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摘要：文章基于中国综合社会调查（C
GSS）2013年的数据，从社会分层的不同标准试析青年这一群体文化消费受到的影响。利用多层回归分析发现受教育水平、个人收入水平、家庭年收入水平等客观社会分层变量和自评家庭经济地位、阶层意识等主观社会分层变量对青年文化消费存在显著影响。同时性别、年龄、民族、婚姻、政治面貌、居住地等个体人口特征能更为显著的解释青年文化消费的差异性。
关键词：客观社会分层；主观社会分层；青年文化消费
一、问题的提出
随着社会转型速度的不断加快，文化消费则处于多元化高速发展的阶段。个体在注重物质消费的同时，又注重文化消费的心理享受。作为一种功能，文化消费功能的发展趋势从最初纯粹的政治功能过渡到经济功能，且伴随着社会功能的快速发展而转变。在消费者主观能动性的长期实践下，已然内化为不同阶级独特的惯习，并生成了不同阶级所持有的不同文化消费心理和行为。青年文化消费作为一种逐渐演变其功能的行为，社会分层势必会影响青年文化消费。
二、文献回顾与理论假设
在西方，文化消费的历史可以追溯到20世纪末至60年代初，从文化消费的理论发展历史来看包含两方面的内容：一是文化生产；二是文化消费。文化消费的内涵解释莫衷一是，文化消费理论是文化生产理论与消费理论相互嵌入而逐渐发展起来的。进入21世纪，西方文化消费的研究主要沿着两个方向发展。一个方向就是继续探讨文化消费在社会分层中的功能，例如Herrera-Usagre研究了西班牙社会中的社会特征对文化消费社会分层功能中的方法论难题。；另一个方向是将文化消费的研究拓展到跨文化研究的广阔视阈下进行了详细的对比分析，de Burgh-Woodman则主要建构了理解跨文化消费的概念模型，用以探讨不同文化背景下消费者的文化消费行为与其文化、社会及自身的关联程度，及不同背景的文化消费所代表的符号意义上的差别。
我国学者对文化消费的关注始于20世纪80年代，相关研究涉及文化产生和发展的各种复杂关系的讨论；文化生产、存储、分配和应用的社会过程及其发展规律的探索；文化市场的特点和运行规律以及文化消费的特性、种类、结构及水平差异分析；并从扩大内需的视点，对传统消费行为与消费方式的转型进行探讨。同时，也有学者讨论文化消费中的符号学构成及其逻辑，文化消费的符号性实现以及文化消费对社会认同的建构意义。王宁指出，消费社会中，消费是建构认同的重要手段，任何一种消费活动都是与个体认同紧密相关的。罗钢和王中忱在其著作中指出文化消费己经逐渐成为建构社会身份、形成社会分层的新机制。余晓敏和潘毅则通过大样本调查证明了消费在象征财富、健康和活力的同时，更加是一种建构自我与社会、文化和身份认同的首要场域。国内的以及国际公认的研究都将文化消费可以作为一种区分社会阶层的衡量标准，形成自身的身份认同，甚至形成区隔。作为一种社会现象，很少从析社会分层的维度反馈如何影响文化消费的，故本文提出如下假设：
假设1：不同社会、人口特征的青年其文化消费各个类型的消费程度不同；
假设2：青年个人受教育程度越高，其文化消费程度越高；
假设2-1：青年的个人受教育水平越高，青年文化消费程度越高；
假设2-2：父母的受教育水平越高，青年子女的文化消费程度越高；
假设3：收入水平与青年文化消费程度成正相关；
假设3-1：个人收入水平高越高，青年文化消费程度越高；
假设3-2：家庭年总收入水平越高，青年文化消费程度越高；
假设4：主观社会分层与青年文化消费成正相关；
假设4-1：自评家庭经济地位越高，青年文化消费程度越高；
假设4-2：阶层意识定位越高，青年文化消费程度越高。
三、样本数据与变量
本文所用数据源于中国综合社会调查（China General Social Survey，CGSS）项目2013年的调查数据。样本覆盖农村和城市18周岁以上人口，面访应答率为72.17%。根据青年人的年龄上限提高至44岁，本文对原始数据中“a3a出生年份”选项进行了个案选择，个案数总计达3524个，性别比例为男性占50.4%，女性占49.6%。
（一）被解释变量：文化消费
