基于文化区隔视角的城市文化消费政策社会效益实证研究——以南京市为例.pdf

122人文与社会HUMANITYAND SOCIETY现代城市研究2024.02文章编号：1 0 0 9-6 0 0 0(2 0 2 4)0 2-0 1 2 2-0 9中图分类号：F294文献标识码：Bdoi:10.3969/j.issn.1009-6000.2024.02.020基金项目：国家自然科学基金资助项目“社区、生活方式与主观幸福感研究：基于日常生活整体性视角（4 1 8 7 1 1 3 1）作者简介：贾子璇，南京大学建筑与城市规划学院，硕士研究生，研究方向为城市与区域规划、城市文化消费空间；张敏，通信作者，南京大学建筑与城市规划学院，教授，研究方向为城市与区域规划、城市社会文化空间。基于文化区隔视角的城市文化消费政策社会效益实证研究-以南京市为例An Empirical Study on the Social Benefits of Urban CulturalConsumption Policy from the Perspective of CulturalDistinction:A Case Study of Nanjing贾子璇张敏JIAZixuanZHANGMin摘要：城市文化消费政策面临公共投入增加而社会效益下降的问题，特别是在促进消费公平和扩大消费群体方面收效甚微。已有研究较少从文化消费的社会不均衡性以及文化消费机制角度讨论文化政策的社会效益。文章根据布尔迪厄实践理论和文化区隔理论构建城市政策与文化区隔相互作用的理论模型，研究城市文化消费政策对居民的文化区隔的增强或减缓作用以检验城市文化消费政策的社会效益。以南京市文化消费补贴政策为例，基于对南京市典型社区的居民问卷调查数据，进行对比分析和回归模型分析，结果显示南京市文化消费补贴政策加深了文化区隔。文化消费实践受惯习影响，南京市主要面向高雅文化的补贴政策，强化了高雅文化消费主体的消费实践，即促进原本文化杂食性较高的群体进行高雅文化消费，没能有效引导文化消费弱势群体参与高雅文化消费，未能显著改变这类群体文化杂食性低的状况。基于该研究结果，文章认为通过调节文化消费补贴的活动类型使之面向更广的文化受众有助于缓解文化区隔，扩大文化消费政策的受益面，促进文化消费的公平。关键词：城市文化政策；文化区隔；文化消费补贴；文化杂食性；文化资本Abstract:Fostering cultural consumption has always been the aim of urban cultural policy.Although thereare public subsidies to encourage cultural consumption,its effectiveness remains elusive.Existing studieshave not given much attention to the relationships between policy participation and cultural distinctionwhen discussing cultural subsidies policy.To fill this gap,this paper constructs a theoretical model ofrelationship between policy participation and cultural distinction,drawing on Bourdieus theory of practiceand distinction to discuss the influence of cultural consumption policy on cultural distinction.TakingNanjings cultural consumption subsidy policy as an example,this research makes a comparative analysisand regression model analysis based on the questionnaire survey of community residents in Nanjing.Theresults reveal that urban cultural consumption