休闲区隔：中国居民休闲参与的社会分层机制及其代际差异研究

周琭璐

（武汉大学 社会学院，武汉430000；乐山师范学院 法学与公共管理学院，四川 乐山614000）

一、问题提出

随着中国从生产型社会向生活型社会的转型，休闲越来越成为人们生活的重要部分，居民普遍享有的闲暇时间越来越充足，自1998年实行双休制、2008年推行“黄金周”以及2018年将部分传统节日纳入法定节假日范畴，一年中法定双休日及节假日由建国初期的59天增加至125天，对闲暇时间的法律规定为休闲提供了制度保障；随着经济的发展，人民生活水平不断提高，1993年中国人均GDP为500美元，2014年则达到7591美元，人均住房面积从1978年的不足10平方米，到2016年升至约40平方米，生活质量地不断提高为休闲提供了经济保障，有研究显示中国居民的休闲认同随着经济的快速增长得到了显著提高[1]。作为理解生活型社会的重要维度，休闲是个体对生存时间之外的闲暇时间的安排。在当今社会，生活方式已成为区分人们社会性差异的重要标准，即作为生活方式重要部分的休闲越来越成为决定社会分层标准的重要因素，或者说休闲也成为社会分层的一个重要维度。

本研究以中国综合社会调查（China General Social Survey，即CGSS）2015年的数据为样本，对中国居民休闲的阶层化机制进行实证分析，考察阶层秩序在休闲上产生的分层效应，反思当下居民休闲参与中的社会阶层构建：社会不均等发展是否给休闲打上了阶层烙印？处于转型剧变期的居民休闲参与阶层化特征在不同生命历程的代际之间是否存在差异？只有对这些问题进行回答，才能把握中国居民休闲场域的阶层化现状，才能进一步探讨社会主义的制度优势如何在休闲场域中得到发扬，以推动更为有益且自由的休闲生活方式的形成。

二、文献述评：社会分层与休闲

社会分层是指不同社会群体之间的关联以及各类资源分布的不平等形态，是社会学研究的重要领域之一。在社会分层研究中存在多种分层维度，马克思将对生产资料的占有作为分层的唯一标准，认为经济状况的分层是所有分层的本质，从阶级冲突的视角研究社会分层；韦伯将财富、声望、权力看作社会分层的多元指标，且提出身份群体的分类界限可以与阶级的分类界限相互冲突、共存或重叠；布迪厄则将分层指标扩展到生活方式领域，认为生活方式是独立于生产分层的分层指标，会独立地影响个体行为选择。之后新马克思主义、新韦伯主义等流派对社会分层理论的发展基本都沿袭着上述思路。

中国学者从社会分层视角对休闲的实证研究颇有著述，如易茜（2014）从中国家庭动态调查数据所做的研究指出，性别、收入、职业等社会阶层指标带来的闲暇差异化是闲暇的社会属性[2]；李洁（2016）用OLS模型分析指出，受教育程度、个人收入、阶层等级认同等分层因素对城市居民参与闲暇活动时间的影响[3]。运用地方数据所做的休闲区隔研究也占据不小比例，如蒋艳（2014）运用杭州市的调研数据验证了文化程度、职业与年龄对因子分析降维产生的三类不同休闲参与意愿的影响[4]；齐兰兰与周素红（2017）以2013年广州市居民活动日志问卷调查数据为基础，分析了广州市不同阶层居民的休闲行为，阶层因素采用了职业、收入、教育水平这三个指标；孙春阳（2006）构建了含有7个指标的休闲时间分配变量，考察职业、收入、教育程度这三个社会分层指标对休闲时间分配的影响[6]；康艳（2011）利用天津居民休闲数据研究发现性别、婚姻状况、年龄、收入对休闲类型的选择基本没有显著的影响，受教育程度及个人拥有的闲暇时间对特定休闲类型的选择有一定的影响，而社会阶层得分对休闲类型的选择则有显著的影响[7]；李扬（2012）从厦门居民数据发现收入、职业、教育水平三个阶层指标对休闲心理行为（包括休闲动机和休闲决策行为）和休闲具体行为（包括休闲活动内容、休闲方式、休闲时间、空间结构及满意度）两个方面的影响[8]；田雷（2010）按照职业类型对吉林省居民休闲参与进行分层分析[9]；宁泽群,赵鹏,罗振鹏（2009）通过北京市的数据验证了休闲行为的职业分层[10]；王斌,王照丽（2008）在对大连市民休闲参与动机与差异的研究中发现经济因素、性别因素、年龄因素、社会角色因素等带来的居民休闲参与受限[11]；卢春天，成功（2014）考察了居民主观阶层认知对居民休闲活动频次的影响[12]；张安民（2013）从新结构主义视角考察了个人层面的世代、地位、个性以及结构层面的家庭收入、职业、单位类别、都市化程度以及区域等因素对居民休闲参与的影响[13]；戈登沃克（2012）从社会心理学视角提出的“综合休闲参与理论框架”纳入了结构性因素对休闲的制约[14]；许晓霞，柴彦威（2012）细致考察了北京市居民休闲参与的性别分化[15]；秦小朝（2013）对台北、澳门、成都以及日本岐阜市四个城市居民的休闲时间利用的研究指出了休闲文化的地域差异[16]。

