資本與區隔：我國青年人群休閑參與的分層機制研究

［摘 要］在共同富裕和休閑時代背景下，基于CGSS2017數據，對我國青年人群休閑參與的分層現狀進行了統計分析，并根據布迪厄資本理論，從文化資本和經濟資本兩個方面對我國青年人群休閑參與的分層機制進行了實證考察，研究結果發現：第一，我國青年人群在通俗娛樂類休閑參與上的分層現狀相對比較平等，在高雅文藝類、社交類和體育類休閑參與上的分層現狀較兩極化，不平等程度相對較大。第二，個體所擁有的文化資本和經濟資本均會顯著正向影響其休閑參與水平和休閑參與分層，且文化資本對個體休閑參與水平和休閑參與分層的影響作用大于經濟資本。為促進休閑生活層面的共同富裕，有關部門在制定相關政策時需特別關注休閑匱乏者的需求，同時有必要開展休閑教育。

［關鍵詞］青年人群；文化資本；經濟資本；休閑分層

［中圖分類號］C913.3 ［文獻標識碼］A ［文章編號］1671-3842（2023）02-0112-16

一、問題的提出

隨著人均GDP在2008年突破3000美元大關，我國在理論上已正式進入休閑時代①，整個社會在大眾生活方式、城市功能和產業結構方面已悄然發生了很多變化。從近些年日漸風靡的廣場舞，游客人數激增的“五一、十一黃金周”，到微信、微博等社交平臺及抖音、快手等短視頻娛樂平臺的興起和流行等現象來看，人們的休閑生活似乎越來越豐富多彩。但是在這些繁榮的景象背后，我們還可以看到每天在城市的大街小巷騎行12個小時以上，幾乎沒有休息時間的外賣小哥，以及在企業里執行著“996”“007”工作制度，自稱“社畜”的“加班族”，還有吃喝都在車上、永遠都在路上的貨車司機，他們或缺乏休閑的時間，或缺乏休閑的資源，總之，他們的休閑生活是貧乏的。這種休閑繁榮與休閑匱乏并存的現象不禁引起我們的思考：在已經到來或即將到來的休閑社會中，到底哪些人在過著有閑的生活，而哪些人的休閑生活又是匱乏的？此外，是哪些因素導致了人們休閑生活方式的分層或區隔？對上述問題的關注和回答不僅關系到個體的生活品質，也關系到國家休閑產業的發展和共同富裕目標的實現。

休閑生活方式（也稱作“閑暇生活方式”）是人們利用閑暇時間從事能夠滿足休憩、娛樂、社交、價值實現等身心需求的方法和形式（劉松，樓嘉軍：《休閑生活方式： 國外研究述評與啟示》，《寧夏社會科學》，2017年第3期。）。隨著社會分層和分化的加速以及人們休閑生活方式的變化，近二十多年來，關于休閑生活方式分層的研究越來越受到學者們的關注。本世紀初，李培林和張翼在研究消費分層時發現，我國居民在閑暇消費上已經存在分層現象

（李培林，張翼：《消費分層：啟動經濟的一個重要視點》，《中國社會科學》，2000年第1期。），近年來，劉精明、盧春天、劉米娜等學者的研究進一步發現，我國居民在社交、娛樂、體育等休閑活動的參與上也存在階層區隔（劉精明，李路路：《階層化：居住空間、生活方式、社會交往與階層認同——我國城鎮社會階層化問題的實證研究》，《社會學研究》，2005年第3期。）

（盧春天，成功：《社會分層視野中的城市居民閑暇活動——基于2010中國綜合社會調查的實證分析》，《青年研究》，2014年第3期。）（劉米娜：《誰去現場觀看體育比賽？——城鎮化進程中現場觀賞型體育消費的階層分析》，《體育與科學》，2019年第5期。）。在對休閑生活方式的階層化現象進行揭示的同時，學者們還從客觀社會結構層面對休閑生活方式的分層機制進行了探討，并發現我國居民總的休閑頻率受到本人和家庭所在社會階層的顯著影響，其中，收入、教育、職業這三個社會經濟地位變量對我國居民休閑活動參與水平的影響尤為顯著（張安民：《我國居民休閑參與的影響機制研究——基于CGSS2006的數據應用》，《人文地理》，2013年第4期。）（易茜：《閑暇的社會屬性——對1200名居民閑暇生活的實證研究》，載《中國休閑研究2014系列論文集》，北京：中國經濟出版社，2014年版，第141-151頁。）（李中：《青年群體中的休閑多樣性分層研究》，《河北大學學報》（哲學社會科學版），2021年第2期。）（周琭璐：《休閑區隔：中國居民休閑參與的社會分層機制及其代際差異研究》，《四川輕化工大學學報》（社會科學版），2020年第6期。）。另有學者研究發現，包括休閑時間和休閑空間在內的休閑資源的分化也是導致人們休閑方式差異的重要原因（胡榮，龔燦林：《城鄉居民休閑方式的差異及其影響因素》，《貴州師范大學學報》（社會科學版），2018年第2期。）（王心蕊，孫九霞：《城市居民休閑與主觀幸福感研究：以廣州市為例》，《地理研究》，2019年第7期。）。

