時(shí)代、高度政治化與集體主義文化時(shí)期，年齡為41-60歲的中年人），將1955年之前出生的一代劃定為老年群體（出生于新中國成立前，經(jīng)歷了貧困、戰(zhàn)亂以及新中國成立后的自然災(zāi)害等事件，年齡為61及以上的老年人）。

控制變量：以往研究顯示，是否有子女、個(gè)人健康狀況、婚姻狀況都會(huì)顯著影響個(gè)人休閑參與，本文將這些變量進(jìn)行控制。有無子女處理為二分變量，以無子女為參考；健康水平按照自評健康的“很不健康”到“健康”分別賦值為1-4，作為連續(xù)變量，數(shù)值越大健康狀況越好；婚姻變量整合為未婚、在婚、曾在婚（離異、喪偶、分居）這三種類型變量。

表1 中國居民休閑參與社會(huì)分層因素的樣本分布特征

（三）模型建構(gòu)

為驗(yàn)證假設(shè)1，本文運(yùn)用線性回歸模型驗(yàn)證社會(huì)分層因素對居民休閑參與的影響，模型建構(gòu)如下：

為驗(yàn)證假設(shè)2，即社會(huì)分層因素對休閑參與影響的代際差異，本文運(yùn)用邊際效應(yīng)模型構(gòu)建代際變量與社會(huì)分層因素的交互項(xiàng)進(jìn)行驗(yàn)證，模型構(gòu)建如下：

受限于截面數(shù)據(jù)的特點(diǎn)，本文無法采用APC（Age-Period-Coherence Model）模型對影響休閑參與階層化的“年齡”“時(shí)期”和“世代”三類不同的因素做分解，因此以上模型構(gòu)建中的代際差異變量實(shí)則混合了這三個(gè)因素。為提高實(shí)證結(jié)果的可信度，本文將在穩(wěn)健性檢驗(yàn)中通過納入CGSS2006的數(shù)據(jù)來分解出時(shí)期效應(yīng)，對比驗(yàn)證實(shí)證結(jié)果的穩(wěn)健性。

五、研究發(fā)現(xiàn)：休閑參與的區(qū)隔

OLS回歸結(jié)果（表2）顯示休閑參與的社會(huì)分層模型（模型1-4）解釋度較高，具體來看，社會(huì)分層因素對居民總體休閑參與的解釋度達(dá)到44%，對文體完善型參與的解釋度達(dá)到54%，對社交參與型與娛樂消遣型的解釋度分別為5%、11%。這表明休閑參與受社會(huì)分層因素的顯著影響，同時(shí)自我完善型休閑是受社會(huì)分層因素影響更顯著的類型，社交參與型與娛樂消遣型休閑也部分被社會(huì)分層模型所解釋。為保證模型不存在共線性問題，本文對方差膨脹因子、相關(guān)性系數(shù)進(jìn)行了檢查，并通過逐步回歸確保模型優(yōu)度。根據(jù)模型表明休閑參與中呈現(xiàn)著社會(huì)分層的張力，假設(shè)1通過檢驗(yàn)。具體來看休閑參與的社會(huì)分層機(jī)制：

（一）社會(huì)先賦因素

社會(huì)先賦因素中世代、性別、戶籍、區(qū)位、城鄉(xiāng)等因素均顯著影響居民的休閑參與。具體而言，性別因素顯著規(guī)范著居民的休閑參與：總體而言，女性的總體休閑參與頻率顯著高于男性，且集中在社交參與與消遣娛樂型休閑參與上較高，而文體完善型休閑則男性顯著多于女性?？梢娦蓍e參與的性別區(qū)隔依然較高，女性參與高品味休閑類型的頻率依然不如男性。中國傳統(tǒng)的戶籍身份分化也顯著制約著休閑參與：城市戶籍身份帶來了更高的休閑參與頻率，只有在社交參與型休閑上城鄉(xiāng)戶籍群體不存在顯著差異。新的區(qū)位結(jié)構(gòu)因素：中部地區(qū)居民的總體休閑參與顯著低于西部與東部地區(qū)，而東部地區(qū)的文體完善型休閑顯著高于西部地區(qū)，西部居民的社交參與休閑顯著高于中、東部地區(qū)；城鄉(xiāng)二元結(jié)構(gòu)具有顯著的影響力：居住在城市的居民，其休閑參與總量顯著大于居住在農(nóng)村的居民，尤其是在文體完善型休閑上的差異較大，娛樂消遣型休閑上存在較小的差距。