本文被解释变量文化消费，是定序变量，从问卷中摘录合适问题，自行组成文化消费的测量。问题来源于CGSS2013居民问卷A部分的A30中的1、2、4、5、6、7、8、10、12题目和A31中的3题目与B部分B11中的2、6、7、10、12、13問题。所有问题为连续变量，依次赋值1、2、3、4、5，所有得分汇总得出最终文化消费的程度数。
（二）关键变量：社会分层主要相关指标
本研究的关键变量分为两个维度，即客观社会分层变量和主观的社会分层变量。客观社会分层变量分为两个分层变量：一个是受教育程度：根据A7a“您目前的最高教育程度是”变换而来：未受过正式教育=0；小学、私塾、扫盲班=6；初中=9；高中（职高、中专、技校）=12；大学专科（成人、正规）=15；大学本科（成人、正规）=16；研究生及以上=19。父母的受教育程度变量来源于A89b和A90b，换算同上。另一个就是个人年收入及家庭年收入，本文针对这两个关键变量进行单样本K-S检验，结果显示分配均为常态。
主观社会分层变量包括两个：一个是阶层意识，CGSS2013有专门的版块设置了阶层意识的测量，A43系列选项提出“底端的“1”代表最底层，顶端的“10”代表最高层，您认为您自己目前在哪个等级上？”的问题，结果即是被访者的主观阶层意识。以定距变量将“阶层意识”直接纳入分析模型当中。另一个是自评家庭经济水平，选取A64“您家的家庭经济状况在所在地属于哪一档？”作为自评家庭经济水平的关键变量。其中“远低于平均水平”=1；“低于平均水平”=2；“平均水平”=3；“高于平均水平”=4；“远高于平均水平”=5。 （三）控制变量
本文回归模型的控制变量有六个方面作为控制变量：一是性别；二年龄；三是民族；四是婚姻；五是政治面貌；六是居住地的类型；其中性别属于虚拟变量：1=男，2=女；年龄为连续数值变量。民族变量是虚拟变量，根据A4“您的民族是”变形而来，1=汉族，2=少数民族；婚姻是由A69“您目前的婚姻状况是”改编而来，未婚=1，已婚=2；政治面貌由原数据中的“政治面貌”重新改编而来，是=1，否=2；地区类型为虚拟变量，由“受访者居住地区类型”变量变形而来，1=城镇，2=农村。
四、数据分析
多层回归分析将重要预测的变量的单一作用逐个纳入回归模型中，方便了解回归模型对被解释变量的总解释变异能力及各个变项的个别预测和解释变异能力。本文将从个人受教育程度、父亲受教育程度、母亲受教育程度、个人收入水平、家庭年总收入水平等客观社会分层变量和阶层意识、自评家庭经济情况等主观社会分层变量逐层分析对青年文化消费的影响。根据本文的目的要求运用探索性因子分析进行降维抽出文化消费的四个类别进行分析。数据的KMO值为0.851，Bartlett的球形检验显著性水平小于0.001，达到了显著性水平，可以进行因子分析。通过因子分析，经最大方差旋转以后提取4个特征值大于1的公因子，共解释解释总特征值的53.03%，旋转后的因子成分矩阵抽出四种类别。根据因子分析结果将文化消费分为虚拟型文化消费、户外型文化消费、物质型文化消费、家庭型文化消费。将赋值的分数相加得出虚拟型文化消费变量、户外型文化消费变量、物质型文化消费变量、家庭型文化消费变量以及综合文化消费变量的程度数。
（一）不同社会、人口特征与不同类型文化消费的方差分析
表1所示是不同的社会、人口特征的青年具有不同的类型的文化消费程度。性别方面，男性女性青年对四种文化消费的类型均存在显著影响，并且四种文化消费类型中男性青年均高于女性青年，这与已存在的研究存在很大差别，许是文化消费的衡量指标以文化消费的频次的原因。但是性别变量对物质型文化消费的影响不显著，其中原因许是中国式家庭结构与传统文化的影响，留于以后进行深入的研究证实。年龄方面，在虚拟型文化消费、户外型文化消费和家庭型文化消费中青年随着年龄的增长呈反比例关系。物质型文化消费在三分的年龄组中以26～35岁为最低，随着年龄的增长呈“U”型趋势。青年的年龄均与四种文化消费的类型在0.001的水平上显著，可见年龄对文化消费存在显著的影响。民族方面，除了对虚拟型文化消费的影响不显著外，其余三种类型都与民族变量存在显著性影响，并且显示少数民族青年的消费程度低于于汉族青年的消费程度。婚姻状态方面，婚姻状态均与四种文化消费类型存在显著性影响关系，并且均为未婚青年消费程度高于已婚青年消费程度。政治面貌方面，政治面貌均与四种文化消费类型存在显著影响关系，具有党员身份的青年文化消费程度明显高于非党员身份的青年的文化消费程度。居住地方面，居住地变量均与四种类型的文化消费存在显著性影响。并且均为城镇青年的文化消费程度高于农村青年的文化消费程度。另外需再次强调的是本文的文化消费变量的衡量标准是频率，而不是文化消费的支出与文化消费占家庭支出的比重。由此假设1得到了支持。