不难看出，这些研究很大程度上沿袭了韦伯的休闲分层思路，将生活方式的秩序看作阶级秩序的结果，考察阶层秩序在休闲上产生的分层效应，且在阶层秩序上都采用了如职业、收入、教育、性别、年龄、区域、世代等指标。同时，这些研究从不同的角度解析出休闲的不同指标，如休闲时间分配、休闲频次、休闲空间结构、休闲满意度、休闲方式、休闲动机、休闲意愿、休闲品味、休闲投入等，为将休闲作为一个独立于生产阶层的社会分层维度提供了参考。但这些研究对休闲阶层化的分析较为零散，各分层因素在各研究中分别得到了实证检验，却因缺乏整合而使休闲阶层化的宏观机制并不明晰，各因素影响力的相对权重无法在一个框架下进行考察与比较，使得研究呈现碎片化的现状，无法对休闲分层机制全面把握。

与此同时，中国社会剧变在居民休闲生活中产生的巨大影响也进入研究者们的视野：秦学（2014）将改革开放作为休闲文化的分水岭[17]；杨玲丽（2015）则认为经济体制改革是休闲生活变革的成因[18]；王琪延（1997）通过1996年与1986年北京市居民的调研数据对比研究不同性别、年龄、文化程度和不同职业等人员的工作、生理、家务、闲暇等各类生活时间分配情况，发现10年间休闲区隔的变迁[19]。可见中国居民休闲分层机制还具有历时变迁的时期效应，且当下中国正处于高速转型期，社会发展变化被压缩在极短时间与空间中，对休闲分层机制的发展趋势把握能呈现社会分层的变化并提示未来发展的方向、为休闲政策提供指引，在社会由生产型向生活型快速转型的当下十分必要。然而，实证研究对中国居民休闲分层机制的历时变迁尚且缺乏考察。

三、研究假设：休闲参与的社会分层及代际差异

现有研究将休闲生活解析出了多维测量指标，本文根据数据的可及性与价值考量，将休闲参与界定为个人参与休闲活动的类型与频率[20]。为对休闲分层机制进行整体性把握并考察其变迁的时期效应，本文根据现有研究的思路，沿用韦伯的分层研究视角，韦伯认为“‘阶级’是根据人们与生产和商品之间获得的关系来进行分层的；而‘身份群体’则是根据人们消费商品的原则（这些原则反映了某种特殊的‘生活方式’）来进行分层的”[21]。身份群体由分享共同生活方式和行为模式而且具有类似声望地位的人所组成，身份群体的分类界限可以与阶级的分类界限相互冲突、共存或重叠，在他看来，这种重叠或违背呈现着技术冲击和经济变革下身份群体是否对经济秩序产生干扰。据此，本文将生活方式的秩序看作阶级秩序的结果来考察中国居民休闲生活方式的分层机制以把握中国居民休闲阶层化现状。

大量休闲研究表明，简单地将休闲参与看作个人选择无法透视休闲参与的复杂性，休闲参与的频率与类型选择中投射的复杂社会性提示我们应该把休闲参与放在一个它所属的更大的阶级-文化-历史系统来考察，即考察它与“父辈”、所属阶级或种族、社会主流以及自身的性别、生活的区域与时代等诸多要素之间的动态关系，考察这诸多因素之间相互产生的错综复杂的渗透关系。

本文目标是厘清休闲场域的阶层化机制，指向社会转型产生的阶层关系不均衡在休闲场域的具体投射，因此，本文不探究休闲分层造成的社会影响，而是从休闲分化的产生机制去解析造成休闲分层的资源差异或路径逻辑[22]。本文借鉴社会分层理论中的两分法、采用先赋性与获致性分析框架来构建居民休闲分层机制的模型、呈现休闲参与的社会分层特征。其中，先赋性特征是指个人出生时被决定的身份特征，如性别、民族、种族、父辈的财富以及其他家庭背景等，这些身份特征影响个人后续的社会经济地位，获致性特征是靠个人后天努力而获得的特征，如学历、专业技能等。如果个人的休闲生活更多地受到先赋因素的影响，则社会公平程度较低，反之则社会公平程度较高[21]。已有学者将该框架应用于西方居民休闲分层的机制研究[23]、中国居民体育参与阶层化机制研究[24]等。该框架不仅涵盖从微观到宏观多维度的社会分层因素，还能为考察分层系统的开放性提供分析依据。结合中国区域差异、城乡差异等特点，本文在“先赋因素”中解析出“社会先赋因素”和“家庭先赋因素”两类，以更细致地呈现休闲分层机制的特点。“先赋因素”是指与生俱来且后天无法改变的特征，其中“社会先赋因素”有如：性别、户籍身份、所在区位、城乡等；“家庭先赋因素”有如：父母阶层、父母受教育程度等。“个人自致因素”指通过后天努力可以改变的特征，如受教育程度、经济收入、个人社会地位等。多数社会是由先赋因素和自致因素共同决定社会分层的，自致因素占的比重越高，社会开放程度就越高，先赋因素占比越高，社会开放程度就越低。

（一）社会先赋因素与休闲参与

二元户籍制度：大量研究表明，中国城乡二元分割的主要机制之一就是户籍制度引致资源分配不均，城市户籍较农村户籍在机会获得、流动可能等方面具有多重优势。因此城市户籍可能较农村户籍居民有更高的休闲参与度，休闲参与类型选择也更有品味。同时，随着计划经济向市场经济的转型、户籍制度改革的发展，户籍制度带来的资源获取壁垒可能随着代际更替而逐渐减小。