表2 中國居民休閑參與的社會(huì)分層分析模型

（二）家庭先賦因素

家庭先賦因素中，14歲時(shí)家庭社會(huì)階層與父母的受教育年限都顯著影響居民的休閑參與，家庭社會(huì)階層越高、父母受教育年限越多，個(gè)體休閑參與總體頻率越高、文體完善型休閑參與越積極。

具體而言，家庭階層的影響是漸進(jìn)的，每上升1個(gè)層次，個(gè)體總體休閑參與頻率平均上升0.5個(gè)單位、文體完善型休閑參與平均上升0.7個(gè)單位；父親受教育年限每增加1年，個(gè)體休閑參與就提高0.13個(gè)單位、文體文化型參與提高0.17個(gè)單位、娛樂消遣型提高0.08個(gè)單位；母親受教育年限每增加1年，個(gè)體總休閑參與提高0.13個(gè)單位，文體完善型參與提高0.33個(gè)單位，娛樂消遣型下降0.24個(gè)單位；而個(gè)體社交參與型休閑不受父母受教育程度的影響，出身于中間階層比出身于下層階層個(gè)體的消遣娛樂型休閑參與更少。

（三）個(gè)人自致因素

個(gè)人自致因素如自評社會(huì)階層、受教育程度、家庭年收入對數(shù)也顯著影響居民的休閑參與。

個(gè)體自評社會(huì)階層越高，總體休閑參與越積極，但差異度較小，自評上層的個(gè)體比自評下層的個(gè)體休閑參與頻率高2.4個(gè)單位，文體完善型參與高3.3個(gè)單位，社交參與型高2.7個(gè)單位，而娛樂消遣型除了中層階級顯著減少1.5個(gè)單位，其他階層均無顯著差異。

受教育程度越高，總休閑參與頻率越高，文體完善型參與的差異更大：?？萍耙陨系氖芙逃后w比未受正規(guī)教育的群體總休閑參與高12個(gè)單位、文體完善型休閑參與高約20個(gè)單位，而社交參與型休閑參與不受個(gè)體受教育程度的影響，消遣娛樂型休閑存在上下7個(gè)單位的差異，小于文體完善型差異量的波動(dòng)。

家庭年收入的對數(shù)對休閑參與的影響較為平均，個(gè)人家庭年收入每上升1個(gè)單位，總休閑參與頻率上升0.6個(gè)單位、文體完善型參與提高0.6個(gè)單位、社交參與型提高0.3個(gè)單位，娛樂消遣型提高0.4個(gè)單位。

六、進(jìn)一步發(fā)現(xiàn)：休閑區(qū)隔的代際差異

邊際效應(yīng)模型的回歸結(jié)果（表3）顯示休閑參與的區(qū)隔特性確實(shí)存在顯著的代際差異（模型5-8），雖然納入了代際變量及其與分層變量交互項(xiàng)的模型解釋力比原模型只有小幅度提升，但原模型中的分層變量系數(shù)均有不同程度的降低，可見交互項(xiàng)將分層變量的代際差異特性更細(xì)致的刻畫出來，使分層變量的凈效應(yīng)更精確，假設(shè)2通過驗(yàn)證。具體來看：