已有研究雖然揭示了休閑生活方式的階層化現象，并對休閑生活方式的分層機制進行了一些探討，但是我們通過梳理和思考發現，在休閑生活方式分層領域仍然存在以下研究不足：首先，在研究對象上，對青年群體的研究和關注較少。已有文獻大多是以我國城市居民或全體居民作為研究對象，而較少關注青年人群，我們認為青年人群作為引領生活方式變革的重要力量，將其作為研究對象可以達到“窺一斑而知全豹”的效果，所以本文特別將研究對象聚焦于我國青年人群。其次，在研究內容上，已有研究較少對我國居民休閑生活方式的分層現狀進行專門分析。本文將通過描述性統計分析，清晰呈現出我國青年人群休閑參與的分層現狀。最后，在有關休閑生活方式的分層機制方面，已有研究主要是基于個體的收入、職業和教育等客觀社會經濟地位因素進行分析，較少考慮家庭文化再生產、家庭財富積累等家庭層面因素對休閑參與的影響。鑒于此，本文在考察我國青年人群休閑參與的分層機制時，將基于布迪厄的資本理論，綜合考察個體資本和家庭資本對個體休閑參與水平和休閑參與分層的影響，并將進一步揭示休閑參與作為一種生活方式或文化實踐，究竟是受文化慣習的影響更大還是受經濟基礎的影響更大？換句話說，我國青年人群在休閑參與上的分層和區隔是文化再生產的結果還是經濟資本的差異使然？

二、理論基礎與研究假設

（一）理論基礎

在《資本論》一書中，馬克思用剩余價值理論、不變資本和可變資本、固定資本和流動資本等資本理論闡明了資本主義經濟危機的根源和人類社會發展的規律，并且將資本的外延擴展到了生產關系領域，馬克思認為資本是生產要素資本（經濟資本）與生產關系資本的結合體，資本的本質是社會關系（[德]馬克思：《資本論》，中共中央馬克思恩格斯列寧斯大林著作編譯局譯，北京：人民出版社，1975年版，第8頁。）。一百多年以后，法國當代社會學家布迪厄批判性地繼承和發展了馬克思的資本理論，并在吸收了涂爾干和韋伯這兩位古典社會學家關于資本的相關理論成果之后，提出了基于行動者日常生活實踐的資本理論。

布迪厄在《資本的形式》一文中將資本分為經濟資本、文化資本、社會資本和象征資本四種形式（③④⑤Pierre Bourdieu， The Forms of Capital， in Handbook of Theory and Research for the Sociology of Education， J.G.Richardson（ed）， New York：Greenwood Press， 1986，pp.241-258.）。其中，經濟資本以金錢為符號，以產權為制度化形式，主要指可以用于生產商品的金錢和物質資料，是最為基礎的資本形式，這種資本可以以普通的、匿名的、適合各種用途的、可轉換成金錢的形式，從一代人傳遞給下一代人；文化資本是行動者對某種文化資源的占有，在當代發達資本主義社會中，文化資本在再生產社會等級的過程中發揮著重要的作用③。布迪厄認為文化資本有三種形態，分別是身體化形態、客觀化形態和制度化形態，文化資本被布迪厄視為資本的核心要素；社會資本主要指一個人所擁有的人際關系網絡和群體成員所共享的集體資源；象征資本主要指個人所享有的榮譽、聲望、威信、信譽等④。

在布迪厄看來，雖然資本包括了四種形式，但是在這四種資本類型中，經濟資本和文化資本是起主要作用的資本類型⑤。所以本文將主要考察經濟資本和文化資本這兩種資本形式對個體休閑參與水平及休閑參與分層的影響。

（二）研究問題與研究假設

本文的研究問題主要包括兩個方面：第一，我國青年人群在休閑參與水平上呈現出怎樣的分層現狀？第二，個體所擁有的文化資本和經濟資本是否會對個體的休閑參與水平和休閑參與分層產生顯著影響？哪種資本形式對個體休閑參與水平和休閑參與分層的影響作用更大？

基于上述理論基礎和研究問題，我們提出了本文的三個研究假設。一方面，在《資本的形式》一文中，布迪厄指出，經濟資本和文化資本是兩種起主要作用的資本類型，經濟資本和文化資本的數量決定了個體在社會結構中的位置，以及個體的品味和生活方式。據此，提出本文的研究假設1和研究假設2：

假設1：個體所擁有的文化資本會顯著正向影響個體的休閑參與水平和休閑參與分層。

假設2：個體所擁有的經濟資本會顯著正向影響個體的休閑參與水平和休閑參與分層。

另一方面，在關于生活方式選擇的問題上，布迪厄認為，當代社會的最重要的特點就是文化在社會中的優先性以及文化的決定性意義，文化已取代政治和經濟等傳統因素躍居社會生活的首位。特定的文化資本是特定的審美活動和休閑娛樂活動的前提條件，并發揮著階級趣味區隔的功能（Pierre Bourdieu， Distinction： A Social Critique of the Judgement of Taste， Cambridge： Harvard University Press，1984，pp.466-467.）。盧春天和成功、劉米娜、宋靜等學者的研究也發現，教育因素相對于職業和收入因素來說，對人們生活方式的差異性有著更強的解釋力（盧春天，成功：《社會分層視野中的城市居民閑暇活動——基于2010中國綜合社會調查的實證分析》，《青年研究》，2014年第3期。）（劉米娜：《誰去現場觀看體育比賽？——城鎮化進程中現場觀賞型體育消費的階層分析》，《體育與科學》，2019年第5期。）（Jing Song， Erin Cavusgil， Jianping Li， Ronghua Luo， Social stratifification and mobility among Chinese middle class households： An empirical investigation. International Business Review，Vol.25，No.3，2016. ）。據此，提出本文的第3個研究假設：

