客觀階層地位與主觀階層認同：閑暇生活方式的中介效應考察

周長城 王妙

〔摘要〕主觀階層認同不僅會直接影響個體的幸福感和獲得感，還會由此影響社會、經(jīng)濟和政治結果，因此深入研究主觀階層認同的影響因素及其可能的影響機制，具有重要的理論價值和現(xiàn)實意義。本文基于CGSS2015的調(diào)查數(shù)據(jù)，對個體的客觀社會經(jīng)濟地位（收入、職業(yè)和教育）是否會通過閑暇生活方式影響個體的主觀階層認同這一問題進行中介效應考察。研究發(fā)現(xiàn)，客觀社會經(jīng)濟地位和閑暇生活方式均會對主觀階層認同產(chǎn)生重要的、顯著的正向影響，而且閑暇生活方式在客觀社會經(jīng)濟地位和主觀階層認同之間存在部分中介作用。本文的研究結論意味著對主觀階層認同的理論分析及政策實踐，必須同時將客觀社會經(jīng)濟地位和閑暇生活方式兩種因素作為重要的考量。

〔關鍵詞〕客觀社會經(jīng)濟地位;閑暇生活方式;主觀階層認同

〔中圖分類號〕C912.5〔文獻標識碼〕A〔文章編號〕1000-4769（2021）03-0097-10

〔作者簡介〕周長城，武漢大學社會學院教授、博士生導師;

王妙，武漢大學社會學院博士研究生，湖北武漢430072。

一、引言

主觀階層認同較具權威性的定義是：個人對自己在社會階層結構中所處位置的感知①，或者說是階層成員對其所處階層地位的自我認定與主觀評價。②在國內(nèi)外學術圈中，大多數(shù)傳統(tǒng)的關于社會分層結構的研究基本上都建立在這樣一個基礎之上，“即一個社會的階級或階層是基于客觀社會位置而形成的，例如，職業(yè)地位、教育水平、財產(chǎn)和收入、權力等”③，也就是“結構決定論”。胡榮、雷開春、蔡思斯、盧福營等的研究證實了以職業(yè)、收入、受教育程度為基礎的客觀社會經(jīng)濟地位對主觀階層認同存在顯著影響，即職業(yè)地位越高、收入越多、受教育程度越高，其主觀階層認同等級也越高。④

與“結構決定論”相對立，很多研究發(fā)現(xiàn)，中國民眾普遍存在階層地位認同偏差，即表現(xiàn)出主觀階層地位認同與客觀階層地位不一致的情況。⑤根據(jù)范曉光和陳云松的研究，人們的客觀階層地位與主觀階層地位相一致的比例大概只有29.14%，而主觀階層地位向上偏移和向下偏移的比例分別為39.74%和31.11%。⑥這種偏差的存在引起了學者的關注和興趣，學者們從多個方面探討影響人們主觀階層認同偏差的因素。

中國社會科學院“當代中國人民內(nèi)部矛盾研究”課題組的研究表明，影響人們主觀階層認同的主要因素除了個人客觀社會地位以外，還有父輩社會地位、個人的“相對剝奪感”強度以及所處區(qū)域等。⑦王春光等的研究指出社會階層的客觀實在和主觀建構之間存在著多種差異，提示我們在社會階層的研究中必須考慮特定情境下的個人生活和中國的制度特性對階層觀念形成的影響。⑧劉欣認為，對生活經(jīng)歷的感知、公平感以及主觀獲得感等因素，對于階層認同有著重要的影響。⑨可見，除了個人客觀社會地位以外，確實還有很多因素會影響人們的主觀階層認同。本文要探討的是諸多因素之一，即生活方式。生活方式關注的是人們“怎樣生活”的問題，它雖然是一個描述個體行動的微觀層次概念，但是通過將其與社會結構結合起來，就可以幫助我們分析個人與社會、微觀與宏觀、主體與結構等經(jīng)典社會學問題。本文要研究的就是個體行動（閑暇生活方式）與社會結構（社會分層）的關系問題，具體來講，是要研究個體的客觀社會經(jīng)濟地位是否會通過個體的閑暇生活方式影響個體的主觀階層認同。

