中國文化產(chǎn)業(yè)發(fā)展與影響因素的協(xié)整分析

李 曼，宋 瑤，吳文清

（天津大學(xué)管理與經(jīng)濟學(xué)部，天津 300072）

隨著經(jīng)濟發(fā)展和生活水平的提高，精神生活的重要性也愈加顯著，文化產(chǎn)業(yè)日漸成為引人注目的經(jīng)濟增長點?！秶摇笆濉睍r期文化改革發(fā)展規(guī)劃綱要》明確指出“到2015年，文化產(chǎn)業(yè)增加值占國民經(jīng)濟比重顯著提升，文化產(chǎn)業(yè)推動經(jīng)濟發(fā)展方式轉(zhuǎn)變的作用明顯增強，逐步成長為國民經(jīng)濟支柱性產(chǎn)業(yè)”，如何促進文化產(chǎn)業(yè)的又好又快發(fā)展是一個重要的課題。

對于如何促進文化產(chǎn)業(yè)發(fā)展以及文化產(chǎn)業(yè)發(fā)展的影響因素，中國學(xué)者作了較多研究。何萍［1］利用2010年中國31 個省市數(shù)據(jù)，運用逐步多元回歸方法對文化產(chǎn)業(yè)發(fā)展的影響因素進行了實證分析。萬麗娟［2］等使用灰色關(guān)聯(lián)模型，運用重慶市2006－2010年相關(guān)數(shù)據(jù)，分析了文化產(chǎn)業(yè)增加值與其影響因素的關(guān)聯(lián)度大小。趙娜［3］等基于2004年、2008年遼寧沿海經(jīng)濟帶6 市文化產(chǎn)業(yè)及其子行業(yè)的就業(yè)人數(shù)，采用區(qū)位商法和基尼系數(shù)法從區(qū)域和行業(yè)角度測量遼寧沿海經(jīng)濟帶文化產(chǎn)業(yè)及其子行業(yè)的集聚程度。胡海燕［4］等以中部6省為研究樣本，采用因素綜合法，以產(chǎn)業(yè)競爭力的決定因素為評價對象，間接實現(xiàn)對文化產(chǎn)業(yè)創(chuàng)造力的評價。張旭［5］等利用1997－2011年文化產(chǎn)業(yè)的投入產(chǎn)出數(shù)據(jù)，基于投入產(chǎn)出模型的結(jié)構(gòu)分解分析方法，對中國和美國文化產(chǎn)業(yè)及細分行業(yè)的發(fā)展驅(qū)動因素進行了實證分析。趙瓊［6］等對2009－2013年中國文化產(chǎn)業(yè)兩大子行業(yè)的上市公司進行效率評價，結(jié)合Tobit回歸方法對效率的影響因素進行分析。胡慧源［7］基于江蘇省13 個地級市2007－2011年分行業(yè)數(shù)據(jù)，實證研究相關(guān)因素對文化產(chǎn)業(yè)集聚的不同影響。馬箭［8］等基于1996－2012年的統(tǒng)計數(shù)據(jù)，考量人力資本、物質(zhì)資本、技術(shù)進步等因素對中國文化產(chǎn)業(yè)經(jīng)濟增長的貢獻率。孟華［9］對目前文化產(chǎn)業(yè)發(fā)展的影響因素進行了歸納。賈春迎［10］等從規(guī)模、結(jié)構(gòu)、增長、輻射力、市場和政策環(huán)境等6 個方面評價了廣東省文化產(chǎn)業(yè)結(jié)構(gòu)。戴鈺［11］利用區(qū)位熵對湖南省近年來文化產(chǎn)業(yè)集聚程度進行了測度。顧江［12］等利用第5次和第6次人口普查數(shù)據(jù)探討了中國31個省市區(qū)文化產(chǎn)業(yè)發(fā)展的區(qū)域特征及其影響因素。向志強［13］等構(gòu)建了中國文化產(chǎn)業(yè)發(fā)展保障體系。章迪平［14］構(gòu)建了文化產(chǎn)業(yè)發(fā)展影響因素的指標(biāo)體系。張敏［15］對江蘇省文化產(chǎn)業(yè)發(fā)展戰(zhàn)略的影響因素進行了分析。張彬［16］等對美國文化產(chǎn)業(yè)國際競爭力現(xiàn)狀及影響因素進行了分析。袁海［17－18］對要素稟賦、集聚經(jīng)濟與產(chǎn)業(yè)政策因素對文化產(chǎn)業(yè)區(qū)域差異的影響進行了實證檢驗。周錦［19］等采用因子分析方法對中國31 個省市的文化產(chǎn)業(yè)進行了綜合評價，認為文化產(chǎn)業(yè)的發(fā)展需要城市經(jīng)濟、文化資源、基礎(chǔ)設(shè)施等“先天”因素支撐；發(fā)展到一定高度之后，更需要人才、資本、相關(guān)產(chǎn)業(yè)的發(fā)展等“后天”因素支撐。王家庭［20］等從文化產(chǎn)業(yè)增加值、地區(qū)生產(chǎn)總值、人均文化消費支出、經(jīng)營性文化產(chǎn)業(yè)機構(gòu)數(shù)目、文化事業(yè)機構(gòu)數(shù)目和政府文化事業(yè)財政支出等方面研究影響中國文化產(chǎn)業(yè)的因素。

