孔澤宇，劉丹鷺

(南京大學 政府管理學院，江蘇 南京 210023)

休閑已成為人們生活方式的重要組成部分，是提升人們生活質量的重要途徑。通過參與休閑活動，人們可以獲得幸福感，提升自信并建立起自身與社會的聯(lián)系，這對其身心健康和發(fā)展具有重要影響。而不同人群之間，休閑方式的分化可能導致其在健康和福祉等方面的差異。

國外學者圍繞休閑方式相關因素的討論主要分為兩類。一類是研究社會階層與休閑方式的關系，即個人的生活方式與其社會階層之間存在著緊密的聯(lián)系。這類研究通常將教育背景、收入水平和職業(yè)地位等，作為社會階層的操作化指標。在當代社會學中，這一基本假設受到了持續(xù)的批評，理由是社會階層已逐漸失去其內在連貫性，社會階層與生活方式的歷史聯(lián)系“已顯得多余”[1]。據(jù)此，學者們開始關注非階層因素對休閑方式的影響。受20世紀80年代興起的女性主義經(jīng)濟學的影響，歐美學者將婚姻關系、兒童保育等因素納入休閑研究；東亞和中東學者又結合當?shù)氐奈幕尘埃瑢⒄樟侠先诉@一因素考慮在內。自此，家庭結構逐漸被看作是非階層因素中與休閑方式相關的重要變量。

我國改革開放以后，居民的閑暇時間和閑暇內容的多樣化有了顯著增長，但社會階層的分化也開始顯現(xiàn)。與此同時，女性地位的提高所引起的家庭結構的變動[2]，對休閑方式也產生了一定影響。目前，國內的相關研究大多圍繞特定群體的休閑方式展開討論，包括城市居民、青年人、老年人及限定地區(qū)內居民的休閑方式等[3-5]，其選取的樣本難以代表我國的總體情況，對社會階層、家庭結構與休閑方式之間的聯(lián)系亦鮮有涉及。

亞里士多德指出：“休閑是一切事物環(huán)繞的中心”，“休閑是哲學、藝術和科學誕生的基本條件之一”[6]。從社會學角度來看，休閑是個體與外部環(huán)境互動的重要過程之一；從經(jīng)濟學角度來看，休閑與收入、消費、就業(yè)等行為密切相關；從營銷學的角度來看，把握社會階層、家庭結構與休閑方式的關系，是實現(xiàn)“以客戶為中心”理念的必備前提；從公共政策的角度來看，準確把握社會階層、家庭結構與休閑方式的關系，重點增強休閑領域的非基本公共服務，對于滿足人民群眾多層次、多樣化的需求具有重要意義。

鑒于此，本文使用中國綜合社會調查2015年度數(shù)據(jù)，探究我國居民休閑方式的類型，并進一步討論其與社會階層、家庭結構的關系，以全面了解我國居民休閑方式的特征及其在不同群體間存在的差異。本文試圖回答的問題包括：我國居民的休閑方式呈現(xiàn)出何種特征，又存在哪些異同；社會階層和家庭結構與休閑方式是否有關，呈現(xiàn)出怎樣的對應關系。本文通過對上述問題的回答，為相關的理論研究和政策制定提供證據(jù)支持。

1 文獻回顧

1.1 休閑方式及其影響因素

對休閑方式進行定義，要以個人參與各種休閑活動的程度為基礎，它既與休閑活動的范圍或多樣性有關，也與參與這些活動的頻次有關[7]。馬克思認為，一個社會越富裕，它生產物質生活資料所需的時間就越少，為其他生產活動和個人全面發(fā)展騰出的時間就越多，其中最重要的就是閑暇時間的增加[8]。隨著工業(yè)化程度的提高，休閑逐漸成為社會學中一個重要的研究課題。

