時間的社會結構：文化資本與精英高校農村籍學生的時間使用

謝愛磊，李家新，白宜凡

（1.廣州大學粵港澳大灣區(qū)社會發(fā)展與教育政策研究院，廣東 廣州 510006；2.常州大學瞿秋白政府管理學院，江蘇 常州 213159）

一、研究背景與問題

在校期間合理使用和管理時間對大學生的學習和發(fā)展至關重要。初入大學校門，時間管理更是必然要面對的挑戰(zhàn)[1]。大學中的諸多社會活動都需要分配時間，而時間的分配又影響著就學體驗和結果[2]。研究指出，來自弱勢群體背景的初代大學生對大學的學習和生活環(huán)境鮮有了解，這導致他們無法有效平衡時間、產生過多壓力[3]。

個體對時間的使用和管理既是社會結構的產物，又持續(xù)地對生產中的社會結構造成影響。在英美等國社會和文化背景下的研究指出，來自工人階層的學生較之于來自中產階層的學生更少分配時間參加正式的校園活動（如校園俱樂部、社團以及其他組織），非正式校園活動參與度也不高（如交友、約會、聚會等）[4]。這導致他們缺乏歸屬感，社會融入度低[5-7]。而社會融入度又往往是學生在大學期間認知發(fā)展、就學滿意度以及升學和就業(yè)結果的預測性指標[8-9]。

我國學者對在校大學生如何管理和使用時間也一直有所關注，并分別探討了學生的學習時長[10]、閑暇時間利用和學習時間分配[11-12]、實習和學習時間投入[13-14]等話題。但總體而言，對城鄉(xiāng)大學生在時間使用上的差異關注較少，而大量研究指出，農村籍大學生在適應大學環(huán)境時會遇到一定障礙[15]。

人類的所有活動都需要時間，社會分層也有其時間形式。對在校大學生時間使用的整體結構及其背后潛藏的群體差異（尤其是城鄉(xiāng)差異）進行考察，有助于我們理解為何過去的研究一直指出不同社會群體的大學生在進入高校后會有不同的適應結果[16]。本研究基于自2013年以來持續(xù)開展的一項追蹤調研的數(shù)據(jù)分析了4 所“985”高校的農村籍大學生在適應大學初期時間使用的基本狀況及其文化資本成因。時間與社會結構的關系雖然是社會學研究中的一項經典議題，但在大學生發(fā)展研究中，依然少有研究結合經驗數(shù)據(jù)討論社會結構與學生的時間使用和管理之間的關系，而這正是本文的重要創(chuàng)新之處。

二、文獻綜述和理論框架

（一）不同背景大學生時間使用的風格和差異

大學生如何使用和管理時間一直是學情調查的重要內容。有研究者留意到，隨著歷史的推進，全日制大學生用于學習的時間一直在減少。例如，1961年至2010年，美國全日制本科生每周用于學習和上課的平均時長由約40 小時下降到不足23 小時[17]。大學生學習時間的顯著下降成因復雜，學習技術的進步、學生群體日益多元都是重要解釋。此外，隨著高教系統(tǒng)的擴張和文憑的貶值，學生不得不花費更多精力用于求職，而此總以犧牲學業(yè)時間為代價[18]。學生群體的多元化和多樣追求還進一步推動了研究人員對他們使用時間的風格進行研究和類型學劃分。例如，奧斯汀曾使用經驗數(shù)據(jù)將學生分為享樂主義者、地位奮斗者、學者、領袖、社會活動家、藝術家和未承諾者[19]。庫等人將學生群體分為十類[20]。布林特和坎特威爾曾結合加州大學的校本數(shù)據(jù)，將學生分為五類——學者、活躍的學者、活躍分子、工作者和被動者[18]?？涞铝值热死萌佬律v向調查的數(shù)據(jù)，對學生的時間使用情況進行了分類。他們將大約40%的學生歸為認真學習者，25%歸為不活躍者，另約三分之一歸為社會參與型學生[21]。

大學是參加各種社會活動和追求興趣的時期，每項活動都需要時間。大學生既需要把時間花在學術活動上（包括參加講座、做作業(yè)、學習和寫論文），也要為非學術活動騰出時間（包括兼職工作、學生活動、休閑和社交活動）。不過，研究也同時指出，有些時間的使用比其他時間的使用更有價值。例如，奧斯汀指出，學生的活動只有在指向提升大學體驗時，才會對個人發(fā)展產生積極影響[22]。諾尼等人曾結合學生工作的時間狀況將他們劃分為“以校園為中心”者和“以工作為中心”者，并指出前者的GPA通常要高于后者[23]。