（一）社會(huì)先賦因素的代際差異：舊區(qū)隔的式微，新區(qū)隔的興起

青年群體的休閑參與受到社會(huì)先賦因素的影響比中老年群體更大，如戶口、性別等傳統(tǒng)社會(huì)先賦的分層因素帶來的差別在中老年群體的休閑參與中依然強(qiáng)健，但在青年群體逐漸式微。新的社會(huì)先賦因素的影響力在隨著世代更替逐漸加強(qiáng)，青年群體的休閑參與更會(huì)受到區(qū)位因素的影響，城鄉(xiāng)之間、東中西部帶來的差異逐步拉大。

1.休閑參與的性別差異在中年群體中最大

中年女性的總體休閑參與比中年男性高2.224個(gè)單位，青年與老年女性比青年男性高1.157個(gè)單位，性別差異在中年群體中擴(kuò)大了約1個(gè)單位；青年、中年、老年男性的文體完善型休閑比女性分別高1.775、0.201、1.775個(gè)單位；中年男性的社交參與型休閑比女性少3.621個(gè)單位，青年與老年男性比女性少2.21個(gè)單位；青年與中年男性比女性的娛樂消遣型休閑參與分別少2.939與1.405個(gè)單位，老年男性比女性多0.384個(gè)單位。

2.休閑參與的戶籍差異在青年群體中最小

青年群體的休閑參與總量、文體完善型休閑、娛樂消遣型休閑均不存在戶籍差異；中年與老年城市戶籍群體的休閑參與總量比農(nóng)業(yè)戶籍群體分別多1.584與1.959個(gè)單位；中年與老年城市戶籍群體的文體完善型休閑比農(nóng)業(yè)戶籍群體多4.137與3.775個(gè)單位；青年城市戶籍群體的社交參與型休閑比農(nóng)業(yè)戶籍多0.929個(gè)單位，中年與老年城市戶籍群體的社交參與型休閑比農(nóng)業(yè)戶籍分別少1.23個(gè)單位與0.503個(gè)單位。

3.休閑參與的區(qū)位差異在青年群體中最大

中部與西部地區(qū)的休閑參與總量不存在顯著的代際差異，中部地區(qū)青年、中年、老年群體的休閑參與總量比西部地區(qū)均顯著減少1.355個(gè)單位；東部與西部地區(qū)的休閑參與總量則存在顯著的代際差異，其中青年群體的區(qū)位差異最大：東部青年、中年、老年群體較西部同齡群體的休閑參與總量顯著少1.517、0.058、多1.233個(gè)單位。

東、西部地區(qū)居民的文體完善型休閑參與無顯著區(qū)位與代際差異，但差異在中部顯著存在，且區(qū)位差異在青年群體中最大：中部地區(qū)青年、中年、老年群體的文體完善型休閑較東、西部地區(qū)同齡群體分別多1.1個(gè)單位、少1.053與0.626個(gè)單位。

表3-1 社會(huì)先賦因素的代際差異分析模型

社交參與型休閑的區(qū)位差異在青年群體中最大：東部與中部地區(qū)的青年比西部同齡群體的社交參與型休閑分別多4.391、3.593個(gè)單位，東部與中部的中年比西部同齡群體的社交參與型休閑分別多2.215、1.713個(gè)單位，東部與中部的老年比西部同齡群體的社交參與型休閑分別多0.999、0.461個(gè)單位。

各區(qū)位與各代際的消遣娛樂型休閑參與頻率均不存在差異，只有東部老年群體的此類休閑參與顯著比其他群體多2.209個(gè)單位。

4.休閑參與的城鄉(xiāng)差異在青年群體中最小

無論在哪個(gè)群體、哪種休閑類型，城市的休閑參與均高于鄉(xiāng)村。具體來看，城市青年、中年、老年群體的休閑參與總量較農(nóng)村同齡群體分別多1.607、2.62、2.783個(gè)單位；文體完善型休閑的城鄉(xiāng)差異在個(gè)代際之間無顯著差異，各代際城市居民較鄉(xiāng)村的同齡群體均多3.738個(gè)單位；青年與老年群體的社交參與型休閑不存在顯著城鄉(xiāng)差異，中年城市居民的社交參與型較同代鄉(xiāng)村居民多1.524個(gè)單位；青年群體的娛樂消遣型休閑不存在顯著城鄉(xiāng)差異，而中年與老年城市居民的娛樂消遣型休閑較同代的鄉(xiāng)村居民分別多1.817、2.823個(gè)單位。