二、文獻回顧與研究假設

關于社會分層與生活方式這一主題，很多中外學者已經(jīng)做過一些理論和實證方面的研究。在諸多西方社會學家中，韋伯最早將生活方式概念引入到分層研究中，韋伯在《階級、地位與權力》一文中首次引入“生活方式”概念，并對社會地位與生活方式的關系進行了理論探討。在《經(jīng)濟與社會》一書中，韋伯指出：“等級地位和階級地位并不一致，構成等級地位的一個重要標志，便是具備性質相似的生活方式，具有相同生活方式的人，可以屬于同一等級地位，但并不一定屬于同一階級地位，生活方式的意義就在于它是區(qū)分‘地位與‘階層的一種途徑?！雹馕覀冋J為，韋伯所講的“等級地位”在某種程度上可以看作是個人對自己所屬社會地位等級的認知，即個人的主觀階層認同，而“階級地位”就是客觀社會經(jīng)濟地位。除了韋伯以外，美國制度經(jīng)濟學家凡勃倫也是較早將生活方式與階級地位聯(lián)系起來進行研究的學者之一，他通過對封建時代歐洲上層階級日常生活的考察，認為有閑的上層階級青睞于擁有一種炫耀性的生活方式，是否有著有閑的生活方式是劃分高低階層的一種實踐標準。B11進入20世紀后，越來越多的西方學者開始關注生活方式與社會分層的議題，福賽爾在《格調(diào)：社會等級與生活品味》一書中認為，不同的階層有不同的生活方式，生活品味與格調(diào)已經(jīng)成為美國社會階層的最好標識，這種階層的區(qū)隔表現(xiàn)得如此鮮明，以致一個人的階層可以通過生活的各個細節(jié)，尤其是消費，如去哪里吃飯、喝什么酒、參加什么派對、如何度過周末、如何旅游等表現(xiàn)出來，真正的格調(diào)超然于等級之外。B12法國著名社會學家Bourdieu認為，人們在日常生活中的文化實踐，從飲食、服飾、身體，直至音樂、繪畫、文學等的鑒賞趣味，都表現(xiàn)和證明了行動者在社會中所處的位置和等級。他認為人們在日常生活中的思想、行為所帶有的特定傾向即慣習，可以將一個人的客觀社會地位和他的生活風格聯(lián)系起來，慣習的產(chǎn)生過程也就是階級形成的過程。B13言下之意就是，人們的經(jīng)濟資本和文化資本決定了人們的生活方式，而人們的特定生活方式又塑造了階級。斯坦福大學教授Grusky在《社會分層：社會學視野中的階層、種族和性別》一書中提出：“在現(xiàn)代社會，社會不平等越來越多地表現(xiàn)出個人主義化的趨勢，客觀社會位置不再是社會分層的決定因素，特定的生活方式、個人品位、選擇和承諾等文化的因素更重于傳統(tǒng)的結構因素?！盉142016年，俄羅斯高等經(jīng)濟學院OvseyShkaratan教授從生活方式層面研究了俄羅斯的社會分層情況，并提出采用生活方式作為劃分社會分層的新標準，他認為現(xiàn)代經(jīng)濟和社會比韋伯和馬克思所生活的時代要復雜得多，如果依然從職業(yè)、教育和收入這三個維度來考察社會分層狀況會顯得不太客觀，也不夠充分，此外，用職業(yè)、教育、收入模型來研究社會分層，是通過資源占有情況來對個體行為進行預測和推斷，會存在偏差，而用生活方式模型研究社會分層可以直接對個體行為進行分析，更直觀也更準確。B15