國外早期對休閑方式的研究多為質性研究。例如，凡勃倫在《有閑階級論》一書中區(qū)分了紳士和窮人的休閑方式：紳士們參與炫耀性休閑，并且避免從事工作，目的是表現(xiàn)出良好的舉止和保持社會聲望；窮人們則試圖效仿上流社會的習慣而去購買一些無用的產品[9]。隨著時間使用調查的大規(guī)模展開和時間日記方法的廣泛應用，國外學者開始以量化的方式區(qū)分人們的休閑方式。Bittman和Wajcman利用澳大利亞的時間使用調查數(shù)據(jù)，以“是否同時從事多項活動”為調查項，區(qū)分了“純粹的閑暇”和“受污染的閑暇”[10]。石田賢示利用日本社會生活基本調查數(shù)據(jù)，通過系列分析，區(qū)分了二次活動型、午后閑暇型、積極閑暇型、休養(yǎng)型和社交型等5種休閑方式[11]。二次活動指在勞動力市場或家庭從事的生產性或再生產性活動[11]。

國內關于休閑方式的研究起步較晚，受時間使用數(shù)據(jù)可得性的限制[12]，部分學者使用調查問卷的方式獲取原始數(shù)據(jù)。例如Jim和Chen在珠海展開問卷調查，從戶外/室內和主動/被動兩個維度界定了4類休閑方式[13]。部分學者使用二手數(shù)據(jù)進行研究，例如盧春天和成功分別以逛街、讀書、聚會、參與體育活動來代表娛樂、學習、社交和體育4類休閑，運用潛類分析考察了城市居民休閑方式的社會分層化[14]。

在休閑方式的影響因素方面，研究者主要從微觀和宏觀兩個層面展開分析。在微觀層面，研究者發(fā)現(xiàn)性別、年齡、居住地、健康狀況等因素會對休閑方式產生影響；在宏觀層面，現(xiàn)代化、城市化、文化背景和工時制度是被討論最多的因素[11-17]。改革開放后，我國快速的經(jīng)濟增長和長假制度的施行，被認為促進了居民休閑時間和內容的轉變[18]。

1.2 社會階層與休閑方式

社會階層是個體在客觀社會結構中所處的地位，包括財產關系結構、權力關系結構或意識形態(tài)中支配與被支配的關系[19]。以階級分析為主的古典社會學認為，社會經(jīng)濟地位決定了社會期望，并規(guī)定了個人行為。因此，個人的生活方式與其在社會結構中所處的位置存在聯(lián)系[1]。梳理國內外研究文獻發(fā)現(xiàn), 研究者主要從職業(yè)、收入和教育3個維度來考察社會階層和休閑方式的聯(lián)系。

從職業(yè)方面來看，工作時間和就業(yè)狀況都會影響休閑方式。首先，由于生理性活動時間固定不變，工作時間增加即意味著休閑時間減少，過長的工作時間也會限制個人對休閑活動的選擇[10]。但有研究表明，長期失業(yè)者難以適應閑暇生活，因為他們認為休閑只有與工作相結合才能被“合法”地享受[20]。其次，就業(yè)狀況也會影響休閑方式。非農業(yè)工作者在閑暇時更熱衷于學習、旅行和室內運動，而農業(yè)工作者更喜歡在閑暇時間進行休息、娛樂或從事另一份工作以賺取更多收入[21]。

從收入方面來看，收入水平被廣泛視為影響休閑方式的重要變量。身處消費社會，民眾的休閑方式與其消費模式密切相關[15]。換言之，個人的休閑方式根據(jù)其收入水平的不同會存在顯著差異，高收入群體可能會壟斷最昂貴的休閑方式，也可能享受范圍更廣且價格適中的休閑方式[21]。低收入者則可能因物質資源的缺乏而花更多時間在家，以輕松和被動的方式享受閑暇，例如看電視[15]。