不同類型活動的相對價值意味著學生需要制定計劃、合理安排優(yōu)先事項、做好自我調節(jié)，進而保持學業(yè)[24-25]。然而，來自不同社會群體的學生往往對不同類型的活動有著不同認識，在制定計劃、安排優(yōu)先事項的能力上也往往存在差異。在英美等國社會和文化背景下的研究較為關注大學生時間使用的族裔差異，如布林特和坎特威爾圍繞美國加州大學本科生時間使用的三個維度——學習活動/非學習活動、主動活動（如鍛煉、社交、志愿服務等）/被動活動（如通勤、看電視、使用電腦等）、與校園生活相聯(lián)系的活動（如參與學生俱樂部等）/相分離的活動（如家庭事務等），結合對學生時間使用風格的分類指出：非洲裔學生在時間使用風格上呈現(xiàn)“學者”或“活躍分子”特征的可能性并不低，但更容易成為“工作者”；亞裔學生則更可能成為“學者”或“被動者”，而不太可能成為“活躍者”或“工作者”；男性學生更容易成為“被動者”而非“學者”；第一代大學生則不太可能成為“活躍者”或“學術活躍分子”[18]。一項針對大學新生的研究也發(fā)現(xiàn)，非洲裔學生相對于白人學生更少分配時間參與學生活動、志愿者活動和學生組織[26]。另外，在休閑娛樂活動投入的時間方面，非洲裔青少年比其他族裔學生少18%-23%；在培養(yǎng)技術能力方面，亞裔群體相較其他族裔而言投入最多，非洲裔最少；在社交活動方面，亞裔群體投入的時間最少[27]。

另有不少研究較為關注學生在時間投入方面的社會經濟背景和性別差異。菲利普等人指出，近年來，盡管來自各種背景、就讀于各種院校類型的大學生在學習時間上都有所減少，但父親受教育程度更高的學生仍比其他學生有著更多的學習時間投入[17]；阿姆斯壯等人指出，社會經濟背景較高的學生可能會將更多的時間投入于休閑活動[1]。針對美國和澳大利亞學生的研究也發(fā)現(xiàn)，出身于工薪階層家庭的學生在大學中的社會融合度往往低于出身于中產階級的學生，這主要體現(xiàn)在前者的時間分配上——他們參與學校的正式活動（如俱樂部、社團等）和非正式社會活動（如聚會）都相對更少，同時也更少參與學術活動[28-29]。

（二）時間使用群體差異的解釋

時間的使用既是社會不平等的原因，也是社會不平等的結果[30]。既有研究指出：大學生在時間使用方面的階層差異，在很大程度上可歸結為他們對于各類物質和文化資源占有的不同[31]。布林特等人指出，第一代和非裔大學生由于經濟狀況較差，常常不得不從事有償工作以維持學業(yè)，因此相對其他社會背景的學生更可能會在兼職上花費更多時間[13]。埃爾南德斯在針對學生睡眠時間的研究中也發(fā)現(xiàn)，第一代大學生睡眠時間相對少，其原因也主要在于他們較為缺錢，需要花時間工作[32]。德斯賈丁斯等人則指出學生的貸款債務與他們的時間使用風格緊密相連——債務將學生分為無債務者和負債者，前者較多參加社交活動，而后者則較少參與校園生活，并花費大量時間從事有償工作[33]。

另有研究指出，由于出身于工薪階層家庭的學生往往比出身于中產階級家庭的學生年齡大，而年長的學生又往往需要照顧家庭，不得不從事更多的兼職工作或主持家庭事務，因而在校園里的時間相對更少。羅本等人的研究也指出，年齡差異有助于解釋學生社交時間投入方面的階層差異。該研究發(fā)現(xiàn)，年齡較大的學生往往比年輕學生更缺乏時間從事社交活動，因為他們需要花更多的時間從事有償工作或者照顧家庭，抑或由于需要住在家里、離大學較遠，需要花費更長時間通勤[34]。