在中國學界，也有一些學者對生活方式與社會分層的關系進行了實證研究。劉精明、李路路認為，在中國城鎮(zhèn)社會中，居民在社會交往、居住模式上階層化趨勢比較明顯，而在生活方式上階層化趨勢比較模糊。B16薛品對京滬穗蓉四個城市不同社會經(jīng)濟地位群體的生活方式進行比較后發(fā)現(xiàn)，不同人口統(tǒng)計學、不同社會經(jīng)濟地位以及不同地域的人群在生活方式上存在顯著差異。B17盧春天等通過對中國城市居民的主觀分層和四類常見閑暇活動的研究發(fā)現(xiàn)，無論是從主觀還是客觀分層來看，當代中國城市居民的閑暇活動存在階層化趨勢。B18易茜通過對1200名不同職業(yè)城市居民的閑暇時間和閑暇活動的分析，認為在閑暇時間上，性別間和不同收入水平群體之間的差異并不明顯，但在閑暇活動類型的選擇上，不同職業(yè)群體存在階層差別。B19胡榮等通過對我國中產(chǎn)階層主觀階層認同影響因素的分析發(fā)現(xiàn)，生活經(jīng)歷（包括休閑生活方式）是主觀階層認同的重要預測變量，生活休閑方式與主觀階層認同呈現(xiàn)出正向相關性，消費觀念和生活休閑方式的階層分化已經(jīng)成為中產(chǎn)階層界定自身社會階層屬性的重要因素。B20

基于對上述文獻的閱讀和思考，我們發(fā)現(xiàn)閑暇生活方式可能是影響人們主觀階層認同的一個重要因素，雖然目前有學者進行過閑暇生活方式與社會分層關系的研究，但只是證明了個體的客觀社會經(jīng)濟地位會影響其閑暇生活方式，并沒有明確回答個體的閑暇生活方式是否會影響個體的主觀階層認同，以及個體的客觀社會經(jīng)濟地位是否會通過個體的閑暇生活方式來影響其主觀階層認同。鑒于此，我們提出本文研究的兩個問題：1.個體的閑暇生活方式是否影響其主觀階層認同;2.個體的客觀社會經(jīng)濟地位是否通過閑暇生活方式影響其主觀階層認同，即閑暇生活方式是否在客觀社會經(jīng)濟地位與主觀階層認同之間起中介作用。

基于上述兩個研究問題，我們提出本文的兩個研究假設：

假設1：個體的閑暇生活方式對個體的主觀階層認同有顯著的正向影響。

假設2：閑暇生活方式在客觀社會經(jīng)濟地位影響主觀階層認同的過程中起到中介作用。即客觀社會經(jīng)濟地位既能直接影響個體的主觀階層認同，也能經(jīng)由閑暇生活方式這條路徑間接影響個體的主觀階層認同。

三、研究設計

（一）樣本選擇和數(shù)據(jù)來源

本文研究所使用的數(shù)據(jù)均來自2015年中國綜合社會調(diào)查（即CGSS2015），樣本為個體微觀數(shù)據(jù)，剔除總樣本中的缺失值和異常值后，本研究共獲得有效樣本數(shù)量9864個，具體抽樣設計方案參見中國綜合社會調(diào)查網(wǎng)站。中國綜合社會調(diào)查（CGSS），其調(diào)查方法和數(shù)據(jù)質量具有權威性和科學性，在我國社會科學特別是社會學領域得到廣泛關注和使用。

（二）實證模型設定與變量說明

由于本文需要做多個回歸分析，因此當因變量是離散型變量時，則采用OrderedProbit模型進行回歸分析，當因變量是連續(xù)型變量時，則采用OLS方法進行回歸分析。由于本文所使用的閑暇生活方式變量是由多個變量加權合成而來，因此，本文在做中介效應檢驗的過程中，當遇到因變量是閑暇生活方式時，我們把它當作連續(xù)變量處理，回歸分析時將采用OLS模型。其他情況下的回歸分析均采用OrderedProbit模型。

本文需要用到的因變量、自變量及控制變量如下：

1.因變量：主觀階層認同

個體的主觀階層認同為本文的被解釋變量。問卷中通過詢問受訪者“您認為自己目前處在哪個等級上”來測量其主觀階層認同，答案為1—10分，共10個等級，10分代表最頂層，1分代表最底層，評分越高，表示受訪者認為自己階層地位越高，即主觀階層認同越高。