（二）家庭先賦因素的代際差異：階層影響的減弱，文化資本影響的加強(qiáng)

整體來看，青年群體的休閑參與受到家庭先賦因素的影響比中、老年群體更小，如：父母地位因素的式微，文化資本因素的增強(qiáng)。父親受教育年限對個(gè)體休閑參與的影響不顯著，各休閑參與類型、各代際之間均不存在顯著差異。

1.父母階層對中青年休閑參與影響較大

休閑參與隨著父母社會(huì)階層的提高顯著提高，這一正相關(guān)性在中青年群體中基本相當(dāng)，在老年群體中有所削弱。父母階層差異對休閑參與的影響居民總體休閑參與頻率受父母階層彈性正向的影響：父母地位位于中下層、中層、中上層、上層的青年與中年較下層同齡群體的總休閑參與頻率分別多1.10、0、2.703、0個(gè)單位，老年群體中，除父母社會(huì)地位中上層較下層的差異變?。▋H多0.391個(gè)單位），其余差異與中、青年群體相同；文體完善型參與頻率受父母階層線性正向的影響：父母階層位于中下層、中層、中上層、上層的中青年較父母下層的同齡群體的文體完善型休閑參與分別顯著多1.393、2.969、2.236、3.399個(gè)單位，老年群體的文體完善型休閑受父母階層影響則相對較小，父母階層從中下層開始分別比下層顯著少0.014、多1.969、少1.384、多3.399個(gè)單位。各階層與各代際的社交參與型休閑頻率不存在顯著差異，僅父母位于中上層的青年群體較父母位于下層的同齡群體多2.171個(gè)單位，父母位于中層的老年群體較父母位于下層的同齡群體多2.690個(gè)單位。

2.母親受教育年限對休閑參與的影響隨著年齡增長而加強(qiáng)

母親受教育年限對個(gè)體休閑參與頻率存在顯著影響，且隨著年齡增長有一定程度的加強(qiáng)。母親受教育年限越高，個(gè)體總體休閑參與頻率越高，尤其是文體完善型休閑參與頻率越高，而娛樂消遣型休閑參與頻率越低。且這種差異性影響持續(xù)到中年階段，并在老年階段得到更顯著的體現(xiàn)。具體來看，在青年群體與中年群體中，母親受教育每增加一年，個(gè)體休閑參與總量增加0.106個(gè)單位、文體完善型休閑增加0.284個(gè)單位；而這一影響在老年群體中有所加強(qiáng)，母親受教育每增加一年，老年群體的個(gè)體休閑參與總量提高0.418個(gè)單位、文體完善型休閑參與增加0.651個(gè)單位；個(gè)體娛樂消遣型休閑參與受母親受教育年限的影響則在青、中、老三代人中較為均等，母親受教育每增加一年，個(gè)體娛樂消遣型休閑均減少0.143個(gè)單位。

表3-2 家庭先賦因素的代際差異分析模型

（三）個(gè)人自致因素的代際差異：社會(huì)開放性的顯著提升

從生命歷程視角的年齡效應(yīng)來看，個(gè)體隨著年齡的增長逐漸脫離家庭先賦因素的影響，個(gè)人自致因素的影響逐漸增強(qiáng)。然而實(shí)證呈現(xiàn)出相反的結(jié)果，隨著年齡的增長，個(gè)體自致因素的影響力逐漸下降。反年齡效應(yīng)的結(jié)果提示我們社會(huì)階層化的代際差異，即在青年群體中休閑參與的階層化更多受到個(gè)人自致因素的影響，這表明休閑參與場域呈現(xiàn)出更高的社會(huì)開放性。具體來看：

