農(nóng)村居民文化消費的空間溢出效應(yīng)分析

■ 李　偉　博士（長江師范學(xué)院財經(jīng)學(xué)院　重慶　408100）

農(nóng)村居民文化消費的空間溢出效應(yīng)分析

■ 李偉博士（長江師范學(xué)院財經(jīng)學(xué)院重慶408100）

本文利用Moran’I指數(shù)在檢驗我國農(nóng)村居民文化消費是否存在空間相關(guān)性的基礎(chǔ)上，進一步建立空間滯后模型（SAR），分析了我國農(nóng)村居民文化消費的空間溢出效應(yīng)以及農(nóng)村居民純收入、消費傾向、城鎮(zhèn)化水平和基礎(chǔ)設(shè)施狀況對農(nóng)村居民文化消費的影響。實證分析的結(jié)果表明，我國農(nóng)村居民文化消費存在明顯的空間溢出效應(yīng)，一個地區(qū)農(nóng)村居民文化消費將通過“示范效應(yīng)”對鄰近地區(qū)農(nóng)村居民文化消費產(chǎn)生正向影響。此外，農(nóng)村居民的純收入、消費傾向、城鎮(zhèn)化水平和基礎(chǔ)設(shè)施狀況對農(nóng)村居民文化消費均具有顯著的正向影響。

農(nóng)村居民文化消費空間溢出效應(yīng)空間滯后模型

問題的提出及文獻綜述

文化消費是指居民為獲得知識、藝術(shù)熏陶、精神享受與滿足，通過教育學(xué)習(xí)、藝術(shù)欣賞、休閑娛樂活動而實施的消費行為。文化消費不僅可以顯示出社會主體的精神狀況，同時還可以通過影響社會主體的精神狀況來影響社會秩序與經(jīng)濟秩序。黨的十八大報告提出：“讓人民享有健康豐富的精神文化生活，是全面建成小康社會的重要內(nèi)容”。隨著我國經(jīng)濟的快速發(fā)展，人們對文化消費的需求日益擴大，但是城鄉(xiāng)居民在文化消費支出方面存在巨大差距，2013年城鎮(zhèn)居民用于文化、教育和娛樂的人均消費支出為2294元，而農(nóng)村居民只有486元。城鄉(xiāng)居民在文化消費支出上的差距遠大于城鄉(xiāng)居民在收入上的差距。目前農(nóng)村文化建設(shè)滯后、農(nóng)村居民精神文化生活匱乏問題十分嚴(yán)重，已成為我國社會主義新農(nóng)村建設(shè)的重要障礙。

表1　變量描述性統(tǒng)計

目前已有許多學(xué)者對制約我國農(nóng)村居民文化消費的因素開展了大量研究。李釩和孫林霞（2013）利用1990-2011年的時間序列數(shù)據(jù)，通過建立誤差修正模型分析影響西部地區(qū)農(nóng)村居民文化消費因素，其研究結(jié)果表明收入水平、消費結(jié)構(gòu)和消費傾向是影響農(nóng)村居民文化消費的主要因素，其中文化消費對收入的反應(yīng)并不是很敏感。劉曉紅（2013）利用ELES模型對江蘇省農(nóng)村居民文化消費進行了實證分析，結(jié)果表明農(nóng)村居民純收入是影響其文化消費的主要因素。陸立新（2009）利用我國1993-2006年的省域面板數(shù)據(jù)，通過建立動態(tài)面板模型分析影響我國農(nóng)村居民文化消費的因素，其研究結(jié)果表明當(dāng)期的農(nóng)村居民收入、滯后一期的農(nóng)村居民收入和滯后一期的文化消費對當(dāng)期農(nóng)村居民的文化消費具有顯著的正向影響。向明（2015）利用我國2005-2013年的省域面板數(shù)據(jù)分析了影響我國農(nóng)村居民文化消費的因素，其研究結(jié)果表明農(nóng)村居民純收入對文化消費具有顯著正向影響，地區(qū)基礎(chǔ)設(shè)施建設(shè)水平對農(nóng)村居民文化消費具有顯著負向影響，而農(nóng)村文化設(shè)施建設(shè)水平對農(nóng)村居民文化消費具有顯著正向影響。