2.自變量

本文的解釋變量包括兩大類，一類是客觀社會經(jīng)濟地位，另一類是閑暇生活方式。

（1）客觀社會經(jīng)濟地位

衡量客觀社會經(jīng)濟地位的指標有很多，但有三種指標常常被用來作為社會經(jīng)濟地位的度量指標，分別是收入、職業(yè)和教育。所以，本文也采用收入、職業(yè)、教育這三個變量來度量個體的客觀社會經(jīng)濟地位。在問卷中，收入變量是通過詢問受訪者“您個人去年全年的總收入是多少”和“家庭去年全年的總收入是多少”來體現(xiàn)和反映，職業(yè)變量通過詢問受訪者“您的工作經(jīng)歷狀況是？”“您目前的工作是？”等工作經(jīng)歷狀況及職業(yè)現(xiàn)狀等問題來體現(xiàn)，教育變量則是通過詢問受訪者“您目前的最高教育程度”來反映。我們分別對教育、收入和職業(yè)進行分段和歸類。就教育而言，將教育分為三個類別：擁有大學?？萍耙陨衔膽{的人群為教育中上層，擁有高中（包括普高、職高、中專、技校）學歷的人群為教育中層，而擁有初中及以下學歷的人群為教育底層。就收入而言，將M記為樣本的平均收入，則月收入高于M的人群為收入中上層，月收入在0.5M至M的人群為收入中層，而月收入在0.5M以下的為收入底層。就職業(yè)而言，基于本研究職業(yè)變量的樣本的分布情況，并參考借鑒胡榮和沈珊B21、李培林和張翼B22等學者在研究社會分層時對職業(yè)類別的劃分方式，本文將農(nóng)民、無業(yè)失業(yè)人員、待就業(yè)人員界定為“職業(yè)底層”，將從事體力勞動的工人、半技術半體力勞動者和體力勞動者的管理人員界定為“職業(yè)中層”，將具有一定管理權限或者技術水平的非體力勞動者界定為“職業(yè)中上層”。

（2）閑暇生活方式

王雅林認為，閑暇生活方式是指人們支配和利用自己自由時間的方式。B23它度量個體在工作之外的生活狀態(tài)和生活方式，會對個體產(chǎn)生直接和間接的心理體驗和暗示，影響人們的幸福感，從而最終影響個體的主觀階層認同。在問卷中，閑暇生活方式通過詢問“在過去一年，您是否經(jīng)常在空閑時間從事以下活動”來體現(xiàn)，問卷中將閑暇生活方式或活動分為12個種類。參考其他學者對閑暇生活方式的分類，本文將這12種閑暇生活方式歸納為三種類型，分別是社交型、高雅休閑型和通俗娛樂型。社交型閑暇生活方式包括兩種：“與不住在一起的親戚聚會”和“與朋友聚會”;高雅休閑型生活方式包括五種：“讀書/報紙/雜志”“參加文化活動，比如聽音樂會、看演出和展覽”“現(xiàn)場觀看體育比賽”“參加體育鍛煉”和“做手工（比如刺繡、木工）”;通俗娛樂型閑暇生活方式包括五種：“看電視或者看碟”“出去看電影”“逛街購物”“在家聽音樂”和“上網(wǎng)”。本文將采取等權重的形式對各小類閑暇生活方式進行線性加權組合成大類閑暇生活方式，比如個體社交型閑暇生活方式的得分，是由該個體的“與不住在一起的親戚聚會”和“與朋友聚會”兩種休閑活動的得分進行加總后除以2得來的。

問卷中對閑暇生活方式的測量主要是通過詢問受訪者在過去一年的空閑時間中對12項活動的參與頻率來實現(xiàn)。該問題的選項為“每天”“一周數(shù)次”“一月數(shù)次”“一年數(shù)次或更少”和“從不”，分別賦值1—5分。為了便于統(tǒng)計分析，我們將其反向賦分，分值越高表示從事某項活動的頻率越高，比如，對于“看電視或者看碟”的回答，回答為“每天”則賦值為5分，回答為“一周數(shù)次”則賦值為4分，回答為“一月數(shù)次”則賦值為3分，回答為“一年數(shù)次或更少”則賦值為2分，而回答為“從不”則賦值為1分。