從教育方面來看，教育水平代表著經(jīng)濟水平和文化資本。高學歷者能夠參與更多的休閑活動，使自己的休閑方式與眾不同。一方面，受教育程度與職業(yè)地位和收入水平密切相關，高學歷者擁有更多經(jīng)濟資源參與休閑；另一方面，教育對文化資本的提升，會讓高學歷者通過參與特定的文化活動使其休閑方式與其他人區(qū)別開來。但Glorieux等認為，高學歷者在職業(yè)方面的雄心壯志會增加其時間壓力，進而導致低質量的休閑[15]。經(jīng)驗研究的結論也因各國情境而異：韓國高學歷者有更多閑暇時間[22]；美國低學歷者的閑暇時間更多，但其休閑質量較低[23]。因此，教育對休閑方式的影響還有待進一步討論。

1.3 家庭結構與休閑方式

家庭結構，指家庭中成員的構成及其相互作用、相互影響的狀態(tài)以及由這種狀態(tài)形成的相對穩(wěn)定的聯(lián)系模式[24]。根據(jù)家庭生命周期理論，家庭結構與家庭關系、家庭資源配置和家庭主要任務密切相關，家庭結構的變動會直接影響家庭成員的決策和行為[25]。梳理國內外的研究發(fā)現(xiàn)，家庭結構對休閑方式的影響，主要體現(xiàn)在婚姻狀況、是否有未成年子女和是否與老人同住3個因素上。

首先，婚姻會通過影響休閑的時間和內容改變個人的休閑方式。Rapoport等認為，婚姻契約規(guī)定了角色義務，夫婦只有在承擔了自身義務后才有閑暇時間[26]。Diamond-Smith等進一步指出，結婚雖然會減少女性在正規(guī)部門工作的時間，但同時也會使其家務勞動時間不成比例地增加；假設生理性活動時間保持不變，結婚會大幅減少女性的閑暇時間[27]。但也有部分學者認為，現(xiàn)代化使專業(yè)主婦擁有了更多的閑暇時間，日本學者的經(jīng)驗研究為這種觀點提供了證據(jù)[11]。婚姻還會影響休閑活動，視互動程度高低，已婚者的休閑活動可分為聯(lián)合休閑活動、平行休閑活動和個人休閑活動[28]。

其次，對子女的責任——包括對其需要和需求做出反應的責任，會影響休閑方式。父母都有撫育子女的義務，照料兒童會直接減少夫婦的閑暇時間，又會間接改變其休閑偏好，以便專注于子女[10]。Diamond-Smith等發(fā)現(xiàn)，女性擁有1名16歲以下兒童后，其閑暇時間每天會減少21.33分鐘[27]； Bittman和Wajcman也發(fā)現(xiàn)，“受污染的閑暇”有71%源于對兒童的責任，其中一半是被動的兒童保育，另一半是主動與兒童互動[10]。

最后，與老人同住——無論其是否需要被照料，都會影響休閑方式。一方面，無需照顧的老人能夠承擔部分家務勞動和兒童保育工作，可能會增加其他家庭成員的工作時間或閑暇時間。但有研究表明，婆婆會對兒媳施加傳統(tǒng)的性別規(guī)范，這會提升兒媳參與休閑時的心理壓力[27]。另一方面，與照顧兒童一樣，照顧老人也會減少閑暇時間和改變休閑偏好[27]。石田賢示為這一觀點提供了經(jīng)驗證據(jù)：與午后閑暇型和休養(yǎng)型相比，家中有需要照顧的老人會使個人的休閑方式趨于二次活動型[11]。

