三、回归结果

(一)社会阶层与休闲多样性

从模型1的结果来看，社会阶层与休闲多样性在0.1%的水平上具有显著的正相关关系。具体来说，在控制了其他变量的情况下，社会阶层每上升一个等级，青年人参与休闲活动的种类的预期数量就增加0.22个。因此，假设1未被证伪。

此外，控制变量中值得关注的是，在青年群体中，休闲多样性不存显著的性别差异(p＞0.1)。在以往的休闲研究中，性别差异是被着重提及的[23]；但是，在休闲多样性的视角下，这种性别差异消失了，这一点与斯托克的研究保持高度的一致[13]。换句话说，尽管青年人可能在休闲活动类型的选择上存在性别偏好，但是在参与休闲活动的多样性程度上不存在明显的性别不平等。这一结果也表明，从休闲多样性的视角重新审视休闲的群体差异，可以得到有别于传统视角的新的认识。

表2 回归结果模型1 模型2 模型3 模型4休闲多样性 周工作时长 年收入 休闲多样性社会阶层 0.216*** -0.631*** 0.100*** 0.165***(0.019) (0.171) (0.008) (0.020)周工作时长 -0.013***(0.003)年收入 0.438***(0.066)性别 0.165 2.256* 0.400*** 0.019(0.112) (1.045) (0.051) (0.112)年龄 -0.053*** 0.200 0.019** -0.059***(0.014) (0.138) (0.007) (0.014)户口 1.034*** -4.013*** 0.265*** 0.868***(0.124) (1.079) (0.048) (0.122)

续表2注:+p＜0.1，*p＜0.05，**p＜0.01，***p＜0.001；括号内为稳健标准误；模型1和模型4为Tobit回归模型，模型2和模型3为基于普通最小二乘法的一般线性回归模型。模型1 模型2 模型3 模型4休闲多样性 周工作时长 年收入 休闲多样性婚姻状况 -0.346** 0.148 0.118* -0.397**(0.131) (1.190) (0.058) (0.128)健康状况 0.086 -0.253 0.057+ 0.059(0.069) (0.721) (0.034) (0.066)常数 6.252*** 48.917*** 8.614*** 3.071***(0.492) (4.897) (0.259) (0.766)样本总数 1287 1287 1287 1 287 R方/伪R方 0.050 0.045 0.201 0.090

(二)中介效应检验

根据中介效应的逐步检验法，第一步要检验自变量与中介变量的关系。从表2中的模型2和模型3可知，社会阶层与两个中介变量(周工作时长和年收入)均在0.1%的水平上具有显著的相关性。具体来说，青年人的社会阶层每上升一个等级，平均而言，其每周工作时长将减少0.63个小时，年收入对数将增加0.1个单位。第二步检验中介变量与因变量的关系，从模型4的结果来看，两个中介变量的回归系数均在0.1%的水平上显著。由于社会阶层能够显著影响两个中介变量(周工作时长和年收入)，同时两个中介变量均能够进一步影响休闲多样性，因此，工作时长和收入都具有显著的中介效应，假设2和假设3均未被证伪。最后，从模型4可以看到，在加入两个中介变量之后，自变量(社会阶层)的系数依然显著，因此，周工作时长和年收入对数的中介效应为部分中介。

图2展示了模型各路径的回归系数。具体来说，青年人社会阶层每增加1个单位，直接导致休闲多样性增加0.17个单位，通过影响工作时长间接增加0.01(=0.631*0.013)个单位，通过影响收入间接增加0.04(=0.1*0.438)个单位。两条路径的中介效应合计约为23.53%(=1-0.165/0.216*100%)。

图2 社会阶层与休闲多样性的路径系数

(三)稳健性检验

在对理论模型的实证检验中，本文使用了职业地位来反映社会阶层，尽管这一操作化方式是可行的，但是在多元社会分层标准下，替代性地采用其他标准进行重复测量可以增强理论模型的可靠性。本文分别利用“学历”和“社会地位自评”两个变量来替代职业地位，其中，学历反映了社会成员人力资本差异，这种人力资本将影响人们在社会中获取财富、权力和声望的能力。由于人力资本的差异而造成的分层地位的不同，被认为是符合“后天努力”原则的，即不是先天具有的，而是通过后天努力而获得的地位[18]。在中国社会仍然处于较强社会流动的背景下，这种基于“后天努力”原则的分层标准也能够较为准确地对社会成员进行层级划分。“社会地位自评”则是一种主观的社会阶层测量方法，是受访者通过自身的经验和感受对其所处社会阶层进行综合性判断。不过由于缺乏统一的标准，通过自评的方法通常只能获得一个大致倾向，因此，本文将“社会地位自评”处理为包含低、中和高三个类别的变量。

从回归的结果来看，更换了自变量的测量方式之后，经验数据依然符合理论模型的预测。具体来说，在控制其他变量的情况下，从小学到研究生，学历每上升1个等级，直接导致休闲多样性增加0.63个单位，通过影响工作时长和年收入间接导致休闲多样性增加0.11个单位，中介效应为15.31%。同样条件下，社会地位自评每增加1个单位，直接导致休闲多样性增加0.21个单位，通过影响工作时长和年收入间接导致休闲多样性增加0.17个单位，中介效应为44.21%。这一较强中介效应主要由“收入”导致，因为人们进行社会地位自我评价时更多考虑自身的经济资本。

文章来源：《青年记者》 网址: http://www.qnjzzz.cn/qikandaodu/2021/0727/1925.html

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