3.控制變量

控制變量包括除了客觀社會經(jīng)濟地位及閑暇生活方式這兩個解釋變量以外的可能影響個體主觀階層認同的變量，包括人口統(tǒng)計學因素（性別和年齡）、政治身份（政治面貌）、宗教信仰、制度分割因素（戶籍）以及代際階層流動（個體現(xiàn)在的階層地位-14歲時家庭的階層地位）。性別、年齡、宗教信仰會影響個體自我對比的參照群體類型，從而影響個體主觀階層認同。政治面貌和戶籍通過影響個體對自我的階層定位而直接影響個體的主觀階層認同。其中，政治面貌分為“群眾”“共青團員”“民主黨派”和“共產(chǎn)黨員”四類，宗教信仰狀況分為“不信仰宗教”和“信仰宗教”兩大類，戶籍分為“農(nóng)業(yè)戶口”“非農(nóng)業(yè)戶口”“軍籍”和“其他”四種類型。此外，已有研究發(fā)現(xiàn)，個體主觀階層認同會受到父輩社會地位高低的影響，所以本文將代際階層流動因素也納入進來作為控制變量。

（三）變量統(tǒng)計性描述

被解釋變量“主觀階層認同”的分布情況見表1。在剔除異常值及進行一致性檢驗后，最終選擇了9385個樣本。從占比情況來看，受訪者中主觀階層認同處于中等水平即自我評分為“5分”的占比為35.22%，超過三分之一以上，占比最高。其次是評分在“4分”的占比次之，為18.92%。自我評分在“3分”至“6分”的占比總計79%左右，說明絕大部分人對自身的主觀階層認同處于“3分”至“6分”這個區(qū)間。自認為處于階層底端的受訪者比例是自認為處于階層頂端受訪者的兩倍，自我評分在“7分”以上的受訪者占比僅有6%左右，而自我評分在“1分”和“2分”的受訪者占比共計14%左右。

表2報告了所有變量的最大值、最小值、平均值、中位數(shù)及標準差等方面的描述性統(tǒng)計結果。被解釋變量“主觀階層認同”的平均值為4.313，標準差為1.639，占平均值的38%，表明受訪者對自身階層的評估大多在平均值附近，這也與上述主觀階層認同的占比分布情況相一致。核心解釋變量社會經(jīng)濟地位的三個指標的值均取離散的整數(shù)。收入分三個層次，分別賦值1、2、3，類似地，職業(yè)和教育也是取三個離散的整數(shù)，賦值在1—3之間。教育變量中，一半以上的受訪者教育程度屬于教育中低程度。收入分為個人收入和家庭人均收入，個人收入的平均值均低于其中位數(shù)，表明一半以上的受訪者的個人收入在中等以上。同時，一半以上的受訪者的家庭人均收入處于中等以下。在職業(yè)類別變量中，處于中等水平以上的個體占比小于50%。閑暇生活方式為組合后的連續(xù)變量，取值在1—5之間，社交活動、高雅休閑活動及通俗娛樂活動的平均值均與其各自的中位數(shù)相差不大，表明以中位數(shù)為峰值的兩側分布較為均勻。在性別控制變量中，男女比例各占一半左右。年齡的最大值為94，最小值為18，平均年齡和中位數(shù)相近。其他控制變量的統(tǒng)計特征也較為合理。