性别制度：性别差异是西方休闲研究的重要议题，大多研究发现男性休闲参与频率高于女性，不同学者从休闲机会差异、休闲意愿差异、女性社会角色要求等方面给出了解释，中国本土研究也给出了类似的研究结果，中国女性休闲时间少于男性，同时男性更倾向于锻炼、学习、文化等休闲参与类型，女性则更注重社交性、倾向于选择社交性更强的休闲参与类型[25]。随着性别平等文化在青年群体中逐渐普及，同时社会角色要求随着家庭责任的产生而逐渐加强，这一性别制度可能随着年龄的增长而增长。

区位因素：东西部经济发展水平的差异、休闲产业发展水平的差异、居民收入及消费水平的差异等都预示了休闲参与的区位不均等可能呈现东部高于西部的特点，有实证研究证实了这一观点，居住地都市化程度对居民休闲参与具有显著的正效应[26]，而马克思韦伯提供了另一种分析视角，他在《新教伦理与资本主义精神》中描述了在资本主义起飞的过程中闲暇如何失去其合理性：“有一天，悠闲状态突然被摧毁了。这样一来，一种“合理化”进程会一再出现：不进则退。在激烈竞争开始之后，田园牧歌一去不返。而按照旧方式生活的人，势必处处掣肘。”而也有数据支持这一判断：根据《中国经济生活大调查（2019-2020年）》，中国人均休闲时间为2.42小时/日，比2018年减少25分钟，新一线城市的人均休闲时间最少，这提示我们经济发展速度与休闲参与频率可能的反向相关性。据此，本文提出假设：西部地区居民的休闲参与频率高于东部地区，东部地区居民的休闲品味越好；城市地区居民的休闲参与频率低于农村地区居民、休闲参与品味高于农村地区居民。同时，根据新中国成立以来东西部差异不断加强、城乡差异不断扩大的进程，区位因素带来的休闲参与差异可能随着代际差异不断扩大。

（二）家庭先赋因素与休闲参与

家庭先赋因素对休闲参与的影响体现了阶层代际流动的影响力，在休闲参与场域，父辈的影响体现在两个方面，一是父母通过互动与交流在潜移默化中培养子女的休闲参与习惯与品味偏好，父母的生活方式受自身教育程度的影响，同时父母受教育程度也影响与子女互动的程度，对子女的休闲参与产生影响；另一方面是父母为子女提供更好的经济基础、教育投入等，中国家庭子女中心主义的倾向使父母不吝于对子女的全面投资，其中就包括休闲参与品味与习惯的养成，因此家庭社会经济地位越高，子女休闲参与频率越高、品味越好。同时，李路路（2019）通过实证考察发现改革开放40年来中国阶层代际之间的相对流动率经历倒U型波动[27]，结合生命历程理论的视角下个体成长是逐渐脱离家庭先赋因素、在结构中发挥个体能动性的渐变过程，本文认为家庭先赋因素对休闲参与的影响在代际之间存在显著差异，由年长群体向年轻群体代际递增。

（三）个人自致因素与休闲参与

个人自致因素包括教育获得、经济社会地位等方面，这些因素是个体在社会结构性框架内发挥主观能动性的要素，休闲研究中多看作外生变量来讨论其影响效力。已有研究表明，收入、地位、受教育程度都显著影响个体休闲参与。收入越高，个体参与休闲的可能性越高、同时休闲品味越高；社会地位越高，休闲权力越能得到保障；教育对休闲参与的影响体现在教育过程中对休闲认知的塑造、休闲习惯的培养、休闲资源的提供等方面，且越长期的教育获得越能带来高收入与社会地位，因此，教育可能从两个路径实现对休闲参与的影响。同时，个体随着年龄的增长逐渐脱离父辈的资源，主观能动性对休闲参与的影响也可能逐渐提高。

综上，本文提出社会先赋因素影响居民休闲参与的研究假设可以总结为：

假设1:社会分层因素显著影响居民休闲参与频率与类型

假设1a：总体休闲参与频率受社会分层因素的显著影响

假设1b：文体完善型休闲参与频率受社会分层因素的显著影响

假设1c：社交参与型休闲参与频率受社会分层因素的显著影响

假设1d：娱乐消遣型休闲参与频率受社会分层因素的显著影响

（四）社会分层的代际差异

代际差异：休闲参与的年龄差异中混合着年龄、代际与时期效应。不同出生世代的群体所面对的不同社会现实带来的差异是代际效应；因年龄变化带来的社会角色变化、休闲能力变化等因素都会影响休闲参与，就是年龄效应；而休闲制度发展、休闲资源丰富、休闲文化转型等结构因素在某一时刻发生的变化会在该时刻身处其中的所有人身上打下烙印，这是时期效应。新中国成立以来的70年间经历了巨大的经济发展与社会变革，景天魁（2013）提出“时空社会学”概念以凝练社会大转型、大变革被压缩在一个较短时期内所导致的社会风险与挑战[28]，中国居民的休闲参与也呈现出这种时空巨变的特点。已有研究表明，青年群体的休闲参与显著高于老年群体，随着经济发展与市场化进程，休闲参与的代际递增与时期递增也成为共识，据此，本文认为随着经济发展、休闲资源的丰富，休闲参与频率由年长群体到年轻群体代际递增、休闲品味代际提升。