目前大部分文化產(chǎn)業(yè)發(fā)展相關(guān)研究仍以政治理論為依托，進行分析和闡釋，缺乏事實和數(shù)據(jù)支撐，影響結(jié)論的明晰性和可靠性。部分實證分析對數(shù)據(jù)處理結(jié)果進行定性分析，不能充分分析和探究所選因素與文化產(chǎn)業(yè)發(fā)展之間的影響程度和影響路徑，從而影響結(jié)論的可靠性和實際指導(dǎo)意義。

基于上述考慮，本文以中國文化產(chǎn)業(yè)增加值為解釋變量，探討其與經(jīng)濟發(fā)展水平、資金投入、基礎(chǔ)設(shè)施投入、城鎮(zhèn)居民人均收入，財政支持力度、開放水平、人口素質(zhì)等因素長期均衡關(guān)系和短期波動關(guān)系，并基于向量自回歸（VAR）模型進行脈沖響應(yīng)函數(shù)分析，探討它們之間的動態(tài)相關(guān)性、交互響應(yīng)情況和響應(yīng)路徑，從實證角度，揭示影響文化產(chǎn)業(yè)發(fā)展的長期關(guān)鍵因素，并提出建議。

1 變量與數(shù)據(jù)

本文選取文化產(chǎn)業(yè)增加值這一指標(biāo)作為反映文化產(chǎn)業(yè)發(fā)展程度的變量。文化產(chǎn)業(yè)增加值反映產(chǎn)業(yè)機構(gòu)在生產(chǎn)和服務(wù)過程中創(chuàng)造的新增價值和固定資產(chǎn)的轉(zhuǎn)移價值，反映了一定時期內(nèi)生產(chǎn)經(jīng)營活動的最終成果。選取地區(qū)生產(chǎn)總值、文化事業(yè)費、文化產(chǎn)業(yè)實際完成基建投資、城鎮(zhèn)居民人均收入、文化事業(yè)費占財政支出比例、貨物進出口總額占地區(qū)生產(chǎn)總值比例、大專以上人口比例分別作為反映經(jīng)濟發(fā)展水平、資金投入、基礎(chǔ)設(shè)施投入、城鎮(zhèn)居民人均收入，財政支持力度、開放水平、人口素質(zhì)的變量。

文化產(chǎn)業(yè)作為解釋變量以中國各年度的文化產(chǎn)業(yè)增加值表示，記作WZJ。影響因素地區(qū)生產(chǎn)總值、文化事業(yè)費、文化產(chǎn)業(yè)實際完成基建投資、城鎮(zhèn)居民人均收入、文化事業(yè)費占財政支出比重、貨物進出口總額占地區(qū)生產(chǎn)總值比重、大專以上人口比例分別記作GDP，WSY，WJJ，RJSR，WZB，KFSP，RKSZ。由于時間序列經(jīng)濟數(shù)據(jù)中經(jīng)常存在異方差現(xiàn)象，將所有數(shù)據(jù)取自然對數(shù)，這種變換不會影響原始數(shù)據(jù)的長期穩(wěn)定關(guān)系和短期效應(yīng)。所有變量取自然對數(shù)后分別記作lnWZJt，lnGDPt，lnWSJt，lnWJJt，lnRJSRt，lnWZBt，lnKFSPt，lnRKSZt。本研究將選取中國文化產(chǎn)業(yè)1992－2012年的樣本數(shù)據(jù)，數(shù)據(jù)來源于1993－2013年《中國統(tǒng)計年鑒》和《中國文化文物統(tǒng)計年鑒》。

2 數(shù)據(jù)的計量分析

2.1 ADF檢驗

本 文 使 用eviews6.0 對 時 間 序 列l(wèi)nWZJt，lnGDPt，lnWSJt，lnWJJt，lnRJSRt，lnWZBt，lnKFSPt，lnRKSZt進行ADF檢驗［6］。結(jié)果如表1所示。

表1 文化產(chǎn)業(yè)與影響因素單位根檢驗表Tab.1 Unit root test table of cultural industry and the factors

經(jīng)檢驗，在5%顯著性水平下，lnWZJt，lnWSYt和lnWJJt為一階單整序列，即文化產(chǎn)業(yè)增加值、文化事業(yè)費和文化產(chǎn)業(yè)實際完成基建投資為一階單整，可能存在長期均衡關(guān)系。