在物質資源之外，文化資本占有方面的不平等常被看作是大學生時間使用階層差異的重要解釋性變量。布迪厄將文化資本定義為通過積累勞動獲得的可用于交換社會或經濟利潤的內外部文化資源，如個人的能力、偏好、性格，以及所擁有的商品、設備、證書等[35]。個體能力、偏好、性格的培養(yǎng)往往需要較多的時間和精力投入，父母為青少年提供的早期指導則是其最重要的條件之一。研究者指出，文化資本占有上的差異是不同族裔學生時間使用差異的重要原因。例如，在分析美國不同族群青少年在高雅文化活動、娛樂活動、技術活動和社交活動上投入時間的差異時，研究者指出，家庭早期的育兒策略、地位獲取的種族不平等，以及青春期階段的環(huán)境特征是影響青少年時間使用差異的重要因素，在參與高雅文化活動方面，父母擁有碩士學位的學生投入的時間是父母只有高中學歷的學生的兩倍，在培養(yǎng)技術能力的活動方面，也是父母的學歷越高，青少年的時間投入越多[27]。研究同時指出，學生在初入大學校園時，所掌握的關于大學的信息可能參差不齊。低收入學生、初代大學生和有色人種學生往往較難獲得和大學相關的實用信息，這影響了他們的時間管理策略。通常，來自社會經濟地位較高家庭的學生更可能熟悉大學環(huán)境，了解大學的文化意義，具備必要的文化技能以適應大學生活，從而能更好地平衡和管理自己的時間[1]。

（三）理論框架

就關于時間的理論，萊恩指出有必要區(qū)分“時間哲學”和“時間的社會學理論”[36]。前者關注的是真實體驗到的變化、生老病死、記憶、計劃和期待當中所蘊含的時間之源頭；后者關注的主要是“社會時間”，致力于描述與不同的社會組織形式相關的多重時態(tài)，解釋對時間的組織和體驗的跨文化和歷史差異。在形形色色的理論中，時間一改單一、線性、客觀、自然和物理的面貌，被賦予豐富的文化與社會內涵。涂爾干的作品常被看作是時間社會學的理論源頭，不同于康德——時間和空間被其描述為人類認知的兩個組織維度，并且是先驗的，個體得以借其理解自身的經歷——涂爾干指出時間是一種主觀體驗、集體意識和集體表象的主體、集體生活的節(jié)奏[37-38]。休伯特、莫斯進一步發(fā)展了涂爾干的思想，闡釋了“定性時間”的概念，認為時間本身是社會生活的節(jié)奏。例如，休伯特指出時間是一種符號結構，它通過時態(tài)表征了社會的組織[39]。

索羅金和默頓在涂爾干及其后繼者“法蘭西傳統(tǒng)”的基礎上，吸收人類學家科德林頓等人的思想，對時間提出了知識社會學意味頗濃的理解，指出時間的基本單位通常由集體生活的節(jié)奏定義。在特定的時間場景中，時間通常意味著意義賦予——人們賦予事件時間框架，按其重要性分配時間，而這深受群體信念和習俗影響。在不同的社會，人們使用不同的歷法、不同的計時系統(tǒng)，賦予不同時間不同的意義。他們區(qū)分了社會時間和鐘表時間，并指出前者可表達為：以其他社會現(xiàn)象為參考的社會現(xiàn)象的改變[39]。

對社會時間的概念進行了進一步發(fā)展的是古爾維奇[40]。他界定了八類社會時間以說明現(xiàn)代社會在時間上的復雜性，認為不同群體圍繞使用何種“合適”的時間展開競爭。古爾維奇反復提及社會時間的多重性，指出不同社會階層的時間計量和時間層次既多重也不相同，通過分析社會時間，我們可以揭示時間計量的雙重邏輯——社會結構的分層秩序和統(tǒng)一邏輯以及社會本身的彈性邏輯。摩爾則進一步指出時間是一種稀缺資源和組織生活的方式，指出社會時間有三個要素——協(xié)同、順序與節(jié)奏，其本身是一種重要的策略，對時間的有意使用可帶來社會優(yōu)勢[41]。