假设2:社会分层因素对休闲参与的影响效力存在显著的代际差异

假设2a：社会分层因素对总体休闲参与频率的影响效力存在显著的代际差异

假设2b：社会分层因素对文体完善型休闲参与频率的影响效力存在显著的代际差异

假设2c：社会分层因素对社交参与型休闲参与频率的影响效力存在显著的代际差异

假设2d：社会分层因素对娱乐消遣型休闲参与频率的影响效力存在显著的代际差异

四、数据选择与变量操作化

本研究以中国综合社会调查（China General Social Survey，即CGSS）2015年的数据为样本进行实证分析，2015年度的数据是目前该调查公开发布的最新数据，该调查采用分层抽样，覆盖全国28个省的城乡，共收集有效问卷10968份，本研究根据变量完整性进行筛选，共有8471个样本进入分析模型，其中城市部分样本4953个（58.5%）、农村部分样本3518个（41.5%）（表1）。根据前文对核心概念的阐释与数据的可得性，本研究对核心变量进行如下操作化。

（一）因变量

居民休闲参与是本研究的因变量，CGSS2015对收集了居民12种休闲类型的参与频率，参与频率“每天”“一周数次”“一月数次”“一年数次或更少”“从不”，分别赋值5至1分，作为“休闲参与频率”变量。数据显示看电视是全民休闲活动，居民看电视的频率达到4.37，且不同年龄群体间差异较小；观看体育比赛的频率最低（1.23），但差距最小，上网的频率差距最大，青年群体上网频率高达4.12，而老年群体为1.34。

休闲类型的12个指标较多，本文尝试做因子分析对其进行降维处理，分析结果显示12个指标的Cronbach’s alpha系数为0.7551，表明其内在一致性较高，Bartlett球形检验值为25550.558,p＜0.000,其KMO系数为0.839，表明变量之间存在显著相关，适合做因子分析（Kaiser，1974）。采用正交旋转的主成分分析法对居民休闲参与进行因子分析，以特征根和共同度筛选、最终降维为3个新的因子，根据其特征分别命名为“文体完善型”“社交参与型”与“娱乐消遣型”休闲参与，3个因子的累计方差贡献率达到49.88%。为了更好地进行比较分析，本文将以上因子分析后得到的各个初始因子值转换为取值范围在1-100之间的指数①。文体完善型均值为43.55（标准差17.75），社交参与型均值为30.37（标准差11.17），娱乐消遣型均值为61.19（标准差12.78）。根据前文对休闲品味研究的综述考察新产生的三个休闲类型的情感修复、需求满足等特征，将文体完善型看作高品位休闲，社交参与型看作中品味休闲，娱乐消遣型看作低品味休闲。

（二）自变量

社会先赋因素自变量：户籍性质处理为二分变量，以农业户籍为参考；性别处理为二分变量，以女性为参考；所在区域处理为东、中、西部的类别变量；所在地的城市化处理为二分变量，以农村为参考。

家庭先赋因素自变量：父辈文化资本指标化为父亲与母亲的受教育程度，CGSS2015中采集了父母的受教育程度，本文按照中国教育年限设置的特点，将其转化为受教育年限②，量纲为0-19（年）的连续变量；根据采集信息的特点，将父辈社会经济资本指标化为“14岁时家庭社会阶层”，问卷中为下层到上层的10个层级，本文将其整合为下层、中下层、中层、中上层、上层这5个类别变量。

个人自致因素自变量：个体文化资本指标化为量表采集的“个人受教育程度”，将变量整合为未受正规教育、小学、初中、高中、专科及以上这5个类别变量；社会资本指标化为自评个人社会阶层，并将问卷中的10个层级整合为下层、中下层、中层、中上层、上层这5个类别变量；考虑到中国国情中家庭本位的重要性，本文选择家庭年收入而非个人年收入作为个人经济资本的指标，并按照惯例将其取对数形成连续变量。

代际差异变量：学界大多采用重大历史事件作为世代划分标准，如建国一代、文革一代、改革开放一代[29-30]等，本文综合社会重大变革事件、经济阶段性变化以及年龄跨度等特点，将1975年之后出生的一代划定为青年群体（出生于改革开放时期，经历了市场化经济改革、全球化进程、个人主义文化的兴起，年龄为18-40岁的青年人），将1955年之后出生的一代划定为中年群体（出生于新中国成立后，经历了计划经济时代、高度政治化与集体主义文化时期，年龄为41-60岁的中年人），将1955年之前出生的一代划定为老年群体（出生于新中国成立前，经历了贫困、战乱以及新中国成立后的自然灾害等事件，年龄为61及以上的老年人）。

控制变量：以往研究显示，是否有子女、个人健康状况、婚姻状况都会显著影响个人休闲参与，本文将这些变量进行控制。有无子女处理为二分变量，以无子女为参考；健康水平按照自评健康的“很不健康”到“健康”分别赋值为1-4，作为连续变量，数值越大健康状况越好；婚姻变量整合为未婚、在婚、曾在婚（离异、丧偶、分居）这三种类型变量。

表1 中国居民休闲参与社会分层因素的样本分布特征

（三）模型建构

为验证假设1，本文运用线性回归模型验证社会分层因素对居民休闲参与的影响，模型建构如下：

为验证假设2，即社会分层因素对休闲参与影响的代际差异，本文运用边际效应模型构建代际变量与社会分层因素的交互项进行验证，模型构建如下：

受限于截面数据的特点，本文无法采用APC（Age-Period-Coherence Model）模型对影响休闲参与阶层化的“年龄”“时期”和“世代”三类不同的因素做分解，因此以上模型构建中的代际差异变量实则混合了这三个因素。为提高实证结果的可信度，本文将在稳健性检验中通过纳入CGSS2006的数据来分解出时期效应，对比验证实证结果的稳健性。