四、中介效應實證分析

根據(jù)Baron&Kenny提出的中介效應檢驗的因果步驟法B24，為了驗證客觀社會經(jīng)濟地位（X）是否通過影響個體的閑暇生活方式（M），進而影響個體的主觀階層認同（Y）這一假設。本文建立了三個回歸模型：第一個模型為客觀社會經(jīng)濟地位模型，將社會經(jīng)濟地位各項指標作為自變量，主觀階層認同作為因變量，各種人口統(tǒng)計學因素等作為控制變量（模型方程為：Y=cX+e1）;第二個模型為閑暇生活方式模型，將社會經(jīng)濟地位作為自變量，閑暇生活方式作為因變量，各種人口統(tǒng)計學等因素作為控制變量（模型方程為：M=aX+e2）;第三個模型為聯(lián)合模型，將社會經(jīng)濟地位和閑暇生活方式同時作為自變量，主觀階層認同作為因變量，各種人口統(tǒng)計學等因素作為控制變量（模型方程為：Y=cX+bM+e3）。檢驗三個模型的回歸系數(shù)，如果回歸系數(shù)c、a、b都顯著，說明存在中介效應，在此條件下，如果c不顯著，說明存在完全中介效應，如果c顯著，且c

（一）客觀社會經(jīng)濟地位對主觀階層認同的影響

我們首先來看中介效應檢驗的第一步，即客觀經(jīng)濟社會地位是否影響主觀階層認同。雖然已有研究使用不同于本文的數(shù)據(jù)、分類方法和變量，得出了客觀經(jīng)濟社會地位對主觀階層認同影響顯著的結論，但是據(jù)我們所掌握的文獻資料，還未見到使用CGSS最新數(shù)據(jù)驗證這個結論。我們使用CGSS2015調(diào)查數(shù)據(jù)，通過有序Probit模型分析收入、教育和職業(yè)三個客觀社會經(jīng)濟地位維度各自對個體主觀階層認同的影響。表3報告了教育、收入、職業(yè)這三個變量對主觀階層認同的直接或間接影響的總效應。

第（1）列是主觀階層認同對教育的回歸估計結果。在控制了其他影響主觀階層認同變量的情況下，教育水平對主觀階層認同的影響均為正數(shù)，且在1%的水平上顯著。這表明個體的教育水平越高，其對自我階層認同和社會地位的評分就越高，即教育水平會提升個體的主觀階層認同。從第（2）列和第（3）列來看，個人收入對個體的主觀階層認同的影響也顯著為正，表明個體的收入水平越高，其對自身的社會經(jīng)濟地位的評價越高，即個體收入會提升個體的主觀階層認同。同時，家庭的人均收入也會對個體的主觀階層認同產(chǎn)生顯著的正向影響。并且，家庭人均收入對個體主觀階層認同的效應要高于個體收入對個體主觀階層認同的效應。從第（4）列看，在職業(yè)維度上，處于職業(yè)中上層的個體對自身社會經(jīng)濟地位的評價，顯著受到其職業(yè)階層地位的正向影響。但是，處于職業(yè)中低層的個體，其對自身社會經(jīng)濟地位的主觀評價與其職業(yè)層次沒有明顯的關系。這表明職業(yè)對個體主觀階層地位認同的影響，主要發(fā)生在職業(yè)中上層群體中。

綜上，教育、收入、職業(yè)等客觀社會經(jīng)濟地位的三個維度，均會對個體的主觀階層認同產(chǎn)生重要的、顯著的正向影響，但是在影響大小方面存在差異。這一研究結論也與其他學者的研究結論一致。

（二）客觀社會經(jīng)濟地位對閑暇生活方式的影響

我們再來證明中介效應的第二個鏈條：客觀社會經(jīng)濟地位對中介變量閑暇生活方式的影響。表4將閑暇生活方式作為被解釋變量，而客觀社會經(jīng)濟地位作為核心解釋變量。第（1）（2）（3）和（4）列為社交型閑暇生活方式對教育、收入和職業(yè)的回歸，很明顯，除了中低職業(yè)階層的影響在5%水平顯著外，教育、收入和職業(yè)中上層對社交型閑暇生活方式的影響均在1%的水平上顯著為正。第（5）（6）（7）（8）列為高雅休閑型閑暇生活方式對教育、收入和職業(yè)的回歸，從中可以看出，除了職業(yè)中低層不顯著外，教育、收入和職業(yè)中高層對高雅休閑型閑暇生活方式的影響也均在1%的水平上顯著為正。第（9）（10）（11）（12）列為通俗娛樂型閑暇生活方式對教育、收入和職業(yè)的回歸，同樣可以看出，教育、收入和職業(yè)對通俗娛樂型閑暇生活方式的影響均在1%的水平上顯著為正。以上結果表明，個體的客觀社會經(jīng)濟地位會對個體的閑暇生活方式產(chǎn)生顯著的正向影響。