大學校園的每項活動都需要時間，對時間的策略性使用有助于提升大學就學體驗并對個人發(fā)展產生積極影響。問題是來自不同社會群體的學生對于大學各類社會活動的認識可能非常不同。大量其他文化和社會背景下關于大學中工人階層和貧困群體背景學生的研究指出，當這些背景的學生進入精英大學時可能面臨一定的文化障礙。為了取得學術和社會上的成功，他們必須克服“文化局外人”的感覺[42-43]。文化局外人的概念為本文描述和理解農村籍大學生與城市籍大學生可能存在的時間使用風格差異提供了基本的理論線索。兩個群體的學生對不同類型社會活動的意義可能有著不同的認識，在初入大學階段，在學習活動、學生活動、娛樂活動、創(chuàng)收活動、生命維持活動上花費的時間可能頗為不同。例如，農村籍學生可能并不了解學生活動參與的重要性，也缺乏參與這些活動所需的文化知識和技能，這可能導致他們在類似活動上的時間投入較少。在學業(yè)上，中國文化背景下的研究則指出，農村籍大學生深受儒家文化的影響，重視通過教育改變自身的命運，因而在西方背景下觀察到的學業(yè)投入上的時間差異未必成立。而經濟方面的需要往往迫使農村籍學生在學習期間勤工助學或從事兼職，并可能影響他們參加校園學生活動的時長。所有這些都可能導致農村籍大學生與城市籍大學生形成不同的時間使用和管理風格。

基于以上理論框架，以及農村籍大學生與第一代大學生在精英大學中可能存在的“文化局外人”身份，本文作出如下假設：在控制其他相關因素的情況下，農村籍大學生和城市籍大學生在學習活動、學生活動、志愿活動、社交活動、娛樂活動、體育活動、創(chuàng)收活動、生命維持活動上的時間分配存在顯著差異，而他們家庭早期的文化資本投資狀況是重要的解釋性因素。

三、數(shù)據(jù)與方法

（一）數(shù)據(jù)來源

本文所使用的數(shù)據(jù)來源于一項針對4 所“985”高校約2000 名本科生的追蹤調查。該調查始于2013年，總體上采用混合研究設計。初次調查時，研究者將4 所高校（兩所以理工科見長的大學、一所師范類大學和一所綜合類大學）的不同院系分為人文社會科學、理科、工科、醫(yī)學4 類，然后把組內院系的各個班級按照人數(shù)進行排列，利用“按規(guī)模大小成比例的概率抽樣”方法抽取班級，被抽中的班級，邀請所有學生參與調查。問卷調查一共三輪：第一輪開展于2014年秋——亦即學生大一之后，意在了解學生的家庭背景和早期成長經歷、進入大學后的學業(yè)表現(xiàn)和社會活動狀況（樣本1938人）；第二輪開展于2015年秋——亦即學生大二之后，意在持續(xù)了解學生的學業(yè)表現(xiàn)和社會活動狀況，以有助于結合第一輪調查深入了解被調查學生的大學適應過程（樣本1633人）；第三輪開展于2018年——亦即學生畢業(yè)后一年，意在了解被追蹤的個體畢業(yè)深造或就業(yè)的基本情況（樣本1034人）。在前兩輪問卷調查之后——亦即2014年底和2015年底，研究者先后開展了較為持續(xù)的半結構式訪談，旨在深入理解通過問卷調查獲得的一些初步認識，了解農村籍大學生在精英環(huán)境中適應的具體過程、影響因素和發(fā)生機制。

第一輪調查共發(fā)放問卷2000 份，回收1938 份，調查樣本的人口學特征見表1。調查發(fā)現(xiàn)，四所高校中，農村籍學生較少，約為27%，男女生比例均衡，其中64%的學生是家庭中第一代大學生。本文使用定量分析的方法，檢驗這四所精英大學中農村籍學生與城市籍學生在大學學習的第一年是否存在時間分配上的差異，并探索學生的早期成長經歷是否對其在大學生活中的時間分配存在影響。

表1 調查樣本的人口學特征（N=1938）

（二）變量情況

1.因變量

本研究的因變量是學生各項活動的時間分配。問卷中的相關量表共計12個題項，請學生分別就周一至周五（共120 小時）、周末兩天（共48 小時）的時間分配作出估算。針對每一項活動的日均時間，學生可根據(jù)自身情況從5個選項中做出選擇，即：（1）平均每天1小時以內；（2）平均每天1-3 小時；（3）平均每天3-6 小時；（4）平均每天6-9 小時；（5）平均每天10 小時以上。大學生的時間集中分配在學習活動、學生活動、社交活動、娛樂活動、創(chuàng)收活動和生命維持活動等方面。本研究將問卷中周一至周五的12 個題項與周末兩天的12 個題項進行合并，計算Cronbach’s alpha系數(shù)，顯示較好的內部一致性。若為同一題項合并，則對每個題項先進行標準化，后求均值。若為不同題項合并，則通過主成分因子分析法，提取主成分因子作為因變量，生成具備均值為0、標準差為1 特征的新變量（見表2）。

