■ 喻莎莎 博士（安陽師范學(xué)院經(jīng)濟(jì)學(xué)院 河南安陽 455000）

文化產(chǎn)業(yè)融合與就業(yè)率增長的影響因素分析

（一）投資對文化產(chǎn)業(yè)增值及就業(yè)率的影響

Pratt（1997）在對英國文化產(chǎn)業(yè)進(jìn)行評(píng)價(jià)時(shí)提出文化產(chǎn)業(yè)是現(xiàn)代經(jīng)濟(jì)體系重要、增長的部分，1991年英國文化產(chǎn)業(yè)發(fā)展帶動(dòng)的就業(yè)人數(shù)近百萬，占到英國當(dāng)年總就業(yè)人數(shù)的4.5%。Robert C.K.loosteman（2003）用荷蘭1993-2001年文化產(chǎn)業(yè)就業(yè)人數(shù)的數(shù)據(jù)說明了荷蘭文化產(chǎn)業(yè)部門就業(yè)人數(shù)的增加快于其他部門，并且極大地拉動(dòng)了整體就業(yè)水平及經(jīng)濟(jì)增長。Scott（2000）的研究結(jié)果則表明1992年美國的文化產(chǎn)業(yè)發(fā)展解決了300萬人的就業(yè)問題，占到美國當(dāng)年就業(yè)人數(shù)的2.4%。Graham（2000）認(rèn)為文化產(chǎn)業(yè)的發(fā)展可以有效的提高地區(qū)文化資源利用率，帶動(dòng)旅游產(chǎn)業(yè)以及相關(guān)上下游產(chǎn)業(yè)發(fā)展，提升地區(qū)形象，吸引高層次的投資者和高素質(zhì)的勞動(dòng)者，從而促進(jìn)該地區(qū)的經(jīng)濟(jì)增長。李斌、彭星（2011）指出文化產(chǎn)業(yè)競爭力越強(qiáng)的地區(qū)，其通過吸收FDI進(jìn)而促進(jìn)就業(yè)的效應(yīng)就越大，反之則越??；文化產(chǎn)業(yè)發(fā)展促進(jìn)就業(yè)的FDI效應(yīng)大于其直接效應(yīng)。王林、顧江（2009）基于內(nèi)生增長理論構(gòu)建計(jì)量模型，對長三角地區(qū)文化產(chǎn)業(yè)作用于經(jīng)濟(jì)增長的機(jī)制進(jìn)行分析，結(jié)果顯示人力資本存量、資金流入規(guī)模等因素將影響文化產(chǎn)業(yè)的增長效應(yīng)。任寧云、朱虹清、李凌凌（2005）從理論上分析了發(fā)展文化產(chǎn)業(yè)與促進(jìn)勞動(dòng)就業(yè)之間的關(guān)系，認(rèn)為發(fā)展文化產(chǎn)業(yè)與勞動(dòng)就業(yè)可形成雙棲、融合、衍生和促進(jìn)的良性互動(dòng)關(guān)系。

（二）技術(shù)變革對文化產(chǎn)業(yè)增值及就業(yè)率的影響

盡管已經(jīng)論證了經(jīng)濟(jì)發(fā)展水平對提高文化就業(yè)人數(shù)、提高文化產(chǎn)業(yè)就業(yè)在總就業(yè)的比重具有基礎(chǔ)性的作用，但并不等同于所有產(chǎn)業(yè)間都是同步增長的關(guān)系。特別是在已經(jīng)進(jìn)入技術(shù)革命時(shí)代之后，經(jīng)濟(jì)增長模式在不斷改變，文化結(jié)構(gòu)變化對產(chǎn)業(yè)影響也不同，產(chǎn)業(yè)對就業(yè)量拉動(dòng)問題，大部分學(xué)者認(rèn)為經(jīng)濟(jì)總量增長與技術(shù)進(jìn)步與其關(guān)系緊密。張錦（2013）用恒定替代彈性生產(chǎn)函數(shù)法對技術(shù)進(jìn)步與就業(yè)總量及就業(yè)結(jié)構(gòu)變化進(jìn)行了實(shí)證檢驗(yàn)，發(fā)現(xiàn)技術(shù)進(jìn)步對就業(yè)總量存在擠出效應(yīng)，但是不同產(chǎn)業(yè)類別影響不同，第一產(chǎn)業(yè)的就業(yè)人數(shù)與經(jīng)濟(jì)總量、技術(shù)進(jìn)步之間沒有直接聯(lián)系，而第二、第三產(chǎn)業(yè)對技術(shù)的依賴性加重，特別是第三產(chǎn)業(yè)增幅明顯，并且證實(shí)了隨著經(jīng)濟(jì)發(fā)展及技術(shù)進(jìn)步會(huì)有越來越多人的就業(yè)人員從第一、第二產(chǎn)業(yè)流向第三產(chǎn)業(yè)，實(shí)現(xiàn)結(jié)構(gòu)調(diào)整，產(chǎn)業(yè)轉(zhuǎn)移。Malthus（1999）總結(jié)了其技術(shù)變革帶來就業(yè)量變動(dòng)循環(huán)效應(yīng)，技術(shù)進(jìn)步會(huì)推動(dòng)資本有機(jī)構(gòu)成提高進(jìn)而使勞動(dòng)力價(jià)值下降。Wynne（2002）在研究英國城市文化產(chǎn)業(yè)發(fā)展?fàn)顩r時(shí)，強(qiáng)調(diào)了文化產(chǎn)業(yè)集群對英國城市經(jīng)濟(jì)發(fā)展的引擎帶動(dòng)作用。由此可見，文化產(chǎn)業(yè)就業(yè)率的高低與經(jīng)濟(jì)發(fā)展水平快慢有著密切聯(lián)系。祁述裕（2008）曾用多元回歸模型檢驗(yàn)了文化產(chǎn)業(yè)增加值、人均GDP、第三產(chǎn)業(yè)增加值、城鎮(zhèn)人口比重以及成人識(shí)字率之間的關(guān)系，結(jié)果表明文化產(chǎn)業(yè)增加值與就業(yè)人員總量的相關(guān)系數(shù)僅為-0.0493，而人均GDP則與全部就業(yè)人員比重存在著系數(shù)為1.16的正向影響關(guān)系。

