社会阶层、家庭结构和休闲方式

孔泽宇，刘丹鹭

(南京大学 政府管理学院，江苏 南京 210023)

休闲已成为人们生活方式的重要组成部分，是提升人们生活质量的重要途径。通过参与休闲活动，人们可以获得幸福感，提升自信并建立起自身与社会的联系，这对其身心健康和发展具有重要影响。而不同人群之间，休闲方式的分化可能导致其在健康和福祉等方面的差异。

国外学者围绕休闲方式相关因素的讨论主要分为两类。一类是研究社会阶层与休闲方式的关系，即个人的生活方式与其社会阶层之间存在着紧密的联系。这类研究通常将教育背景、收入水平和职业地位等，作为社会阶层的操作化指标。在当代社会学中，这一基本假设受到了持续的批评，理由是社会阶层已逐渐失去其内在连贯性，社会阶层与生活方式的历史联系“已显得多余”[1]。据此，学者们开始关注非阶层因素对休闲方式的影响。受20世纪80年代兴起的女性主义经济学的影响，欧美学者将婚姻关系、儿童保育等因素纳入休闲研究；东亚和中东学者又结合当地的文化背景，将照料老人这一因素考虑在内。自此，家庭结构逐渐被看作是非阶层因素中与休闲方式相关的重要变量。

我国改革开放以后，居民的闲暇时间和闲暇内容的多样化有了显著增长，但社会阶层的分化也开始显现。与此同时，女性地位的提高所引起的家庭结构的变动[2]，对休闲方式也产生了一定影响。目前，国内的相关研究大多围绕特定群体的休闲方式展开讨论，包括城市居民、青年人、老年人及限定地区内居民的休闲方式等[3-5]，其选取的样本难以代表我国的总体情况，对社会阶层、家庭结构与休闲方式之间的联系亦鲜有涉及。

亚里士多德指出：“休闲是一切事物环绕的中心”，“休闲是哲学、艺术和科学诞生的基本条件之一”[6]。从社会学角度来看，休闲是个体与外部环境互动的重要过程之一；从经济学角度来看，休闲与收入、消费、就业等行为密切相关；从营销学的角度来看，把握社会阶层、家庭结构与休闲方式的关系，是实现“以客户为中心”理念的必备前提；从公共政策的角度来看，准确把握社会阶层、家庭结构与休闲方式的关系，重点增强休闲领域的非基本公共服务，对于满足人民群众多层次、多样化的需求具有重要意义。

鉴于此，本文使用中国综合社会调查2015年度数据，探究我国居民休闲方式的类型，并进一步讨论其与社会阶层、家庭结构的关系，以全面了解我国居民休闲方式的特征及其在不同群体间存在的差异。本文试图回答的问题包括：我国居民的休闲方式呈现出何种特征，又存在哪些异同；社会阶层和家庭结构与休闲方式是否有关，呈现出怎样的对应关系。本文通过对上述问题的回答，为相关的理论研究和政策制定提供证据支持。

1 文献回顾

1.1 休闲方式及其影响因素

对休闲方式进行定义，要以个人参与各种休闲活动的程度为基础，它既与休闲活动的范围或多样性有关，也与参与这些活动的频次有关[7]。马克思认为，一个社会越富裕，它生产物质生活资料所需的时间就越少，为其他生产活动和个人全面发展腾出的时间就越多，其中最重要的就是闲暇时间的增加[8]。随着工业化程度的提高，休闲逐渐成为社会学中一个重要的研究课题。

国外早期对休闲方式的研究多为质性研究。例如，凡勃伦在《有闲阶级论》一书中区分了绅士和穷人的休闲方式：绅士们参与炫耀性休闲，并且避免从事工作，目的是表现出良好的举止和保持社会声望；穷人们则试图效仿上流社会的习惯而去购买一些无用的产品[9]。随着时间使用调查的大规模展开和时间日记方法的广泛应用，国外学者开始以量化的方式区分人们的休闲方式。Bittman和Wajcman利用澳大利亚的时间使用调查数据，以“是否同时从事多项活动”为调查项，区分了“纯粹的闲暇”和“受污染的闲暇”[10]。石田賢示利用日本社会生活基本调查数据，通过系列分析，区分了二次活动型、午后闲暇型、积极闲暇型、休养型和社交型等5种休闲方式[11]。二次活动指在劳动力市场或家庭从事的生产性或再生产性活动[11]。