假設3：與經濟資本相比，文化資本對個體休閑參與水平和休閑參與分層的影響更大。

三、 數據來源與變量操作化

（一）樣本選擇與數據來源

本文參考聯合國世界衛生組織2013年對青年人群年齡的界定和一些國內學者在研究青年問題時對青年人群年齡上限與下限的界定（2013年，聯合國世界衛生組織（WHO）根據其對人類身體素質和平均壽命的測算，將44歲以下的人列為青年人，44—59歲的人列為中年人，60—74歲的人列為年輕老年人，74—89歲的人列為年長老年人，90歲以上的人列為長壽者。）（鄧希泉：《青年法定年齡的國際比較研究》，《中國青年研究》，2018年第2期。）（黃立清：《青年群體的幸福感：基于CGSS數據的分析》，《中國青年研究》，2017年第12期。）（鞠牛：《我國青年人群的社交餐飲網與健康安全感——基于文化心理視角的分析》，《中國青年研究》，2020年第6期。），將青年人群的年齡界定在18—44歲（以調查年份2017年為時間結點）。同時，為了便于進行不同世代青年人群之間的比較研究，本文還將從年代學角度將青年樣本細分為“70后”“80后”“90后”三個世代群體（“70后”“80后”“90后”分別指出生于1970—1979、1980—1989、1990—1999年的樣本。）。

本研究所使用的數據主要來自于中國人民大學組織的“中國綜合社會調查”2017年數據（CGSS2017），CGSS2017數據中有關于我國城鄉居民休閑參與和休閑消費的詳細調查，非常符合本研究的數據需要。CGSS2017數據中共有城鄉居民樣本12582個，在對原始數據清洗整理后，適合于本文使用的有效青年樣本共3714個，其中包括“70后”青年樣本1120個，“80后”青年樣本1572個，“90后”青年樣本1022個。

（二）變量操作化

1.被解釋變量

由于本文是從個體休閑參與水平和休閑參與分層兩個方面來考察我國青年人群休閑參與的分層機制，所以本文的因變量有兩個，分別是“休閑參與水平”和“休閑參與分層”。之所以引入兩個因變量，主要是為了考察在改變因變量的測量方法后，實證分析結果是否依然穩健，所以也可以將“休閑參與分層”理解為“休閑參與水平”的替換變量。

（1） 休閑參與水平。在CGSS2017數據中，個體休閑活動方式是通過詢問被訪者在過去一年中，在12項休閑活動上的參與頻率來測量的，這12項休閑活動包括：“看電視或者看碟”“出去看電影”“逛街購物”“讀書、報紙、雜志”“參加文化活動，比如聽音樂會、看演出和展覽”“與不住在一起的親戚聚會”“與朋友聚會”“在家聽音樂”“參加體育鍛煉”“現場觀看體育比賽”“做手工（比如刺繡、木工）”“上網”。每一項休閑活動的參與頻率的回答包括：“從不”（賦值為“1”）、“一年數次”（賦值為“2”）、“一月數次”（賦值為“3”）、“一周數次”（賦值為“4”）、“每天”（賦值為“5”）五種情況。

為了便于實證分析，我們分別用因子分析法和按休閑活動類別等權重取均值的方法對12種休閑活動進行了降維處理，但是結果顯示，因子分析法在本文的應用中存在一些問題（在因子分析過程中發現，通過因子分析法提取出的三個公因子的累積解釋變異量（或累積方差貢獻率）只有0.48，即使在加入變量之間的相關性檢驗后，重新提取的三個公因子的累積解釋變異量也還是只有0.5左右，一般認為累積解釋變異量應達到0.6以上水平，才是可靠的。即使默認累積解釋變異量是可靠的，通過因子分析法進行降維處理后所得到的降維分類結果相對本文所采用的降維分類方法來說更加粗獷，不太符合本文的研究需要，所以我們認為，在本文中通過因子分析方法對12種休閑活動進行降維處理可能是不合適的。），所以我們最終選擇了等權重加總的方式進行降維處理，將12種休閑活動分成了“高雅文藝類”“通俗娛樂類”“社交類”“體育類”四個類別。高雅文藝類休閑活動包括：“讀書/報紙/雜志”“參加文化活動（比如聽音樂會、看演出和展覽）”“做手工（比如刺繡、木工）”，高雅文藝類休閑活動參與總量的取值在“3—15”之間；通俗娛樂類休閑活動包括：“看電視或者看碟”“出去看電影”“逛街購物”“在家聽音樂”和“上網”，通俗娛樂類休閑活動參與總量的取值在“5—25”之間；社交類休閑活動包括：“與不住在一起的親戚聚會”“與朋友聚會”，社交類休閑活動參與總量的取值在“2—10”之間；體育類休閑活動包括：“現場觀看體育比賽”“參加體育鍛煉”，體育類休閑活動參與總量的取值在“2—10”之間。