五、研究发现：休闲参与的区隔

OLS回归结果（表2）显示休闲参与的社会分层模型（模型1-4）解释度较高，具体来看，社会分层因素对居民总体休闲参与的解释度达到44%，对文体完善型参与的解释度达到54%，对社交参与型与娱乐消遣型的解释度分别为5%、11%。这表明休闲参与受社会分层因素的显著影响，同时自我完善型休闲是受社会分层因素影响更显著的类型，社交参与型与娱乐消遣型休闲也部分被社会分层模型所解释。为保证模型不存在共线性问题，本文对方差膨胀因子、相关性系数进行了检查，并通过逐步回归确保模型优度。根据模型表明休闲参与中呈现着社会分层的张力，假设1通过检验。具体来看休闲参与的社会分层机制：

（一）社会先赋因素

社会先赋因素中世代、性别、户籍、区位、城乡等因素均显著影响居民的休闲参与。具体而言，性别因素显著规范着居民的休闲参与：总体而言，女性的总体休闲参与频率显著高于男性，且集中在社交参与与消遣娱乐型休闲参与上较高，而文体完善型休闲则男性显著多于女性。可见休闲参与的性别区隔依然较高，女性参与高品味休闲类型的频率依然不如男性。中国传统的户籍身份分化也显著制约着休闲参与：城市户籍身份带来了更高的休闲参与频率，只有在社交参与型休闲上城乡户籍群体不存在显著差异。新的区位结构因素：中部地区居民的总体休闲参与显著低于西部与东部地区，而东部地区的文体完善型休闲显著高于西部地区，西部居民的社交参与休闲显著高于中、东部地区；城乡二元结构具有显著的影响力：居住在城市的居民，其休闲参与总量显著大于居住在农村的居民，尤其是在文体完善型休闲上的差异较大，娱乐消遣型休闲上存在较小的差距。

表2 中国居民休闲参与的社会分层分析模型

（二）家庭先赋因素

家庭先赋因素中，14岁时家庭社会阶层与父母的受教育年限都显著影响居民的休闲参与，家庭社会阶层越高、父母受教育年限越多，个体休闲参与总体频率越高、文体完善型休闲参与越积极。

具体而言，家庭阶层的影响是渐进的，每上升1个层次，个体总体休闲参与频率平均上升0.5个单位、文体完善型休闲参与平均上升0.7个单位；父亲受教育年限每增加1年，个体休闲参与就提高0.13个单位、文体文化型参与提高0.17个单位、娱乐消遣型提高0.08个单位；母亲受教育年限每增加1年，个体总休闲参与提高0.13个单位，文体完善型参与提高0.33个单位，娱乐消遣型下降0.24个单位；而个体社交参与型休闲不受父母受教育程度的影响，出身于中间阶层比出身于下层阶层个体的消遣娱乐型休闲参与更少。

（三）个人自致因素

个人自致因素如自评社会阶层、受教育程度、家庭年收入对数也显著影响居民的休闲参与。

个体自评社会阶层越高，总体休闲参与越积极，但差异度较小，自评上层的个体比自评下层的个体休闲参与频率高2.4个单位，文体完善型参与高3.3个单位，社交参与型高2.7个单位，而娱乐消遣型除了中层阶级显著减少1.5个单位，其他阶层均无显著差异。

受教育程度越高，总休闲参与频率越高，文体完善型参与的差异更大：专科及以上的受教育群体比未受正规教育的群体总休闲参与高12个单位、文体完善型休闲参与高约20个单位，而社交参与型休闲参与不受个体受教育程度的影响，消遣娱乐型休闲存在上下7个单位的差异，小于文体完善型差异量的波动。

家庭年收入的对数对休闲参与的影响较为平均，个人家庭年收入每上升1个单位，总休闲参与频率上升0.6个单位、文体完善型参与提高0.6个单位、社交参与型提高0.3个单位，娱乐消遣型提高0.4个单位。

六、进一步发现：休闲区隔的代际差异

边际效应模型的回归结果（表3）显示休闲参与的区隔特性确实存在显著的代际差异（模型5-8），虽然纳入了代际变量及其与分层变量交互项的模型解释力比原模型只有小幅度提升，但原模型中的分层变量系数均有不同程度的降低，可见交互项将分层变量的代际差异特性更细致的刻画出来，使分层变量的净效应更精确，假设2通过验证。具体来看：

（一）社会先赋因素的代际差异：旧区隔的式微，新区隔的兴起

青年群体的休闲参与受到社会先赋因素的影响比中老年群体更大，如户口、性别等传统社会先赋的分层因素带来的差别在中老年群体的休闲参与中依然强健，但在青年群体逐渐式微。新的社会先赋因素的影响力在随着世代更替逐渐加强，青年群体的休闲参与更会受到区位因素的影响，城乡之间、东中西部带来的差异逐步拉大。

1.休闲参与的性别差异在中年群体中最大

中年女性的总体休闲参与比中年男性高2.224个单位，青年与老年女性比青年男性高1.157个单位，性别差异在中年群体中扩大了约1个单位；青年、中年、老年男性的文体完善型休闲比女性分别高1.775、0.201、1.775个单位；中年男性的社交参与型休闲比女性少3.621个单位，青年与老年男性比女性少2.21个单位；青年与中年男性比女性的娱乐消遣型休闲参与分别少2.939与1.405个单位，老年男性比女性多0.384个单位。