国内关于休闲方式的研究起步较晚，受时间使用数据可得性的限制[12]，部分学者使用调查问卷的方式获取原始数据。例如Jim和Chen在珠海展开问卷调查，从户外/室内和主动/被动两个维度界定了4类休闲方式[13]。部分学者使用二手数据进行研究，例如卢春天和成功分别以逛街、读书、聚会、参与体育活动来代表娱乐、学习、社交和体育4类休闲，运用潜类分析考察了城市居民休闲方式的社会分层化[14]。

在休闲方式的影响因素方面，研究者主要从微观和宏观两个层面展开分析。在微观层面，研究者发现性别、年龄、居住地、健康状况等因素会对休闲方式产生影响；在宏观层面，现代化、城市化、文化背景和工时制度是被讨论最多的因素[11-17]。改革开放后，我国快速的经济增长和长假制度的施行，被认为促进了居民休闲时间和内容的转变[18]。

1.2 社会阶层与休闲方式

社会阶层是个体在客观社会结构中所处的地位，包括财产关系结构、权力关系结构或意识形态中支配与被支配的关系[19]。以阶级分析为主的古典社会学认为，社会经济地位决定了社会期望，并规定了个人行为。因此，个人的生活方式与其在社会结构中所处的位置存在联系[1]。梳理国内外研究文献发现, 研究者主要从职业、收入和教育3个维度来考察社会阶层和休闲方式的联系。

从职业方面来看，工作时间和就业状况都会影响休闲方式。首先，由于生理性活动时间固定不变，工作时间增加即意味着休闲时间减少，过长的工作时间也会限制个人对休闲活动的选择[10]。但有研究表明，长期失业者难以适应闲暇生活，因为他们认为休闲只有与工作相结合才能被“合法”地享受[20]。其次，就业状况也会影响休闲方式。非农业工作者在闲暇时更热衷于学习、旅行和室内运动，而农业工作者更喜欢在闲暇时间进行休息、娱乐或从事另一份工作以赚取更多收入[21]。

从收入方面来看，收入水平被广泛视为影响休闲方式的重要变量。身处消费社会，民众的休闲方式与其消费模式密切相关[15]。换言之，个人的休闲方式根据其收入水平的不同会存在显著差异，高收入群体可能会垄断最昂贵的休闲方式，也可能享受范围更广且价格适中的休闲方式[21]。低收入者则可能因物质资源的缺乏而花更多时间在家，以轻松和被动的方式享受闲暇，例如看电视[15]。

从教育方面来看，教育水平代表着经济水平和文化资本。高学历者能够参与更多的休闲活动，使自己的休闲方式与众不同。一方面，受教育程度与职业地位和收入水平密切相关，高学历者拥有更多经济资源参与休闲；另一方面，教育对文化资本的提升，会让高学历者通过参与特定的文化活动使其休闲方式与其他人区别开来。但Glorieux等认为，高学历者在职业方面的雄心壮志会增加其时间压力，进而导致低质量的休闲[15]。经验研究的结论也因各国情境而异：韩国高学历者有更多闲暇时间[22]；美国低学历者的闲暇时间更多，但其休闲质量较低[23]。因此，教育对休闲方式的影响还有待进一步讨论。

1.3 家庭结构与休闲方式

家庭结构，指家庭中成员的构成及其相互作用、相互影响的状态以及由这种状态形成的相对稳定的联系模式[24]。根据家庭生命周期理论，家庭结构与家庭关系、家庭资源配置和家庭主要任务密切相关，家庭结构的变动会直接影响家庭成员的决策和行为[25]。梳理国内外的研究发现，家庭结构对休闲方式的影响，主要体现在婚姻状况、是否有未成年子女和是否与老人同住3个因素上。

