青年文化消費(fèi)與社會分層

馬壯

摘要：文章基于中國綜合社會調(diào)查（C

GSS）2013年的數(shù)據(jù)，從社會分層的不同標(biāo)準(zhǔn)試析青年這一群體文化消費(fèi)受到的影響。利用多層回歸分析發(fā)現(xiàn)受教育水平、個人收入水平、家庭年收入水平等客觀社會分層變量和自評家庭經(jīng)濟(jì)地位、階層意識等主觀社會分層變量對青年文化消費(fèi)存在顯著影響。同時(shí)性別、年齡、民族、婚姻、政治面貌、居住地等個體人口特征能更為顯著的解釋青年文化消費(fèi)的差異性。

關(guān)鍵詞：客觀社會分層；主觀社會分層；青年文化消費(fèi)

一、問題的提出

隨著社會轉(zhuǎn)型速度的不斷加快，文化消費(fèi)則處于多元化高速發(fā)展的階段。個體在注重物質(zhì)消費(fèi)的同時(shí)，又注重文化消費(fèi)的心理享受。作為一種功能，文化消費(fèi)功能的發(fā)展趨勢從最初純粹的政治功能過渡到經(jīng)濟(jì)功能，且伴隨著社會功能的快速發(fā)展而轉(zhuǎn)變。在消費(fèi)者主觀能動性的長期實(shí)踐下，已然內(nèi)化為不同階級獨(dú)特的慣習(xí)，并生成了不同階級所持有的不同文化消費(fèi)心理和行為。青年文化消費(fèi)作為一種逐漸演變其功能的行為，社會分層勢必會影響青年文化消費(fèi)。

二、文獻(xiàn)回顧與理論假設(shè)

在西方，文化消費(fèi)的歷史可以追溯到20世紀(jì)末至60年代初，從文化消費(fèi)的理論發(fā)展歷史來看包含兩方面的內(nèi)容：一是文化生產(chǎn)；二是文化消費(fèi)。文化消費(fèi)的內(nèi)涵解釋莫衷一是，文化消費(fèi)理論是文化生產(chǎn)理論與消費(fèi)理論相互嵌入而逐漸發(fā)展起來的。進(jìn)入21世紀(jì)，西方文化消費(fèi)的研究主要沿著兩個方向發(fā)展。一個方向就是繼續(xù)探討文化消費(fèi)在社會分層中的功能，例如Herrera-Usagre研究了西班牙社會中的社會特征對文化消費(fèi)社會分層功能中的方法論難題。；另一個方向是將文化消費(fèi)的研究拓展到跨文化研究的廣闊視閾下進(jìn)行了詳細(xì)的對比分析，de Burgh-Woodman則主要建構(gòu)了理解跨文化消費(fèi)的概念模型，用以探討不同文化背景下消費(fèi)者的文化消費(fèi)行為與其文化、社會及自身的關(guān)聯(lián)程度，及不同背景的文化消費(fèi)所代表的符號意義上的差別。