表2 因變量題項及情況說明

2.自變量

學生的常住家庭地址是本文的核心自變量，問卷中原有的分類——（1）農村；（2）鄉(xiāng)政府所在地；（3）鎮(zhèn)政府所在地；（4）縣城；（5）城市郊區(qū)；（6）地級市政府所在地；（7）省會城市市區(qū)；（8）直轄市市區(qū)；（9）其他（請注明），被合并為農村（1-3）和城市（4-9）的二分變量（1=農村；0=城市）。

3.解釋變量

本研究的解釋變量包括學生的個人背景、學生的家庭背景，以及成長過程中文化資本、社會資本的積累，具體說明見表3。

表3 解釋變量題項及情況說明

（三）研究方法與數(shù)據(jù)預處理

鑒于本研究的因變量取值已轉化為連續(xù)變量，擬采用最小二乘法（Ordinary Least Squares，OLS）多元線性回歸進行分析。由于樣本中有近10%的學生在至少一個分析變量上存在缺失值，本文采用多重插補法（Multiple Imputation by Chained Equations，MICE）來處理這一問題。多重插補法具有同時處理不同類型變量的優(yōu)勢，例如處理連續(xù)變量、二分變量等。本研究利用STATA 15 中的mi impute chained 程序包，共生成20 個完整的數(shù)據(jù)集，在此基礎上得出分析結果。

四、研究發(fā)現(xiàn)

（一）自變量的描述性分析結果

表4 報告了各變量的分樣本（農村籍/城市籍學生）描述性統(tǒng)計結果?？梢钥吹剑詣e、民族在城鄉(xiāng)學生樣本中的分布較為均衡外，在其他解釋變量及因變量方面，城鄉(xiāng)學生之間均表現(xiàn)出了較為明顯的差異。其中，初代大學生在農村籍學生中的比例比在城市籍學生中的比例高41%，農村籍學生的父母從事高層工作的比例則比城市籍學生的父母低38%，在一定程度上表明精英大學中的農村籍學生更有可能為初代大學生，其父母職業(yè)也常以基層和中層職業(yè)為主。

表4 變量分樣本（農村籍/城市籍學生）描述性統(tǒng)計

另外，樣本中城市籍學生在家庭經濟狀況變量上的分數(shù)均值較農村籍學生高0.87。在成長經歷方面，城市籍學生在文化資本以及成長過程中父母與老師、朋友的交流方面均值均為正，而農村籍學生的均值則均為負，在一定程度上表明精英大學中的農村籍學生在成長過程中積累的文化資本相對城市籍學生而言更為稀缺，在其成長過程中父母與老師、同伴的交流也相對更少。

在因變量方面，城鄉(xiāng)學生在各類活動上的分數(shù)均值均正負相反，城市籍學生在多數(shù)項目（學習活動、學生活動、社交活動、看視頻與聽音樂、打游戲、體育活動、生命維持活動）上均值為正，農村籍學生則僅在志愿活動和創(chuàng)收活動上均值為正。這種差異的顯著性及其可能的原因將在下文的OLS 回歸分析中進行驗證。

（二）OLS回歸分析的結果

本文通過OLS 回歸模型來分析精英大學中的農村籍學生在時間分配上是否與城市籍學生存在顯著差異，并通過逐漸加入控制變量的方式來檢驗特定因素能否解釋城鄉(xiāng)學生在時間分配上存在差異的原因。具體而言，模型1（二元線性回歸模型）主要檢驗農村籍學生和城市籍學生在某項活動上的時間分配是否存在顯著差異；如果存在顯著的城鄉(xiāng)差異，則建立模型2，在模型1 的基礎上控制學生的人口學特征；模型3 在模型2 的基礎上加入是否為初代大學生這一變量；模型4a 在模型3 的基礎上加入學生的家庭經濟狀況和父母的職業(yè)類別；模型4b 在模型3 的基礎上加入學生成長過程中積累的文化資本；模型4c 在模型3 的基礎上加入學生成長過程中父母與老師和朋友交流的頻繁程度；最后，模型5 在模型3 的基礎上加入本研究的所有解釋變量。

