劉擁軍+葛美玲

內(nèi)容摘要：本文從實證的角度分析了城鎮(zhèn)居民收入對文化消費支出的影響。首先通過門限模型分析發(fā)現(xiàn)，基于不同收入層次，我國城鎮(zhèn)居民文化消費支出存在顯著的門限效應。然后，通過面板分位數(shù)回歸方法，對各收入層次數(shù)據(jù)進行分位數(shù)回歸分析。結(jié)果表明：收入對文化消費存在顯著正向影響，而且是最重要的影響因素；恩格爾系數(shù)對文化消費的影響系數(shù)為負值；受教育程度對文化消費影響的顯著性差異較大；價格因素對文化消費影響的顯著性水平較低；固定資產(chǎn)投資對文化消費的影響彈性系數(shù)很低，且普遍不顯著；文化從業(yè)人員數(shù)對文化消費的影響較弱；政府補貼對文化消費表現(xiàn)為正向影響，但顯著性水平較低。

關(guān)鍵詞：文化消費 居民收入 門限效應 面板分位數(shù)回歸

在物質(zhì)生活不斷豐富、完善和獲得滿足的情況下，人們開始追求更高層次的消費，來滿足自己精神方面的需要，這種更高層次的消費即為文化消費。2013年《文化消費指數(shù)》報告顯示，我國文化消費支出有著約4.7萬億元的潛在規(guī)模，但僅僅實現(xiàn)了1.0388萬億元的消費規(guī)模，存在3.66萬億元的消費缺口。如此巨大的消費缺口，說明了我國文化產(chǎn)業(yè)發(fā)展存在嚴重消費不足的問題，需要不斷培養(yǎng)文化市場，提高文化消費支出水平，以實現(xiàn)文化產(chǎn)業(yè)發(fā)展及文化消費支出水平的迅速提高。本文以我國城鎮(zhèn)居民文化消費為研究對象，詳細分析城鎮(zhèn)居民收入對文化消費不同分位數(shù)影響的異質(zhì)性，并針對性地提出我國當前文化消費存在的問題，為促進我國文化消費支出的有效釋放提供參考。

文獻綜述

文化消費一直是西方經(jīng)濟學者研究的熱點，積累了豐富的研究文獻。Withers早在1980年就利用新古典消費理論研究文化消費行為，后來Cameron（1990）利用此理論研究了收入對英國的電影消費的積極影響。Dewenter等（2005）基于此理論研究了德國電影消費的影響因素，包括價格、收入和替代品等。近幾年，西方學者較多地利用理性致癮模型研究文化消費行為。Victoria（2007）在該理論的基礎(chǔ)上詳細研究了美國的戲劇消費行為，發(fā)現(xiàn)文化資本對美國的戲劇消費行為影響顯著。Montoro等（2011）通過對居民音樂消費（包括錄制音樂和現(xiàn)場音樂）的影響因素研究，發(fā)現(xiàn)音樂消費存在理性致癮現(xiàn)象。

我國對文化消費支出的研究基本上是從1985年開始的，隨著國家對文化產(chǎn)業(yè)和文化消費的日益重視，學者們從不同視角、不同領(lǐng)域?qū)ξ幕M進行了研究。徐淳厚（1997）認為文化消費是對精神文化產(chǎn)品和服務的使用、欣賞和享受，且內(nèi)容和形式具有多樣性。晏才群（2000）對文化消費和物質(zhì)消費的邊際增量進行了研究，發(fā)現(xiàn)文化消費比物質(zhì)消費的邊際增量大。楊曉光（2006）研究認為文化消費不僅僅是一種消費行為，也是一種社會行為，社會關(guān)系和社會脈絡都會影響到文化消費的發(fā)生。譚延博等（2010）研究山東省城鎮(zhèn)文化消費結(jié)構(gòu)發(fā)現(xiàn)，經(jīng)濟水平、文化消費觀念和空閑時間等是導致文化消費結(jié)構(gòu)失衡的主要原因。程靜（2012）指出我國文化產(chǎn)業(yè)的發(fā)展和消費均存在結(jié)構(gòu)不協(xié)調(diào)問題，并對消費結(jié)構(gòu)的失衡表現(xiàn)進行了分析。孔雪（2014）通過對我國31個省區(qū)的文化消費水平進行綜合評價，得出各地區(qū)文化消費發(fā)展不平衡，但大致與各地區(qū)經(jīng)濟發(fā)展水平相一致。甘宇等（2015）研究農(nóng)民工文化消費支出的影響因素，發(fā)現(xiàn)收入是文化消費的重要影響因素，而且工齡和住房性質(zhì)均會影響文化消費支出。

綜上所述，有的偏重于文化消費水平的影響因素研究，有的偏重對文化消費結(jié)構(gòu)影響的研究，而本文主要以各?。▍^(qū)）數(shù)據(jù)為單元，基于門限模型和面板分位數(shù)回歸方法研究城鎮(zhèn)居民的不同收入層次如何對文化消費支出產(chǎn)生影響。