我國學(xué)者對文化消費(fèi)的關(guān)注始于20世紀(jì)80年代，相關(guān)研究涉及文化產(chǎn)生和發(fā)展的各種復(fù)雜關(guān)系的討論；文化生產(chǎn)、存儲、分配和應(yīng)用的社會過程及其發(fā)展規(guī)律的探索；文化市場的特點(diǎn)和運(yùn)行規(guī)律以及文化消費(fèi)的特性、種類、結(jié)構(gòu)及水平差異分析；并從擴(kuò)大內(nèi)需的視點(diǎn)，對傳統(tǒng)消費(fèi)行為與消費(fèi)方式的轉(zhuǎn)型進(jìn)行探討。同時(shí)，也有學(xué)者討論文化消費(fèi)中的符號學(xué)構(gòu)成及其邏輯，文化消費(fèi)的符號性實(shí)現(xiàn)以及文化消費(fèi)對社會認(rèn)同的建構(gòu)意義。王寧指出，消費(fèi)社會中，消費(fèi)是建構(gòu)認(rèn)同的重要手段，任何一種消費(fèi)活動都是與個體認(rèn)同緊密相關(guān)的。羅鋼和王中忱在其著作中指出文化消費(fèi)己經(jīng)逐漸成為建構(gòu)社會身份、形成社會分層的新機(jī)制。余曉敏和潘毅則通過大樣本調(diào)查證明了消費(fèi)在象征財(cái)富、健康和活力的同時(shí)，更加是一種建構(gòu)自我與社會、文化和身份認(rèn)同的首要場域。國內(nèi)的以及國際公認(rèn)的研究都將文化消費(fèi)可以作為一種區(qū)分社會階層的衡量標(biāo)準(zhǔn)，形成自身的身份認(rèn)同，甚至形成區(qū)隔。作為一種社會現(xiàn)象，很少從析社會分層的維度反饋如何影響文化消費(fèi)的，故本文提出如下假設(shè)：

假設(shè)1：不同社會、人口特征的青年其文化消費(fèi)各個類型的消費(fèi)程度不同；

假設(shè)2：青年個人受教育程度越高，其文化消費(fèi)程度越高；

假設(shè)2-1：青年的個人受教育水平越高，青年文化消費(fèi)程度越高；

假設(shè)2-2：父母的受教育水平越高，青年子女的文化消費(fèi)程度越高；

假設(shè)3：收入水平與青年文化消費(fèi)程度成正相關(guān)；

假設(shè)3-1：個人收入水平高越高，青年文化消費(fèi)程度越高；

假設(shè)3-2：家庭年總收入水平越高，青年文化消費(fèi)程度越高；

假設(shè)4：主觀社會分層與青年文化消費(fèi)成正相關(guān)；

假設(shè)4-1：自評家庭經(jīng)濟(jì)地位越高，青年文化消費(fèi)程度越高；

假設(shè)4-2：階層意識定位越高，青年文化消費(fèi)程度越高。

三、樣本數(shù)據(jù)與變量

本文所用數(shù)據(jù)源于中國綜合社會調(diào)查（China General Social Survey，CGSS）項(xiàng)目2013年的調(diào)查數(shù)據(jù)。樣本覆蓋農(nóng)村和城市18周歲以上人口，面訪應(yīng)答率為72.17%。根據(jù)青年人的年齡上限提高至44歲，本文對原始數(shù)據(jù)中“a3a出生年份”選項(xiàng)進(jìn)行了個案選擇，個案數(shù)總計(jì)達(dá)3524個，性別比例為男性占50.4%，女性占49.6%。

（一）被解釋變量：文化消費(fèi)

本文被解釋變量文化消費(fèi)，是定序變量，從問卷中摘錄合適問題，自行組成文化消費(fèi)的測量。問題來源于CGSS2013居民問卷A部分的A30中的1、2、4、5、6、7、8、10、12題目和A31中的3題目與B部分B11中的2、6、7、10、12、13問題。所有問題為連續(xù)變量，依次賦值1、2、3、4、5，所有得分匯總得出最終文化消費(fèi)的程度數(shù)。

（二）關(guān)鍵變量：社會分層主要相關(guān)指標(biāo)

本研究的關(guān)鍵變量分為兩個維度，即客觀社會分層變量和主觀的社會分層變量?？陀^社會分層變量分為兩個分層變量：一個是受教育程度：根據(jù)A7a“您目前的最高教育程度是”變換而來：未受過正式教育=0；小學(xué)、私塾、掃盲班=6；初中=9；高中（職高、中專、技校）=12；大學(xué)專科（成人、正規(guī)）=15；大學(xué)本科（成人、正規(guī)）=16；研究生及以上=19。父母的受教育程度變量來源于A89b和A90b，換算同上。另一個就是個人年收入及家庭年收入，本文針對這兩個關(guān)鍵變量進(jìn)行單樣本K-S檢驗(yàn)，結(jié)果顯示分配均為常態(tài)。