1.4 文獻述評

經(jīng)過文獻梳理發(fā)現(xiàn)，第一，國外側重社會階層的研究均從“在能力、素質和資源等方面相近的群體內部共享的文化偏好會影響其休閑方式”[11]這一假設出發(fā)，但部分觀點缺乏實證支持，仍需要進一步驗證。第二，國外側重家庭結構的研究存在一定地域差異，歐美學者更多討論婚姻和兒童保育與休閑方式的關系，中東和東亞學者則對“與老人同住”這一因素涉及更多。這在反映了地區(qū)間文化差異的同時，也使得在中國情境下研究家庭結構與休閑方式的關系成為必要。第三，國內著重討論社會階層與中國民眾休閑方式關系的文獻僅有1篇[14]，但該研究使用了2010年的調查數(shù)據(jù)且以城市居民為研究對象，難以代表當前中國的總體情況。第四，國內尚無研究探討家庭結構與休閑方式的關系。鑒于此，本研究擬基于社會分層視角和家庭生命周期理論，利用中國綜合社會調查2015年度數(shù)據(jù)，運用潛在剖面分析方法區(qū)分中國居民的休閑方式，并通過建立無序多分類Logit模型揭示社會階層、家庭結構與休閑方式的關系。

2 數(shù)據(jù)、變量與方法

2.1 數(shù)據(jù)來源

本研究使用的數(shù)據(jù)來自中國人民大學中國調查與數(shù)據(jù)中心實施的中國綜合社會調查(Chinese General Social Survey，以下簡稱CGSS)2015年居民問卷數(shù)據(jù)。該調查采用多階分層概率抽樣方法，對中國31個省(自治區(qū)、直轄市)的1萬余個家庭進行調查。2015年度數(shù)據(jù)共有樣本10 968個，在剔除缺失樣本后，最終得到有效樣本8 035個。CGSS不僅涵蓋了居民的基本情況、社會經(jīng)濟地位和家庭結構等方面的內容，還涉及了本研究關注的休閑方式的相關內容。因此，該數(shù)據(jù)適用于探究本文的研究問題。

2.2 變量設置

本研究將變量分為因變量、控制變量和自變量。各變量的描述性統(tǒng)計具體見表1。

2.2.1 因變量

CGSS居民問卷A部分第30題詢問了被調查者在閑暇時間的活動安排。本研究參考了盧春天和成功[14]以及Katz-Gerro和Sullivan[7]的方法，選取了其中6項休閑活動：看電視或看碟、逛街購物、讀書(報紙、雜志)、參加文化活動、與朋友聚會、參加體育鍛煉等。這6項休閑活動分別代表居民的休養(yǎng)、娛樂、學習、文化、社交和體育活動等。針對問題的回答設置了1—5的得分，分數(shù)由低到高分別為“每天”“一周數(shù)次”“一月數(shù)次”“一年數(shù)次或更少”和“從不”。隨后，以上述6個題項的得分作為外顯變量，通過潛在剖面分析區(qū)分居民的休閑方式，并將休閑方式作為因變量。

2.2.2 控制變量

參考國內外相關文獻，本研究選取了性別、年齡、城鄉(xiāng)、地區(qū)和自評健康作為控制變量。其中，性別的均值為0.47，表明47%的被調查者為男性。年齡的均值為53.86，標準差為14.64，表明被調查者有較大的年齡差異。城鄉(xiāng)的均值為0.64，表明64%的被調查者居住在城市。地區(qū)方面，40.9%的被調查者居住在西部地區(qū)，38.8%的被調查者居住在中部地區(qū)，20.3%的被調查者居住在東部地區(qū)。自評健康方面，19.5%的被調查者認為自己很健康，38.5%的被調查者認為自己比較健康，22.8%的被調查者認為自己的健康情況一般，15.8%的被調查者認為自己比較不健康，3.4%的被調查者認為自己很不健康。

2.2.3 自變量

社會階層的代理變量包括受教育程度、個人年收入、家庭年收入及就業(yè)狀況。受教育程度的均值為8.18年，表明被調查者的平均受教育程度較低，約為初中水平。個人年收入的對數(shù)的均值為8.37，家庭年收入的對數(shù)的均值為10.34。就業(yè)狀況方面，35.4%的被調查者從事非農工作，41.0%的被調查者未從事工作，23.6%的被調查者從事農業(yè)工作。