模型1 的結果顯示，農村籍學生與城市籍學生在學習活動、聽音樂/看視頻、體育活動、志愿活動和生命維持活動上所花的平均時間差異并不顯著，但在學生活動、創(chuàng)收活動、部分娛樂活動和社交活動上存在顯著差異（表5）。與城市籍學生相比，農村籍學生較少地將時間投入到學生活動、娛樂活動、社交活動中，而較多地投入到創(chuàng)收活動中。針對這四項在時間分配上呈現(xiàn)顯著城鄉(xiāng)差異的活動，表6 至表9 分別呈現(xiàn)了每項活動的多元回歸分析結果（模型2至模型5）。

表5 二元回歸分析（OLS）結果

表6顯示，就創(chuàng)收活動而言，農村籍學生相較于城市籍學生，平均投入了更多的時間。模型1 在不控制任何變量的情況下，農村籍學生分配在勤工助學或者打工賺錢上的時間顯著多于城市籍學生（模型1，beta=0.25）。模型2 的結果顯示，在控制了性別和民族背景的情況下，這一差距幾乎不變（beta=0.23），意味著性別和民族在學生活動時間分配上的差異并不影響城鄉(xiāng)學生之間的差異。模型3的結果顯示，加入“初代大學生”這一變量后，主回歸系數(shù)由模型2 中的0.23 縮小為0.18，同時，模型中“初代大學生”這一變量的系數(shù)為0.14，意味著初代大學生相較于非初代大學生更容易參與創(chuàng)收活動，并在一定程度上解釋了城鄉(xiāng)學生在創(chuàng)收活動上時間投入的差異。模型4a-4c的結果顯示，相較于成長過程中積累的文化資本（模型4b，beta=0.18）、父母與老師和朋友的交流（模型4c，beta=0.15），家庭背景，即家庭收入和父母的職業(yè)類型（模型4a）極大地解釋了城鄉(xiāng)學生在學生活動時間上的分配差異，主回歸系數(shù)縮小至0.05，在統(tǒng)計意義上不再顯著。最終，模型5 包含了所有的解釋變量，主回歸系數(shù)為0.03（p＞0.05），這與模型4a 的系數(shù)相似，意味著農村籍學生相較于城市籍學生將更多的時間投入到創(chuàng)收活動上，主要是因為他們在家庭經濟狀況上處于弱勢。

表6 回歸分析（OLS）結果——城鄉(xiāng)學生在創(chuàng)收活動上時間投入的比較

表7 顯示，就學生活動而言，在不控制任何變量的情況下，農村籍學生分配在學生活動上的平均時間顯著少于城市籍學生（模型1，beta=-0.12）。模型2 的結果顯示，在控制了性別和民族背景的情況下，這一差距并無變化（beta=-0.11），意味著性別和民族在學生活動時間分配上的差異并不影響城鄉(xiāng)學生之間的差異。模型3 的結果顯示，加入“初代大學生”這一變量后，主回歸系數(shù)由模型2 中的-0.11 變?yōu)?0.09，城鄉(xiāng)學生之間的差距不再顯著，意味著“初代大學生”這一身份在一定程度上解釋了城鄉(xiāng)學生在學生活動時間分配上的差異。如描述統(tǒng)計所示，樣本中超過90%的農村籍學生是初代大學生，而初代大學生對于學生活動重要性的認識往往有所欠缺，因而有可能影響他們在學生活動時間上的投入。模型4a 的結果顯示，主回歸系數(shù)大幅縮?。╞eta=-0.05），意味著家庭經濟狀況、父母的職業(yè)類型進一步解釋了城鄉(xiāng)學生在學生活動時間分配上的差異。模型4b的結果則顯示，成長過程中積累的文化資本與學生投入在學生活動上的時間顯著相關（beta=0.11），主回歸系數(shù)（beta=-0.08）與模型3 相近，意味著文化資本與學生在此類活動中的投入相關，在一定程度上解釋了城鄉(xiāng)學生在學生活動投入時間上的差異。模型4c的結果顯示，學生成長過程中父母與老師的交流對其大學期間學生活動的時間安排沒有顯著影響，但父母與朋友交流較多的學生更傾向于參與學生活動。類似地，主回歸系數(shù)較模型3變化不明顯，意味著成長過程中父母與朋友交流的情況，并不能解釋城鄉(xiāng)學生之間的差異。模型5包含了所有的解釋變量，主回歸系數(shù)縮小至-0.03 并不再顯著，意味著模型中的所有變量，即學生的成長背景，解釋了農村籍學生與城市籍學生在學生活動投入時間上的差異。在控制了其他變量的情況下，文化資本積累以及成長過程中父母與同伴交流的頻繁度，與學生活動的投入度呈正相關。