首先，婚姻会通过影响休闲的时间和内容改变个人的休闲方式。Rapoport等认为，婚姻契约规定了角色义务，夫妇只有在承担了自身义务后才有闲暇时间[26]。Diamond-Smith等进一步指出，结婚虽然会减少女性在正规部门工作的时间，但同时也会使其家务劳动时间不成比例地增加；假设生理性活动时间保持不变，结婚会大幅减少女性的闲暇时间[27]。但也有部分学者认为，现代化使专业主妇拥有了更多的闲暇时间，日本学者的经验研究为这种观点提供了证据[11]。婚姻还会影响休闲活动，视互动程度高低，已婚者的休闲活动可分为联合休闲活动、平行休闲活动和个人休闲活动[28]。

其次，对子女的责任——包括对其需要和需求做出反应的责任，会影响休闲方式。父母都有抚育子女的义务，照料儿童会直接减少夫妇的闲暇时间，又会间接改变其休闲偏好，以便专注于子女[10]。Diamond-Smith等发现，女性拥有1名16岁以下儿童后，其闲暇时间每天会减少21.33分钟[27]； Bittman和Wajcman也发现，“受污染的闲暇”有71%源于对儿童的责任，其中一半是被动的儿童保育，另一半是主动与儿童互动[10]。

最后，与老人同住——无论其是否需要被照料，都会影响休闲方式。一方面，无需照顾的老人能够承担部分家务劳动和儿童保育工作，可能会增加其他家庭成员的工作时间或闲暇时间。但有研究表明，婆婆会对儿媳施加传统的性别规范，这会提升儿媳参与休闲时的心理压力[27]。另一方面，与照顾儿童一样，照顾老人也会减少闲暇时间和改变休闲偏好[27]。石田賢示为这一观点提供了经验证据：与午后闲暇型和休养型相比，家中有需要照顾的老人会使个人的休闲方式趋于二次活动型[11]。

1.4 文献述评

经过文献梳理发现，第一，国外侧重社会阶层的研究均从“在能力、素质和资源等方面相近的群体内部共享的文化偏好会影响其休闲方式”[11]这一假设出发，但部分观点缺乏实证支持，仍需要进一步验证。第二，国外侧重家庭结构的研究存在一定地域差异，欧美学者更多讨论婚姻和儿童保育与休闲方式的关系，中东和东亚学者则对“与老人同住”这一因素涉及更多。这在反映了地区间文化差异的同时，也使得在中国情境下研究家庭结构与休闲方式的关系成为必要。第三，国内着重讨论社会阶层与中国民众休闲方式关系的文献仅有1篇[14]，但该研究使用了2010年的调查数据且以城市居民为研究对象，难以代表当前中国的总体情况。第四，国内尚无研究探讨家庭结构与休闲方式的关系。鉴于此，本研究拟基于社会分层视角和家庭生命周期理论，利用中国综合社会调查2015年度数据，运用潜在剖面分析方法区分中国居民的休闲方式，并通过建立无序多分类Logit模型揭示社会阶层、家庭结构与休闲方式的关系。

2 数据、变量与方法

2.1 数据来源

本研究使用的数据来自中国人民大学中国调查与数据中心实施的中国综合社会调查(Chinese General Social Survey，以下简称CGSS)2015年居民问卷数据。该调查采用多阶分层概率抽样方法，对中国31个省(自治区、直辖市)的1万余个家庭进行调查。2015年度数据共有样本10 968个，在剔除缺失样本后，最终得到有效样本8 035个。CGSS不仅涵盖了居民的基本情况、社会经济地位和家庭结构等方面的内容，还涉及了本研究关注的休闲方式的相关内容。因此，该数据适用于探究本文的研究问题。