（二）控制变量、客观社会分层变量、主观社会分层变量对综合文化消费的回归分析
本文在控制变量的基础上，先后加入客观社会分层和主观社会分层的两类细分变量，形成了四个模型。
从模型的拟合效果来看，模型具有不少于R2=0.29的水平水平上显著增加，表示模型可解释的变异占总变异的比例逐渐增大。其中R Square Change的F值检验在α=0.001的水平上显著。最终多层回归模型达到R2=0.48的水平，表示模型拟合效果非常好。
对比模型一和模型二来看，加入了个人受教育程度、父母的受教育程度以后，年龄、民族婚姻、政治面貌、居住地等标准化回归系数发生了很大变化。从个人的受教育程度、父母的受教育程度的标准化回归系数来看，系数为正表示随着个人受教育程度的增长和父母受教育程度的增长个人的文化消费程度也在增长，由此假设2、假设2-1和假设2-2得到了支持。但是从标准化系数来看，个人的受教育程度对文化消费的影响明显高于父母受教育程度的影响。
对比模型二和模型三，模型三在模型二的基础上加入了个人全年收入和家庭全年收入两个变量。从标准化回归系数上显示模型三和模型二的社会人口变量以及受教育程度等变量并没有发生太大的改变，表明个人年收入和家庭年收入对文化消费具有较为独立的影响。个人年收入与家庭年收入和文化消费的标准化回归系数为正，表明收入水平和文化消费的程度存在正比例关系，个人收入越高，文化消费程度越高，家庭年总收入水平越高，文化消费程度越高。因此假设3、假设3-1和假设3-2得到了支持。并且从标准化回归系数显示，受教育程度等变量的系数稍微下降，家庭年总收入水平对青年文化消费程度的影响要高于个人年收入水平。
对比模型三和模型四，模型四是在模型三的基础上加入了阶层意识和自评家庭经济地位两个变量。从标准化回归系数上显示模型三和模型四的社会人口变量以及受教育程度等变量并没有发生太大的改变，但是收入水平相关变量发生了较大的改变，整体标准化回归系数变小，其中原因应该是受阶层意识和自评家庭经济地位的影响。阶层意识和自评家庭经济地位的标准化回归系数显示均为正，表明阶层意识越高，文化消费程度越高，自评家庭经济地位越高，文化消费程度越高。因此假设4-1和假设4-2得到了支持。并且阶层意识的影响要高于自评家庭经济地位。
五、结论与探讨
本研究从社会学的视角去考察社会分层对文化消费的影响。方差和多层回归分析发现，社会分层对青年文化消费同样具有影响。文化消费频次程度上，男性青年要比女性青年高。
文化消费随着年龄的增长有所下降。未婚与已婚的青年在文化消费的程度上显著差别，未婚青年的文化消费程度明显高于已婚青年的文化消费程度。党员的文化消费程度明显高于非党员的文化消费程度。城镇青年文化消费程度明显高于农村青年文化消费程度。回歸分析显示，模型在逐层控制每一层变量的情况下，发现个人的受教育程度、父母的受教育程度与青年文化消费存在正比例关系；个人年收入水平、家庭年总收入水平等客观社会分层变量与青年文化消费存在正比例关系；阶层意识、自评家庭经济地位等主观社会分层变量与青年文化消费存在正比例关系。并且发现居住地类型、个人受教育程度、家庭年总收入、阶层意识等变量对青年文化消费的影响系数最大。 虽然青年文化消费作为社会分层的一衡量指标，但是社会分层的指标同时也与青年文化消费存在显著的影响。根据已有的成果得出青年文化消费可以作为社会分层的标准，同时社会分层反过来影响青年文化消费，是一种螺旋式上升的关系。青年作为文化消费的主体，而文化消费又是衡量国家文化软实力的重要标准，为提高和作用于青年群体的文化消费水平，未来重点可从居住地类型、个人受教育程度、家庭年总收入、阶层意识角度拆解青年文化消费，提出可行的战略措施。
注：中国综合社会调查（CGSS）项目组向社会开放的数据为2003年、2005年、2006年、2008年、2011年、2013年等六个年份的调查数据，其中有关文化消费的测量数据来源于时间间隔最短的CGSS2013。
参考文献：
[1]杨晓光.关于文化消费的理论探讨[J].山东社会科学，2006（03）.