上述研究對認(rèn)識我國農(nóng)村居民文化消費的規(guī)律具有重要作用，但是上述研究存在一個重要的缺陷，即未考慮農(nóng)村居民文化消費的空間溢出效應(yīng)。Goodchild（1992）指出，空間數(shù)據(jù)幾乎都具有空間自相關(guān)特征，一個地區(qū)空間單元的某種經(jīng)濟地理現(xiàn)象與鄰近地區(qū)空間單元上同一現(xiàn)象往往是相關(guān)的。LeSage（1999）認(rèn)為，空間相關(guān)是事物和現(xiàn)象本身所固有的屬性，是地理空間現(xiàn)象和空間過程的本質(zhì)特征。由于相鄰地區(qū)在經(jīng)濟文化方面具有相似的特征，并且在文化消費上會相互學(xué)習(xí)，因此農(nóng)村居民文化消費可能會存在空間相關(guān)性。如果在實證分析中忽略了農(nóng)村居民文化消費的空間相關(guān)性，將不能準(zhǔn)確估計各種影響因素對農(nóng)村居民文化消費的邊際效應(yīng)。本文利用我國2013年31個?。ㄊ?、自治區(qū)）的截面數(shù)據(jù)，集中考察我國農(nóng)村居民文化消費是否存在空間相關(guān)性，并在此基礎(chǔ)上分析其它因素對我國農(nóng)村居民文化消費的影響。本文的研究對于進一步認(rèn)識我國農(nóng)村居民文化消費規(guī)律和促進我國農(nóng)村居民文化消費，具有一定的參考意義。

農(nóng)村居民文化消費的空間自相關(guān)檢驗

（一）空間權(quán)重矩陣構(gòu)建

空間權(quán)重矩陣是進行空間數(shù)據(jù)分析的重要前提。在目前有關(guān)空間計量分析的文獻中，最為常見是的0-1鄰接權(quán)重矩陣。為了使實證分析的結(jié)果更具有穩(wěn)健性，本文除了使用0-1鄰接權(quán)重矩陣外，還將使用地理距離空間權(quán)重矩陣。

1.0-1鄰接權(quán)重矩陣。0-1鄰接權(quán)重矩陣是根據(jù)地理空間單元是否“相鄰”來進行設(shè)置，地理位置相鄰的地區(qū)取值為1，否則取值為0。相鄰的方式一般有兩種，一種是車相鄰（rook），一種是后相鄰（queen）。車相鄰（rook）是指兩個地區(qū)有共同的邊，后相鄰（queen）是指兩個地區(qū)有共同的邊或頂點。本文采用的是車相鄰（rook）的方式，該權(quán)重矩陣的元素定義如下：

2.地理距離權(quán)重矩陣。如果空間單元之間的聯(lián)系僅僅是因為位置是否相鄰，那么用0-1鄰接矩陣對空間數(shù)據(jù)進行分析就足夠了。事實上，兩個地區(qū)的位置并不相鄰，由于其地理距離比較近，這兩個地區(qū)也有可能發(fā)生聯(lián)系。地理學(xué)第一定律認(rèn)為：任何事物均與其周圍事物存在聯(lián)系，而距離越近的事物總比距離較遠的事物聯(lián)系更為緊密。本文基于這樣的事實構(gòu)建了地理距離權(quán)重矩陣，該權(quán)重矩陣的元素定義如下：

其中，dij為兩地區(qū)中心位置的經(jīng)緯度距離。

為了消除或減少區(qū)域之間的外在影響，本文對以上兩種空間權(quán)重矩陣進行了行標(biāo)準(zhǔn)化處理，使得空間權(quán)重矩陣每一行的元素之和等于1。

（二）空間自相關(guān)檢驗

2013年我國農(nóng)村居民人均文化消費支出在700元以上的分別是北京、浙江、江蘇、上海和天津，不足300元的分別是新疆、廣西、青海、云南和西藏。表明農(nóng)村居民文化消費存在顯著的空間分異，又呈現(xiàn)出顯著的空間集聚，本文用Moran's I指數(shù)檢驗農(nóng)村居民文化消費的空間相關(guān)性。Moran's I的值在-1和1之間，如果Moran's I的值大于0，則表明地區(qū)之間存在正自相關(guān)；如果小于0，則表明地區(qū)之間存在負自相關(guān)。Moran's I指數(shù)的計算公式為：