2.2 变量设置

本研究将变量分为因变量、控制变量和自变量。各变量的描述性统计具体见表1。

2.2.1 因变量

CGSS居民问卷A部分第30题询问了被调查者在闲暇时间的活动安排。本研究参考了卢春天和成功[14]以及Katz-Gerro和Sullivan[7]的方法，选取了其中6项休闲活动：看电视或看碟、逛街购物、读书(报纸、杂志)、参加文化活动、与朋友聚会、参加体育锻炼等。这6项休闲活动分别代表居民的休养、娱乐、学习、文化、社交和体育活动等。针对问题的回答设置了1—5的得分，分数由低到高分别为“每天”“一周数次”“一月数次”“一年数次或更少”和“从不”。随后，以上述6个题项的得分作为外显变量，通过潜在剖面分析区分居民的休闲方式，并将休闲方式作为因变量。

2.2.2 控制变量

参考国内外相关文献，本研究选取了性别、年龄、城乡、地区和自评健康作为控制变量。其中，性别的均值为0.47，表明47%的被调查者为男性。年龄的均值为53.86，标准差为14.64，表明被调查者有较大的年龄差异。城乡的均值为0.64，表明64%的被调查者居住在城市。地区方面，40.9%的被调查者居住在西部地区，38.8%的被调查者居住在中部地区，20.3%的被调查者居住在东部地区。自评健康方面，19.5%的被调查者认为自己很健康，38.5%的被调查者认为自己比较健康，22.8%的被调查者认为自己的健康情况一般，15.8%的被调查者认为自己比较不健康，3.4%的被调查者认为自己很不健康。

2.2.3 自变量

社会阶层的代理变量包括受教育程度、个人年收入、家庭年收入及就业状况。受教育程度的均值为8.18年，表明被调查者的平均受教育程度较低，约为初中水平。个人年收入的对数的均值为8.37，家庭年收入的对数的均值为10.34。就业状况方面，35.4%的被调查者从事非农工作，41.0%的被调查者未从事工作，23.6%的被调查者从事农业工作。

家庭结构的代理变量包括婚姻状况、是否有未成年子女以及是否与老人同住。婚姻状况的均值为0.90，表明90%的被调查者已婚。是否有未成年子女的均值为0.35，表明35%的被调查者有未成年子女。是否与老人同住的均值为0.40，表明40%的被调查者与老人同住。

表1 描述性统计

2.3 研究方法

本研究的实证分析按以下两个步骤展开。首先，本研究通过潜在剖面分析区分中国居民的休闲方式，并讨论各休闲方式的异同。其次，建立无序多分类Logit模型,验证个人的社会阶层和家庭结构与其休闲方式之间的关系，相应的回归模型为：

(1)

其中，Ph为休闲方式h的响应概率(h=1,2,3)，休闲方式j为因变量参照类(j=0)，n为自变量个数，β为待估计的回归系数。

3 分析结果

3.1 休闲方式的潜在剖面分析

潜在剖面分析是常见的类型划分方法之一，被广泛应用于心理学、管理学和社会学等领域。潜在剖面分析要求潜在变量为类别变量，外显变量为连续变量，通过其提供的一系列拟合信息，能够对分类结果的精确性做出合理判断，进而得出所有个体属于某一休闲方式的可能性估计[29]。本研究首先使用Mplus 7.0进行潜在剖面分析，将休养、娱乐、学习、文化、社交和体育等6个变量作为外显变量，构建1类别到6类别模型，结果如表2所示。