就業(yè)率與文化產(chǎn)業(yè)融合的動(dòng)態(tài)響應(yīng)分析

Allen（2004）對2001年美國48個(gè)州的橫截面數(shù)據(jù)進(jìn)行了實(shí)證研究，結(jié)果顯示美國文化產(chǎn)業(yè)融合發(fā)展促進(jìn)了消費(fèi)結(jié)構(gòu)升級(jí)，拉動(dòng)了經(jīng)濟(jì)的增長，進(jìn)而帶動(dòng)了整體就業(yè)率的上升。Dominic Power（2002）使用1970-1999年瑞典產(chǎn)業(yè)產(chǎn)值與就業(yè)率的時(shí)間序列數(shù)據(jù)，證實(shí)了文化產(chǎn)業(yè)有助于提高瑞典的就業(yè)水平，推動(dòng)經(jīng)濟(jì)增長。在過去幾十年發(fā)達(dá)國家產(chǎn)業(yè)升級(jí)中這一點(diǎn)得到了證實(shí)，然而中國作為最大的發(fā)展中國家是否會(huì)有類似的就業(yè)率影響變化，有待證明，由于文化產(chǎn)業(yè)的相關(guān)就業(yè)范圍較廣，因此在本文中按照文化對就業(yè)的影響，可以把就業(yè)分為直接就業(yè)、間接就業(yè)、衍生就業(yè)三類。

（一）研究模型的設(shè)定

1.變量的選擇與模型的建立。以國家整體就業(yè)人數(shù)Lit作為被解釋變量，文化產(chǎn)業(yè)融合效率Yit作為解釋變量，采用文化產(chǎn)業(yè)增加值作為數(shù)據(jù)來源。證明文化產(chǎn)業(yè)的經(jīng)濟(jì)量增長與擴(kuò)張對就業(yè)人數(shù)所產(chǎn)生的效應(yīng)，建立如下模型：Lit=AYαiteμ。其中，α為就業(yè)吸納彈性，表示產(chǎn)業(yè)增加值每增加1%，就業(yè)人數(shù)增加的百分比。由于數(shù)據(jù)的自然對數(shù)變換不改變原來的回歸關(guān)系，并能使其趨勢線性化，消除時(shí)間序列中的異方差現(xiàn)象，所以對上述模型兩端取自然對數(shù)，得：

本文采用1987-2010年的中國文化產(chǎn)業(yè)增值及就業(yè)情況數(shù)據(jù)，其中1987-2010年數(shù)據(jù)來源于《新中國五十年統(tǒng)計(jì)資料匯編》，2000-2007年數(shù)據(jù)來自于歷年《中國統(tǒng)計(jì)年鑒》以及《中國文化產(chǎn)業(yè)年鑒》。為剔除價(jià)格因素影響，將1952年等于100的GDP增長指數(shù)折算為1978年為100的GDP指數(shù)，通過1978年為基期的GDP指數(shù)可以折算出按1978年不變價(jià)格計(jì)算的實(shí)際GDP，然后根據(jù)文化產(chǎn)業(yè)增值比例得出文化產(chǎn)業(yè)增加值。