家庭結構的代理變量包括婚姻狀況、是否有未成年子女以及是否與老人同住。婚姻狀況的均值為0.90，表明90%的被調查者已婚。是否有未成年子女的均值為0.35，表明35%的被調查者有未成年子女。是否與老人同住的均值為0.40，表明40%的被調查者與老人同住。

表1 描述性統(tǒng)計

2.3 研究方法

本研究的實證分析按以下兩個步驟展開。首先，本研究通過潛在剖面分析區(qū)分中國居民的休閑方式，并討論各休閑方式的異同。其次，建立無序多分類Logit模型,驗證個人的社會階層和家庭結構與其休閑方式之間的關系，相應的回歸模型為：

(1)

其中，Ph為休閑方式h的響應概率(h=1,2,3)，休閑方式j為因變量參照類(j=0)，n為自變量個數(shù)，β為待估計的回歸系數(shù)。

3 分析結果

3.1 休閑方式的潛在剖面分析

潛在剖面分析是常見的類型劃分方法之一，被廣泛應用于心理學、管理學和社會學等領域。潛在剖面分析要求潛在變量為類別變量，外顯變量為連續(xù)變量，通過其提供的一系列擬合信息，能夠對分類結果的精確性做出合理判斷，進而得出所有個體屬于某一休閑方式的可能性估計[29]。本研究首先使用Mplus 7.0進行潛在剖面分析，將休養(yǎng)、娛樂、學習、文化、社交和體育等6個變量作為外顯變量，構建1類別到6類別模型，結果如表2所示。

3.1.1 最優(yōu)模型選擇

潛在剖面分析主要通過赤池信息準則(AIC)、貝葉斯信息準則(BIC)和樣本校正的貝葉斯信息準則(SSABIC)來評價模型的擬合優(yōu)度，信息指數(shù)越小表示模型擬合情況越好。從表2可知，首先，對于2—5類別模型，隨著模型類別數(shù)的增加，AIC、BIC和SSABIC指數(shù)逐步下降；6類別模型的各項信息指數(shù)較5類別模型均有明顯上升，故模型擬合較為理想的分別為4類別和5類別模型。其次，從分類精準率(Entropy值)來看，本研究中的4類別和5類別模型的Entropy值均超過0.9。再次，當LMR(p)(通過Lo-Mendell-Rubin檢驗得到的p值)值顯著時，表明k類別模型優(yōu)于k-1類別模型，5類別模型的LMR(p)值顯著，故5類別模型優(yōu)于4類別模型。最后，從模型的簡約度來看，4類別模型的模型參數(shù)少，模型更加簡潔，而5類別模型的模型劃分過于精細，各類別模型之間的差異不明顯。因此，綜合評估各類因素，本研究選取包含4個潛在類別模型的休閑方式變量。

表2 潛在剖面分析模型擬合情況

3.1.2 休閑方式特征分析

本文通過潛在剖面分析得到4類休閑方式，分別為C1、C2、C3、C4。從圖1可知，不同類別在休養(yǎng)、娛樂、學習、文化、社交、體育等6類休閑活動上表現(xiàn)出的特征各不相同。因休閑活動參與頻次是按照從高到低的順序排列的，故得分越低，表明參與該休閑活動的頻次越高。對4類休閑方式進行分析，情況如下。

C1參與娛樂、學習、文化、社交等4類休閑活動的頻次最高，在體育上僅次于C2，在休養(yǎng)上與參與頻次最高的C2、C3相近。綜合來看，該類別人群參與休閑的頻次更高，活動內容也更加多樣，故命名為“均衡型”。該類人群共667人，占全部樣本的8.3%。

C2參與休養(yǎng)的頻次與C1和C3接近，但高于C4，在娛樂、學習、文化、社交等4類活動上僅次于C1，在體育方面為4類中參與頻次最高者。在各類休閑活動中，體育鍛煉和樂器演奏具有發(fā)展性，不斷地練習會帶來進步[30]，故命名為“發(fā)展型”。該類人群共2 330人，占全部樣本的29.0%。