[2]Herrera-Usagre M.Cultural consumption in Spain.An approach to the social stratification of cultural consumptions and its methodological difficulties，EMPIRIA：Revista de Metodologia de Ciencias Sociales，2011（22）.
[3]Demangeot C，Sankaran K.Cultural pluralism：Uncovering consumption parrerns in a multicultural environment[J].Journal of Marketing Management，2012（28）.
[4]de Burgh-Woodman H.The movement of meaning across cultures：Aconceptual model for understanding cross-cultural consumption.[J].Advances in International Marketing，2012（23）.
[5]司马云杰.文化社会学[M].山东人民出版社，1990.
[6]程恩富.文化经济学[M].中国经济出版社，1993.
[7]王宁.消费社会学——一个分析的视角[M].社会科学文献出版社，2001.
[8]罗钢，王中忱.消费文化读本[M].中国社会科学出版社，2003.
[9]余曉敏，潘毅.消费社会与“新生代打工妹”主体性再造[J].社会学研究，2008（03）.
（作者单位：贵州大学）
GSS）2013年的数据，从社会分层的不同标准试析青年这一群体文化消费受到的影响。利用多层回归分析发现受教育水平、个人收入水平、家庭年收入水平等客观社会分层变量和自评家庭经济地位、阶层意识等主观社会分层变量对青年文化消费存在显著影响。同时性别、年龄、民族、婚姻、政治面貌、居住地等个体人口特征能更为显著的解释青年文化消费的差异性。
关键词：客观社会分层；主观社会分层；青年文化消费
一、问题的提出
随着社会转型速度的不断加快，文化消费则处于多元化高速发展的阶段。个体在注重物质消费的同时，又注重文化消费的心理享受。作为一种功能，文化消费功能的发展趋势从最初纯粹的政治功能过渡到经济功能，且伴随着社会功能的快速发展而转变。在消费者主观能动性的长期实践下，已然内化为不同阶级独特的惯习，并生成了不同阶级所持有的不同文化消费心理和行为。青年文化消费作为一种逐渐演变其功能的行为，社会分层势必会影响青年文化消费。
二、文献回顾与理论假设
在西方，文化消费的历史可以追溯到20世纪末至60年代初，从文化消费的理论发展历史来看包含两方面的内容：一是文化生产；二是文化消费。文化消费的内涵解释莫衷一是，文化消费理论是文化生产理论与消费理论相互嵌入而逐渐发展起来的。进入21世纪，西方文化消费的研究主要沿着两个方向发展。一个方向就是继续探讨文化消费在社会分层中的功能，例如Herrera-Usagre研究了西班牙社会中的社会特征对文化消费社会分层功能中的方法论难题。；另一个方向是将文化消费的研究拓展到跨文化研究的广阔视阈下进行了详细的对比分析，de Burgh-Woodman则主要建构了理解跨文化消费的概念模型，用以探讨不同文化背景下消费者的文化消费行为与其文化、社会及自身的关联程度，及不同背景的文化消费所代表的符号意义上的差别。