2.2 協(xié)整檢驗

對文化產(chǎn)業(yè)增加值、文化事業(yè)費和文化產(chǎn)業(yè)實際完成基建投資建立不含有常數(shù)項的協(xié)整回歸模型：

其中：α，β為待估計參數(shù)；εt為隨機誤差項。使用OLS方法估計結(jié)果見式（1）。

對殘 差＝lnWZJt－0.527 7lnWSYt－0.988 3lnWJJt進行平穩(wěn)性檢驗。檢驗結(jié)果如表2所示。

由表2檢驗結(jié)果可知，在5%的顯著性水平下，拒絕原假設(shè)，即殘差序列不存在單位根，是平穩(wěn)序列。說明文化產(chǎn)業(yè)增加值、文化事業(yè)費和文化產(chǎn)業(yè)實際完成基建投資存在協(xié)整關(guān)系。表明，1992－2009年中國文化事業(yè)費、文化產(chǎn)業(yè)實際完成基礎(chǔ)建設(shè)投資和文化產(chǎn)業(yè)增加值間存在長期穩(wěn)定的均衡關(guān)系。文化事業(yè)費投入每增加1個百分點，文化產(chǎn)業(yè)增加值就會相應(yīng)增加0.522 7個百分點；文化產(chǎn)業(yè)實際完成基礎(chǔ)建設(shè)投資每增加1個百分點，文化產(chǎn)業(yè)增加值就會相應(yīng)增加0.988 3個百分點。這說明文化事業(yè)費和實際完成的基礎(chǔ)建設(shè)投資對中國文化產(chǎn)業(yè)增加值均有顯著影響。

表2 殘差單位根檢驗Tab.2 Residual unit root test

2.3 誤差修正模型

經(jīng)協(xié)整檢驗驗證，文化產(chǎn)業(yè)增加值、文化事業(yè)費和文化產(chǎn)業(yè)實際完成基建投資存在協(xié)整關(guān)系，而長期的均衡關(guān)系是在短期波動關(guān)系的不斷調(diào)整下實現(xiàn)的?？梢酝ㄟ^建立誤差修正模型進一步分析變量之間的短期關(guān)系以及長期與短期之間的調(diào)節(jié)機制。

運用Hendry從一般到特殊的模型方法，對回歸系數(shù)進行t檢驗，逐步去掉不顯著的變量，可得模型：

式（2）或式（3）即為2變量的誤差修正模型。括號中數(shù)值為t檢驗值，在90%的置信水平下，各回歸系數(shù)顯著。式（3）說明，在短期內(nèi)，中國文化產(chǎn)業(yè)增加值的變動幾乎不受自身變動影響，中國當(dāng)年文化產(chǎn)業(yè)增加值受滯后2期的文化事業(yè)費變動、當(dāng)期文化產(chǎn)業(yè)實際完成基礎(chǔ)建設(shè)投資以及滯后1期的誤差修正項對中國當(dāng)年文化產(chǎn)業(yè)增加值的影響都是顯著的。其 中，0.277 6，0.337 9 是 短 期 關(guān) 系 參 數(shù)，0.522 7和0.988 3 是長期關(guān)系參數(shù)。誤差修正系數(shù)為0.690 6，說明誤差修正速度達到69.06%，誤差修正能力較強。且符號位負數(shù)，說明這種修正是反向的，符合誤差修正原理。

2.4 基于VAR 模型脈沖響應(yīng)與方差分析

為進一步分析文化產(chǎn)業(yè)增加值與文化事業(yè)費和文化產(chǎn)業(yè)實際完成的基礎(chǔ)建設(shè)投資之間的因果關(guān)系，本文利用SIMS提出的向量自回歸模型進行脈沖效應(yīng)和方差分析來分析研究模型的動態(tài)特征。圖1和圖2是基于VAR（2）和漸近解析法模擬的脈沖響應(yīng)函數(shù)圖。橫軸表示沖擊作用的滯后期，縱軸表示因變量對自變量的響應(yīng)程度。實線表示脈沖響應(yīng)函數(shù)，代表文化產(chǎn)業(yè)增加值對響應(yīng)變量沖擊的反應(yīng)，虛線表示正負兩步標(biāo)準(zhǔn)差偏離帶。

圖1顯示的是文化產(chǎn)業(yè)增加值對文化事業(yè)費的響應(yīng)路徑。當(dāng)沖擊發(fā)生后，文化產(chǎn)業(yè)增加值出現(xiàn)一個正向的響應(yīng)，在第3期開始，沖擊影響增長速度逐漸變緩，但始終保持增長。圖2顯示的是文化產(chǎn)業(yè)增加值對文化產(chǎn)業(yè)實際完成的基礎(chǔ)建設(shè)投資的響應(yīng)路徑。沖擊發(fā)生后產(chǎn)生正向響應(yīng)，第2期達到頂峰后下降，第4期開始回升并保持緩慢增長態(tài)勢。文化事業(yè)費和文化產(chǎn)業(yè)實際完成的基礎(chǔ)建設(shè)投資對文化產(chǎn)業(yè)發(fā)展的影響時效較長。