policy reinforces the cultural distinction.Although culturalconsumption subsidy attracts the groups with higher cultural omnivorousness,with a higher dispositionof economic,cultural and social capital,it fails to promote the participation of the cultural disadvantagedgroups,which results in the decline of its effectiveness.Thefindings of this research provide theoretical andpractical reference forurbancultural governance.Key words:urban cultural policy;distinction;cultural consumption subsidy;cultural omnivorousness;cultural capital123以南京市为例贾子璇张敏基于文化区隔视角的城市文化消费政策社会效益实证研究0引言在新发展格局下，促进文化消费成为稳定国民经济、满足人民美好生活需要、增强城市活力的关键I-21。近年来我国的文化消费随着经济社会快速发展而逐步增长，但仍面临居民潜在文化消费需求尚未有效满足且文化消费的社会不均衡加剧的现状3。为了解决这一问题，2 0 1 6 年文化部、财政部联合印发开展引导城乡居民扩大文化消费试点工作的通知，全国数十个城市围绕提高公共文化服务水平和效能，培育文化消费习惯，加速释放居民的文化消费需求等目标任务开展试点工作，对特定文化类型进行补贴，并要求把社会效益放在首位。但是，城市文化消费补贴政策效果尚未达到预期（4-5，公共投入总量不断增加但是有效性却在下降 4。这说明城市文化消费补贴政策的有效性还取决于社会分配机制。具体来说，随着文化消费群体迅速分化，各地文化消费补贴政策为了挖掘文化消费潜力需要在不同的文化消费类型和文化消费群体中进行权衡，这需要了解文化消费类型与社会群体之间的对应关系，即社会群体在文化消费特征上的不均衡性。但是，目前城市文化消费政策更多关注补贴的金额与方式，对文化消费的社会不均衡考虑不足1 7-8。因此，需要从文化消费的社会不均衡角度检验城市文化补贴政策的有效性，这对于提高政策的社会效益、促进社会公平具有重要现实意义。尽管文化消费政策的投入力度和社会需求都在不断增强，但是学界对于文化消费政策有效性的研究要集中在宏观理论、政策思路和实践探索及其经济效益方面，较少从社会效益方面进行理论探索和实证检验。现有从社会效益角度对补贴有效性的研究主要考虑了消费者社会经济特征对参与补贴政策的影响，例如，詹绍文等以“陕西文化惠民卡”为例，发现受教育程度、收人与年龄都是影响居民文化补贴消费意愿的主要因素 5。伊戈等研究了英国文化消费补贴的有效性，结果显示文化参与频率更高、参与动机更强的群体更频繁地参与文化消费补贴活动9。然而，目前研究仍停留在“就政策论政策”的阶段，暂未解释文化消费政策是如何影响居民现有的文化消费机制从而导致文化消费的社会不均衡。因此，仍需要进一步从社会群体的文化消费机制的角度来解释文化消费政策的社会效益。在学界研究中，文化消费的社会不均衡现象以及社会群体的文化消费机制的研究起源于布尔迪厄的文化区隔理论。在其理论中，这种不均衡早期表现在社会阶层不同的群体偏向消费不同层次的文化产品，社会阶层更高的群体偏好并消费高雅文化，而社会阶层较低的群体偏好并消费通俗文化1 0-2。随着后现代社会结构演变，文化消费的社会不均衡更多地表现在社会阶层更高的群体倾向于消费范围更广的文化类型上，这种现象被称为文化杂食性。尽管这种不均衡性从不同社会群体消费的高雅通俗文化之分发展为文化杂食程度高低之分，但是文化消费的社会不均衡性持续存在。这种文化消费的不均衡在法国社会学家布尔迪厄的社会研究中被称作文化区隔，指的是获取文化的人群处于社会空间不同等级位置而导致的文化消费中的等级差异，这意味着不均衡是系统性的，在不同社会空间的位置的人群由于拥有的资本和所处的场域不同而选择消费不同的文化。