1.自評社會(huì)階層對休閑參與的正向影響在代際之間基本不存在顯著差異

總體休閑參與頻率受自評社會(huì)階層的正向影響且無代際差異：自評社會(huì)地位每上升一個(gè)單位，青年、中年與老年群體的總體休閑參與頻率都上升平均1個(gè)單位；文體完善型休閑參與頻率受自評社會(huì)階層的正向影響且無代際差異：中層及以下階層的青年、中年與老年群體文體完善型休閑參與不存在顯著差異，中上層與上層的文體完善型休閑分別顯著增加2.637、3.658個(gè)單位；社交參與型休閑受自評社會(huì)階層的正向影響且無代際差異：除自評為中上層的中年群體的社交參與型休閑頻率提高幅度與其他年齡組相比略有下降（0.178個(gè)單位）外，自評社會(huì)地位為中下層、中層、中上層、上層的分別比自評下層的社交參與型休閑頻率高3.231、2.932、4.780、4.977個(gè)單位，且代際間無差異；娛樂消遣型休閑受自評社會(huì)階層的影響隨年齡增長而擴(kuò)大：青年群體的娛樂消遣型休閑不受自評社會(huì)階層的影響，中年群體中自評中上層與上層的群體，娛樂消遣型休閑頻率分別增加2.434、4.108個(gè)單位，老年群體中自評為中層、中上層與上層的群體，頻率分別增加4.025、3.245、5.157個(gè)單位。

2.受教育水平對休閑參與的正向影響隨著年齡增長而逐漸削弱

從總體休閑參與頻率看，青年群體的受教育程度每提高一個(gè)水平，其總體休閑參與頻率平均上升4個(gè)單位，而同一受教育水平的老年與中年群體比青年群體的總體休閑參與頻率分別減少平均4個(gè)單位與5個(gè)單位；文體完善型休閑參與上，小學(xué)及以下受教育水平的參與頻率無差異，其余隨著受教育水平的提高而顯著遞增，初中、高中、?？萍耙陨媳刃W(xué)及以下的青年群體的文體完善型休閑參與頻率分別遞增11.22、18.16及23.41個(gè)單位，這一遞增效應(yīng)在中年的初中、高中及老年的高中、?？萍耙陨先后w中有所降低，但均呈現(xiàn)正向影響；社交參與型的休閑頻率呈現(xiàn)兩極分化現(xiàn)象，且影響隨著年齡增長而削減：無論受教育水平的高低，青年群體的社交參與型休閑頻率基本相當(dāng)，均比未受正規(guī)教育的群體高約5個(gè)單位，這個(gè)差值在中年群體中僅為約1個(gè)單位，在老年群體則反向影響，受過正規(guī)教育的老年群體比未受正規(guī)教育的參與頻率低約0.5個(gè)單位；娛樂消遣型休閑受到受教育程度的倒U型影響，且不存在顯著的代際差異，受教育程度為小學(xué)、初中、高中的群體比未受正規(guī)教育的娛樂消遣型休閑參與頻率分別多5.769（中年群體中該差值為1.739）、5.415與4.247個(gè)單位，而?？萍耙陨系娜后w則與未受正規(guī)教育的群體的參與頻率無顯著差異?？梢娗嗄耆后w的休閑參與受到個(gè)體受教育水平差異的影響更大。

表3-3 個(gè)人自致因素的代際差異分析模型

3.家庭年收入對數(shù)對休閑參與呈現(xiàn)正向影響，在代際間存在部分差異

各年齡群體中，家庭年收入對數(shù)每上升一個(gè)單位，總體休閑參與頻率顯著上升0.541個(gè)單位、文體完善型休閑參與頻率上升0.705個(gè)單位（其中老年群體為0.219）、社交參與型休閑頻率上升0.36個(gè)單位，娛樂消遣型休閑中，青年群體的參與不受收入影響，中年與老年群體的參與頻率則隨著家庭年收入對數(shù)每增加一個(gè)單位而顯著增加0.451與0.946個(gè)單位。

