李驍龍，毛明明

（1.濮陽市華龍區(qū)財政局，河南濮陽457001；2.中原銀行濮陽分行，河南 濮陽457001）

一、引言

黨的十九大報告指出“推動文化事業(yè)和文化產(chǎn)業(yè)發(fā)展。滿足人民過上美好生活的新期待，健全現(xiàn)代文化產(chǎn)業(yè)體系和市場體系，創(chuàng)新生產(chǎn)經(jīng)營機制，完善文化經(jīng)濟政策，培育新型文化業(yè)態(tài)。”文化產(chǎn)業(yè)是指為社會公眾提供文化、娛樂產(chǎn)品和服務等等及其各種關(guān)聯(lián)活動的集合。[1]文化產(chǎn)業(yè)發(fā)展對經(jīng)濟增長的拉動作用越來越明顯，首先體現(xiàn)在文化產(chǎn)業(yè)增加值對經(jīng)濟增長的貢獻率，其次是文化產(chǎn)業(yè)發(fā)展間接帶動產(chǎn)業(yè)結(jié)構(gòu)的優(yōu)化，從而為經(jīng)濟增長提供了新的推動力。目前文化產(chǎn)業(yè)已經(jīng)成為促進我國經(jīng)濟發(fā)展以及發(fā)展方式轉(zhuǎn)變的重要力量。

2012年重慶文化產(chǎn)業(yè)增加值為365.89億元，同比增長29.63%，高于GDP增速10個百分點以上，占GDP比重提升至3.2%，文化產(chǎn)業(yè)保持良好發(fā)展態(tài)勢。[2]2005～2013年，重慶市文化產(chǎn)業(yè)增加值從66.66億元增加到了460億元，占全市地區(qū)生產(chǎn)總值的比重由2.2%提高到了7%。其中，重慶文化創(chuàng)意產(chǎn)業(yè)正在向支柱性產(chǎn)業(yè)強力邁進。2013年，重慶市實現(xiàn)文化產(chǎn)業(yè)增加值560億元，同比增長25.7%。其中廣播影視收入33.5億元，電影票房6.8億元，演藝收入5.2億元。重慶大力吸引民營文化企業(yè)進入印刷業(yè)、網(wǎng)絡文化服務業(yè)、文化休閑娛樂服務業(yè)、廣告業(yè)等文化領(lǐng)域，大批富有市場競爭力的民營文化企業(yè)在扶持中取得了明顯的經(jīng)濟效益，也帶動了文化及相關(guān)產(chǎn)業(yè)的發(fā)展。因此明確重慶市文化產(chǎn)業(yè)的發(fā)展與經(jīng)濟增長之間具體的數(shù)量關(guān)系對于制定更加科學的政策，從而進一步促進文化產(chǎn)業(yè)的發(fā)展和經(jīng)濟增長具有重要的現(xiàn)實意義。

二、文化產(chǎn)業(yè)對經(jīng)濟增長影響的研究現(xiàn)狀

國外學者在文化產(chǎn)業(yè)與經(jīng)濟增長的關(guān)系方面研究起步較早。斯密（1776）提出，提高勞動效率是經(jīng)濟增長的重要途徑，而文化產(chǎn)業(yè)對提高勞動生產(chǎn)率作用顯著；Collins和Bosworth（1996）通過研究韓國、新加坡、印尼等7個亞洲國家的文化投資，來證明文化投資對經(jīng)濟增長的作用和貢獻程度，從而證明文化產(chǎn)業(yè)對經(jīng)濟增長有推動作用；Allen（2004）年采用美國48個州的2001年數(shù)據(jù)分析美國版權(quán)產(chǎn)業(yè)對經(jīng)濟增長的推動作用，進而指出文化產(chǎn)業(yè)對經(jīng)濟增長具有重大的影響。