在决定个人社会空间位置并影响个人文化消费的机制中，经济资本1 1 2-1 4 1 并非唯一的因素，文化资本1 1 5-1 8 1 和社会资本 1-2 1也会影响个人文化消费。文化区隔的存在会影响不同群体的文化消费的可能性和获得补贴的能力。从城市政策和文化区隔的关系来看，城市文化消费政策的目的是减弱文化区隔从而挖掘居民的文化消费潜力，具体来说是通过增加资本较低人群进行高雅文化消费的能力来增强其文化杂食性，从而提升居民各方面资本促进社会流动。但是，对于城市文化消费政策是否减弱文化区隔及其影响机制尚不清楚。因此，需要从社会群体文化消费机制的视角切入对城市文化消费政策的社会均衡性效益进行研究。本文以文化区隔理论为基础构建了城市文化消费政策对文化区隔影响的理论模型，通过探讨城市文化政策是否减弱文化区隔来检验文化政策的社会效益。本文以南京市文化消费补贴政策为例，针对南京市典型社区开展问卷调查，根据获得的一手数据进行实证研究，通过对比分析法与回归模型计量分析法探讨城市文化消费补贴政策是否减弱了文化区隔的问题，从而对文化消费补贴政策有效性降低的现象提出一种解释。1理论模型与研究假设1.1文化区隔内涵文化消费与社会不均衡的关系文化区隔是指获取文化的人群处于社会空间不同等级位置而导致的文化消费中的等级差异，文化消费这种生活方式是其社会空间位置的表现1 1-1.2。从布尔迪厄开始，学界陆续研究了文化消费与社会不均衡的关系，认为社会经济地位更高的群体倾向于消费具有稀缺价值、需要更多文化资本进行解码的高雅文化，而其他群体倾向于消费贴近日常生活且易于理解的通俗文化，这种文化区隔作为一种社会意义上的区分手段用来标志更高的社会地位而产生象征利益和区分利益1 0.2 3-2 4。但是，随着后现代社会结构和价值观的变化，这种社会经济更高的人群更加偏好高雅文化的单一关系被质疑，研究发现社会经济水平更高的群体从单一品味的社会排斥转向多种品味的杂，对高雅文化和通俗文化的兼容并蓄成为新的社会趋势，这种现象也被称为文化杂食性 2 5。在美国、英国、瑞士等地的研究已发现文化消费模式更加多样化 2 6-3 0。我国学者在实证研究中发现我国文化消费类型更加多样但仍然具有明显的社会结构，例如朱迪通过特大城市居民生活状况调查发现，在我国特大城市居民的音乐、阅读等领域的文化消费中，收人高、受教育程度为大专及以上、职业阶层为管理精英或专业精英的人群文化杂食性更高 3 0。文化杂食124人文与社会HUMANITYAND SOCIETY现代城市研究2024.02性作为文化区隔的一种延续 3 1，其概念中有两个重点，即体积和结构。体积指文化消费者文化消费种类和频率而结构指杂食性具有等级性，杂食性中与通俗文化相对的高雅文化被作为一种精英群体的地位象征与产生其他群体审美隔离 3 2。1.2文化政策作用于文化区隔的理论模型与研究假设布尔迪厄的文化区隔理论脱胎于其实践理论，实践理论更加强调惯习而不是行为，强调倾向而不是决策，强调实践意识而不是深思熟虑，在研究文化消费时能够弥补个人理性选择模型的缺陷 3。本文根据布尔迪厄的实践理论和文化区隔理论构建城市政策与文化区隔相互作用的理论模型。根据实践理论的“场域一惯习一实践”模型，文化消费的实践和偏好的产生并非一种天赋的偶然行为而是教育的产物，不仅指学校教育，还存在于家庭和其他潜移默化的社会环境中1 0。文化消费场域的地位由个人及其家庭的文化资本、经济资本和社会资本的总量、结构与时间累积所构成的社会空间中的位置所决定。拥有更多资本的文化群体常常以不同消费性质和方式所代表的审美偏好和文化能力于其他社会阶层不同相互区分和隔离 3 4。同时文化消费又通过每次的实践不断增加自身的文化资本，形成自我强化的闭环形式 3 5，以及实现代际层面的文化再生产 2 1.3 6。此外，文化资本在其他场域通过与经济资本和社会资本的转化过程实现了社会不平等的再生产 1 0 城市文化消费补贴政策作为一种外部影响因素通过“场域一惯习一实践”逻辑影响个人文化消费。首先，社会空间中资本占有的不均衡性，导致处在不同社会空间位置的群体在其获取补贴政策信息的可能性上存在差异；其次，个人的文化偏好影响其对补贴政策的感知，偏好高雅文化的人群更容易了解与认可补贴高雅活动的文化消费政策；同时，获取了文化政策信息并且对文化政策认可的人群更加愿意参与文化消费补贴政策。这表明在社会空间中拥有较少资本的弱势群体由于在以上3 个过程中都存在劣势，所以在文化消费领域存在一种弱势地位的系统性锁定。