C3參與休養(yǎng)的頻次與C1及C2相差無幾，但在娛樂、學習、文化、社交、體育等5類休閑活動上的參與頻次低于C1和C2。該類別人群的休閑活動十分單一，主要為休養(yǎng)，屬于被動的休閑方式[15]，故命名為“休養(yǎng)型”。該類人群共4 299人，占全部樣本的53.5%。

C4參與休養(yǎng)、娛樂、學習、文化、社交、體育等6類活動的頻次均較低。該類別人群參與休閑活動的頻次較低，多樣性也較其他3類差，類似于石田賢示分析出的二次活動型[11]或Bittman和Wajcman定義的“受污染的閑暇”[10]?？偠灾@類人群的休閑參與頻次和內容多樣性均得不到保障，故命名為“無保障型”。該類人群共739人，占全部樣本的9.2%。

總體而言，發(fā)展型(C2)和休養(yǎng)型(C3)兩類人群占比最高，超過總樣本數(shù)的80%，均衡型(C1)和無保障型(C4)占比較少，均未超過10%。

圖1 休閑方式的4個類別在6個題目上的得分均值注：數(shù)據(jù)根據(jù)CGSS 2015年度數(shù)據(jù)，采用潛在剖面分析方法得出。

3.2 回歸結果

本研究采用無序多分類Logit回歸分析,對居民的社會階層、家庭結構與其休閑方式的關系進行探究。結果如表3所示。

3.2.1 控制變量與休閑方式的關系

性別方面，男性進入均衡型與進入無保障型的比率之比是女性的0.689倍，表明男性進入均衡型的比率顯著小于女性。原因在于，女性的休閑方式比男性獨特，她們傾向于參與多種重疊的休閑活動。因此，男性的休閑參與頻次和多樣性低于女性。

年齡方面，4類休閑方式在年齡上均無顯著差異。相較于無保障型，均衡型、發(fā)展型和休養(yǎng)型的優(yōu)勢比分別為1.002、1.010、0.997，相差很小，表明年齡對個人的休閑方式無顯著影響。

城鄉(xiāng)方面，城市居民進入發(fā)展型與進入無保障型的比率之比是農村居民的1.562倍，表明城市居民的休閑方式為發(fā)展型的比率顯著大于農村居民。原因在于，城市的基礎設施建設和私人部門服務的可及性均優(yōu)于農村，故城市居民更有可能去參與包含體育鍛煉等發(fā)展性活動的休閑方式。因此，城市居民的休閑參與頻次和多樣性高于農村居民。

地區(qū)方面，以西部地區(qū)作為對照，中部地區(qū)、東部地區(qū)的居民進入發(fā)展型與進入無保障型的比率之比分別是西部地區(qū)居民的1.320倍、1.356倍。中部居民進入休養(yǎng)型的比率與進入無保障型的比率之比是西部居民的1.418倍，表明東中部地區(qū)居民的休閑參與頻次和多樣性高于西部地區(qū)居民。原因在于，一方面，東中部地區(qū)居民在公共設施和私人服務可及性方面更具優(yōu)勢；另一方面，中部地區(qū)的經(jīng)濟發(fā)展水平較西部地區(qū)高，但生活節(jié)奏較東部地區(qū)低，故中部地區(qū)居民的休閑方式兼有發(fā)展型和休養(yǎng)型。

自評健康狀況方面，以很健康作為對照，自評為很不健康者進入均衡型、發(fā)展型、休養(yǎng)型與進入無保障型的比率之比分別是自評為很健康者的0.101倍、0.236倍、0.452倍。自評為比較不健康者進入均衡型、發(fā)展型、休養(yǎng)型與進入無保障型的比率之比分別是自評為很健康者的0.447倍、0.619倍、0.395倍。自評為比較健康者進入均衡型、發(fā)展型、休養(yǎng)型與進入無保障型的比率之比分別是自評為很健康者的0.728倍、0.772倍、0.776倍，表明自評健康水平越高，休閑參與頻次和多樣性越高。原因在于，健康作為一種可行能力是人們參與各種功能性活動的基礎，較差的健康狀況限制了人們參與各種休閑活動的自由，故健康狀況較差者的休閑活動質量較低。