七、穩(wěn)健性檢驗(yàn)

中國處于社會(huì)轉(zhuǎn)型的巨變期，社會(huì)分層因素對休閑參與影響的代際差異極有可能受到轉(zhuǎn)型期社會(huì)巨變的影響，在本文研究設(shè)計(jì)中并未甄別時(shí)期效應(yīng)與年齡效應(yīng)，存在將二者誤判為代際效應(yīng)的可能。為檢驗(yàn)研究結(jié)論的穩(wěn)健性，本文將CGSS2006中關(guān)于休閑參與的數(shù)據(jù)與CGSS2015的數(shù)據(jù)整合為混合時(shí)間模型數(shù)據(jù)，加入時(shí)期變量，考察在控制時(shí)期效應(yīng)后，年齡效應(yīng)是否依然穩(wěn)健。需要說明的是，CGSS2006的休閑參與指標(biāo)與CGSS2015略有不同，2006年采集了15項(xiàng)休閑類型的參與頻率，2015年為12項(xiàng)，且分類方式略有差異，本文在采用了均等化處理、檢驗(yàn)分布特征參數(shù)后認(rèn)定數(shù)據(jù)具有整合為混合時(shí)間模型的可能，但做隊(duì)列分析會(huì)損失一部分?jǐn)?shù)據(jù)精確度，若精確度受損的數(shù)據(jù)仍能在控制時(shí)期效應(yīng)之后體現(xiàn)代際效應(yīng)的穩(wěn)健性影響，則可以說明代際效應(yīng)的穩(wěn)健性。

穩(wěn)健性檢驗(yàn)的時(shí)間混合模型構(gòu)建如下：

從回歸結(jié)果的對比來看，2006至2015年這10年間中國居民的總體休閑參與頻率有較大的整體增量，模型9在控制了時(shí)期效應(yīng)及其與社會(huì)分層因素的交互效應(yīng)后，社會(huì)分層因素、代際效應(yīng)以及二者的交互效應(yīng)與模型5的回歸結(jié)果絕大部分相同，僅在少數(shù)變量的系數(shù)上存在細(xì)微差異，可見在考慮時(shí)期因素后社會(huì)分層效應(yīng)的代際差異依然顯著，本文的研究結(jié)論得到驗(yàn)證。

八、結(jié)論與相關(guān)討論

（一）研究結(jié)論：休閑階層化、類型異質(zhì)性與代際異質(zhì)性

在總體休閑參與頻率上，個(gè)人自致因素的影響效力隨著年齡的增長不升反降，受教育程度、個(gè)人社會(huì)地位、家庭收入等因素對個(gè)體休閑參與的影響力隨代際更替不斷加強(qiáng)，說明在休閑場域中，個(gè)體的能動(dòng)性在青年群體中更強(qiáng)，這與年齡效應(yīng)所假設(shè)的個(gè)體能動(dòng)性隨年齡增長而提升相背離，說明個(gè)體的休閑參與是一個(gè)不斷被社會(huì)階層化構(gòu)建的過程。先賦因素對休閑生活的結(jié)構(gòu)性影響并未降低，但發(fā)生了轉(zhuǎn)移，戶籍、性別等傳統(tǒng)社會(huì)先賦因素導(dǎo)致的休閑參與分層水平隨世代更替在降低，這印證了我國戶籍身份政策的變革，也反映了中國性別平權(quán)政策的成效。但新的社會(huì)先賦性分層因素興起表明東中西部的休閑參與差異逐漸擴(kuò)大、城鄉(xiāng)二元結(jié)構(gòu)對休閑場域影響力十分顯著。家庭先賦因素影響力的歷時(shí)變遷表明，父輩對于個(gè)體休閑參與產(chǎn)生影響的不再是其社會(huì)階層地位，而是其文化資本，這也許可以說明居民不再受限于社會(huì)資本影響的休閑可及性，而是受限于文化資本影響的休閑意愿，側(cè)面反映出中國休閑資源的日漸豐富。