實證分析

（一）相關(guān)指標選取與統(tǒng)計描述

文化消費支出的影響因素除了收入還有非常多，包括需求、供給、價格和政府扶持等方面因素。本文在研究相關(guān)文獻基礎(chǔ)上，選擇與文化消費代表性強且數(shù)據(jù)完整的影響因素進行實證分析。建立基準模型如下：

其中，i=1，…31表示各省市，t=1，…11表示時間， Cit表示文化消費，Yit表示人均可支配收入，Xit表示影響文化消費的控制變量，ai表示個體固定效應，uit表示隨機誤差項。本文選取恩格爾系數(shù)（engelit）、受教育程度（eduit）、文教娛樂消費價格指數(shù)（cpiit）、文化從業(yè)人員數(shù)（workerit）、文化產(chǎn)業(yè)固定資產(chǎn)投資（ invit）和政府文化事業(yè)支出總額（govit）為控制變量參與計量分析。

國家統(tǒng)計口徑在2002年發(fā)生了新的變化，因此本文使用2003-2015年31個省市的省級面板數(shù)據(jù)進行分析。文化產(chǎn)業(yè)固定資產(chǎn)投資數(shù)據(jù)來自各年的《中國第三產(chǎn)業(yè)統(tǒng)計年鑒》，受教育程度來自各年的《中國人口和就業(yè)統(tǒng)計年鑒》，其它數(shù)據(jù)均來自wind資訊。同時，為了消除異方差性，分別對變量Cit、Yit、worketit、invit和govit取對數(shù)進行計量分析。

（二）城鎮(zhèn)居民收入影響文化消費的門限效應分析

采用Hansen的面板門限回歸模型，該模型的基本原理是依據(jù)樣本數(shù)據(jù)的特點內(nèi)生確定數(shù)據(jù)中的門限值和不同區(qū)間的劃分，據(jù)此將樣本數(shù)據(jù)劃分區(qū)間，并研究不同區(qū)間內(nèi)樣本收入對文化消費的影響?；趩我婚T限情況下，需要將模型（1）轉(zhuǎn)化為如下形式：

其中，門限變量用Yit表示，門限值用γ 表示，并根據(jù)γ 的大小將樣本分為兩個區(qū)間，這兩個區(qū)間的差異表現(xiàn)在β1和β2的不同。存在兩個或兩個以上門限的模型與模型（2）類似，不再贅述。

使用stata軟件對模型（2）進行門限效應檢驗，如表1所示。結(jié)果表明，5%的顯著性水平下通過了單門限檢驗，說明模型存在顯著的門限效應；10%的顯著性水平下拒絕雙門限檢驗和三門限檢驗，說明模型不存在雙門限效應。因此，本文選擇使用單門限模型，其中門限值為9.417。圖1顯示了單門限模型中門限值和置信區(qū)間的構(gòu)造，其中的門限值是似然比函數(shù)LR等于0時對應的收入值，LR值小于7.35的臨界值（圖中的虛線）形成的區(qū)間即為相應的95%置信區(qū)間。將各省份根據(jù)2003-2015年收入均值分為兩個收入層次進行面板分位數(shù)回歸分析，結(jié)果如表2所示。

（三）面板分位數(shù)回歸分析

在通過前文門限效應檢驗確定了收入對文化消費支出影響的不同門限值的條件下，進一步利用分位數(shù)回歸模型，研究比較在不同的收入層次條件下，消費分布的各分位點處的城鎮(zhèn)居民文化消費支出的不同特征及其影響因素，以便準確細致地分析不同收入分布特征下的文化消費支出效應，達到完整分析居民收入與文化消費支出之間關(guān)系機理的目的。因此，將模型（1）變?yōu)槿缦滦问剑?/p>

其中， ai代表固定效應，其值不會隨著分位數(shù)而變化，但是，變量lnYit 和Xit 的系數(shù)均會隨著不同分位數(shù)的改變而變化。本文對系數(shù)ai 、β1（τ）和β2（τ） 的估計采用懲罰最優(yōu)化方法，使用R語言對不同收入層次模型進行面板分位數(shù)回歸，結(jié)果如表3和表4所示。

表3的結(jié)果表明，在各分位點處，收入對文化消費影響的彈性系數(shù)均為小于1的正值，隨分位數(shù)提高系數(shù)呈現(xiàn)波動增加趨勢，并且均在5%的顯著性水平下顯著。恩格爾系數(shù)對文化消費的影響顯著為負，且隨著分位數(shù)的提高系數(shù)呈現(xiàn)先增大后減小的趨勢。受教育程度對文化消費的影響系數(shù)均為正，且隨著分位點的提高，系數(shù)呈現(xiàn)先減小后增大的趨勢，顯著性水平逐漸降低。文化消費價格水平對消費的彈性系數(shù)均為負且小于1，且隨著分位數(shù)的提高，系數(shù)顯著性水平降低。文化從業(yè)人員數(shù)對文化消費的影響均為正，且隨著分位數(shù)的提高系數(shù)逐漸增大，均在10%的顯著性水平下顯著。固定資產(chǎn)投入對文化消費影響的彈性系數(shù)均小于0.1，且顯著性水平較低。政府投入對文化消費影響的彈性系數(shù)均為正，且隨著分位數(shù)提高有增大趨勢，但顯著性水平不高。