根据以上理论，本文将社会空间、文化偏好以及文化消费实践以及文化消费补贴政策的信息获取、政策感知与政策参与统一在理论模型中（图1），用来研究城市文化消费政策是否减弱了文化区隔这一问题。本文通过验证文化消费补贴是否减弱了文化消费区隔，来评估城市文化消费政策在扩大消费群体和扩大个人消费类型等社会效益方面的有效性。具体包括3 个假设的验证：第一，文化消费杂食性和社会空间的资本不均衡性呈正相关（H1）；第二，在控制资本和文化偏好之后，个人参与城市文化政策和文化消费杂食性呈正相关（H2）；第三，个人参与城市文化政策和社会空间的资本不均衡性呈正相关（H3）根据实证结果会出现两种极化的情景 2 1，第一个极化情景是如果3 个假设均满足则说明城市文化消费补贴政策没能减弱反而加深了文化区隔。第二个极化的情景是，若第一和第三个假设没有得到证明则说明城市文化消费补贴减弱了文化区隔，扩大了文化消费群体并且扩大了个人消费类型（图2）。2数据来源与研究方法2.1数据来源南京市作为首批国家文化消费试点城市，自2 0 1 7 年已连续7 年推出文化消费补贴政策，补贴方式主要采用票价直接补贴和积分补贴相结合的方式，补贴内容包括音乐会、歌舞剧、话剧等演出文化。本文的数据来源于2021年5 一7 月进行的南京市社区居民文化消费问卷调查。本次调查采用多阶段抽样方法，结合建成年代、区位、社区类型，在南京市江南主城区选择9 个社区展开抽样调查，覆盖建成于1 9 9 5 一2 0 1 9 年，位于从城市中心到城市边缘的商品房社区、单位制社区、保障房社区、青年公寓（图3）。调查采用入户调查方式，调查员半访谈式询问与问卷调查相结合，记录居民个人与家庭社会经济属性、文化消费偏好、文化消费实践、文化政策感知等信息。实地社区调查共发放问卷680份，剔除缺失数据大于1 0 题以上的问卷后剩余5 0 7 份问卷，有效率74.6%。剔除前后选项矛盾的问卷7 5份最终剩余问卷4 3 5 份；此外，通过见数和问卷星等网上平台针对南京市发放问卷3 0 0 份，剔除定位和居住地址在外地的问卷后剩余有效问卷2 5 7份，有效率8 5.7%。总共获取有效问卷6 9 2 份，样本中南京市城镇户口居民占比6 7.0%，女性占比5 4.6%，年城市文化消费补贴政策政策信息文化偏好杂食性控制变量政策感知城市政策政策参与文化区隔H1.社会空间社会空间文化消费杂食性经济资本/文化资本/社会资本高雅文化/通俗文化文化区隔文化偏好文化消费图例H2H3场域城市文化政策的外部影响文化区隔参与补贴政策实践理论实践文化区隔形成的实践逻辑惯习实证联系南京市高雅文化补贴理论联系图1城市文化消费补贴影响文化区隔的理论模型图2城市文化消费补贴是否减弱文化区隔的研究假设1252.8197.854共有产权离异或丧偶63.443915.9110况住房类型租房已婚12.48676.3528自有产权婚恋状有恋人21.414819.313415000元单身5710112000,15000元8.214.6学生1.122.3154待业3.02118.4127(5000,8000)元个人月收8000,12000元自由职业者2.5175000元25.4176文化艺术行业2.51711817.1研究生政府工作者8.45852.5364本科教师科研人员度1.7129814.2农民职业4.3309.163高中或中专受教育程大专4.9347.149初中及以下服务行业12.9896.44461岁及以上行政办事人员29.02013.9275160岁专业技术人员17.512112.1844150岁管理人员年龄4.02824835.93140岁个体经营者12.68735.12432130岁外地农村户口14.51006.646020岁外地城镇户口户籍女5.94154.6378南京农村户口性别67.046445.4314男南京城镇户口变量样本数/份占比/%组别组别变量样本数/份占比/%表1样本社会经济属性统计以南京市为例|贾子璇张敏基于文化区隔视角的城市文化消费政策社会效益实证研究龄结构中2 1 4 0 岁的人群占比7 1.0%（表1）。2.2变量说明2.2.1文化杂食性的测量文化杂食性的测量包含两个步骤文化杂食性强调在高雅文化和通俗文化之间跨越文化边界的程度，因此在计算文化杂食性之前，首先通过探索性因子分析建立了高雅文化和通俗文化的指标，这种方法已被耶什等学者检验过 1 8。其次，根据沃德等 2 6 和魏因加特纳 2 3 学者的方法，通过偏好或消费高雅文化和通俗文化数量的乘积来进行计算文化杂食性，这种测量方法假设一个消费者同时喜欢或消费一种高雅文化和一种通俗文化就会产生一次跨越边界的实践 2 3。