我国学者对文化消费的关注始于20世纪80年代，相关研究涉及文化产生和发展的各种复杂关系的讨论；文化生产、存储、分配和应用的社会过程及其发展规律的探索；文化市场的特点和运行规律以及文化消费的特性、种类、结构及水平差异分析；并从扩大内需的视点，对传统消费行为与消费方式的转型进行探讨。同时，也有学者讨论文化消费中的符号学构成及其逻辑，文化消费的符号性实现以及文化消费对社会认同的建构意义。王宁指出，消费社会中，消费是建构认同的重要手段，任何一种消费活动都是与个体认同紧密相关的。罗钢和王中忱在其著作中指出文化消费己经逐渐成为建构社会身份、形成社会分层的新机制。余晓敏和潘毅则通过大样本调查证明了消费在象征财富、健康和活力的同时，更加是一种建构自我与社会、文化和身份认同的首要场域。国内的以及国际公认的研究都将文化消费可以作为一种区分社会阶层的衡量标准，形成自身的身份认同，甚至形成区隔。作为一种社会现象，很少从析社会分层的维度反馈如何影响文化消费的，故本文提出如下假设：
假设1：不同社会、人口特征的青年其文化消费各个类型的消费程度不同；
假设2：青年个人受教育程度越高，其文化消费程度越高；
假设2-1：青年的个人受教育水平越高，青年文化消费程度越高；
假设2-2：父母的受教育水平越高，青年子女的文化消费程度越高；
假设3：收入水平与青年文化消费程度成正相关；
假设3-1：个人收入水平高越高，青年文化消费程度越高；
假设3-2：家庭年总收入水平越高，青年文化消费程度越高；
假设4：主观社会分层与青年文化消费成正相关；
假设4-1：自评家庭经济地位越高，青年文化消费程度越高；
假设4-2：阶层意识定位越高，青年文化消费程度越高。
三、样本数据与变量
本文所用数据源于中国综合社会调查（China General Social Survey，CGSS）项目2013年的调查数据。样本覆盖农村和城市18周岁以上人口，面访应答率为72.17%。根据青年人的年龄上限提高至44岁，本文对原始数据中“a3a出生年份”选项进行了个案选择，个案数总计达3524个，性别比例为男性占50.4%，女性占49.6%。
（一）被解释变量：文化消费
本文被解释变量文化消费，是定序变量，从问卷中摘录合适问题，自行组成文化消费的测量。问题来源于CGSS2013居民问卷A部分的A30中的1、2、4、5、6、7、8、10、12题目和A31中的3题目与B部分B11中的2、6、7、10、12、13問题。所有问题为连续变量，依次赋值1、2、3、4、5，所有得分汇总得出最终文化消费的程度数。
（二）关键变量：社会分层主要相关指标
本研究的关键变量分为两个维度，即客观社会分层变量和主观的社会分层变量。客观社会分层变量分为两个分层变量：一个是受教育程度：根据A7a“您目前的最高教育程度是”变换而来：未受过正式教育=0；小学、私塾、扫盲班=6；初中=9；高中（职高、中专、技校）=12；大学专科（成人、正规）=15；大学本科（成人、正规）=16；研究生及以上=19。父母的受教育程度变量来源于A89b和A90b，换算同上。另一个就是个人年收入及家庭年收入，本文针对这两个关键变量进行单样本K-S检验，结果显示分配均为常态。
主观社会分层变量包括两个：一个是阶层意识，CGSS2013有专门的版块设置了阶层意识的测量，A43系列选项提出“底端的“1”代表最底层，顶端的“10”代表最高层，您认为您自己目前在哪个等级上？”的问题，结果即是被访者的主观阶层意识。以定距变量将“阶层意识”直接纳入分析模型当中。另一个是自评家庭经济水平，选取A64“您家的家庭经济状况在所在地属于哪一档？”作为自评家庭经济水平的关键变量。其中“远低于平均水平”=1；“低于平均水平”=2；“平均水平”=3；“高于平均水平”=4；“远高于平均水平”=5。 （三）控制变量
本文回归模型的控制变量有六个方面作为控制变量：一是性别；二年龄；三是民族；四是婚姻；五是政治面貌；六是居住地的类型；其中性别属于虚拟变量：1=男，2=女；年龄为连续数值变量。民族变量是虚拟变量，根据A4“您的民族是”变形而来，1=汉族，2=少数民族；婚姻是由A69“您目前的婚姻状况是”改编而来，未婚=1，已婚=2；政治面貌由原数据中的“政治面貌”重新改编而来，是=1，否=2；地区类型为虚拟变量，由“受访者居住地区类型”变量变形而来，1=城镇，2=农村。
四、数据分析