表4的結(jié)果表明，收入對文化消費影響的彈性系數(shù)均為正，且隨著分位數(shù)的提高，呈現(xiàn)先增大后減小的趨勢，且所有分位點處的彈性系數(shù)小于1，但顯著性水平明顯不及低等收入。恩格爾系數(shù)對文化消費的影響均為負，但顯著性水平較低。受教育程度對文化消費的影響不顯著。文化消費價格水平對消費的彈性系數(shù)均為負，但顯著性水平較低。文化從業(yè)人員數(shù)對文化消費的影響均為正，但彈性系數(shù)和顯著性水平較低。固定資產(chǎn)投入對文化消費影響的彈性系數(shù)均小于0.1，且顯著性水平不高。政府投入對文化消費影響的彈性系數(shù)較低，且顯著性水平不高。

結(jié)果分析

收入對文化消費的影響與預期一致，即具有顯著正向影響。從收入結(jié)構(gòu)分析，收入對文化消費的影響彈性系數(shù)隨著收入層次的提高呈現(xiàn)先增大后減小的倒“U”型特征。在影響文化消費的其它因素保持不變的條件下，隨著城鎮(zhèn)居民人均可支配收入的增加，人們將會提升對休閑文化生活的追求，同時對文化項目的參與度也會相應提高，最終將會增加文化消費支出總額。

恩格爾系數(shù)對文化消費的影響系數(shù)為負值，與理論分析相符，說明只有在居民較低層次的物質(zhì)生活需要得到滿足的基礎(chǔ)上，居民的文化消費支出才能得到有效增長。文化消費活動往往需要參與者具有一定的專業(yè)技能，而且受教育程度越高的人更愿意支付更高的費用進行文化消費活動，因此受教育程度對文化消費整體上表現(xiàn)為正向影響。價格因素對文化消費影響為負值，說明文化消費支出是類似于食品消費支出意向的基本支出項目，并未發(fā)展成與其它正常商品類似隨價格水平提高而消費相應降低的形態(tài)。固定資產(chǎn)投資對文化消費的影響不顯著，原因在于我國文化產(chǎn)業(yè)投資對文化消費的影響具有一定的滯后性，同時文化消費供給缺口較大，形成有限的文化產(chǎn)品供給滿足不了居民大量文化消費需求局面。文化從業(yè)人員數(shù)對文化消費的影響系數(shù)較小的主要原因在于，從業(yè)人員數(shù)量的增加并沒有同時實現(xiàn)人力資本水平的相應提高。從政府補貼對文化消費的影響可以看出，當我國文化產(chǎn)業(yè)發(fā)展到一定程度，單靠政府持續(xù)的資金投入并不能對促進居民文化消費的增長產(chǎn)生較大的影響。

結(jié)論

通過對2003-2015年各省（市、區(qū)）文化消費門限效應分析發(fā)現(xiàn)，基于不同收入層次，我國城鎮(zhèn)居民文化消費支出存在顯著的門限效應，因此不能直接對各收入層次的數(shù)據(jù)進行整體的線性分析，而要劃分不同收入層次省份進行區(qū)別性分析。在劃分不同收入?yún)^(qū)間后，通過面板分位數(shù)回歸對各收入層次數(shù)據(jù)進行分析表明：收入對文化消費存在顯著正向影響，而且是最重要的影響因素；恩格爾系數(shù)對文化消費的影響系數(shù)為負值；受教育程度對文化消費表現(xiàn)為正向影響，但對不同收入層次影響的顯著性差異較大；價格因素對文化消費影響整體均為負值，但顯著性水平較低；固定資產(chǎn)投資對文化消費的影響彈性系數(shù)很低，且普遍不顯著；文化從業(yè)人員數(shù)對文化消費的影響彈性系數(shù)均為正，但系數(shù)值較小；政府補貼對文化消費為正向影響，但系數(shù)較小且顯著性水平較低。

以上分析可知，與經(jīng)濟發(fā)展水平不相適應，我國文化消費總水平較低，且在各地區(qū)的消費水平差異較大。消費者是文化消費需求主體，文化企業(yè)是文化消費供給主體，政府應為文化消費提供政策支撐。因而，只有從消費者、企業(yè)和政府三個層面同時加強管理和支持，才能更好地提高文化消費水平。

參考文獻：

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