文化消费杂食性通过到达1 0 种文化消费场所的频率（表2）来考察运用SPSS26.0软件，对1 0 个题项进行探索性因子分析，结果显示KMO值为0.9 1 4，Bartlett球形检验显著P小于0.0 0 1，表明数据适合进行探索性因子分析，累计解释方差百分比为54.67%，采用直接斜交法（delta=0）进行旋转。根据各题项内容并结合理论，高雅文化消费包括去剧院、电影院、书店、展览、博物馆、图书馆、公园、历史遗址文化消费场所8 项，通俗文化消费包括前往KTV和网吧2项（表3）。文化消费杂食性将参与一次高雅文化场所和通俗文化场所记为跨越一次象征性边界，计算方法即高雅文化消费种类和通俗文化消费种类的乘积，最后文化消费杂食性作为连续变量范围将在0 1 6 之间。文化偏好杂食性通过对2 4 种文化类型的偏好程度（表2）来考察。运用SPSS26.0软件，对2 4 个题项进行探索性因子分析，初次结果显示KMO值为0.9 1 9，Bartlett球形检验显著P0.001，表明数据适合进行探索性因子分析，根据特征值大于1 的标准使用主轴法进行因子提取，初步提取3个因子，累计解释方差百分比4 5.2%。然而，由于“阅读历史故事”和“脱口秀相声”“民族音乐”“livehouse”的共同度小于0.3，“阅读文学”“阅N霞区图例商品房社区南区单位制社区保障房社区青年公寓江宁区1怡景花园2河西社区3土壤研究所4南大和园5丁家庄6景明佳园7菁英公寓8银城公寓010km9龙湖冠寓图3调查社区分布表2 文化杂食性探索性因子分析变量赋值变量操作化变量赋值1=从未去过，2=每年一文化消费杂剧院、电影院、书店、展览、博物馆、图书馆、公园、历史遗次，3=每季一次，4=每月食性址、KTV、网吧到达频率一次，5=每周一次对剧情小说、情感小说、历史故事、美术艺术、文学、哲学、1=非常不喜欢，2=不太喜文化偏好杂政治、经济、科学、古典乐、爵士乐、电子音乐、流行音乐、欢，3=没感觉，4=比较喜食性摇滚音乐、嘻哈音乐、民族音乐、中国戏曲、西方戏剧、舞欢，5=非常不喜欢蹈、话剧、音乐会、脱口秀相声、livehouse、音乐节的偏好程度表3文化消费杂食性探索性因子分析结果因子载荷变量高雅文化消费通俗文化消费剧院到达频率0.6190.182电影院到达频率0.6090.136书店到达频率0.8840.043展览到达频率0.787-0.004博物馆到达频率0.866-0.116图书馆到达频率0.8220.056公园到达频率0.5590.066历史遗址到达频率0.624-0.048KTV到达频率-0.0240.782网吧到达频率0.0790.573126人文与社会HUMANITYANDSOCIETY现代城市研究2024.02读美术艺术”因子载荷和交叉载荷差别小于0.1 5，被逐步剔除，最终剩余18个题项。继续采用主轴法进行提取，累计解释方差百分比为5 2.7 4%，采用直接斜交法（delta=0）进行旋转。根据各题项内容并结合理论，将古典乐爵士乐、中国戏曲、西方戏剧、舞蹈、话剧、音乐会、音乐节8 项作为高雅音乐表演，将电子音乐、流行音乐、摇滚、嘻哈作为4 项通俗音乐表演，将阅读哲学、政治、经济、科学4 项作为高雅阅读，将阅读情感小说和剧情小说2 项作为通俗阅读（表4）。文化偏好杂食性分别用同时喜欢一种高雅文化和一种通俗文化作为跨越一层象征性边界，由于探索性因子分析的结果包含4 种因子，本文只计算偏好高雅表演类型和偏好通俗表演类型的乘积加上偏好高雅阅读类型和偏好通俗阅读类型的乘积，文化偏好杂食性变量并未计算表演和阅读的跨两种种类之间的杂食性，如高雅阅读和通俗音乐之间并不记为一次跨越边界2.2.2社会空间的资本不均衡性社会空间的资本由经济资本、文化资本和社会资本测量（表5）。根据文化区隔理论，社会空间是由特定资本的不平等分配所构成的诸多场域的集合形成的抽象空间，可以被理解为经济、社会和文化等资本分布结构的形式。这些资本既是个人在不同场域操纵的工具，也是整个社会空间利益关系的表现 3 7。其中，经济资本由月收入、住房产权和是否拥有汽车3 个变量来测量1 8。文化资本包括身体化、产品化和制度化3 种形态，分别由父母最高受教育程度、本人受教育程度以及文化产品数量3 个变量来测量1 3 8-3 9。