變量“休閑參與水平”測量的是個體在高雅文藝類、通俗娛樂類、社交類、體育類這四類休閑活動上的平均休閑參與水平，通過將每類休閑活動的參與總量除以該類別下休閑活動的數目就可以得到個體在該類休閑活動上的平均參與水平，休閑參與水平的取值在“1—5”之間。“休閑參與水平”代表是每類休閑活動的平均參與頻率，因此也是可以進行直接比較的。

（2）休閑參與分層。本文將四類休閑活動參與總量的分位數分布作為劃分個體“休閑參與分層”的標準。具體操作如下：將每類休閑活動參與總量的取值位于25%分位以內的樣本記為“休閑匱乏”人群；將取值在25%分位到75%分位之間的樣本記為“少閑”人群；將取值大于或等于75%分位的樣本記為“有閑”人群。按照以上方式將樣本分為“休閑匱乏”階層、“少閑”階層、“有閑”階層三個層級，取值在“1—3”之間。

2.解釋變量

本文的核心解釋變量包括兩類：一類是文化資本，一類是經濟資本。

（1）文化資本。布迪厄在《資本的形式》一文中指出：文化資本有三種形態，分別是身體化形態、客觀化形態和制度化形態，身體化形態主要指的是行動者相對穩定的、內化了的性情傾向、修養和才能，包括衣著舉止、審美偏好、文化素養、趣味氣質等；客觀化形態表現為物化的文化商品或文化物品，包括書籍、古董、字畫、鋼琴、高級音響等；制度化形態指的是行動者掌握的知識與技能以某種形式（通常以授予合格者文憑和資格認定證書等形式）正式予以承認并將其制度化，文憑是制度化文化資本的典型形式（Pierre Bourdieu， The Forms of Capital， in Handbook of Theory and Research for the Sociology of Education， J.G.Richardson（ed）， New York：Greenwood Press， 1986，pp.241-258. ）。

參考張文宏、朱迪、劉米娜等學者對文化資本的測量方式（張文宏，蘇迪：《文化資本、經濟資本與階層再生產》，《江海學刊》，2018年第3期。）（朱迪：《經濟資本還是文化資本更重要？——家庭背景對大學生消費文化的影響》，《黑龍江社會科學》，2015年第1期。）（劉米娜：《誰去現場觀看體育比賽？——城鎮化進程中現場觀賞型體育消費的階層分析》，《體育與科學》，2019年第5期。），本文將用個體受教育水平（或稱“文憑”）作為個體制度化文化資本的測量指標，在布迪厄看來，學術資格和文化能力的證書等制度化文化資本的作用是很大的，它給了其擁有者一種約定俗成的、公認的、合法的體制性權力、自我表達的權力和捍衛信仰的權力。用閑暇時間的學習習慣作為個體身體化文化資本的測量指標，布迪厄認為文化資本不僅體現在教育和教養上，也體現在閑暇時間的利用上，他認為合理的利用閑暇時間對個體自由而全面發展也非常重要（Pierre Bourdieu， Distinction： A Social Critique of the Judgement of Taste. Cambridge： Harvard University Press，1984.）。個體是否會利用閑暇時間學習充電，提升自己，也是一個人慣習和趣味的體現，本文用“在過去一年中，您是否經常在您的空閑時間學習充電”這個問題來作為衡量個體身體化文化資本的指標，其回答包括：“從不”“很少”“有時”“經常”“非常頻繁”五種情況，是一個多值離散變量。家庭文化資本通過父親或母親的最高受教育程度來測量，即取父親和母親兩個人中受教育程度較高的那個人的最高受教育程度。在本文中，個體受教育水平和父母親最高受教育水平都分為“初中以下受教育水平”“高中層次受教育水平”“大專以上受教育水平”3個類別，也是一個多值離散變量（由于CGSS2017數據中缺乏測量個體客觀化文化資本（比如書籍、古董、字畫、鋼琴、高級音響的數量）的變量，所以本文只能放棄對個體客觀化文化資本的考察，這也是本文在數據上存在的遺憾之處。）。

（2）經濟資本。布迪厄在《資本的形式》一文中，對經濟資本的定義是：經濟資本以金錢為符號，以產權為制度化形式，主要指可以用于生產商品的金錢和物質資料。根據布迪厄對經濟資本的定義，并參考已有研究對經濟資本的測量方式（朱迪：《經濟資本還是文化資本更重要？——家庭背景對大學生消費文化的影響》，《黑龍江社會科學》，2015年第1期。），本文將從收入和資產兩方面來測量經濟資本，具體包括：用個體年收入、個體所擁有的房產數量來測量受訪者的個體經濟資本，用家庭人均年收入這個指標來測量受訪者的家庭經濟資本。其中，個體年收入在問卷中通過詢問被訪者“您個人去年（2016年）全年的總收入是多少？”來測量，為了使數據更平滑，在回歸分析時，對個體年收入取對數處理。個體所擁有的房產數量在問卷中通過詢問被訪者“目前您總共擁有幾處房產（包括與他人共同擁有）”來測量，也是一個連續變量。家庭人均年收入在問卷中通過詢問被訪者“您家庭（2016）年全年的總收入是多少？”來測量，通過將家庭年收入除以家庭成員數，即可得出家庭人均年收入，與個體年收入一樣，家庭人均年收入也做對數處理。