國內(nèi)學者對文化產(chǎn)業(yè)與經(jīng)濟增長的關(guān)系也進行了深入的探討。定性分析方面以杜傳忠、王元明（2014）為代表對文化產(chǎn)業(yè)對區(qū)域經(jīng)濟增長的作用及機理進行了詳細的分析。在定量研究方面，黃小軍（2011）、鄭仕華（2012）等基于產(chǎn)業(yè)結(jié)構(gòu)優(yōu)化的視角，利用投入產(chǎn)出分析方法探討文化產(chǎn)業(yè)對經(jīng)濟增長的貢獻，并指出文化產(chǎn)業(yè)具有很強的擴散效應，并對中國經(jīng)濟發(fā)展具有顯著的拉動作用。張永明和聶春霞（2012）、李子才（2014）運用灰色關(guān)聯(lián)分析法分別對新疆、廈門文化產(chǎn)業(yè)內(nèi)部結(jié)構(gòu)與區(qū)域經(jīng)濟產(chǎn)業(yè)結(jié)構(gòu)的關(guān)系進行了探究。

綜觀已有的研究成果，對文化產(chǎn)業(yè)和經(jīng)濟增長關(guān)系的研究大多集中在理論研究，在實證研究方面較少采用時間序列數(shù)據(jù)，同時對重慶市文化產(chǎn)業(yè)和經(jīng)濟增長關(guān)系的研究仍然處于空白狀態(tài)。將運用1999～2012年重慶市的有關(guān)樣本數(shù)據(jù)，通過建立計量經(jīng)濟模型來分析論證重慶市文化產(chǎn)業(yè)的發(fā)展對經(jīng)濟增長的影響。

三、模型與結(jié)果分析

（一）模型的建立

1990年羅默(Romer)在1986年提出的內(nèi)生經(jīng)濟增長模型基礎(chǔ)上，給出了第二個模型。[3]在模型中假設有資本、勞動、人力資本和技術(shù)四種投入。基于羅默經(jīng)濟增長理論的闡述，為了分析文化產(chǎn)業(yè)對經(jīng)濟增長的影響，結(jié)合重慶市文化產(chǎn)業(yè)的發(fā)展現(xiàn)狀得出不同要素投入條件下經(jīng)濟增長的實證函數(shù)模型，G=F（X1，X2，…，Xn，A），其中 G 為總產(chǎn)出；X1，X2，…，Xn為各要素的投入；A為經(jīng)濟制度和技術(shù)水平。對模型求全微分得：

式（1）兩邊同時除以G，得到：

最后得到文化產(chǎn)業(yè)的發(fā)展對經(jīng)濟增長影響的計量模型：

（二）數(shù)據(jù)說明

在研究文化產(chǎn)業(yè)對經(jīng)濟增長的影響問題中，經(jīng)濟增長作為因變量，用地區(qū)生產(chǎn)總值（GDP）進行表示，綜合考慮數(shù)據(jù)的可操作性與代表性，采用文化產(chǎn)業(yè)總產(chǎn)出（GOCI）、文化產(chǎn)業(yè)人員數(shù)量（CP）、文化產(chǎn)業(yè)機構(gòu)數(shù)量（CI）三個指標來測度文化產(chǎn)業(yè)的發(fā)展。

所采用的數(shù)據(jù)是1999～2012年的樣本數(shù)據(jù)。數(shù)據(jù)來源于《中國統(tǒng)計年鑒2013》《中國文化文物統(tǒng)計年鑒》（2000～2013）《重慶市統(tǒng)計年鑒 2013》《中國文化及相關(guān)產(chǎn)業(yè)統(tǒng)計年鑒2013》。

（三）計量模型與檢驗

為了消除時間序列存在的異方差問題，分別對地區(qū)生產(chǎn)總值（GDP）、文化產(chǎn)業(yè)總產(chǎn)出（GOCI）、文化產(chǎn)業(yè)人員數(shù)量(CP)、文化產(chǎn)業(yè)機構(gòu)數(shù)量(CI)進行對數(shù)變換，變換后的變量分別用LnGDP、LnGOCI、LnCP、LnCI來表示。

1.ADF檢驗

時間序列變量的非平穩(wěn)性會造成“偽回歸”，即變量間本來不存在相依關(guān)系，但回歸結(jié)果卻得出存在相依關(guān)系的錯誤結(jié)論。因此，在進行模型擬合之前，必須進行單位根的檢驗從而確定各序列的平穩(wěn)性。用 ADF 檢驗對變量 LnGDP、LnGOCI、LnCP、LnCI進行單位根檢驗，檢驗結(jié)果如表1所示。