2.休闲参与的户籍差异在青年群体中最小

青年群体的休闲参与总量、文体完善型休闲、娱乐消遣型休闲均不存在户籍差异；中年与老年城市户籍群体的休闲参与总量比农业户籍群体分别多1.584与1.959个单位；中年与老年城市户籍群体的文体完善型休闲比农业户籍群体多4.137与3.775个单位；青年城市户籍群体的社交参与型休闲比农业户籍多0.929个单位，中年与老年城市户籍群体的社交参与型休闲比农业户籍分别少1.23个单位与0.503个单位。

3.休闲参与的区位差异在青年群体中最大

中部与西部地区的休闲参与总量不存在显著的代际差异，中部地区青年、中年、老年群体的休闲参与总量比西部地区均显著减少1.355个单位；东部与西部地区的休闲参与总量则存在显著的代际差异，其中青年群体的区位差异最大：东部青年、中年、老年群体较西部同龄群体的休闲参与总量显著少1.517、0.058、多1.233个单位。

东、西部地区居民的文体完善型休闲参与无显著区位与代际差异，但差异在中部显著存在，且区位差异在青年群体中最大：中部地区青年、中年、老年群体的文体完善型休闲较东、西部地区同龄群体分别多1.1个单位、少1.053与0.626个单位。

表3-1 社会先赋因素的代际差异分析模型

社交参与型休闲的区位差异在青年群体中最大：东部与中部地区的青年比西部同龄群体的社交参与型休闲分别多4.391、3.593个单位，东部与中部的中年比西部同龄群体的社交参与型休闲分别多2.215、1.713个单位，东部与中部的老年比西部同龄群体的社交参与型休闲分别多0.999、0.461个单位。

各区位与各代际的消遣娱乐型休闲参与频率均不存在差异，只有东部老年群体的此类休闲参与显著比其他群体多2.209个单位。

4.休闲参与的城乡差异在青年群体中最小

无论在哪个群体、哪种休闲类型，城市的休闲参与均高于乡村。具体来看，城市青年、中年、老年群体的休闲参与总量较农村同龄群体分别多1.607、2.62、2.783个单位；文体完善型休闲的城乡差异在个代际之间无显著差异，各代际城市居民较乡村的同龄群体均多3.738个单位；青年与老年群体的社交参与型休闲不存在显著城乡差异，中年城市居民的社交参与型较同代乡村居民多1.524个单位；青年群体的娱乐消遣型休闲不存在显著城乡差异，而中年与老年城市居民的娱乐消遣型休闲较同代的乡村居民分别多1.817、2.823个单位。

（二）家庭先赋因素的代际差异：阶层影响的减弱，文化资本影响的加强

整体来看，青年群体的休闲参与受到家庭先赋因素的影响比中、老年群体更小，如：父母地位因素的式微，文化资本因素的增强。父亲受教育年限对个体休闲参与的影响不显著，各休闲参与类型、各代际之间均不存在显著差异。

1.父母阶层对中青年休闲参与影响较大

休闲参与随着父母社会阶层的提高显著提高，这一正相关性在中青年群体中基本相当，在老年群体中有所削弱。父母阶层差异对休闲参与的影响居民总体休闲参与频率受父母阶层弹性正向的影响：父母地位位于中下层、中层、中上层、上层的青年与中年较下层同龄群体的总休闲参与频率分别多1.10、0、2.703、0个单位，老年群体中，除父母社会地位中上层较下层的差异变小（仅多0.391个单位），其余差异与中、青年群体相同；文体完善型参与频率受父母阶层线性正向的影响：父母阶层位于中下层、中层、中上层、上层的中青年较父母下层的同龄群体的文体完善型休闲参与分别显著多1.393、2.969、2.236、3.399个单位，老年群体的文体完善型休闲受父母阶层影响则相对较小，父母阶层从中下层开始分别比下层显著少0.014、多1.969、少1.384、多3.399个单位。各阶层与各代际的社交参与型休闲频率不存在显著差异，仅父母位于中上层的青年群体较父母位于下层的同龄群体多2.171个单位，父母位于中层的老年群体较父母位于下层的同龄群体多2.690个单位。

2.母亲受教育年限对休闲参与的影响随着年龄增长而加强

母亲受教育年限对个体休闲参与频率存在显著影响，且随着年龄增长有一定程度的加强。母亲受教育年限越高，个体总体休闲参与频率越高，尤其是文体完善型休闲参与频率越高，而娱乐消遣型休闲参与频率越低。且这种差异性影响持续到中年阶段，并在老年阶段得到更显著的体现。具体来看，在青年群体与中年群体中，母亲受教育每增加一年，个体休闲参与总量增加0.106个单位、文体完善型休闲增加0.284个单位；而这一影响在老年群体中有所加强，母亲受教育每增加一年，老年群体的个体休闲参与总量提高0.418个单位、文体完善型休闲参与增加0.651个单位；个体娱乐消遣型休闲参与受母亲受教育年限的影响则在青、中、老三代人中较为均等，母亲受教育每增加一年，个体娱乐消遣型休闲均减少0.143个单位。

表3-2 家庭先赋因素的代际差异分析模型

（三）个人自致因素的代际差异：社会开放性的显著提升

从生命历程视角的年龄效应来看，个体随着年龄的增长逐渐脱离家庭先赋因素的影响，个人自致因素的影响逐渐增强。然而实证呈现出相反的结果，随着年龄的增长，个体自致因素的影响力逐渐下降。反年龄效应的结果提示我们社会阶层化的代际差异，即在青年群体中休闲参与的阶层化更多受到个人自致因素的影响，这表明休闲参与场域呈现出更高的社会开放性。具体来看：