進一步地，教育、收入、職業(yè)三個維度對三類閑暇生活方式的影響大小存在異質性或差異。總體來講，隨著教育水平的上升、職業(yè)地位的提高、收入的增長，人們對三類休閑生活方式的追求和閑暇活動的參與都會增加，但是，其影響效應在三類閑暇活動之間存在著細微差異。教育、收入兩個維度對三類閑暇生活方式的影響效應從小到大依次為社交活動、高雅休閑活動、通俗娛樂活動。以教育中上層為例，其對社交活動、高雅休閑活動和通俗娛樂活動的影響系數(shù)依次為0.204、0.434和0.501。就職業(yè)而言，職業(yè)中上層對閑暇生活方式的影響效應從小到大依次為高雅休閑活動、社交活動和通俗娛樂活動，系數(shù)分別為0.098、0.164和0.201。從教育、職業(yè)、收入三個維度對個體閑暇生活方式的影響效應大小來看，隨著人們客觀社會經(jīng)濟地位的提高，比起高雅休閑型的閑暇活動，人們更傾向于增加通俗娛樂型的閑暇活動。究其原因，我們認為可能有以下兩個方面：一是因為目前我國整體的收入水平還處于發(fā)展中國家水平，收入中上層人群的絕對收入水平比較有限，個體收入或家庭人均收入的上升時間也比較短，因此一旦收入達到相對較高層次，便將增加成本相對較低的通俗娛樂型閑暇活動。二是因為目前我國基本公共文化服務的供給主要集中在滿足民眾的通俗娛樂型休閑需求上面，比如在城市里大量興建商場和購物中心，以供人們逛街購物、看電影，而相對高雅的休閑需求卻較少得到滿足，比如去文化中心看音樂會和演出，去體育中心觀看體育賽事，去社區(qū)運動場館鍛煉身體，去社區(qū)圖書館看書等，這些公共文化服務普遍存在供給不足和價格不親民的問題，所以人們很少有機會能接觸和參與這些高雅型的閑暇活動。

綜上，實證結果表明，除了職業(yè)中下層外，客觀社會經(jīng)濟地位的三個維度（教育、收入、職業(yè)）均會對閑暇生活方式產(chǎn)生顯著的正向影響，并且，教育、收入和職業(yè)等客觀社會經(jīng)濟地位的上升對通俗娛樂型閑暇生活方式的影響效應超過高雅休閑型和社交型閑暇生活方式。以上研究結論表明中介效應檢驗的第二步是顯著成立的。

（三）閑暇生活方式與客觀社會經(jīng)濟地位對主觀階層認同的影響

接下來再看第三個鏈條，即同時考慮閑暇生活方式和客觀社會經(jīng)濟地位對個體主觀階層認同的影響。表5是同時考慮客觀社會經(jīng)濟地位和閑暇生活方式時的回歸結果。

首先，在加入客觀社會經(jīng)濟地位變量后，主觀階層認同對閑暇生活方式的回歸系數(shù)顯著為正，這表明閑暇生活方式確實會對個體主觀階層認同產(chǎn)生顯著的正向影響，這一結論支持了本文的第一個研究假設。以上已經(jīng)證明回歸系數(shù)c（除職業(yè)中低層外）、a、b都顯著，說明存在中介效應，但是由于在加入閑暇生活方式變量后，客觀社會經(jīng)濟地位對個體的主觀階層認同的影響系數(shù)c依然顯著（除職業(yè)中低層外），說明不存在完全中介效應。接下來，再對比沒有控制閑暇生活方式的回歸結果與控制了閑暇生活方式的回歸結果，即對比表3和表5可知，在加入閑暇生活方式變量后，教育、收入、職業(yè)三個維度對個體主觀階層認同的影響系數(shù)均有所下降，即c