表1 原變量的ADF檢驗結(jié)果

由表 1 可以看出，變量 LnGDP、LnGOCI、LnCP、LnCI的ADF統(tǒng)計量均大于1%、5%、10%概率條件下的臨界值，因此序列是非平穩(wěn)的，對變量取一階差分再進行檢驗，檢驗結(jié)果如表2所示。

表2 變量一階差分ADF檢驗結(jié)果

從表2可以看出，變量在5%臨界值水平下是平穩(wěn)的。LNGDP、LNGOCI、LNCP、LNCI均是一階平穩(wěn)序列。

2.協(xié)整檢驗

協(xié)整性的檢驗有兩種方法，一種是基于回歸殘差的協(xié)整檢驗，這種檢驗也稱為單一方程的協(xié)整檢驗；另一種方法是基于回歸系數(shù)的完全信息協(xié)整檢驗。[4]筆者采用第一種方法，即對殘差進行協(xié)整檢驗，按照如下兩個步驟進行。

第一步，建立相應序列與輸入序列之間的回歸模型：

若為平穩(wěn)的，則與是協(xié)整的，反之則不是協(xié)整的。因為若與不是協(xié)整的，則它們的任一線性組合都是非平穩(wěn)的，因此殘差序列將是非平穩(wěn)的。換言之，對殘差序列是否具有平穩(wěn)性的檢驗，也就是對與是否存在協(xié)整的檢驗。

通過OLS估計得到相應序列與輸入序列之間的回歸模型：

上述分析表明，重慶市地區(qū)經(jīng)濟增長與文化產(chǎn)業(yè)總產(chǎn)出、文化產(chǎn)業(yè)從業(yè)人員數(shù)量呈正相關(guān)的關(guān)系，和文化機構(gòu)的數(shù)量呈現(xiàn)出負相關(guān)。可決系數(shù)R2=0.9973，模型擬合效果很好，說明選取的代表文化產(chǎn)業(yè)發(fā)展水平的三個指標能夠較充分的說明重慶市文化產(chǎn)業(yè)對經(jīng)濟增長的影響情況。

方程說明了重慶市文化產(chǎn)業(yè)的發(fā)展在1999～2012年具有長期均衡的關(guān)系。為了進一步驗證這種協(xié)整關(guān)系的正確性，進一步利用基于殘差的協(xié)整檢驗方法進行檢驗，通過建立回歸方程，估計模型的殘差并對其進行單位根檢驗，檢驗結(jié)果見表3。

檢驗結(jié)果顯示，在5%的置信水平下，殘差序列是平穩(wěn)的，說明各變量之間是協(xié)整的。從而說明在樣本區(qū)間內(nèi)重慶市經(jīng)濟的增長和文化產(chǎn)業(yè)總產(chǎn)出、文化產(chǎn)業(yè)從業(yè)人數(shù)與文化產(chǎn)業(yè)機構(gòu)數(shù)存在著長期穩(wěn)定的協(xié)整關(guān)系。

表3 殘差序列單位根檢驗結(jié)果

（四）模型結(jié)果分析

重慶市地區(qū)生產(chǎn)總值與文化產(chǎn)業(yè)總產(chǎn)出、文化產(chǎn)業(yè)從業(yè)人員數(shù)量呈現(xiàn)出正相關(guān)，與文化產(chǎn)業(yè)機構(gòu)數(shù)呈現(xiàn)負相關(guān)，其彈性分別為0.43、1.56、0.02。也就是說文化產(chǎn)業(yè)總產(chǎn)出每增加1%，重慶市地區(qū)生產(chǎn)總值將會增加0.43%；文化產(chǎn)業(yè)從業(yè)人員數(shù)量每增加1個百分點，將會使重慶市地區(qū)生產(chǎn)總值增加1.56個百分點；文化產(chǎn)業(yè)機構(gòu)數(shù)量每上升1%，其生產(chǎn)總值將會下降0.02%。