多层回归分析将重要预测的变量的单一作用逐个纳入回归模型中，方便了解回归模型对被解释变量的总解释变异能力及各个变项的个别预测和解释变异能力。本文将从个人受教育程度、父亲受教育程度、母亲受教育程度、个人收入水平、家庭年总收入水平等客观社会分层变量和阶层意识、自评家庭经济情况等主观社会分层变量逐层分析对青年文化消费的影响。根据本文的目的要求运用探索性因子分析进行降维抽出文化消费的四个类别进行分析。数据的KMO值为0.851，Bartlett的球形检验显著性水平小于0.001，达到了显著性水平，可以进行因子分析。通过因子分析，经最大方差旋转以后提取4个特征值大于1的公因子，共解释解释总特征值的53.03%，旋转后的因子成分矩阵抽出四种类别。根据因子分析结果将文化消费分为虚拟型文化消费、户外型文化消费、物质型文化消费、家庭型文化消费。将赋值的分数相加得出虚拟型文化消费变量、户外型文化消费变量、物质型文化消费变量、家庭型文化消费变量以及综合文化消费变量的程度数。
（一）不同社会、人口特征与不同类型文化消费的方差分析
表1所示是不同的社会、人口特征的青年具有不同的类型的文化消费程度。性别方面，男性女性青年对四种文化消费的类型均存在显著影响，并且四种文化消费类型中男性青年均高于女性青年，这与已存在的研究存在很大差别，许是文化消费的衡量指标以文化消费的频次的原因。但是性别变量对物质型文化消费的影响不显著，其中原因许是中国式家庭结构与传统文化的影响，留于以后进行深入的研究证实。年龄方面，在虚拟型文化消费、户外型文化消费和家庭型文化消费中青年随着年龄的增长呈反比例关系。物质型文化消费在三分的年龄组中以26～35岁为最低，随着年龄的增长呈“U”型趋势。青年的年龄均与四种文化消费的类型在0.001的水平上显著，可见年龄对文化消费存在显著的影响。民族方面，除了对虚拟型文化消费的影响不显著外，其余三种类型都与民族变量存在显著性影响，并且显示少数民族青年的消费程度低于于汉族青年的消费程度。婚姻状态方面，婚姻状态均与四种文化消费类型存在显著性影响关系，并且均为未婚青年消费程度高于已婚青年消费程度。政治面貌方面，政治面貌均与四种文化消费类型存在显著影响关系，具有党员身份的青年文化消费程度明显高于非党员身份的青年的文化消费程度。居住地方面，居住地变量均与四种类型的文化消费存在显著性影响。并且均为城镇青年的文化消费程度高于农村青年的文化消费程度。另外需再次强调的是本文的文化消费变量的衡量标准是频率，而不是文化消费的支出与文化消费占家庭支出的比重。由此假设1得到了支持。
（二）控制变量、客观社会分层变量、主观社会分层变量对综合文化消费的回归分析
本文在控制变量的基础上，先后加入客观社会分层和主观社会分层的两类细分变量，形成了四个模型。
从模型的拟合效果来看，模型具有不少于R2=0.29的水平水平上显著增加，表示模型可解释的变异占总变异的比例逐渐增大。其中R Square Change的F值检验在α=0.001的水平上显著。最终多层回归模型达到R2=0.48的水平，表示模型拟合效果非常好。
对比模型一和模型二来看，加入了个人受教育程度、父母的受教育程度以后，年龄、民族婚姻、政治面貌、居住地等标准化回归系数发生了很大变化。从个人的受教育程度、父母的受教育程度的标准化回归系数来看，系数为正表示随着个人受教育程度的增长和父母受教育程度的增长个人的文化消费程度也在增长，由此假设2、假设2-1和假设2-2得到了支持。但是从标准化系数来看，个人的受教育程度对文化消费的影响明显高于父母受教育程度的影响。
对比模型二和模型三，模型三在模型二的基础上加入了个人全年收入和家庭全年收入两个变量。从标准化回归系数上显示模型三和模型二的社会人口变量以及受教育程度等变量并没有发生太大的改变，表明个人年收入和家庭年收入对文化消费具有较为独立的影响。个人年收入与家庭年收入和文化消费的标准化回归系数为正，表明收入水平和文化消费的程度存在正比例关系，个人收入越高，文化消费程度越高，家庭年总收入水平越高，文化消费程度越高。因此假设3、假设3-1和假设3-2得到了支持。并且从标准化回归系数显示，受教育程度等变量的系数稍微下降，家庭年总收入水平对青年文化消费程度的影响要高于个人年收入水平。