圖1 文化產(chǎn)業(yè)增加值對文化事業(yè)費的脈沖響應(yīng)Fig.1 Impulse response of cultural industry added value to cultural undertakings

從中國文化產(chǎn)業(yè)增加值的方差分解也可以看出，前兩期，基礎(chǔ)建設(shè)投資對文化發(fā)展貢獻程度增長較快，文化事業(yè)費的貢獻度較小，增長較緩。長期看來，中國文化事業(yè)費和文化產(chǎn)業(yè)實際完成的基礎(chǔ)建設(shè)投資對文化產(chǎn)業(yè)增加值的貢獻程度逐漸增大并趨于平穩(wěn)。

從上述分析可看出，基于VAR 模型的脈沖響應(yīng)函數(shù)和預(yù)測方差分解分析的結(jié)果與協(xié)整分析結(jié)果基本吻合。

圖2 文化產(chǎn)業(yè)增加值對文化產(chǎn)業(yè)基礎(chǔ)建設(shè)投資的脈沖響應(yīng)Fig.2 Impulse response of cultural industry added value to cultural industry investment

3 結(jié) 論

本研究以中國文化產(chǎn)業(yè)增加值為解釋變量，探討其與經(jīng)濟發(fā)展水平、資金投入、基礎(chǔ)設(shè)施投入、城鎮(zhèn)居民人均收入，財政支持力度、開放水平、人口素質(zhì)等因素長期均衡關(guān)系和短期波動關(guān)系，并基于向量自回歸（VAR）模型進行脈沖響應(yīng)函數(shù)分析，探討它們之間的動態(tài)相關(guān)性、交互響應(yīng)情況和響應(yīng)路徑。

1）通過協(xié)整檢驗可知，中國文化產(chǎn)業(yè)發(fā)展與文化事業(yè)費、文化產(chǎn)業(yè)實際完成的基礎(chǔ)建設(shè)投資存在協(xié)整關(guān)系，即存在長期穩(wěn)定的均衡關(guān)系。文化事業(yè)費關(guān)于文化產(chǎn)業(yè)發(fā)展的彈性系數(shù)是0.527 7，基礎(chǔ)建設(shè)投資關(guān)于經(jīng)濟發(fā)展的彈性系數(shù)是0.988 3。文化事業(yè)費和基礎(chǔ)建設(shè)投資對文化產(chǎn)業(yè)發(fā)展具有顯著的正相關(guān)性，對文化產(chǎn)業(yè)發(fā)展促進作用明顯。

2）在誤差修正模型中，時間序列的修正系數(shù)為0.690 6，具有較強的修正能力，并且表明文化產(chǎn)業(yè)增加值不僅取決于文化事業(yè)費和基礎(chǔ)建設(shè)投資的變化，還取決于上一期文化產(chǎn)業(yè)增加值對均衡水平的偏離。誤差修正項為負值，系統(tǒng)存在誤差修正機制。

3）基于向量自回歸模型的脈沖響應(yīng)函數(shù)顯示，文化事業(yè)費和文化產(chǎn)業(yè)實際完成的基礎(chǔ)建設(shè)投資的沖擊，在短期內(nèi)對文化產(chǎn)業(yè)發(fā)展有顯著的較強的正響應(yīng)，在長期內(nèi)，響應(yīng)亦呈逐漸增強趨勢。方程分解分析顯示，中國文化事業(yè)費和文化產(chǎn)業(yè)實際完成的基礎(chǔ)建設(shè)投資對文化產(chǎn)業(yè)增加值的貢獻程度逐漸增大，增大至30%和50%后趨于平穩(wěn)。文化事業(yè)費和文化產(chǎn)業(yè)實際完成的基礎(chǔ)建設(shè)投資對中國文化產(chǎn)業(yè)發(fā)展均有較大影響。

文化事業(yè)費的投入和文化產(chǎn)業(yè)基礎(chǔ)設(shè)施的投資對文化產(chǎn)業(yè)的影響非常顯著，為了進一步加強文化產(chǎn)業(yè)的發(fā)展，應(yīng)加大兩者的投入。在彈性限度內(nèi)，引導(dǎo)社會資源既在產(chǎn)業(yè)部門之間，又在文化產(chǎn)業(yè)內(nèi)部實現(xiàn)優(yōu)化配置，將投資于文化產(chǎn)業(yè)的經(jīng)費向基礎(chǔ)建設(shè)傾斜。

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