四、結(jié)論和建議

重慶市文化產(chǎn)業(yè)的發(fā)展對地區(qū)經(jīng)濟增長有著顯著的促進作用。其中文化產(chǎn)業(yè)從業(yè)人員數(shù)量的增加對于經(jīng)濟增長的推動作用是比較突出的。究其原因一方面是近年來對文化產(chǎn)業(yè)創(chuàng)新性人才的高度重視與大力培養(yǎng)。[5]另一方面是引進了許多獨具市場慧眼的精英人才，為重慶文化產(chǎn)業(yè)經(jīng)濟發(fā)展提供了強大的原動力。文化產(chǎn)業(yè)總產(chǎn)出的增減狀況能夠較直接地反映文化產(chǎn)業(yè)的發(fā)展狀況，從模型結(jié)果可知，重慶市文化產(chǎn)業(yè)總產(chǎn)出與經(jīng)濟增長呈現(xiàn)出正相關(guān)的關(guān)系，說明重慶市文化產(chǎn)業(yè)的發(fā)展對其經(jīng)濟的增長有著積極的意義。這與目前我國大力倡導發(fā)展文化產(chǎn)業(yè)的趨勢是一致的。同時模型結(jié)果也反映出重慶市文化產(chǎn)業(yè)發(fā)展進程中存在的問題，即文化產(chǎn)業(yè)機構(gòu)的數(shù)量并不是越多越好，盲目地增加機構(gòu)數(shù)量而忽略資源的合理配置與利用并不能對經(jīng)濟增長起到良好的作用。

基于以上研究結(jié)論，提出以下四方面建議：一是政府要進一步加大對文化領(lǐng)域高端人才的培養(yǎng)與引進力度，不斷為地區(qū)文化產(chǎn)業(yè)的發(fā)展注入新鮮血液，同時建立合理的人才激勵和競爭機制，通過提高文化人才競爭力來提高文化產(chǎn)業(yè)競爭力，從而進一步提高地區(qū)文化實力競爭力。二是發(fā)展文化產(chǎn)業(yè)不能盲目增加文化產(chǎn)業(yè)機構(gòu)的數(shù)量，而要著重擴大文化產(chǎn)業(yè)機構(gòu)的影響力，使一部分發(fā)展強勁的文化企業(yè)成為“龍頭企業(yè)”，從而帶動地區(qū)文化產(chǎn)業(yè)的發(fā)展。三是降低文化產(chǎn)業(yè)發(fā)展中的損耗。[6]努力增加文化產(chǎn)業(yè)總產(chǎn)出，降低文化產(chǎn)業(yè)發(fā)展中不必要的損耗，盡可能提高文化產(chǎn)業(yè)的增加值，從而更好實現(xiàn)其對經(jīng)濟增長的推動作用。四是營造良好的文化消費氛圍，創(chuàng)造新的文化消費熱點，提高文化產(chǎn)業(yè)的市場化程度，使市場對文化資源配置的基礎(chǔ)性作用得到充分地發(fā)揮。

參考文獻：

[1] 蔡旺春.文化產(chǎn)業(yè)對經(jīng)濟增長的影響:基于產(chǎn)業(yè)結(jié)構(gòu)優(yōu)化的視角[J].中國經(jīng)濟問題，2010(5)：49-55.

[2] 高 亮.《重慶文化產(chǎn)業(yè)發(fā)展報告（2013）》發(fā)布[EB/OL].(2013-12-6)[2014-11-13].http://news.sina.com.cn/o/2013-12-06/063928900220.shtml.

[3] Romer.P.M.EndogenousTechnologicalChange[J].Journal ofPolitical Economy,1990[10]:22-25.

[4] 王 燕.應用時間序列分析(第二版)[M].北京：中國人民大學出版社，2011：230-231.

[5] 孟育耀，殷 俊.重慶文化產(chǎn)業(yè)發(fā)展路徑分析[J].重慶工商大學學報，2013(4):78-82.

[6] 成學真，李 玉.文化產(chǎn)業(yè)發(fā)展對經(jīng)濟增長影響的實證研究[J].統(tǒng)計與決策2013(3)：113-117.