3.控制變量

除了核心解釋變量外，文中的解釋變量還包括人口學特征變量和被其他文章證明會影響個體休閑生活方式的變量，這些變量都被視作控制變量納入回歸模型中，主要包括：性別、世代（70后、80后、90后）、婚姻狀況（非在婚、在婚）、戶籍（農業戶籍、非農戶籍）、民族（漢族、少數民族）、宗教信仰（無宗教信仰、有宗教信仰）六個變量。

（三）變量描述性統計

1.被解釋變量的描述性統計

從表1中可以看出，青年人群在高雅文藝類和體育類休閑活動上的平均參與頻率不到“一年數次”，在社交類休閑活動上的平均參與頻率介于“每月數次”到“一年數次”之間，在通俗娛樂類休閑活動上的平均參與頻率介于“每月數次”到“每周數次”之間。總體而言，青年人群在通俗娛樂類休閑活動上的平均參與頻率最高，其次是社交類休閑活動，平均參與頻率最低的是高雅文藝類和體育類休閑活動。從四類休閑活動的參與分層情況來看，通俗娛樂類休閑活動的平均層級為“少閑”，體育類休閑活動的平均層級介于“少閑”和“有閑”之間，而高雅文藝類和社交類休閑活動的平均層級介于“休閑匱乏”和“少閑”之間。

2.主要解釋變量的描述性統計

表2是核心自變量和控制變量的描述性統計特征。從表中可以看出，個體年收入（對數）和家庭人均年收入（對數）的均值和中位數相差不大，說明個體年收入對數和家庭人均年收入對數的分布趨近于正態分布。個體受教育程度的均值和父母親最高受教育程度的均值分別為2和1.36，說明樣本的平均受教育程度在高中水平，樣本父母親的平均最高受教育程度在初中以上、高中以下水平。此外，樣本在世代分布上以“80后”青年居多，在戶籍分布上，以“農業戶籍”青年居多。

四、實證分析結果

（一）我國青年人群休閑參與的分層現狀

以下從休閑參與（總量）的均值情況和休閑參與（總量）的分層情況兩個方面對青年人群休閑參與的分層現狀進行描述性統計分析。

1.不同人口社會學特征的青年人群在各類休閑活動參與總量上的均值比較

表3從各類休閑活動參與總量的角度呈現了不同人口社會學特征的青年人群在四類休閑活動上的平均參與頻率。

從世代上看，“90后”青年人群在四類休閑活動上的平均參與頻率都是最高的，其次是“80后”，再次是“70后”，特別在體育類休閑活動上，“90后”青年人群的平均參與頻率要遠遠高于“80后”和“70后”。從性別上看，女性在高雅文藝類和通俗娛樂類休閑活動上的平均參與頻率要高于男性，而在社交類和體育類休閑活動的參與水平上，男性的平均參與頻率要高于女性，這可能與“男主外、女主內”的勞動性別分工使得女性不得不留在家庭中營造避風港有關（李勇：《家務勞動補償制度的女性主義分析》，《山東女子學院學報》，2022年第4期。）。從戶籍上看，非農戶籍青年在四類休閑活動上的平均參與頻率都要高于農業戶籍青年，可見，在休閑參與上，青年人群之間存在明顯的城鄉二元分化狀態。 從婚姻狀況上看，“非在婚”狀態的青年在四類休閑活動上的平均參與頻率都要高于“在婚”狀態的青年人，可見，婚姻會對青年人的休閑參與產生擠壓效應，其原因可能在于，“在婚”狀態下的青年人的休閑時間被工作、育兒、家務等事情所擠壓，休閑時間減少，休閑參與水平也就隨之下降了。從受教育水平上看，除了社交類休閑活動外，個體在高雅文藝類、通俗娛樂類、體育類這三類休閑活動上的平均參與頻率都隨著受教育程度的提高而增加。從收入水平上看，收入水平為“中高收入水平”或“高收入水平”的青年人在四類休閑活動上的平均參與頻率都要高于收入水平為“中低收入水平”或“低收入水平”的青年人。

2.我國青年人群在各類休閑活動參與水平上的分層現狀

圖1—圖4顯示了各世代青年人群在四類休閑活動參與總量上的分層現狀。從青年人群總體情況來看，在高雅文藝類休閑活動的參與分層上，有30%的青年人是“有閑”狀態，有接近4成的青年人處于“休閑匱乏”狀態；在通俗娛樂類休閑活動的參與分層上，有26%的青年人是“有閑”狀態，有接近3成的青年人處于“休閑匱乏”狀態；在社交類休閑活動的參與分層上，有32%的青年人是“有閑”狀態，有4成青年人處于“休閑匱乏”狀態；在體育類休閑活動的參與分層上，有40%的青年人是“有閑”狀態，有超過3成的青年人處于“休閑匱乏”狀態。總體上看，當前我國青年人群在高雅文藝類和社交類休閑參與水平上呈現出“金字塔型”的分層狀態，“休閑匱乏”階層占比較大，在通俗娛樂類休閑參與水平上呈現出“橄欖型”的分層狀態，“少閑”階層占比較大，在體育類休閑參與水平上呈現出“倒金字塔”型的分層狀態，“有閑”階層占比較大。