3.1.1 最优模型选择

潜在剖面分析主要通过赤池信息准则(AIC)、贝叶斯信息准则(BIC)和样本校正的贝叶斯信息准则(SSABIC)来评价模型的拟合优度，信息指数越小表示模型拟合情况越好。从表2可知，首先，对于2—5类别模型，随着模型类别数的增加，AIC、BIC和SSABIC指数逐步下降；6类别模型的各项信息指数较5类别模型均有明显上升，故模型拟合较为理想的分别为4类别和5类别模型。其次，从分类精准率(Entropy值)来看，本研究中的4类别和5类别模型的Entropy值均超过0.9。再次，当LMR(p)(通过Lo-Mendell-Rubin检验得到的p值)值显著时，表明k类别模型优于k-1类别模型，5类别模型的LMR(p)值显著，故5类别模型优于4类别模型。最后，从模型的简约度来看，4类别模型的模型参数少，模型更加简洁，而5类别模型的模型划分过于精细，各类别模型之间的差异不明显。因此，综合评估各类因素，本研究选取包含4个潜在类别模型的休闲方式变量。

表2 潜在剖面分析模型拟合情况

3.1.2 休闲方式特征分析

本文通过潜在剖面分析得到4类休闲方式，分别为C1、C2、C3、C4。从图1可知，不同类别在休养、娱乐、学习、文化、社交、体育等6类休闲活动上表现出的特征各不相同。因休闲活动参与频次是按照从高到低的顺序排列的，故得分越低，表明参与该休闲活动的频次越高。对4类休闲方式进行分析，情况如下。

C1参与娱乐、学习、文化、社交等4类休闲活动的频次最高，在体育上仅次于C2，在休养上与参与频次最高的C2、C3相近。综合来看，该类别人群参与休闲的频次更高，活动内容也更加多样，故命名为“均衡型”。该类人群共667人，占全部样本的8.3%。

C2参与休养的频次与C1和C3接近，但高于C4，在娱乐、学习、文化、社交等4类活动上仅次于C1，在体育方面为4类中参与频次最高者。在各类休闲活动中，体育锻炼和乐器演奏具有发展性，不断地练习会带来进步[30]，故命名为“发展型”。该类人群共2 330人，占全部样本的29.0%。

C3参与休养的频次与C1及C2相差无几，但在娱乐、学习、文化、社交、体育等5类休闲活动上的参与频次低于C1和C2。该类别人群的休闲活动十分单一，主要为休养，属于被动的休闲方式[15]，故命名为“休养型”。该类人群共4 299人，占全部样本的53.5%。

C4参与休养、娱乐、学习、文化、社交、体育等6类活动的频次均较低。该类别人群参与休闲活动的频次较低，多样性也较其他3类差，类似于石田賢示分析出的二次活动型[11]或Bittman和Wajcman定义的“受污染的闲暇”[10]。总而言之，这类人群的休闲参与频次和内容多样性均得不到保障，故命名为“无保障型”。该类人群共739人，占全部样本的9.2%。

总体而言，发展型(C2)和休养型(C3)两类人群占比最高，超过总样本数的80%，均衡型(C1)和无保障型(C4)占比较少，均未超过10%。

图1 休闲方式的4个类别在6个题目上的得分均值注：数据根据CGSS 2015年度数据，采用潜在剖面分析方法得出。

3.2 回归结果

本研究采用无序多分类Logit回归分析,对居民的社会阶层、家庭结构与其休闲方式的关系进行探究。结果如表3所示。

3.2.1 控制变量与休闲方式的关系

性别方面，男性进入均衡型与进入无保障型的比率之比是女性的0.689倍，表明男性进入均衡型的比率显著小于女性。原因在于，女性的休闲方式比男性独特，她们倾向于参与多种重叠的休闲活动。因此，男性的休闲参与频次和多样性低于女性。

年龄方面，4类休闲方式在年龄上均无显著差异。相较于无保障型，均衡型、发展型和休养型的优势比分别为1.002、1.010、0.997，相差很小，表明年龄对个人的休闲方式无显著影响。

城乡方面，城市居民进入发展型与进入无保障型的比率之比是农村居民的1.562倍，表明城市居民的休闲方式为发展型的比率显著大于农村居民。原因在于，城市的基础设施建设和私人部门服务的可及性均优于农村，故城市居民更有可能去参与包含体育锻炼等发展性活动的休闲方式。因此，城市居民的休闲参与频次和多样性高于农村居民。