本文基于0-1鄰接權(quán)重矩陣計算的Moran's I值為0.442，對應(yīng)的p值為0.000，基于地理距離權(quán)重矩陣計算的Moran's I值為0.203，對應(yīng)的p值為0.000。無論是使用0-1鄰接權(quán)重矩陣還是地理距離權(quán)重矩陣，Moran's I檢驗均拒絕了我國農(nóng)村居民文化消費不存在空間自相關(guān)的原假設(shè)，即我國農(nóng)村居民的文化消費具有顯著的空間溢出效應(yīng)。當(dāng)然Moran's I檢驗只是對我國農(nóng)村居民文化消費是否具有空間自相關(guān)的初步認(rèn)識，更深入的分析還有待于建立正式的空間計量模型。

空間計量模型的設(shè)定、變量選擇及數(shù)據(jù)來源

（一）空間計量模型的設(shè)定

本文使用2013年全國31個省（市、自治區(qū)）的橫截面數(shù)據(jù)進行實證分析，如果不考慮農(nóng)村居民文化消費的空間效應(yīng)，則傳統(tǒng)的線性回歸模型為：

其中，Y為N×1階向量，表示被解釋變量。ιN是一個N×1階單位向量，α是與之相關(guān)的估計參數(shù)。X是一個N×k階外生解釋變量矩陣，β是與之相關(guān)的 k×1階參數(shù)估計向量。ε=（ε1，…，εN）T為干擾項向量，假設(shè)εi服從獨立同分布，并且期望為零方差為σ2。這種模型通常都使用普通最小二乘（OLS）進行估計，因此被稱為OLS模型。

遵循Anselin（1988）的思路，可以將農(nóng)村居民文化消費支出的空間效應(yīng)納入上述OLS模型中。根據(jù)空間因素引入的方式不同，可將空間計量模型分為兩種：一種是反映被解釋變量之間空間相關(guān)性的空間滯后模型（spatial lag model，SAR），另一種是反映誤差項之間存在空間相關(guān)性的空間誤差模型（spatial error model，SEM）。

空間滯后模型（SAR）的一般形式為：

其中，W為預(yù)先設(shè)定的 N×N維空間權(quán)重矩陣。WY為N×1階空間滯后被解釋變量向量，ρ是與之相關(guān)的空間滯后參數(shù)。如果ρ的取值不顯著異于零，表明被解釋變量之間不存在空間相關(guān)性，空間滯后模型（SAR）可簡化為OLS模型。

空間誤差模型（SEM）的一般形式為：

Y=αιN+ Xβ+μ，μ=λWμ+ε

其中，μ表示空間自相關(guān)的誤差項向量，λ為空間誤差系數(shù)。如果λ的取值不顯著異于零，則空間誤差模型（SEM）可簡化為OLS模型。

在實踐中，還需要對應(yīng)該選擇空間滯后模型（SAR）還是空間誤差模型（SEM）做出判斷。Anselin and Rey（1991）給出了判斷準(zhǔn)則。他們認(rèn)為如果空間滯后模型（SAR）的拉格朗日乘子檢驗（LM）及穩(wěn)健的拉格朗日乘子檢驗（Robust LM）比空間誤差模型（SEM）更顯著，則設(shè)立空間滯后模型（SAR）更為恰當(dāng)，反之則設(shè)立空間誤差模型（SEM）更加恰當(dāng)。

（二）變量選擇及數(shù)據(jù)來源

本文的被解釋變量為農(nóng)村居民的文化消費支出（COLCON），包括農(nóng)村居民用于教育、文化和娛樂方面的支出。參考其他學(xué)者的研究，本文將農(nóng)村居民人均純收入（INCOME）、農(nóng)村居民的消費傾向（PROCON）、城鎮(zhèn)化水平（URBANI）和基礎(chǔ)設(shè)施狀況（INFRAS）作為解釋變量引入計量模型。其中農(nóng)村居民消費傾向用農(nóng)村居民人均消費支出占農(nóng)村居民人均純收入的比重表示，城鎮(zhèn)化水平用城鎮(zhèn)常住人口比重占總?cè)丝诘谋戎乇硎荆A(chǔ)設(shè)施狀況用各地區(qū)單位國土面積的公路密度表示。本文用于計量分析的數(shù)據(jù)均來自《中國農(nóng)村統(tǒng)計年鑒》（2014）和《中國統(tǒng)計年鑒》（2014）。為了消除或減少異方差的影響，本文對所有解釋變量均取對數(shù)，變量的描述性統(tǒng)計如表1所示。