社会资本通过与父母、子女伴侣和自己进行文化消费活动的频率来测量 4 0-4 2.3分析方法为了研究城市文化消费政策是否减弱文化区隔，数据分析包含两个步骤。第一步，对比分析了是否参与文化政策两组人群的文化偏好特征与文化消费特征，目的是检验参与文化消费补贴政策的人群是否具有更高的文化消费杂食性，用以推断文化消费补贴政策是否扩大个人文化消费类型为了进一步确定个人文化消费杂食性与参与文化消费补贴政策之间的因果关系，第二步采用3 个多元回归模型对此进行验证：首先，用两个多元线性回归模型检验了社会空间资本的不均衡性与文化偏好杂食性和文化消费杂食性的关系。其次，将社会空间的资本变量作为控制变量，将文化偏好杂食性、是否参与过文化消费政策作为自变量依次加人分层回归模型以检验文化偏好杂食性和参与文化消费补贴政策对文化消费杂食性的影响。最后，采用Logistics回归模型检验社会空间资本不均衡性与是否参与文化消费补贴政策之间的关系。3研究结果3.1个人文化政策实践和个人文化消费特征的比较分析通过对比分析是否参与文化政策表4文化偏好杂食性探索性因子分析结果因子载荷变量高雅表演高雅阅读通俗表演通俗阅读阅读哲学0.3210.517-0.005-0.043阅读政治-0.0980.8140.010-0.029阅读经济-0.0380.7970.0280.003阅读科学0.0950.5690.0030.058古典乐0.6020.0160.0750.060爵士乐0.545-0.0260.2740.037电子音乐0.1630.0490.656-0.046流行音乐-0.0650.0970.4700.259摇滚音乐0.005-0.0030.813-0.039嘻哈音乐-0.0040.0000.747-0.014中国戏曲0.6910.018-0.051-0.061西方戏剧0.6900.0340.069-0.042舞蹈0.558-0.0400.0240.188话剧0.7720.011-0.0910.037音乐会0.5420.1160.0600.144音乐节0.4530.0880.2620.095阅读情感小说0.066-0.0540.0230.722阅读剧情小说0.0290.052-0.0380.804表5回归分析变量赋值及描述统计变量操作化变量赋值或定义平均值标准差政策是否参与过文化消0=没有参与过，1=参与过0.380.49参与费补贴1=5000元，2=(5 0 0 0,8 0 0 0)元，3=8 0 0 0,1 2 0 0 0)元，本人月收人2.841.45经济4=12000,15000)元，5=1 5 0 0 0 元资本住房情况1=自有产权，2=自由产权还贷中，3=共有产权，4=租房1.821.12拥有汽车0=没有私家车，1=有私家车0.530.5父母最高受教育程1=初中及以下，2=高中或中专，3=大专，4=本科，5=研究生2.5 21.22度文化本人受教育程度1=初中及以下，2=高中或中专，3=大专，4=本科，5=研究生3.6 31.09资本取值为以下种类求和（书籍、乐器、运动器具、电脑、音18岁以前家中文响、书画用具、科学仪器、地球地图、古玩），范围在0 9 3.9 02.33化产品数量之间与父母共同参与文1=从不，2=很少，3=一般，4=经常，5=频繁2.591.23化消费的频率与子女共同参与文1=从不，2=很少，3=一般，4=经常，5=频繁2.711.95化消费的频率社会与朋友共同参与文1=从不，2=很少，3=一般，4=经常，5=频繁3.221.21资本化消费的频率与伴侣共同参与文1=从不，2=很少，3=一般，4=经常，5=频繁3.341.88化消费的频率仅自己参与文化消1=从不，2=很少，3=一般，4=经常，5=频繁2.651.45费的频率1=020岁，2=2 1 3 0 岁，3=3 1 4 0 岁，4=4 1 5 0 岁，5=5 1 6 0控制年龄2.911.21岁，6=6 0 岁以上变量性别1=男，2=女1.550.49127以南京市为例贾子璇张敏基于文化区隔视角的城市文化消费政策社会效益实证研究两组人群的文化偏好特征与文化消费特征，发现“不参与政策”组的人群，他们无论是对通俗文化还是对高雅文化的偏好程度、偏好种类、消费频率、消费种类均低于参与政策组的人群，这说明“不参与政策”组的人群并不是因为喜欢通俗文化不喜欢高雅文化才选择不参与文化政策，而是因为他们整体的文化偏好和消费程度都较低，无论是通俗文化还是高雅文化，即文化杂食性较低。