地区方面，以西部地区作为对照，中部地区、东部地区的居民进入发展型与进入无保障型的比率之比分别是西部地区居民的1.320倍、1.356倍。中部居民进入休养型的比率与进入无保障型的比率之比是西部居民的1.418倍，表明东中部地区居民的休闲参与频次和多样性高于西部地区居民。原因在于，一方面，东中部地区居民在公共设施和私人服务可及性方面更具优势；另一方面，中部地区的经济发展水平较西部地区高，但生活节奏较东部地区低，故中部地区居民的休闲方式兼有发展型和休养型。

自评健康状况方面，以很健康作为对照，自评为很不健康者进入均衡型、发展型、休养型与进入无保障型的比率之比分别是自评为很健康者的0.101倍、0.236倍、0.452倍。自评为比较不健康者进入均衡型、发展型、休养型与进入无保障型的比率之比分别是自评为很健康者的0.447倍、0.619倍、0.395倍。自评为比较健康者进入均衡型、发展型、休养型与进入无保障型的比率之比分别是自评为很健康者的0.728倍、0.772倍、0.776倍，表明自评健康水平越高，休闲参与频次和多样性越高。原因在于，健康作为一种可行能力是人们参与各种功能性活动的基础，较差的健康状况限制了人们参与各种休闲活动的自由，故健康状况较差者的休闲活动质量较低。

3.2.2 社会阶层与休闲方式的关系

受教育程度方面，受教育程度对进入均衡型和发展型有显著的正向影响(P=0.001)。与进入无保障型相比，受教育程度每增加1年，进入均衡型与进入无保障型的比率之比增加13.0%,进入发展型与进入无保障型的比率之比增加13.2%，表明受教育程度越高，休闲参与频次和多样性越高。原因在于，高学历者会广泛参与多种休闲活动，其雄心壮志也会令其倾向于参与发展性休闲而非被动地休养。

收入方面，个人年收入对进入均衡型有显著的正向影响(P=0.001)。与进入无保障型相比，个人年收入每增加1个单位，进入均衡型与进入无保障型的比率之比就增加8.9%。家庭年收入对进入均衡型、发展型和休养型均有显著的正向影响(P=0.05)。与进入无保障型相比，家庭年收入每增加1个单位，进入均衡型与进入无保障型的比率之比增加22.4%，进入发展型与进入无保障型的比率之比增加10.6%，进入均衡型与进入无保障型的比率之比增加4.5%，表明收入越高，休闲参与频次和多样性越高。原因在于，更高的收入赋予了人们充分参与各种休闲活动的自由。

就业状况方面，以从事非农业工作作为参照。无职业者进入均衡型、发展型、休养型与进入无保障型的比率之比分别是非农工作者的2.264倍、1.919倍、1.676倍；农业工作者进入休养型与进入无保障型的比率之比是非农工作者的1.806倍。这一结果表明:第一，“农业工作者会利用闲暇时间休息”[21]的观点得到验证；第二，无职业者的休闲更加充分且广泛。原因可能在于，样本中的无职业者多为学生、退休老年人或专业主妇，而非长期失业者，不从事有偿劳动对于他们来讲是合乎社会规范的。因此，无职业者的休闲参与频次和多样性高于农业工作者和非农业工作者。

3.2.3 家庭结构与休闲方式的关系

婚姻状况方面，结婚对进入均衡型、发展型、休养型均有显著的正向影响，已婚者进入均衡型、发展型、休养型与进入无保障型的比率之比分别是未婚者的1.901倍、1.415倍、1.525倍，表明已婚者进入无保障型的比率显著低于未婚者。原因在于：首先，现代化减轻了女性的时间贫困，家庭内分工也赋予了男性更多闲暇时间；其次，结婚能够减少部分居住成本进而使夫妇有更多经济资源用于休闲；最后，参与休闲是增进亲密关系的途径。因此，已婚者的休闲参与频次和内容多样性均高于未婚者。