表2　LM以及穩(wěn)健的LM檢驗結(jié)果

空間計量模型估計與分析

（一）模型估計

根據(jù)Anselin（1988）和Anselin and Bera（1998）等的研究，對于SAR模型，OLS估計不但有偏而且是不一致的。對于SEM模型，OLS雖然能得到無偏估計量，但不是最有效的。因此OLS方法不適合SAR和SEM等空間計量模型的估計，而極大似然估計法（ML）可以克服以上問題，本文將采用極大似然估計法（ML）對空間計量模型進行估計。

表3　估計結(jié)果

在估計之前，還需要根據(jù)Anselin and Rey（1991）提出的判斷準(zhǔn)則，對應(yīng)該選擇空間滯后模型（SAR）還是空間誤差模型（SEM）做出判斷。從表2可以看出，在0-1鄰接權(quán)重矩陣下，空間滯后模型（SAR）的LM檢驗以及robust LM檢驗在10%的水平上都是顯著的，而空間誤差模型（SEM）的LM檢驗以及robust LM檢驗均不顯著，表明空間滯后模型（SAR）更為恰當(dāng)。在地理距離權(quán)重矩陣下，空間滯后模型（SAR）的LM檢驗在10%的水平上是顯著的，robust LM檢驗在5%的水平上都是顯著的，而空間誤差模型（SEM）的LM檢驗以及robust LM檢驗都不顯著，表明空間滯后模型（SAR）仍然是最合適的選擇。

本文運用Matlab2012b軟件及其Spatial econometric模塊采用極大似然估計法（ML）分別對基于0-1鄰近權(quán)重矩陣和地理距離權(quán)重矩陣的空間滯后模型（SAR）進行估計，同時為了對比分析，本文還對不包括空間滯后項的傳統(tǒng)線性回歸模型進行了普通最小二乘（OLS）估計，具體的估計結(jié)果如表3所示。

（二）估計結(jié)果分析

基于0-1鄰接權(quán)重矩陣的空間自相關(guān)系數(shù)的值為0.219，基于地理距離權(quán)重矩陣的空間自相關(guān)系數(shù)為0.528，并且其在5%的水平上均是顯著的，表明我國農(nóng)村居民文化消費存在顯著的空間溢出效應(yīng)，當(dāng)一個地方的農(nóng)村居民具有較高的文化消費支出時，會導(dǎo)致鄰近地區(qū)的農(nóng)村居民也具有較高的文化消費支出。杜森貝利（Duesenberry，1949）的相對收入消費理論認(rèn)為人們的消費行為具有“示范效應(yīng)”，即消費者的消費行為要受周圍人們消費水準(zhǔn)的影響。本文的研究也從一個側(cè)面驗證了杜森貝利的這一理論。

從表3可以看出，模型（2）和模型（3）對收入、消費傾向、城鎮(zhèn)化水平和基礎(chǔ)設(shè)施狀況的估計系數(shù)非常接近，并且都通過了1%的顯著性水平檢驗，表明農(nóng)村居民純收入、消費傾向、城鎮(zhèn)化水平和基礎(chǔ)設(shè)施狀況對農(nóng)村居民文化消費具有顯著正向影響。收入對農(nóng)村居民文化消費具有正向影響，這與其他學(xué)者的研究結(jié)論一致。目前我國農(nóng)村居民收入水平還較低，通過提高農(nóng)村居民收入水平從而促進農(nóng)村居民文化消費還具有很大空間。目前我國農(nóng)村居民在食品和衣著等物質(zhì)上的需求已基本得到滿足，其在消費支出上的增加將更多地用于文教娛樂和醫(yī)療保健等方面，因此農(nóng)村居民消費傾向的提高可以促進農(nóng)村居民文化消費。由于城鎮(zhèn)化可以提供更豐富的文化娛樂設(shè)施，基礎(chǔ)設(shè)施越好，可以使農(nóng)村居民文化消費更為便捷，因此城鎮(zhèn)化水平和基礎(chǔ)設(shè)施狀況對農(nóng)村居民的文化消費具有顯著正向影響。