1.自评社会阶层对休闲参与的正向影响在代际之间基本不存在显著差异

总体休闲参与频率受自评社会阶层的正向影响且无代际差异：自评社会地位每上升一个单位，青年、中年与老年群体的总体休闲参与频率都上升平均1个单位；文体完善型休闲参与频率受自评社会阶层的正向影响且无代际差异：中层及以下阶层的青年、中年与老年群体文体完善型休闲参与不存在显著差异，中上层与上层的文体完善型休闲分别显著增加2.637、3.658个单位；社交参与型休闲受自评社会阶层的正向影响且无代际差异：除自评为中上层的中年群体的社交参与型休闲频率提高幅度与其他年龄组相比略有下降（0.178个单位）外，自评社会地位为中下层、中层、中上层、上层的分别比自评下层的社交参与型休闲频率高3.231、2.932、4.780、4.977个单位，且代际间无差异；娱乐消遣型休闲受自评社会阶层的影响随年龄增长而扩大：青年群体的娱乐消遣型休闲不受自评社会阶层的影响，中年群体中自评中上层与上层的群体，娱乐消遣型休闲频率分别增加2.434、4.108个单位，老年群体中自评为中层、中上层与上层的群体，频率分别增加4.025、3.245、5.157个单位。

2.受教育水平对休闲参与的正向影响随着年龄增长而逐渐削弱

从总体休闲参与频率看，青年群体的受教育程度每提高一个水平，其总体休闲参与频率平均上升4个单位，而同一受教育水平的老年与中年群体比青年群体的总体休闲参与频率分别减少平均4个单位与5个单位；文体完善型休闲参与上，小学及以下受教育水平的参与频率无差异，其余随着受教育水平的提高而显著递增，初中、高中、专科及以上比小学及以下的青年群体的文体完善型休闲参与频率分别递增11.22、18.16及23.41个单位，这一递增效应在中年的初中、高中及老年的高中、专科及以上群体中有所降低，但均呈现正向影响；社交参与型的休闲频率呈现两极分化现象，且影响随着年龄增长而削减：无论受教育水平的高低，青年群体的社交参与型休闲频率基本相当，均比未受正规教育的群体高约5个单位，这个差值在中年群体中仅为约1个单位，在老年群体则反向影响，受过正规教育的老年群体比未受正规教育的参与频率低约0.5个单位；娱乐消遣型休闲受到受教育程度的倒U型影响，且不存在显著的代际差异，受教育程度为小学、初中、高中的群体比未受正规教育的娱乐消遣型休闲参与频率分别多5.769（中年群体中该差值为1.739）、5.415与4.247个单位，而专科及以上的群体则与未受正规教育的群体的参与频率无显著差异。可见青年群体的休闲参与受到个体受教育水平差异的影响更大。

表3-3 个人自致因素的代际差异分析模型

3.家庭年收入对数对休闲参与呈现正向影响，在代际间存在部分差异

各年龄群体中，家庭年收入对数每上升一个单位，总体休闲参与频率显著上升0.541个单位、文体完善型休闲参与频率上升0.705个单位（其中老年群体为0.219）、社交参与型休闲频率上升0.36个单位，娱乐消遣型休闲中，青年群体的参与不受收入影响，中年与老年群体的参与频率则随着家庭年收入对数每增加一个单位而显著增加0.451与0.946个单位。

七、稳健性检验

中国处于社会转型的巨变期，社会分层因素对休闲参与影响的代际差异极有可能受到转型期社会巨变的影响，在本文研究设计中并未甄别时期效应与年龄效应，存在将二者误判为代际效应的可能。为检验研究结论的稳健性，本文将CGSS2006中关于休闲参与的数据与CGSS2015的数据整合为混合时间模型数据，加入时期变量，考察在控制时期效应后，年龄效应是否依然稳健。需要说明的是，CGSS2006的休闲参与指标与CGSS2015略有不同，2006年采集了15项休闲类型的参与频率，2015年为12项，且分类方式略有差异，本文在采用了均等化处理、检验分布特征参数后认定数据具有整合为混合时间模型的可能，但做队列分析会损失一部分数据精确度，若精确度受损的数据仍能在控制时期效应之后体现代际效应的稳健性影响，则可以说明代际效应的稳健性。

稳健性检验的时间混合模型构建如下：

从回归结果的对比来看，2006至2015年这10年间中国居民的总体休闲参与频率有较大的整体增量，模型9在控制了时期效应及其与社会分层因素的交互效应后，社会分层因素、代际效应以及二者的交互效应与模型5的回归结果绝大部分相同，仅在少数变量的系数上存在细微差异，可见在考虑时期因素后社会分层效应的代际差异依然显著，本文的研究结论得到验证。

八、结论与相关讨论

（一）研究结论：休闲阶层化、类型异质性与代际异质性

在总体休闲参与频率上，个人自致因素的影响效力随着年龄的增长不升反降，受教育程度、个人社会地位、家庭收入等因素对个体休闲参与的影响力随代际更替不断加强，说明在休闲场域中，个体的能动性在青年群体中更强，这与年龄效应所假设的个体能动性随年龄增长而提升相背离，说明个体的休闲参与是一个不断被社会阶层化构建的过程。先赋因素对休闲生活的结构性影响并未降低，但发生了转移，户籍、性别等传统社会先赋因素导致的休闲参与分层水平随世代更替在降低，这印证了我国户籍身份政策的变革，也反映了中国性别平权政策的成效。但新的社会先赋性分层因素兴起表明东中西部的休闲参与差异逐渐扩大、城乡二元结构对休闲场域影响力十分显著。家庭先赋因素影响力的历时变迁表明，父辈对于个体休闲参与产生影响的不再是其社会阶层地位，而是其文化资本，这也许可以说明居民不再受限于社会资本影响的休闲可及性，而是受限于文化资本影响的休闲意愿，侧面反映出中国休闲资源的日渐丰富。