主觀社會分層變量包括兩個：一個是階層意識，CGSS2013有專門的版塊設(shè)置了階層意識的測量，A43系列選項(xiàng)提出“底端的“1”代表最底層，頂端的“10”代表最高層，您認(rèn)為您自己目前在哪個等級上？”的問題，結(jié)果即是被訪者的主觀階層意識。以定距變量將“階層意識”直接納入分析模型當(dāng)中。另一個是自評家庭經(jīng)濟(jì)水平，選取A64“您家的家庭經(jīng)濟(jì)狀況在所在地屬于哪一檔？”作為自評家庭經(jīng)濟(jì)水平的關(guān)鍵變量。其中“遠(yuǎn)低于平均水平”=1；“低于平均水平”=2；“平均水平”=3；“高于平均水平”=4；“遠(yuǎn)高于平均水平”=5。

（三）控制變量

本文回歸模型的控制變量有六個方面作為控制變量：一是性別；二年齡；三是民族；四是婚姻；五是政治面貌；六是居住地的類型；其中性別屬于虛擬變量：1=男，2=女；年齡為連續(xù)數(shù)值變量。民族變量是虛擬變量，根據(jù)A4“您的民族是”變形而來，1=漢族，2=少數(shù)民族；婚姻是由A69“您目前的婚姻狀況是”改編而來，未婚=1，已婚=2；政治面貌由原數(shù)據(jù)中的“政治面貌”重新改編而來，是=1，否=2；地區(qū)類型為虛擬變量，由“受訪者居住地區(qū)類型”變量變形而來，1=城鎮(zhèn)，2=農(nóng)村。

四、數(shù)據(jù)分析

多層回歸分析將重要預(yù)測的變量的單一作用逐個納入回歸模型中，方便了解回歸模型對被解釋變量的總解釋變異能力及各個變項(xiàng)的個別預(yù)測和解釋變異能力。本文將從個人受教育程度、父親受教育程度、母親受教育程度、個人收入水平、家庭年總收入水平等客觀社會分層變量和階層意識、自評家庭經(jīng)濟(jì)情況等主觀社會分層變量逐層分析對青年文化消費(fèi)的影響。根據(jù)本文的目的要求運(yùn)用探索性因子分析進(jìn)行降維抽出文化消費(fèi)的四個類別進(jìn)行分析。數(shù)據(jù)的KMO值為0.851，Bartlett的球形檢驗(yàn)顯著性水平小于0.001，達(dá)到了顯著性水平，可以進(jìn)行因子分析。通過因子分析，經(jīng)最大方差旋轉(zhuǎn)以后提取4個特征值大于1的公因子，共解釋解釋總特征值的53.03%，旋轉(zhuǎn)后的因子成分矩陣抽出四種類別。根據(jù)因子分析結(jié)果將文化消費(fèi)分為虛擬型文化消費(fèi)、戶外型文化消費(fèi)、物質(zhì)型文化消費(fèi)、家庭型文化消費(fèi)。將賦值的分?jǐn)?shù)相加得出虛擬型文化消費(fèi)變量、戶外型文化消費(fèi)變量、物質(zhì)型文化消費(fèi)變量、家庭型文化消費(fèi)變量以及綜合文化消費(fèi)變量的程度數(shù)。