從這三類休閑參與來看，休閑類型的選擇存在著較大的社會(huì)階層差異，體現(xiàn)著休閑品味的階層性特征。具體來看，社交參與型休閑參與較少受到社會(huì)分層因素的影響，可能提示我們社交參與需求的普遍性、非階層性與非品味性，馬克思斷言“人的本質(zhì)是一切社會(huì)關(guān)系的總和”，朋友、親人聚會(huì)等人際交往是社會(huì)關(guān)系的最基礎(chǔ)層面，也是社會(huì)網(wǎng)絡(luò)的最基本構(gòu)成，因此，各社會(huì)階層的社交參與型休閑的差異性較小，社會(huì)分層屬性弱；文體完善型休閑是受社會(huì)階層因素影響最大的類型，具有很強(qiáng)的階層屬性，從本文的研究結(jié)果來看，城市戶口、東部城市地區(qū)、青年、男性、高受教育、高收入、高地位群體參加文體完善型休閑越積極；娛樂消遣型休閑中存在一定程度的階層化特征，低階層群體偏好娛樂消遣型休閑，高階層群體參加消遣娛樂型休閑越少。

（二）研究不足：數(shù)據(jù)偏誤與效應(yīng)混合

本文采用CGSS2015中采集的休閑參與類型及頻率數(shù)據(jù)，頻率采用加總的方式生成因變量、類型采用因子分析進(jìn)行降維生成因變量，但休閑參與的個(gè)性特征與文化屬性都較高，其異質(zhì)性必然較強(qiáng)，現(xiàn)實(shí)中存在而問卷中未涉及的休閑類型難免遺漏導(dǎo)致樣本數(shù)據(jù)不完備，這有待研究者發(fā)現(xiàn)更準(zhǔn)確的指標(biāo)來推動(dòng)休閑數(shù)據(jù)采集精度的提高。從定量研究結(jié)果可以看到，模型1與模型2的解釋力很高（R2分別為0.459與0.547），模型3與模型4的解釋力顯著下降。前兩個(gè)模型解釋力最高的自變量是個(gè)體受教育水平，分別指向總休閑參與頻率與文體完善型休閑參與頻率受教育的影響程度較大?；谠撃Ｐ蜆?gòu)建的階層機(jī)制研究目的，本文認(rèn)為解釋力的高低差異說明了文體完善型休閑的高階層屬性與文化區(qū)隔功能，而總休閑參與頻率模型的高解釋力則可能指向數(shù)據(jù)收集中的偏誤，提示我們考察CGSS2015中調(diào)查的12種休閑類型是否更集中較高階層的休閑方式上，對較低階層的休閑方式是否存在調(diào)查不足的情況。如在CGSS2006中納入調(diào)查的“打牌/麻將”“上網(wǎng)聊天游戲”“做家務(wù)”等休閑方式在CGSS2015的調(diào)查中被刪去，在CGSS2015中則新納入了“文化活動(dòng)”“做手工”“看體育比賽”等休閑方式的調(diào)查，根據(jù)對中國社會(huì)現(xiàn)實(shí)的一般了解，后者比前者更具有高階層、高文化特征。本文認(rèn)為，CGSS2015對低社會(huì)階層的休閑方式調(diào)查不足可能是導(dǎo)致模型解釋力差異較大的主要原因。