从这三类休闲参与来看，休闲类型的选择存在着较大的社会阶层差异，体现着休闲品味的阶层性特征。具体来看，社交参与型休闲参与较少受到社会分层因素的影响，可能提示我们社交参与需求的普遍性、非阶层性与非品味性，马克思断言“人的本质是一切社会关系的总和”，朋友、亲人聚会等人际交往是社会关系的最基础层面，也是社会网络的最基本构成，因此，各社会阶层的社交参与型休闲的差异性较小，社会分层属性弱；文体完善型休闲是受社会阶层因素影响最大的类型，具有很强的阶层属性，从本文的研究结果来看，城市户口、东部城市地区、青年、男性、高受教育、高收入、高地位群体参加文体完善型休闲越积极；娱乐消遣型休闲中存在一定程度的阶层化特征，低阶层群体偏好娱乐消遣型休闲，高阶层群体参加消遣娱乐型休闲越少。

（二）研究不足：数据偏误与效应混合

本文采用CGSS2015中采集的休闲参与类型及频率数据，频率采用加总的方式生成因变量、类型采用因子分析进行降维生成因变量，但休闲参与的个性特征与文化属性都较高，其异质性必然较强，现实中存在而问卷中未涉及的休闲类型难免遗漏导致样本数据不完备，这有待研究者发现更准确的指标来推动休闲数据采集精度的提高。从定量研究结果可以看到，模型1与模型2的解释力很高（R2分别为0.459与0.547），模型3与模型4的解释力显著下降。前两个模型解释力最高的自变量是个体受教育水平，分别指向总休闲参与频率与文体完善型休闲参与频率受教育的影响程度较大。基于该模型构建的阶层机制研究目的，本文认为解释力的高低差异说明了文体完善型休闲的高阶层属性与文化区隔功能，而总休闲参与频率模型的高解释力则可能指向数据收集中的偏误，提示我们考察CGSS2015中调查的12种休闲类型是否更集中较高阶层的休闲方式上，对较低阶层的休闲方式是否存在调查不足的情况。如在CGSS2006中纳入调查的“打牌/麻将”“上网聊天游戏”“做家务”等休闲方式在CGSS2015的调查中被删去，在CGSS2015中则新纳入了“文化活动”“做手工”“看体育比赛”等休闲方式的调查，根据对中国社会现实的一般了解，后者比前者更具有高阶层、高文化特征。本文认为，CGSS2015对低社会阶层的休闲方式调查不足可能是导致模型解释力差异较大的主要原因。

同时，本文虽然在稳健性检验中通过对比纳入了时期效应的模型以验证代际差异的稳健性，但代际效应与年龄效应并未得到分解，这有失精确性，而能分解年龄、时期、代际效应的APC模型则需要3期跨度超过10年的数据，本文并未找到能构建该模型的数据，这一不足可能随着数据库的发展与完善得到解决。因此，本文探讨的代际差异实际混合了年龄效应与代际效应，而二者的分解可以更近细致地刻画休闲参与及其阶层化的特点。这对于我们把握中国居民的休闲样态、休闲转型特征、休闲分层特征都有十分重要的意义，有待研究者进一步探究。

（三）对策建议：休闲的去区隔化

本研究的结果呈现了休闲参与的社会分层机制，将休闲区隔背后的社会阶层特征呈现出来，勾勒出休闲场域中不平等的社会结构。但是研究结果中呈现的逐渐提高的社会开放性也让我们看到了休闲去区隔化的可能与趋势。随着生产力的发展、社会财富的积累，人类工作时间大大缩减，社会发展的必然结果是共享人类劳动成果的理念成为当下的普世价值。

这一背景下，学者们需要回答的问题是“如何在休闲场域推动去区隔化？”“如何让休闲权真正地为全民自由与平等地享有？”休闲文化的构建是可能的答案。首先是推动公共文化服务的均等化，如体育馆、公园、图书馆、科技馆、博物馆、艺术馆、电影院、剧院等文化休闲场馆的均等化建设，将文化蕴含丰富的多元休闲资源向社会均等地供给，使居民能够更轻易、更平等地享有高品质休闲资源。其次是开展休闲教育，休闲是人发展的本性需要，然而休闲的合理性在生存型与竞争型社会中缺乏社会认同，只有开展休闲教育，引导全社会认同休闲需求、正视闲暇的合理性，才能真正促进全社会力量开发闲暇价值、发展有意且自由的休闲，使休闲成为人类幸福的栖息地。再次是加强多元休闲文化的建设，将休闲与人的内在品质表达、审美诉求表达相结合，在全社会营造包含亲友社交、继续学习、志愿服务、开发创造、欣赏体验等在内的多元且有益的休闲文化环境，使人们在高品位的休闲中涵养人性、完善自我、获得幸福。

注释：

①转换方式参考边燕杰、李煜（2000）的“中国城市家庭的社会网络资本”，《清华社会学评论》第2辑。转换公式：转换后因子值=〔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转化方式：受教育程度是小学以下的，转化为受教育年限0年，小学为6年，初中为9年，高中/职高为12年，大专为15年，大学为16年，研究生及以上为19年。