表7 回歸分析（OLS）結果——城鄉(xiāng)學生在學生活動上時間投入的比較

表8顯示，就游戲的時間投入而言，農村籍學生顯著少于城市籍學生。模型1 顯示，在不控制任何變量的情況下，農村籍學生用于打游戲的時間顯著少于城市籍學生（模型1，beta=-0.22）。模型2的結果顯示，在控制了性別和民族背景的情況下，這一差距并未改變（beta=-0.22），意味著性別和民族在學生活動時間分配上的差異并不影響城鄉(xiāng)學生之間的差異。模型3 的結果顯示，加入“初代大學生”這一變量后，主回歸系數(shù)由模型2中的-0.22縮小為-0.20，初代大學生這一變量本身的系數(shù)為負但不顯著，意味著初代大學生這一身份并沒有很好地解釋城鄉(xiāng)學生在游戲時間上的差異。相似地，模型4a-4c 以及模型5 的結果顯示，家庭收入和父母的職業(yè)類型、成長過程中積累的文化資本以及父母與老師、朋友的交流，都不能進一步解釋城鄉(xiāng)學生在娛樂活動時間上存在的差異，造成這一差異的原因仍待厘清。

表8 回歸分析（OLS）結果——城鄉(xiāng)學生游戲時間的比較

表9顯示，在社交活動方面，農村籍學生相較于城市籍學生平均投入時間較少。模型1 顯示，在不控制任何變量的情況下，農村籍學生參與社交的時間顯著少于城市籍學生（模型1，beta=-0.20）。模型2的結果顯示，在控制了性別和民族背景的情況下，這一差距并未改變（beta=-0.21），性別和民族也并不影響社交時間的投入。模型3的結果顯示，加入“初代大學生”這一變量后，主回歸系數(shù)由模型2中的-0.20縮小為-0.17，初代大學生這一變量本身的系數(shù)為負但不顯著，意味著初代大學生的身份在一定程度上解釋了城鄉(xiāng)學生在社交活動時間投入上的差異。模型4a-4c以及模型5的結果顯示，父母的職業(yè)類型、成長過程中積累的文化資本、父母與朋友的交流，都與社交活動的投入時間相關，并進一步解釋了城鄉(xiāng)差異。

表9 回歸分析（OLS）結果——城鄉(xiāng)學生在社交活動上時間投入的比較

五、研究結論和討論

本文立足一項持續(xù)多年的追蹤調查所收集的數(shù)據(jù)，比較分析了4所“985”高校的城鄉(xiāng)學生在時間使用上的差異。研究發(fā)現(xiàn)，農村籍學生與城市籍學生在學習活動、聽音樂/看視頻等娛樂活動、體育活動、志愿活動和生命維持活動上所投入的平均時間基本相似。這與立足英美等國社會和文化背景的研究在發(fā)現(xiàn)上有所不同。例如，在英美等國的研究中，來自弱勢群體的學生在睡眠時間和學習時間上通常會少于來自優(yōu)勢群體的學生，睡眠上的時間差異常被歸因為他們面臨的經濟壓力，學習上的時間差異常被歸因為他們面臨的經濟壓力與文化上的局外人身份。本研究指出，城鄉(xiāng)學生在睡眠和學習時間上并無顯著差異，原因之一可能為中國高校的課程結構相對固定，宿舍管理較為嚴格——如寢室有夜間熄燈制度。我國學生可能在這些活動的時間投入方面相對缺少自主性，但這客觀上也降低了弱勢家庭背景學生在時間分配上面臨不公平問題的可能性。