其次，不同的閑暇生活方式對個體主觀階層認同的影響效應有細微差異。由表5可知，我們將客觀社會經(jīng)濟地位的任一維度（收入、教育或職業(yè)）與閑暇生活方式放在一起進行回歸之后發(fā)現(xiàn)，通俗娛樂型閑暇生活方式和高雅休閑型閑暇生活方式對個體主觀階層認同的影響系數(shù)都要高于社交活動對個體主觀階層認同的影響系數(shù)，但是，在教育和職業(yè)兩個維度進行回歸時，通俗娛樂型閑暇生活方式的影響系數(shù)要略大于高雅休閑型閑暇生活方式的影響系數(shù)，在用收入這一維度進行回歸時，通俗娛樂型閑暇生活方式的影響系數(shù)要略小于高雅休閑型閑暇生活方式的影響系數(shù)。由此說明，收入是影響人們選擇通俗娛樂型閑暇生活方式還是高雅休閑型閑暇生活方式的重要原因。

最后，綜合表4和表5的回歸結果可知，客觀社會經(jīng)濟地位對通俗娛樂活動的正向影響，要大于對其他兩種類型的閑暇活動的影響，同時，在教育和職業(yè)兩個維度上，通俗娛樂型閑暇生活方式對個體主觀階層認同的影響效應大于其他兩種類型的閑暇生活方式對個體主觀階層認同的影響效應，這表明客觀社會經(jīng)濟地位主要通過通俗娛樂型閑暇生活方式影響個體主觀階層認同，其次通過高雅休閑型和社交型閑暇生活方式影響個體的主觀階層認同。

五、結論與啟示

本研究基于CGSS（2015）的調(diào)查數(shù)據(jù)，實證分析了個體客觀社會經(jīng)濟地位（收入、職業(yè)、教育）和閑暇生活方式對個體主觀階層認同的影響。實證研究結果發(fā)現(xiàn)，客觀社會經(jīng)濟地位和閑暇生活方式均會對主觀階層認同產(chǎn)生重要的、顯著的正向影響，而且客觀社會經(jīng)濟地位對主觀階層認同的影響不但具有直接效應，還會通過閑暇生活方式產(chǎn)生間接效應，即閑暇生活方式在客觀社會經(jīng)濟地位和主觀階層認同之間存在部分中介作用，并且，在現(xiàn)階段，客觀社會經(jīng)濟地位主要通過比較大眾化的通俗娛樂型閑暇生活方式影響個體主觀階層認同。

本文的研究結論啟示我們：第一，客觀社會經(jīng)濟地位是個體主觀階層認同的重要影響因素，在分析和考察主觀階層認同時，必須考慮個體的客觀社會經(jīng)濟地位狀況。同時，要塑造或提升個體的主觀階層，最有效和最直接的辦法就是提升個體的收入水平、受教育程度和職業(yè)層次。第二，對個體主觀階層認同的分析應考慮生活方式因素。以往文獻在分析主觀階層認同時，對個體生活方式的關注較少，但本文的研究結論表明個體的閑暇生活方式本身會對個體主觀階層認同產(chǎn)生重要影響。因此對于提升人們主觀階層認同的政策實踐，也需要從個體的生活方式入手，通過為人們創(chuàng)造更多的休閑條件，提供更便利的公共文化服務來提高人們的生活質量和幸福感，從而提升個體的主觀階層認同等級。2020年在江西九江、湖北宜昌等城市推出的每周2.5天彈性休假制度，以及吉林省長春市推出的“城市流動圖書車”項目，即是為市民創(chuàng)造休閑時間和休閑條件的有效舉措。

最后，需要指出的是，本文所研究的12種閑暇活動只是我們?nèi)粘Ｉ钪斜容^典型的一些反映生活方式的指標，實際上，除了閑暇活動外，還有很多衡量生活方式的指標，比如消費觀念、生活感受、勞動方式、婚姻家庭等。很多學者提出，隨著我國經(jīng)濟的發(fā)展，未來我們將會進入消費社會，人們對生活方式的關注和思考將會增加，是否可以用生活方式作為中國社會分層的新標準是一個值得探討和研究的問題。

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