对比模型三和模型四，模型四是在模型三的基础上加入了阶层意识和自评家庭经济地位两个变量。从标准化回归系数上显示模型三和模型四的社会人口变量以及受教育程度等变量并没有发生太大的改变，但是收入水平相关变量发生了较大的改变，整体标准化回归系数变小，其中原因应该是受阶层意识和自评家庭经济地位的影响。阶层意识和自评家庭经济地位的标准化回归系数显示均为正，表明阶层意识越高，文化消费程度越高，自评家庭经济地位越高，文化消费程度越高。因此假设4-1和假设4-2得到了支持。并且阶层意识的影响要高于自评家庭经济地位。
五、结论与探讨
本研究从社会学的视角去考察社会分层对文化消费的影响。方差和多层回归分析发现，社会分层对青年文化消费同样具有影响。文化消费频次程度上，男性青年要比女性青年高。
文化消费随着年龄的增长有所下降。未婚与已婚的青年在文化消费的程度上显著差别，未婚青年的文化消费程度明显高于已婚青年的文化消费程度。党员的文化消费程度明显高于非党员的文化消费程度。城镇青年文化消费程度明显高于农村青年文化消费程度。回歸分析显示，模型在逐层控制每一层变量的情况下，发现个人的受教育程度、父母的受教育程度与青年文化消费存在正比例关系；个人年收入水平、家庭年总收入水平等客观社会分层变量与青年文化消费存在正比例关系；阶层意识、自评家庭经济地位等主观社会分层变量与青年文化消费存在正比例关系。并且发现居住地类型、个人受教育程度、家庭年总收入、阶层意识等变量对青年文化消费的影响系数最大。 虽然青年文化消费作为社会分层的一衡量指标，但是社会分层的指标同时也与青年文化消费存在显著的影响。根据已有的成果得出青年文化消费可以作为社会分层的标准，同时社会分层反过来影响青年文化消费，是一种螺旋式上升的关系。青年作为文化消费的主体，而文化消费又是衡量国家文化软实力的重要标准，为提高和作用于青年群体的文化消费水平，未来重点可从居住地类型、个人受教育程度、家庭年总收入、阶层意识角度拆解青年文化消费，提出可行的战略措施。
注：中国综合社会调查（CGSS）项目组向社会开放的数据为2003年、2005年、2006年、2008年、2011年、2013年等六个年份的调查数据，其中有关文化消费的测量数据来源于时间间隔最短的CGSS2013。
参考文献：
[1]杨晓光.关于文化消费的理论探讨[J].山东社会科学，2006（03）.
[2]Herrera-Usagre M.Cultural consumption in Spain.An approach to the social stratification of cultural consumptions and its methodological difficulties，EMPIRIA：Revista de Metodologia de Ciencias Sociales，2011（22）.
[3]Demangeot C，Sankaran K.Cultural pluralism：Uncovering consumption parrerns in a multicultural environment[J].Journal of Marketing Management，2012（28）.
[4]de Burgh-Woodman H.The movement of meaning across cultures：Aconceptual model for understanding cross-cultural consumption.[J].Advances in International Marketing，2012（23）.
[5]司马云杰.文化社会学[M].山东人民出版社，1990.
[6]程恩富.文化经济学[M].中国经济出版社，1993.
[7]王宁.消费社会学——一个分析的视角[M].社会科学文献出版社，2001.
[8]罗钢，王中忱.消费文化读本[M].中国社会科学出版社，2003.
[9]余曉敏，潘毅.消费社会与“新生代打工妹”主体性再造[J].社会学研究，2008（03）.
（作者单位：贵州大学）