同時(shí)，本文雖然在穩(wěn)健性檢驗(yàn)中通過對比納入了時(shí)期效應(yīng)的模型以驗(yàn)證代際差異的穩(wěn)健性，但代際效應(yīng)與年齡效應(yīng)并未得到分解，這有失精確性，而能分解年齡、時(shí)期、代際效應(yīng)的APC模型則需要3期跨度超過10年的數(shù)據(jù)，本文并未找到能構(gòu)建該模型的數(shù)據(jù)，這一不足可能隨著數(shù)據(jù)庫的發(fā)展與完善得到解決。因此，本文探討的代際差異實(shí)際混合了年齡效應(yīng)與代際效應(yīng)，而二者的分解可以更近細(xì)致地刻畫休閑參與及其階層化的特點(diǎn)。這對于我們把握中國居民的休閑樣態(tài)、休閑轉(zhuǎn)型特征、休閑分層特征都有十分重要的意義，有待研究者進(jìn)一步探究。

（三）對策建議：休閑的去區(qū)隔化

本研究的結(jié)果呈現(xiàn)了休閑參與的社會(huì)分層機(jī)制，將休閑區(qū)隔背后的社會(huì)階層特征呈現(xiàn)出來，勾勒出休閑場域中不平等的社會(huì)結(jié)構(gòu)。但是研究結(jié)果中呈現(xiàn)的逐漸提高的社會(huì)開放性也讓我們看到了休閑去區(qū)隔化的可能與趨勢。隨著生產(chǎn)力的發(fā)展、社會(huì)財(cái)富的積累，人類工作時(shí)間大大縮減，社會(huì)發(fā)展的必然結(jié)果是共享人類勞動(dòng)成果的理念成為當(dāng)下的普世價(jià)值。

這一背景下，學(xué)者們需要回答的問題是“如何在休閑場域推動(dòng)去區(qū)隔化？”“如何讓休閑權(quán)真正地為全民自由與平等地享有？”休閑文化的構(gòu)建是可能的答案。首先是推動(dòng)公共文化服務(wù)的均等化，如體育館、公園、圖書館、科技館、博物館、藝術(shù)館、電影院、劇院等文化休閑場館的均等化建設(shè)，將文化蘊(yùn)含豐富的多元休閑資源向社會(huì)均等地供給，使居民能夠更輕易、更平等地享有高品質(zhì)休閑資源。其次是開展休閑教育，休閑是人發(fā)展的本性需要，然而休閑的合理性在生存型與競爭型社會(huì)中缺乏社會(huì)認(rèn)同，只有開展休閑教育，引導(dǎo)全社會(huì)認(rèn)同休閑需求、正視閑暇的合理性，才能真正促進(jìn)全社會(huì)力量開發(fā)閑暇價(jià)值、發(fā)展有意且自由的休閑，使休閑成為人類幸福的棲息地。再次是加強(qiáng)多元休閑文化的建設(shè)，將休閑與人的內(nèi)在品質(zhì)表達(dá)、審美訴求表達(dá)相結(jié)合，在全社會(huì)營造包含親友社交、繼續(xù)學(xué)習(xí)、志愿服務(wù)、開發(fā)創(chuàng)造、欣賞體驗(yàn)等在內(nèi)的多元且有益的休閑文化環(huán)境，使人們在高品位的休閑中涵養(yǎng)人性、完善自我、獲得幸福。

注釋：

①轉(zhuǎn)換方式參考邊燕杰、李煜（2000）的“中國城市家庭的社會(huì)網(wǎng)絡(luò)資本”，《清華社會(huì)學(xué)評論》第2輯。轉(zhuǎn)換公式：轉(zhuǎn)換后因子值=〔因子值+（因子最大值-因子最小值）/99-因子最小值〕*〔99/（因子最大值-因子最小值）〕。

②轉(zhuǎn)化方式：受教育程度是小學(xué)以下的，轉(zhuǎn)化為受教育年限0年，小學(xué)為6年，初中為9年，高中/職高為12年，大專為15年，大學(xué)為16年，研究生及以上為19年。