从文化偏好程度来看，参与文化政策组（简称参与组）对4 种文化类型的偏好均高于未参与文化政策组（未参与组）。其中，高雅表演的偏好程度在两组中的差距最大，其次是通俗阅读；而高雅阅读和通俗表演的偏好程度较为接近且在两组之间差异最小。从文化偏好种类来看，参与组在偏好种类上均高于未参与组，未参与组的不了解甚至不喜欢的种类更多。其中，两组在高雅表演上的差异最为显著，参与组在高雅表演上的偏好种类平均比未参与组的多两类。从文化偏好杂食性来看，参与组的杂食性比未参与组的杂食性增加了8 7%（图4）。从文化消费频率来看，两组的共性在于高雅文化场所的消费频率都高于通俗文化场所消费的频率，但是，参与组对无论是在高雅文化场所还是通俗文化场所的消费频率上均高于未参与组，参与组在高雅文化场所的参与频率集中在一季一次到一月一次之间，而未参与组的则在一年一次至一季一次之间。从文化消费种类来看，未参与组在多种类型的文化场所消费频率均低于参与组。从文化消费杂食性来看，参与组的文化消费杂食性比未参与组的文化消费杂食性增加了3 0 0%（图5）。3.2回归分析结果文化消费杂食性和社会空间的资本不均衡性呈正相关。对于文化消费杂食性而言（表6 模型1），经济资本的影响最为显著，相较于月收人小于等于5 0 0 0 元的人群，月收人12000,15000）元、大于等于1 5 0 0 0元的人群文化参与杂食性更高，自由产权住房的群体比租房群体的文化参与杂食性高，但是是否有私家车对文化参与杂食性的影响并不显著。其次，文化资本对文化参与杂食性较为显著，主要体现在父母受教育水平和文化产品的种类上：父母受教育水平是大专和本科的群体，文化参与杂食性最高，18岁以前家中文化产品的种类越多的群体文化参与杂食性越高，但是个人的受教育水平对文化杂食性影响不显著，对于研究生群体反而文化参与杂食性不高。最后，社会资本中与伴侣和朋友出行的频率越高则文化参与的杂食性越高。由此假设1 得到支持。在控制资本和文化偏好之后，个人参与城市文化政策和文化消费杂食性呈正相关。将文化资本、经济资本和社会资本以及文化偏好杂食性作为控制变量，观察文化政策对文化消费杂食性的影响，结果显示，R方值从0.3 5 8 增长至0.3 9 8，文化政策对文化参与杂食性具有独立影响，且P值为0.0 0 0 具有统计学意义上的显著影响，说明参与文化政策会增加文化消费的杂食性（表6 模型3），由此假设2得到证明。此外，模型3 中也可以看出，女性、2 1 3 0 岁人群，具有本科学历的人群，文化产品多且月收人高于8 0 0 0 元的群体具有更高的文化消费杂食性，并且与子女和伴侣出行频文化偏好程度文化偏好种类文化偏好杂食性+一高雅表演高雅阅读一金一通俗表演一?一通俗阅读4054.583547303.536252.5524201.5315120.51001参与文化政策未参与文化政策50偏好不偏好偏好不偏好一高雅表演一高雅阅读0参与文化政策不参与文化政策参与文化政策未参与文化政策一通俗表演*一通俗阅读图4文化偏好程度、文化偏好种类、文化偏好杂食性比较文化消费频率文化消费种类文化消费杂食性一高雅参与一量一通俗参与一高雅消费一量一通俗消费1248106.53.5765432834.332.53.67621.691.50.9540.311120.50频率高频率低频率高频率低00参与文化政策未参与文化政策参与文化政策不参与文化政策参与文化政策未参与文化政策图5文化消费频率、文化消费种类、文化消费杂食性比较128HUMANITYANDSOCIETY人文与社会现代城市研究2024.02率越高，文化消费杂食性也越高，文化偏好杂食性越高则文化消费的杂食性也越高。个人参与城市文化政策和社会空间的资本不均衡性呈正相关。从表7的结果可以看出经济资本、文化资本和社会资本对是否参与文化政策都有显著的影响：从文化资本来看，父母受教育水平越高的群体，参与文化政策的可能性越大，父母是研究生的群体参与文化政策的可能性是父母是初中学历群体的4.2 7 倍；同时1 8 岁以前家中文化产品种类越多，参与文化政策的可能性越大。