（一）不同社會、人口特征與不同類型文化消費(fèi)的方差分析

表1所示是不同的社會、人口特征的青年具有不同的類型的文化消費(fèi)程度。性別方面，男性女性青年對四種文化消費(fèi)的類型均存在顯著影響，并且四種文化消費(fèi)類型中男性青年均高于女性青年，這與已存在的研究存在很大差別，許是文化消費(fèi)的衡量指標(biāo)以文化消費(fèi)的頻次的原因。但是性別變量對物質(zhì)型文化消費(fèi)的影響不顯著，其中原因許是中國式家庭結(jié)構(gòu)與傳統(tǒng)文化的影響，留于以后進(jìn)行深入的研究證實(shí)。年齡方面，在虛擬型文化消費(fèi)、戶外型文化消費(fèi)和家庭型文化消費(fèi)中青年隨著年齡的增長呈反比例關(guān)系。物質(zhì)型文化消費(fèi)在三分的年齡組中以26～35歲為最低，隨著年齡的增長呈“U”型趨勢。青年的年齡均與四種文化消費(fèi)的類型在0.001的水平上顯著，可見年齡對文化消費(fèi)存在顯著的影響。民族方面，除了對虛擬型文化消費(fèi)的影響不顯著外，其余三種類型都與民族變量存在顯著性影響，并且顯示少數(shù)民族青年的消費(fèi)程度低于于漢族青年的消費(fèi)程度。婚姻狀態(tài)方面，婚姻狀態(tài)均與四種文化消費(fèi)類型存在顯著性影響關(guān)系，并且均為未婚青年消費(fèi)程度高于已婚青年消費(fèi)程度。政治面貌方面，政治面貌均與四種文化消費(fèi)類型存在顯著影響關(guān)系，具有黨員身份的青年文化消費(fèi)程度明顯高于非黨員身份的青年的文化消費(fèi)程度。居住地方面，居住地變量均與四種類型的文化消費(fèi)存在顯著性影響。并且均為城鎮(zhèn)青年的文化消費(fèi)程度高于農(nóng)村青年的文化消費(fèi)程度。另外需再次強(qiáng)調(diào)的是本文的文化消費(fèi)變量的衡量標(biāo)準(zhǔn)是頻率，而不是文化消費(fèi)的支出與文化消費(fèi)占家庭支出的比重。由此假設(shè)1得到了支持。

（二）控制變量、客觀社會分層變量、主觀社會分層變量對綜合文化消費(fèi)的回歸分析

本文在控制變量的基礎(chǔ)上，先后加入客觀社會分層和主觀社會分層的兩類細(xì)分變量，形成了四個模型。

從模型的擬合效果來看，模型具有不少于R2=0.29的水平水平上顯著增加，表示模型可解釋的變異占總變異的比例逐漸增大。其中R Square Change的F值檢驗(yàn)在α=0.001的水平上顯著。最終多層回歸模型達(dá)到R2=0.48的水平，表示模型擬合效果非常好。

對比模型一和模型二來看，加入了個人受教育程度、父母的受教育程度以后，年齡、民族婚姻、政治面貌、居住地等標(biāo)準(zhǔn)化回歸系數(shù)發(fā)生了很大變化。從個人的受教育程度、父母的受教育程度的標(biāo)準(zhǔn)化回歸系數(shù)來看，系數(shù)為正表示隨著個人受教育程度的增長和父母受教育程度的增長個人的文化消費(fèi)程度也在增長，由此假設(shè)2、假設(shè)2-1和假設(shè)2-2得到了支持。但是從標(biāo)準(zhǔn)化系數(shù)來看，個人的受教育程度對文化消費(fèi)的影響明顯高于父母受教育程度的影響。

對比模型二和模型三，模型三在模型二的基礎(chǔ)上加入了個人全年收入和家庭全年收入兩個變量。從標(biāo)準(zhǔn)化回歸系數(shù)上顯示模型三和模型二的社會人口變量以及受教育程度等變量并沒有發(fā)生太大的改變，表明個人年收入和家庭年收入對文化消費(fèi)具有較為獨(dú)立的影響。個人年收入與家庭年收入和文化消費(fèi)的標(biāo)準(zhǔn)化回歸系數(shù)為正，表明收入水平和文化消費(fèi)的程度存在正比例關(guān)系，個人收入越高，文化消費(fèi)程度越高，家庭年總收入水平越高，文化消費(fèi)程度越高。因此假設(shè)3、假設(shè)3-1和假設(shè)3-2得到了支持。并且從標(biāo)準(zhǔn)化回歸系數(shù)顯示，受教育程度等變量的系數(shù)稍微下降，家庭年總收入水平對青年文化消費(fèi)程度的影響要高于個人年收入水平。