由以上分析可知，我國青年人群在通俗娛樂類休閑參與水平上的分層現狀相對比較平等，在高雅文藝類、社交類和體育類休閑參與水平上的分層現狀相對兩極化，不平等程度相對較大。按休閑匱乏階層所占比例來看，在高雅文藝類和通俗娛樂類休閑活動中，“80后”的休閑不平等情況較“70后”和“90后”更嚴重；在社交類和體育類休閑活動中，“70后”的休閑不平等情況較“80后”和“90后”更嚴重。

（二）我國青年人群休閑參與的分層機制

從上文的分析可知，個體在高雅文藝類、通俗娛樂類、社交類、體育類四類休閑活動上的參與水平是有很大不同的，所以本文在考察休閑參與的分層機制時，會將個體在四類休閑活動上的參與分層和參與水平分別與核心自變量進行回歸分析。同時，為減少變量的多重共線性問題，在回歸分析的時候，會將因變量分別與文化資本和經濟資本的各個指標進行回歸分析。當因變量是“休閑參與水平”時，采用的是OLS回歸分析方法，當因變量是“休閑參與分層”時，采用的是有序Logit回歸分析方法。回歸分析模型設定如下：

LSi=α0+β1X1i+β2X2i+β3X3i+εi

其中，i表示個體，LSi為個體i在某類休閑活動上的參與水平（或參與層級），X1i為個體i的人口學特征因素向量（包括性別、世代、婚姻狀況、戶籍、民族和宗教信仰）、X2i代表的是文化資本向量（包括個體受教育程度、個體閑暇時間的學習習慣、父母親最高受教育程度）、X3i代表的是經濟資本向量（個體年收入、房產數量和家庭人均年收入），β1、β2和β3分別為對應的系數向量。εi為擾動項，反映了未觀察到的和未明確包含在解釋變量中，但是會對個體休閑參與水平或休閑參與分層產生影響的因素。

1.個體休閑參與水平和休閑參與分層與文化資本的回歸分析

表4是個體在四類休閑活動上的休閑參與水平與個體文化資本、家庭文化資本的回歸分析結果。

總體來看，在個體文化資本層面，個體在四類休閑活動上的參與水平與個體受教育程度、個體在閑暇時間的學習習慣這兩個變量均呈顯著正相關關系，說明個體在四類休閑活動上的參與水平會隨著個體文化資本的增加而提升。具體來看，隨著個體受教育程度的提高和個體在閑暇時間學習充電頻率的增加，個體在高雅文藝類和體育類休閑活動上的參與水平的提升幅度相對更大，說明與通俗娛樂類和社交類休閑活動相比，個體在高雅文藝類和體育類休閑類活動上的參與水平受個體文化資本的影響更大，也說明體育類休閑活動和高雅文藝類休閑活動對個體文化資本的要求相對更高，而通俗娛樂類和社交類休閑參與水平對文化資本的要求相對較低。

在家庭文化資本層面，個體在四類休閑活動上的參與水平也與其父母親最高受教育程度呈顯著正相關，說明隨著父母親最高受教育水平的提高，個體在四類休閑活動上的參與水平也會隨之提升，僅有通俗娛樂類休閑參與水平與家庭文化資本的正向相關性在父母親受教育程度在“大專及以上”層次上不顯著，說明通俗娛樂類休閑參與水平對家庭文化資本的要求相對較低。同樣還可以發現，與通俗娛樂類和社交類休閑活動相比，個體在高雅文藝類和體育類休閑活動上的參與水平受家庭文化資本的影響更大。

表5是個體在四類休閑活動上的參與分層情況與個體文化資本、家庭文化資本的回歸分析結果。總體上看，本人受教育程度、父母親最高受教育程度、本人在閑暇時間的學習習慣這三個文化資本變量均與個體在四類休閑活動上的參與分層情況呈顯著正相關，僅社交類休閑參與分層與家庭文化資本的正向相關性在父母親受教育程度在“大專及以上”層次上不顯著。研究結論也說明隨著個體文化資本和家庭文化資本的提升，個體由“休閑匱乏”階層提升至“少閑”階層或“有閑”階層的概率也會增加。

以上分析結果表明，個體所擁有的文化資本會顯著正向影響個體的休閑參與水平和休閑參與分層，本文的研究假設1得到驗證。

2.個體休閑參與水平和休閑參與分層與經濟資本的回歸分析

表6是個體在四類休閑活動上的參與水平與個體經濟資本、家庭經濟資本的回歸分析結果。總體來看，個體年收入、家庭人均年收入、個體所擁有的房產數量這三個經濟資本變量都與個體在四類休閑活動上的參與水平呈顯著正相關，唯有個體所擁有的房產數量與個體通俗娛樂類休閑參與水平的相關性不顯著。說明個體擁有房產的數量多少并不影響個體通俗娛樂類休閑參與水平，也說明通俗娛樂類休閑活動對經濟資本的要求相對較低。