2.模型參數(shù)平穩(wěn)性檢驗(yàn)。經(jīng)濟(jì)系統(tǒng)的需求或供給沖擊、經(jīng)濟(jì)改革或者制度轉(zhuǎn)變等因素，可能會(huì)使被解釋變量與解釋變量之間的關(guān)系發(fā)生結(jié)構(gòu)變化，因此首選要對現(xiàn)有時(shí)間序列數(shù)據(jù)進(jìn)行平穩(wěn)性檢驗(yàn)。本文采用ADF單位根檢驗(yàn)，方法是對時(shí)間序列進(jìn)行差分來促使時(shí)間序列的平穩(wěn)。分別對變量lnYit、△lnYit、lnLit、△lnLit進(jìn)行單位根檢驗(yàn)，其中ADF檢驗(yàn)的檢驗(yàn)類型為（c，t，q），c表示常數(shù)項(xiàng)，t表示趨勢項(xiàng)，q表示滯后階數(shù)。首先在對模型（1）進(jìn)行滯后迭代整體可以得到：

表1 各變量及其差分的平穩(wěn)性檢驗(yàn)結(jié)果

表2 各變量間Granger因果檢驗(yàn)結(jié)果

若建立零假設(shè)為H0∶ρ=1，如果拒絕零假設(shè)，則稱Yt沒有單位根，是平穩(wěn)序列，若不能拒絕，把方程式（1）轉(zhuǎn)變?yōu)椋?/p>

方程中增加了△Yt的滯后項(xiàng)，對其添加了常數(shù)（截距）和趨勢項(xiàng)后檢驗(yàn)?zāi)Ｐ托拚秊椋?/p>

分析結(jié)果如表1所示。根據(jù)ADF檢驗(yàn)統(tǒng)計(jì)量越小越顯著的原則，除了文化產(chǎn)業(yè)增值的對數(shù)值存在著不平穩(wěn)現(xiàn)象，Lit和Yit其一階差分表現(xiàn)平穩(wěn)，并且通過了White異方差檢驗(yàn)以及D-W的自相關(guān)檢驗(yàn)。

（二）數(shù)據(jù)的檢驗(yàn)

1.Granger檢驗(yàn)。由于Yit取對數(shù)后的變異系數(shù)存在著不平穩(wěn)，而Lit以及Lit和Yit的一階差分則是平穩(wěn)的，因此在進(jìn)行Granger檢驗(yàn)之間先對其進(jìn)行VAR模型檢驗(yàn)，VAR模型分為短期約束和長期約束兩種，其初始模型如下：

A、B是需要估計(jì)的參數(shù)矩陣，共2n平方各位置參數(shù)，B矩陣主要為了體現(xiàn)vt不是單位方差，因此其約束形式一般為對角矩陣，A矩陣則體現(xiàn)了變量之間的結(jié)構(gòu)關(guān)系，建設(shè)A矩陣為單位陣，則可得到變量之間的長期約束關(guān)系，方程式如下：

C矩陣表示變量Yit對Lit的沖擊的長期累積相應(yīng)。通過檢驗(yàn)結(jié)果證實(shí)Yit與Lit之間存在0.839系數(shù)的擬合度，并且存在一個(gè)協(xié)整關(guān)系，回歸模型結(jié)果如下式所示：

其中，ECM表示誤差修正項(xiàng)，其系數(shù)絕對值大小反映了對偏離長期均衡的調(diào)整力度。從方程式中可以看出，雖然兩個(gè)變量之間存在著預(yù)期的協(xié)整關(guān)系，表現(xiàn)出的是就業(yè)量變化對文化產(chǎn)業(yè)增加值的正影響，并且估計(jì)系數(shù)值較大為0.839，其t值在5%水平上呈顯著性影響，R2值0.8725，說明這一模型擬合度較高，社會(huì)總體從業(yè)人數(shù)多少對文化產(chǎn)業(yè)經(jīng)濟(jì)增長影響較大，而文化產(chǎn)業(yè)增值的變動(dòng)對就業(yè)量的提升沒有顯著變化。其次，該檢驗(yàn)結(jié)果僅證明了就業(yè)量與文化產(chǎn)業(yè)增值之間存在一個(gè)長期均衡關(guān)系，不能反映出其短期動(dòng)態(tài)關(guān)聯(lián)，為了考察它們的短期關(guān)系同時(shí)驗(yàn)證它們之間是否存在因果聯(lián)系，特別是對就業(yè)人數(shù)與產(chǎn)業(yè)增值存在何為“因”，何為“果”的問題上需要進(jìn)一步檢驗(yàn)證明，本文在加入了其一階差分變量修正模型基礎(chǔ)上對兩個(gè)序列進(jìn)行Granger因果關(guān)系檢驗(yàn)，分析結(jié)果如表2所示。文化產(chǎn)業(yè)就業(yè)人數(shù)與文化產(chǎn)業(yè)增值都是彼此的Granger原因，存在著雙向影響。這個(gè)結(jié)果和VAR檢驗(yàn)結(jié)果存在著不一致，可以理解為就業(yè)量的增長在短期內(nèi)可以刺激文化產(chǎn)業(yè)產(chǎn)值的快速增長，但是就業(yè)率的變化并不是文化產(chǎn)業(yè)的持續(xù)發(fā)展動(dòng)力。