對比模型三和模型四，模型四是在模型三的基礎(chǔ)上加入了階層意識和自評家庭經(jīng)濟(jì)地位兩個變量。從標(biāo)準(zhǔn)化回歸系數(shù)上顯示模型三和模型四的社會人口變量以及受教育程度等變量并沒有發(fā)生太大的改變，但是收入水平相關(guān)變量發(fā)生了較大的改變，整體標(biāo)準(zhǔn)化回歸系數(shù)變小，其中原因應(yīng)該是受階層意識和自評家庭經(jīng)濟(jì)地位的影響。階層意識和自評家庭經(jīng)濟(jì)地位的標(biāo)準(zhǔn)化回歸系數(shù)顯示均為正，表明階層意識越高，文化消費(fèi)程度越高，自評家庭經(jīng)濟(jì)地位越高，文化消費(fèi)程度越高。因此假設(shè)4-1和假設(shè)4-2得到了支持。并且階層意識的影響要高于自評家庭經(jīng)濟(jì)地位。

五、結(jié)論與探討

本研究從社會學(xué)的視角去考察社會分層對文化消費(fèi)的影響。方差和多層回歸分析發(fā)現(xiàn)，社會分層對青年文化消費(fèi)同樣具有影響。文化消費(fèi)頻次程度上，男性青年要比女性青年高。

文化消費(fèi)隨著年齡的增長有所下降。未婚與已婚的青年在文化消費(fèi)的程度上顯著差別，未婚青年的文化消費(fèi)程度明顯高于已婚青年的文化消費(fèi)程度。黨員的文化消費(fèi)程度明顯高于非黨員的文化消費(fèi)程度。城鎮(zhèn)青年文化消費(fèi)程度明顯高于農(nóng)村青年文化消費(fèi)程度。回歸分析顯示，模型在逐層控制每一層變量的情況下，發(fā)現(xiàn)個人的受教育程度、父母的受教育程度與青年文化消費(fèi)存在正比例關(guān)系；個人年收入水平、家庭年總收入水平等客觀社會分層變量與青年文化消費(fèi)存在正比例關(guān)系；階層意識、自評家庭經(jīng)濟(jì)地位等主觀社會分層變量與青年文化消費(fèi)存在正比例關(guān)系。并且發(fā)現(xiàn)居住地類型、個人受教育程度、家庭年總收入、階層意識等變量對青年文化消費(fèi)的影響系數(shù)最大。

雖然青年文化消費(fèi)作為社會分層的一衡量指標(biāo)，但是社會分層的指標(biāo)同時(shí)也與青年文化消費(fèi)存在顯著的影響。根據(jù)已有的成果得出青年文化消費(fèi)可以作為社會分層的標(biāo)準(zhǔn)，同時(shí)社會分層反過來影響青年文化消費(fèi)，是一種螺旋式上升的關(guān)系。青年作為文化消費(fèi)的主體，而文化消費(fèi)又是衡量國家文化軟實(shí)力的重要標(biāo)準(zhǔn)，為提高和作用于青年群體的文化消費(fèi)水平，未來重點(diǎn)可從居住地類型、個人受教育程度、家庭年總收入、階層意識角度拆解青年文化消費(fèi)，提出可行的戰(zhàn)略措施。

注：中國綜合社會調(diào)查（CGSS）項(xiàng)目組向社會開放的數(shù)據(jù)為2003年、2005年、2006年、2008年、2011年、2013年等六個年份的調(diào)查數(shù)據(jù)，其中有關(guān)文化消費(fèi)的測量數(shù)據(jù)來源于時(shí)間間隔最短的CGSS2013。

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（作者單位：貴州大學(xué)）