具體來看，在控制了其他變量以后，個體年收入每增加1%，會分別使個體在高雅文藝類休閑活動、通俗娛樂類休閑活動、社交類休閑活動、體育類休閑活動上的參與水平得分平均增加0.11分、0.13分、0.11分、0.15分。家庭人均年收入每增加1%，會使個體在高雅文藝類休閑活動和通俗娛樂類休閑活動上的參與水平得分平均增加0.08分，同時使個體在社交類休閑活動和體育類休閑活動上的參與水平得分平均增加0.07分和0、09分。個體所擁有的房產數量每增加1套，分別使個體在高雅文藝類休閑活動、社交類休閑活動、體育類休閑活動上的參與水平得分平均增加0.09分、0.05分和0.08分。從以上分析結果來看，經濟資本的三個指標對各類休閑活動的參與水平的影響大小相差不是很大。

表7是個體在四類休閑活動上的參與分層情況與個體經濟資本、家庭經濟資本的回歸分析結果。與表6的結果大體一致，個體年收入、家庭人均年收入、個體所擁有的房產數量這三個經濟資本變量都與個體在四類休閑活動上的參與分層情況顯著正相關，僅有個體所擁有的房產數量與個體通俗娛樂類休閑參與分層的相關性不顯著。

以上分析結果表明，個體所擁有的經濟資本會顯著正向影響個體的休閑參與水平和休閑參與分層，本文的研究假設2得到驗證。

3.文化資本和經濟資本對個體休閑參與水平（分層）的相對影響比較

以上已經證明文化資本和經濟資本對四類休閑活動參與水平都有顯著影響，但我們并不知道對每類休閑活動來說，是文化資本的影響作用更大，還是經濟資本的影響作用更大。為了求得兩種

資本形式對個體休閑參與水平的相對貢獻度，本文根據Shorrocks提出的基于回歸分析的夏普利分解方法（或SOS方法）（通過Shapley分解方法可以求得解釋變量中各個維度對模型解釋力的相對貢獻，但是Shapley分解方法的弊端是沒有考慮殘差項，當R2或pseudo R2較小時，只能通過Shapley分解說明在模型能解釋的變量中，什么因素發揮了最大的作用，但對于模型不能解釋的部分，或者沒有納入模型的部分，則無法兼顧。）（Shorrocks， A.F.， Decomposition Procedures for Distributional Analysis： A Unified Framework Based on the Shapley Value， Journal of Economic Inequality， Vol.13，No.1，2013，pp.99-126.），對文化資本和經濟資本這兩種資本形式對各類休閑活動參與水平的相對影響大小進行了Shapley分解。

從表8可以看出經濟資本、文化資本、人口學特征這三組變量對個體休閑活動參與水平影響的相對大小。對高雅文藝類休閑參與水平來說，相對影響從大到小依次是文化資本（73.31%）、人口學特征（15.06%）、經濟資本（11.63%），而且文化資本的相對貢獻對比經濟資本要大很多。對通俗娛樂休閑參與水平來說，相對影響從大到小依次是人口學特征（40.06%）、文化資本（35.31%）、經濟資本（24.63%），文化資本的相對貢獻度依然比經濟資本要高。對社交類休閑參與水平來說，相對影響從大到小依次是文化資本（36.8%）、經濟資本（34.6%）、人口學特征（28.6%），文化資本的相對貢獻度比經濟資本略高。對體育類休閑參與水平來說，相對影響從大到小依次是文化資本（62.51%）、經濟資本（19.67%）、人口學特征（17.82%），文化資本的相對貢獻度遠遠高于經濟資本（為了排除青年樣本自身特點對shapley分解結果的影響，本文還對包括全部年齡層次的總樣本進行了同樣的分析操作，最終發現基于總樣本的shapley分解結果與基于青年樣本的shapley分解結果大體一致，由于篇幅所限，基于總樣本的shapley分解結果在文中不再詳細呈現。）。

綜上，對四類休閑活動的參與水平來說，文化資本的相對貢獻度都要高于經濟資本，特別是對于高雅文藝類和體育類休閑活動來說，文化資本的相對貢獻度要遠遠高于經濟資本，說明與社交類休閑活動和通俗娛樂類休閑活動相比，高雅文藝類和體育類休閑活動受文化資本的影響更大，這與上文回歸分析的結果一致。

為了驗證相對貢獻度分解結果的穩健性，我們又從休閑參與分層的角度，將個體資本結構與個體休閑參與分層情況進行了對應分析，以進一步驗證文化資本和經濟資本對各類休閑活動參與水平的相對影響大小。

與上文有所不同的是，此處在對個體的經濟資本和文化資本進行結構組合時，只選取了經濟資本和文化資本的核心指標——個體年收入和本人受教育程度作為測量指標。圖5中，高經濟資本即指個體年收入等級為“中高收入水平”和“高收入水平”，低經濟資本即指個體年收入等級為“中低收入水平”和“低收入水平”，高文化資本即指個體受教育等級為“高中教育程度”和“大專及以上教育程度”，低文化資本即指個體受教育等級為“沒有受過教育”和“初中以下教育程度”。組合出的四種資本結構分別為：高經濟資本與高文化資本、高經濟資本與低文化資本、高文化資本與低經濟資本、低文化資本與低經濟資本。通過進行不同資本結構組合與休閑參與分層的對應分析，即可知道在每種資本結構組合下，個體休閑參與分層的狀況，結果如圖5所示。