是否有未成年子女方面，有未成年子女对进入均衡型、发展型、休养型均有显著的负向影响(P=0.001)。有未成年子女者进入均衡型、发展型、休养型与进入无保障型的比率之比分别为无未成年子女者的0.535倍、0.478倍、0.604倍，表明无未成年子女者进入无保障型的比率显著低于有未成年子女者。原因在于，无论是对子女的责任或是主动与子女互动，都会影响“成年人的休闲”。因此，有未成年子女者的休闲参与频次和多样性均低于无未成年子女者。

是否与老人同住方面，与老人同住者进入休养型与进入无保障型的比率之比是未与老人同住者的0.834倍。相较于与老人同住而言，未与老人同住更容易进入休养型。原因在于，与老人同住可能会让个体感受到一种主观规范，迫使其闲暇时间不要显得太悠闲。因此，与老人同住者的休闲参与频次和多样性均低于未与老人同住者。

表3 中国居民休闲方式的无序多分类Logit回归结果

4 结论与启示

本研究使用CGSS 2015年度数据，首先通过潜在剖面分析区分了我国居民的4类休闲方式，随后建立无序多分类Logit模型检证社会阶层、家庭结构与休闲方式的关系。得到以下结论。

第一，基于居民参与6项休闲活动的频次进行潜在剖面分析。本文区分了4类休闲方式：休闲得不到充分确保的无保障型；以被动休闲活动为中心的休养型；以发展性休闲活动为中心的发展型；充分参与各类休闲活动的均衡型。

第二，个人所处的社会阶层与其休闲方式显著相关。随着受教育程度、个人年收入和家庭年收入的增加，个体参与休闲的频次和内容的多样性提高；无职业者比农业和非农业工作者拥有更高的休闲参与频次和多样性。

第三，个人的家庭结构与其休闲方式显著相关。已婚者具有更高的休闲参与频次，休闲方式也更具多样性；有未成年子女或与老人同住会限制个人的休闲选择，降低休闲活动的质量。

上述结论对于营销管理和公共政策制定具有重要启示。

第一，针对不同特征人群实施精准营销，满足目标客户的多元化休闲需求。一方面，休闲服务供应商应准确了解市场终端客户群的收入水平、文化偏好和职业地位，为客户创造结构化休闲体验，以满足各阶层消费者在物质和精神方面的多元化需求。另一方面，供应商应基于不同的家庭类型开发休闲产品。对于丁克家庭，应以增进亲密关系为导向；对于核心家庭和主干家庭，应提升儿童和老人的休闲参与度，满足客户对于代际互动的需求。

第二，完善公共政策，缩小各阶层民众在休闲参与方面权利和机会的不平等。首先，有价值地利用闲暇时间应成为教育政策的目标之一。学校应为儿童提供有意义的休闲体验，从经验和审美两个层面塑造儿童的休闲偏好和生活哲学。其次，政府应完善工时制度，加强监督管理，切实保障职工的休息权。最后，政府和社会组织应加大对公共休闲设施建设的投入，包括公园、博物馆、健身场馆和社区活动中心等，提高不同收入水平者参与多样化休闲的自由。

第三，推动儿童保育和老人照料去家庭化。对未成年子女和老人的护理责任，会限制民众的休闲选择，降低休闲活动的质量，甚至导致紧张、焦虑、抑郁等精神方面问题。政府和社区应通过建设公共儿童保育和老年护理机构等，逐步减轻家庭的护理负担，并帮助儿童和老年人建立自身与社会的联系，以提升不同年龄群体休闲活动的质量。

本文仍存在一些不足及有待未来研究的问题。第一，囿于数据，本文使用了潜在剖面分析法来区分居民的休闲方式，未来的研究可利用时间使用调查数据和系列分析方法进一步确认我国居民的休闲方式。第二，受研究方法的限制，本文仅选取了6种常见的休闲活动来区分居民的休闲方式，难以把握现实生活的全貌，未来的研究可纳入更多休闲活动以全面反映我国居民休闲方式的形态。