城鄉(xiāng)學生在學習時間投入上差異不明顯的另一可能原因為，在學業(yè)方面農村籍學生并不面臨文化“局外人”的壓力。在立足英美等國社會和文化背景的研究中，弱勢群體學生在精英環(huán)境中是文化局外人的深層含義之一在于，在學業(yè)方面，他們與來自中上階層背景的學生有著迥異的價值取向。上文援引的戴安等人針對英國一所精英大學中工人家庭背景子女的研究發(fā)現(xiàn)，這些學生一般認為獲得好的學業(yè)成就、進入精英大學，不是“他們那個群體的人”能做到的事。在針對美國工人階層大學生的研究中，赫斯特亦指出“學業(yè)成功”對于他們來說意味著沉重的“負擔”——來自學業(yè)成就與工人階層身份之間的對立關系。學業(yè)成功與工人階層身份之間的對立關系往往意味著放棄學業(yè)和較少的學習時間投入[44]。而部分立足中國本土的研究指出，這一結論不能簡單套用在農村籍學生身上——他們重視學業(yè)成就，并愿意投入相當多的精力和時間用于學習。這可能是本研究的數(shù)據(jù)所呈現(xiàn)的基本規(guī)律背后一個重要的文化成因[45]。

在本研究所作的假設中，關于創(chuàng)收活動的部分得到了驗證。與國外相關文獻的研究發(fā)現(xiàn)類似，樣本中四所精英高校的農村籍學生在勤工助學或打工賺錢方面投入的平均時間顯著多于城市籍學生。在逐漸控制其他變量后發(fā)現(xiàn)，其中最有力的解釋因素是城鄉(xiāng)學生的家庭背景，即家庭收入的影響。

最后，在學生活動（社團、學生會等）和社交活動等自主性較高的活動類型中，農村籍學生的平均投入時間顯著少于城市籍學生，研究假設中關于上述活動的部分得到了驗證。在逐漸控制其他變量后發(fā)現(xiàn)，學生的家庭背景和成長過程中積累的文化資本都是重要的解釋變量。這一發(fā)現(xiàn)印證了既有研究關于弱勢群體學生在精英環(huán)境中成為文化局外人的另一方面深層含義——在社會生活方面，弱勢群體學生與來自中上層社會背景的學生有著不同的興趣與追求，前者一般較少地參與有助于積累文化和社會資本的文化活動。

時間的策略性使用是獲取社會優(yōu)勢的重要途徑。既有研究指出，在學習活動之外，社團與學生會等學生組織的參與以及學校中積極的社交活動有助于學生獲得較好的發(fā)展結果。而我們的數(shù)據(jù)顯示，農村籍學生較之于城市籍學生更少投入時間到該類活動中。正如布迪厄在闡釋文化資本和生存心態(tài)概念時所提到的，越是需要自主性的社會活動，社會背景的影響越是明顯，社會結構的約束性力量越是有深刻的體現(xiàn)。對于農村籍學生而言，進入精英環(huán)境，往往寓示著進入另一個文化意義上的世界。告別高中的學習模式，迎來一個更加自主的社會空間，意味著他們需要有一定的“游戲感”，熟識不成文的“游戲規(guī)則”。既有研究又指出，來自弱勢群體背景的學生和來自中上層社會背景的學生對高校中的社會活動有著不同的認識——他們或不了解這些社會活動的意義，或認為這些活動沒有價值，或缺乏參與這些活動的文化知識和技能。所有這些又都有可能轉化為特定的行動結果——較少的參與和時間投入[46]。

需要指出的是，本研究僅為針對城鄉(xiāng)學生時間使用風格差異及其解釋的探索性研究。數(shù)據(jù)分析顯示，無論是在創(chuàng)收活動，還是學生活動，抑或是社交活動的時間分配差異上，家庭經濟狀況和父母職業(yè)等衡量學生社會經濟背景狀況的指標都是有力的預測性指標。這提醒我們在持續(xù)的市場化變革條件下，將這一問題納入社會分層研究的視野有著重要的理論潛力。例如，將來的研究可以更深入全面地考察與社會經濟背景相關的變量對大學生時間使用風格的影響并探討影響發(fā)生的具體機制。另外，除精英高校外，在調查時還可納入更多層次的高校，以綜合考察院校層面因素（如組織環(huán)境、校園文化氛圍等）的影響。