通過對比圖5各類休閑活動中“有閑”階層和“休閑匱乏”階層各自所占比例的相對大小就可以發現，總體上看，在四類休閑活動上，“有閑”階層占比最大，同時“休閑匱乏”階層占比最小的資本結構組合是“高經濟資本與高文化資本”，其次是“高文化資本與低經濟資本”“低文化資本與高經濟資本”。“有閑”階層占比最小、“休閑匱乏”階層占比最大的資本結構組合是“低文化資本與低經濟資本”。而且，在四類休閑活動上，“高經濟資本與高文化資本”組合下的“有閑”階層占比與“高文化資本與低經濟資本”組合下的“有閑”階層占比都相差不大，說明在擁有高文化資本的情況下，不論其經濟資本高或低，“有閑”階層占比都偏大，同時“休閑匱乏”階層占比偏小。反之，在文化資本低的情況下，不論經濟資本高或低，“有閑”階層占比都偏小，同時“休閑匱乏”階層占比偏大。

以上對應分析結果與shapley分解結果如出一轍。兩種分析結果都表明：與經濟資本相比，文化資本對個體休閑參與水平和休閑參與分層的影響相對更大。本文的研究假設3得到驗證。這一研究結論也與盧春天和劉米娜等學者的研究結論大體一致，即以受教育程度為主要指標的文化資本在個體休閑參與、藝術參與等生活方式或審美趣味方面發揮著主要的影響和區隔作用，我國青年人群在休閑參與上的分層和區隔主要是“文化再生產”的結果。

五、研究結論與政策含義

本文基于CGSS2017調查數據，對我國青年人群休閑參與的分層現狀進行了統計分析，并基于布迪厄資本理論，從文化資本和經濟資本兩個方面對我國青年人群休閑參與的分層機制進行了實證考察，研究結果發現：第一，當前我國青年人群的休閑活動參與水平和層次都較低，平均而言，青年人群在通俗娛樂類休閑活動上的參與頻率最高，其次是社交類休閑活動，在高雅文藝類和體育類休閑活動上的參與頻率最低。總體上看，青年人群在通俗娛樂類休閑參與水平上的分層現狀相對比較平等，在高雅文藝類、社交類和體育類休閑參與水平上的分層現狀比較兩極化，不平等程度相對較大。第二，個體所擁有的文化資本和經濟資本均會顯著正向影響其休閑參與水平和休閑參與分層，且文化資本對個體休閑參與水平和休閑參與分層的影響作用大于經濟資本，說明個體的休閑方式選擇更多的是“文化再生產”的結果。第三，在四類休閑活動中，高雅文藝類休閑活動和體育類休閑活動受文化資本的影響最大，說明目前我國青年人群的休閑區隔主要發生在像“聽音樂會、看演出或展覽”“現場觀看體育比賽”“參加體育鍛煉”“做手工”這些對文化資本要求較高的休閑活動領域。

英國著名未來學家莫里托研究認為，21世紀，休閑將成為推動全球經濟增長的第一重要推動力（Graham T.T.Molitor， Next 1000 year：The Big Five Engines of Economic Growth Futurist， Journal of futurologist，Vol.33，No.10，1999，p.297.），根據國際經驗，休閑產業成為國民經濟的支柱產業也是一種必然趨勢。為了更好地適應休閑時代的發展特點，同時推進休閑生活層面的共同富裕，我們基于本文的研究結論提出以下政策建議：一方面，增強公共休閑產品和公共休閑服務供給的普惠性。本文的研究結論已經揭示出當前我國社會存在休閑不平等和休閑分層的現象，為了防止休閑不平等狀況的加劇，有關部門在制定鼓勵休閑參與和促進休閑經濟發展的政策時需要考慮到整個社會的休閑分層現狀，并要特別關注休閑匱乏者的需求。另一方面，開展休閑教育、提倡和普及科學的休閑觀念。樓嘉軍等認為，科學的休閑觀念應該是突破單純的娛樂滿足的束縛，進而追求在休閑中實現自我發展和自我價值（樓嘉軍，徐愛萍：《試論休閑時代發展階段及特點》，《旅游科學》，2009年第1期。）。本研究發現，目前我國青年人群的休閑活動主要以通俗娛樂類休閑活動為主，在高雅文藝類和體育類休閑活動上的參與水平并不高，為了提高整個社會的休閑生活質量，同時促進休閑經濟的健康發展，尤其需要在全社會開展休閑教育，讓人們養成科學的休閑觀念，進而通過高質量休閑活動提升整個社會的精神文明水平。

［責任編輯：王文娟］

［基金項目］本文系中南財經政法大學中央高校基本科研業務費項目“共同富裕背景下我國青年人群休閑生活方式的分層研究”（項目編號：2722023BQ009）之階段性研究成果。

［作者簡介］王妙，中南財經政法大學哲學院社會學系講師、博士；周長城，山東大學生活質量與公共政策研究中心兼職特聘教授，武漢大學社會學院教授、博士生導師。

①樓嘉軍，徐愛萍：《試論休閑時代發展階段及特點》，《旅游科學》，2009年第1期。