从经济资本来看，月收入在 8 0 0 0,1 2 0 0 0)元和12000,15000)元的群体参与文化政策的可能性更大，拥有自有产权住房的群体参与文化政策的可能性是租房群表6社会空间资本不均衡及个人政策参与对文化消费杂食性影响的多元分层回归结果文化消费杂食性影响因素模型1模型2模型3非标准化系数非标准化系数非标准化系数变量组别显著性显著性显著性B标准误B标准误B标准误常量-4.4641.2400.000-3.3161.2010.006-1.6831.1880.157性别-0.6850.3570.055-0.8480.3430.014-0.9020.3330.007*020岁-1.0671.0930.329-0.5441.0520.605-0.3661.0190.719年龄2130岁2.5010.8980.0052.5680.8620.0032.2660.8360.007*（参照3140岁-0.1030.8670.9060.2480.8340.767-0.0230.8090.978组6 0 岁以4150岁-0.9850.8930.270-0.8790.8580.306-0.7350.8310.377上）5160岁-0.1081.0790.920-0.0331.0360.975-0.1921.0040.848文化资本高中或中专-0.4550.8810.606-0.8010.848 0.3450.6830.8210.406受教育程大专-0.1740.8740.842-0.4260.8400.612-0.2190.8150.788度（参照本科-0.7810.8540.360-1.1460.8220.163-1.1260.7960.158组初中）研究生-2.1990.9470.020-1.9910.9100.029-1.9530.8810.027*父母受教高中0.6330.4840.1910.3080.4670.5100.115 0.4530.801育程度大专1.4810.5740.0101.0570.5540.0570.6450.5400.233（参照组本科1.6820.5800.0041.2960.5590.0210.7470.5480.173初中）研究生0.9020.9440.3400.4580.9090.6150.0120.8830.989文化产品种类文化产品种类数量0.2 9 90.0950.0020.2620.0910.0040.1770.0890.049*经济资本月收人(5000,8000)元0.3800.5650.5010.7220.5450.1850.5870.5280.266（参照8000,12000元-0.2610.575 0.650-0.0590.5530.914-0.3750.5370.486组5 0 0 012000,15000元2.4440.6470.0002.3180.6220.0001.8330.6060.003*元15000元2.2000.6370.0012.2760.6120.0002.0740.5930.001*住房情况自有产权2.4660.5340.0002.3800.5130.0001.8900.5030.000*（参照组自有产权还贷1.7660.6200.0051.6070.5960.0071.2250.5800.035*租房）共有产权1.2470.7580.1001.3080.7280.0731.3580.7050.055是否有私家车0.5280.3780.1630.5330.3640.1430.4370.3520.216社会资本父母0.2510.1630.125-0.0440.162 0.7860.0430.157 0.783同他人文子女-0.0790.1240.522-0.1620.1200.176-0.2570.1170.028*化消费频朋友0.2900.1630.075 0.1750.1570.2640.1520.1520.318率伴侣0.3930.1180.0010.3480.1140.0020.2920.1110.008*仅自己0.2590.1220.0330.2570.1170.0280.1570.1140.170文化偏好杂食性一0.1390.0180.00*0.1140.0180.000*参与文化政策一2.7370.4090.000*一R方0.3040.3580.398注：*和*分别表示p0.001、p0.01和p0.05。体的3.7 4 4 倍。从社会资本来看，随着和子女、朋友和伴侣出行的频率增高，参与文化政策的可能性也越大。由此假设3 得以证明3.3城市文化消费政策加深了文化区隔的解释根据文化区隔理论和实践理论分析，文化消费补贴加深了文化区隔的具体原因是政策通过补贴信息发放范围和补贴的文化类型筛选了具有特定文化偏好和文化消费类型的人群，在筛选过程中依然是个体实践意识产生作用。首先，针对需求端的文化政策信息获