2.檢驗(yàn)結(jié)果分析。就業(yè)率增加與經(jīng)濟(jì)發(fā)展水平高低、產(chǎn)業(yè)結(jié)構(gòu)比例合理程度有著十分密切的聯(lián)系，總體來說地區(qū)經(jīng)濟(jì)發(fā)展水平越高，就業(yè)率提升也較快，當(dāng)人均收入達(dá)到一定的水平之后，文化產(chǎn)業(yè)增加值和就業(yè)率往往呈加速發(fā)展的趨勢。李增福（2011）通過新古典經(jīng)濟(jì)增長模型檢驗(yàn)了勞動(dòng)力要素與GDP之間的關(guān)聯(lián)，發(fā)現(xiàn)1995-2009年的數(shù)據(jù)組中顯示文化產(chǎn)業(yè)核心層就業(yè)人數(shù)與全國GDP值不顯著相關(guān)，可見文化產(chǎn)業(yè)產(chǎn)值雖然已經(jīng)占據(jù)了我國GDP總量的3%，但是相比于第一、二產(chǎn)業(yè)還是非常弱勢的一個(gè)新興產(chǎn)業(yè)，但2005-2008年間，文化產(chǎn)業(yè)增加值的增速始終領(lǐng)先于三大產(chǎn)業(yè)和GDP，對經(jīng)濟(jì)增長有著明顯的拉動(dòng)作用，因此如何協(xié)調(diào)文化產(chǎn)業(yè)與其他產(chǎn)業(yè)之間的勞動(dòng)力分配具有非常重要的戰(zhàn)略意義，有助于推動(dòng)各個(gè)產(chǎn)業(yè)結(jié)構(gòu)的優(yōu)化升級(jí)。

結(jié)論

根據(jù)奧肯定律，經(jīng)濟(jì)增長率對就業(yè)有拉動(dòng)效應(yīng)，經(jīng)濟(jì)增長是擴(kuò)大就業(yè)的基礎(chǔ)。但是對于文化產(chǎn)業(yè)發(fā)展來說，產(chǎn)業(yè)的增值只能短期刺激就業(yè)量的大比例上升，卻長期發(fā)展文化產(chǎn)業(yè)卻需要產(chǎn)業(yè)結(jié)構(gòu)轉(zhuǎn)變的支撐。就業(yè)人數(shù)的增長可以長期促進(jìn)文化產(chǎn)業(yè)的蓬勃發(fā)展，具體表現(xiàn)為文化產(chǎn)業(yè)產(chǎn)值保持一定速率增長。文化產(chǎn)業(yè)就業(yè)人數(shù)與文化產(chǎn)業(yè)產(chǎn)值增長具有高度相關(guān)性，同時(shí)對其他產(chǎn)業(yè)的就業(yè)人數(shù)也會(huì)有拉動(dòng)作用。文化產(chǎn)業(yè)作為第三產(chǎn)業(yè)的主力軍，和第二產(chǎn)業(yè)制造業(yè)是密不可分的，在我國第二產(chǎn)業(yè)出口受到重創(chuàng)、又缺乏新型技術(shù)力量支撐的關(guān)鍵時(shí)刻，應(yīng)該加強(qiáng)文化創(chuàng)新驅(qū)動(dòng)力量的投入，從文化創(chuàng)意上加快制造業(yè)產(chǎn)品的更新?lián)Q代，帶動(dòng)第二產(chǎn)業(yè)的經(jīng)濟(jì)增長，進(jìn)而推動(dòng)就業(yè)率的提升。技術(shù)的革新亦是文化的革新，通過技術(shù)的傳播可以加快文化衍生產(chǎn)業(yè)的發(fā)展，進(jìn)而帶動(dòng)大批相關(guān)產(chǎn)業(yè)的就業(yè)人數(shù)增加。同時(shí)，政府需要給予文化產(chǎn)業(yè)一個(gè)寬松平臺(tái)，重視知識(shí)產(chǎn)權(quán)的保護(hù)以及其他法律法規(guī)的健全，為文化產(chǎn)業(yè)的管理、企業(yè)運(yùn)作、市場推廣提供行動(dòng)基準(zhǔn)法則，注重中國不同地區(qū)的區(qū)域平衡性，才能進(jìn)一步推動(dòng)文化產(chǎn)業(yè)與社會(huì)就業(yè)總體結(jié)構(gòu)的良性發(fā)展。

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