3.2.2 社會階層與休閑方式的關系

受教育程度方面，受教育程度對進入均衡型和發(fā)展型有顯著的正向影響(P=0.001)。與進入無保障型相比，受教育程度每增加1年，進入均衡型與進入無保障型的比率之比增加13.0%,進入發(fā)展型與進入無保障型的比率之比增加13.2%，表明受教育程度越高，休閑參與頻次和多樣性越高。原因在于，高學歷者會廣泛參與多種休閑活動，其雄心壯志也會令其傾向于參與發(fā)展性休閑而非被動地休養(yǎng)。

收入方面，個人年收入對進入均衡型有顯著的正向影響(P=0.001)。與進入無保障型相比，個人年收入每增加1個單位，進入均衡型與進入無保障型的比率之比就增加8.9%。家庭年收入對進入均衡型、發(fā)展型和休養(yǎng)型均有顯著的正向影響(P=0.05)。與進入無保障型相比，家庭年收入每增加1個單位，進入均衡型與進入無保障型的比率之比增加22.4%，進入發(fā)展型與進入無保障型的比率之比增加10.6%，進入均衡型與進入無保障型的比率之比增加4.5%，表明收入越高，休閑參與頻次和多樣性越高。原因在于，更高的收入賦予了人們充分參與各種休閑活動的自由。

就業(yè)狀況方面，以從事非農業(yè)工作作為參照。無職業(yè)者進入均衡型、發(fā)展型、休養(yǎng)型與進入無保障型的比率之比分別是非農工作者的2.264倍、1.919倍、1.676倍；農業(yè)工作者進入休養(yǎng)型與進入無保障型的比率之比是非農工作者的1.806倍。這一結果表明:第一，“農業(yè)工作者會利用閑暇時間休息”[21]的觀點得到驗證；第二，無職業(yè)者的休閑更加充分且廣泛。原因可能在于，樣本中的無職業(yè)者多為學生、退休老年人或專業(yè)主婦，而非長期失業(yè)者，不從事有償勞動對于他們來講是合乎社會規(guī)范的。因此，無職業(yè)者的休閑參與頻次和多樣性高于農業(yè)工作者和非農業(yè)工作者。

3.2.3 家庭結構與休閑方式的關系

婚姻狀況方面，結婚對進入均衡型、發(fā)展型、休養(yǎng)型均有顯著的正向影響，已婚者進入均衡型、發(fā)展型、休養(yǎng)型與進入無保障型的比率之比分別是未婚者的1.901倍、1.415倍、1.525倍，表明已婚者進入無保障型的比率顯著低于未婚者。原因在于：首先，現(xiàn)代化減輕了女性的時間貧困，家庭內分工也賦予了男性更多閑暇時間；其次，結婚能夠減少部分居住成本進而使夫婦有更多經(jīng)濟資源用于休閑；最后，參與休閑是增進親密關系的途徑。因此，已婚者的休閑參與頻次和內容多樣性均高于未婚者。

是否有未成年子女方面，有未成年子女對進入均衡型、發(fā)展型、休養(yǎng)型均有顯著的負向影響(P=0.001)。有未成年子女者進入均衡型、發(fā)展型、休養(yǎng)型與進入無保障型的比率之比分別為無未成年子女者的0.535倍、0.478倍、0.604倍，表明無未成年子女者進入無保障型的比率顯著低于有未成年子女者。原因在于，無論是對子女的責任或是主動與子女互動，都會影響“成年人的休閑”。因此，有未成年子女者的休閑參與頻次和多樣性均低于無未成年子女者。