結(jié)論及政策含義

本文利用我國2013年31個?。ㄊ?、自治區(qū)）的橫截面數(shù)據(jù)，分別使用0-1鄰接權(quán)重矩陣和地理距離權(quán)重矩陣，在對我國農(nóng)村居民文化消費是否存在空間相關(guān)性進行檢驗的基礎(chǔ)上，進一步建立空間滯后模型（SAR），分析了我國農(nóng)村居民文化消費的空間溢出效應(yīng)以及農(nóng)村居民人均純收入、消費傾向、城鎮(zhèn)化水平、基礎(chǔ)設(shè)施狀況對農(nóng)村居民文化消費的影響。實證分析結(jié)果表明，我國農(nóng)村居民文化消費存在明顯的空間溢出效應(yīng)，某個地區(qū)農(nóng)村居民文化消費將通過“示范效應(yīng)”對鄰近地區(qū)農(nóng)村居民文化消費產(chǎn)生正向影響。此外，農(nóng)村居民純收入、消費傾向、城鎮(zhèn)化水平和基礎(chǔ)設(shè)施狀況對農(nóng)村居民文化消費均具有顯著正向影響。

以上研究結(jié)論具有明顯的政策含義：第一，各地區(qū)在制定促進農(nóng)村居民文化消費的政策時，要注意加強與鄰近地區(qū)的溝通與交流，保持相互之間政策的協(xié)調(diào)性，充分利用文化消費的空間溢出效應(yīng)，提高政策實施效果。第二，收入水平仍然是影響農(nóng)村居民文化消費的重要因素，當(dāng)前要通過大力發(fā)展現(xiàn)代農(nóng)業(yè)和為農(nóng)村剩余勞動力提供更多就業(yè)機會，不斷提高農(nóng)村居民農(nóng)業(yè)經(jīng)營收入和工資性收入，從而為農(nóng)村居民文化消費提供經(jīng)濟基礎(chǔ)。第三，我國城鄉(xiāng)居民在文化消費支出上的差距要遠大于城鄉(xiāng)居民的收入差距，農(nóng)村居民消費傾向低是重要原因之一。目前我國農(nóng)村居民在醫(yī)療和養(yǎng)老等問題上還存在較大壓力，因此需要進一步健全農(nóng)村社會保障體系，解除農(nóng)村居民的后顧之憂，有助于提高農(nóng)村居民消費傾向，從而提高農(nóng)村居民文化消費水平。第四，繼續(xù)推進城鎮(zhèn)化發(fā)展和加強交通等基礎(chǔ)設(shè)施建設(shè)力度，為農(nóng)村居民文化消費提供更多的便捷性。

1.李釩，孫林霞.西部地區(qū)農(nóng)村居民文化消費的時間序列協(xié)整分析［J］.青海社會科學(xué)，2013（3）

2.劉曉紅.江蘇農(nóng)村居民文化消費需求實證分析［J］.江蘇農(nóng)業(yè)科學(xué)，2013（4）

3.陸立新.區(qū)域差異及動態(tài)效應(yīng)分析［J］.統(tǒng)計與決策，2009（9）

4.向明.中國農(nóng)村居民文化消費研究［J］.農(nóng)業(yè)技術(shù)經(jīng)濟，2015（7）

教育部人文社會科學(xué)研究規(guī)劃基金項目“基于風(fēng)險管理的農(nóng)地流轉(zhuǎn)中農(nóng)民權(quán)益保障研究”（13YJA630042）；重慶市社會科學(xué)規(guī)劃項目“新型城鎮(zhèn)化中農(nóng)民群體分化與農(nóng)民權(quán)益保障研究”（2015YBSH042）；長江師范學(xué)院科研創(chuàng)新團隊建設(shè)計劃資助項目“武陵山片區(qū)區(qū)域發(fā)展與扶貧攻堅科研創(chuàng)新團隊”（2014XJTD03）

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