是否與老人同住方面，與老人同住者進入休養(yǎng)型與進入無保障型的比率之比是未與老人同住者的0.834倍。相較于與老人同住而言，未與老人同住更容易進入休養(yǎng)型。原因在于，與老人同住可能會讓個體感受到一種主觀規(guī)范，迫使其閑暇時間不要顯得太悠閑。因此，與老人同住者的休閑參與頻次和多樣性均低于未與老人同住者。

表3 中國居民休閑方式的無序多分類Logit回歸結果

4 結論與啟示

本研究使用CGSS 2015年度數(shù)據(jù)，首先通過潛在剖面分析區(qū)分了我國居民的4類休閑方式，隨后建立無序多分類Logit模型檢證社會階層、家庭結構與休閑方式的關系。得到以下結論。

第一，基于居民參與6項休閑活動的頻次進行潛在剖面分析。本文區(qū)分了4類休閑方式：休閑得不到充分確保的無保障型；以被動休閑活動為中心的休養(yǎng)型；以發(fā)展性休閑活動為中心的發(fā)展型；充分參與各類休閑活動的均衡型。

第二，個人所處的社會階層與其休閑方式顯著相關。隨著受教育程度、個人年收入和家庭年收入的增加，個體參與休閑的頻次和內容的多樣性提高；無職業(yè)者比農業(yè)和非農業(yè)工作者擁有更高的休閑參與頻次和多樣性。

第三，個人的家庭結構與其休閑方式顯著相關。已婚者具有更高的休閑參與頻次，休閑方式也更具多樣性；有未成年子女或與老人同住會限制個人的休閑選擇，降低休閑活動的質量。

上述結論對于營銷管理和公共政策制定具有重要啟示。

第一，針對不同特征人群實施精準營銷，滿足目標客戶的多元化休閑需求。一方面，休閑服務供應商應準確了解市場終端客戶群的收入水平、文化偏好和職業(yè)地位，為客戶創(chuàng)造結構化休閑體驗，以滿足各階層消費者在物質和精神方面的多元化需求。另一方面，供應商應基于不同的家庭類型開發(fā)休閑產品。對于丁克家庭，應以增進親密關系為導向；對于核心家庭和主干家庭，應提升兒童和老人的休閑參與度，滿足客戶對于代際互動的需求。

第二，完善公共政策，縮小各階層民眾在休閑參與方面權利和機會的不平等。首先，有價值地利用閑暇時間應成為教育政策的目標之一。學校應為兒童提供有意義的休閑體驗，從經(jīng)驗和審美兩個層面塑造兒童的休閑偏好和生活哲學。其次，政府應完善工時制度，加強監(jiān)督管理，切實保障職工的休息權。最后，政府和社會組織應加大對公共休閑設施建設的投入，包括公園、博物館、健身場館和社區(qū)活動中心等，提高不同收入水平者參與多樣化休閑的自由。

第三，推動兒童保育和老人照料去家庭化。對未成年子女和老人的護理責任，會限制民眾的休閑選擇，降低休閑活動的質量，甚至導致緊張、焦慮、抑郁等精神方面問題。政府和社區(qū)應通過建設公共兒童保育和老年護理機構等，逐步減輕家庭的護理負擔，并幫助兒童和老年人建立自身與社會的聯(lián)系，以提升不同年齡群體休閑活動的質量。

本文仍存在一些不足及有待未來研究的問題。第一，囿于數(shù)據(jù)，本文使用了潛在剖面分析法來區(qū)分居民的休閑方式，未來的研究可利用時間使用調查數(shù)據(jù)和系列分析方法進一步確認我國居民的休閑方式。第二，受研究方法的限制，本文僅選取了6種常見的休閑活動來區(qū)分居民的休閑方式，難以把握現(xiàn)實生活的全貌，未來的研究可納入更多休閑活動以全面反映我國居民休閑方式的形態(tài)。