中國(guó)農(nóng)村居民文化消費(fèi)與收入關(guān)系的實(shí)證分析

陳源湖+齊浩天+齊張寶+周西一敏

[摘要]文章為研究我國(guó)農(nóng)村居民文化消費(fèi)與收入的關(guān)系，根據(jù)1995—2013年農(nóng)村居民文化消費(fèi)的時(shí)間序列數(shù)據(jù)，運(yùn)用單位根檢驗(yàn)、協(xié)整檢驗(yàn)，以及引入誤差修正模型等方法，對(duì)農(nóng)村居民文化消費(fèi)與收入的關(guān)系進(jìn)行了實(shí)證分析。結(jié)果表明，我國(guó)農(nóng)村居民文化消費(fèi)主要取決于居民的消費(fèi)習(xí)慣與工資性收入。

[關(guān)鍵詞]文化消費(fèi)；農(nóng)村居民；收入；實(shí)證分析

[DOI]1013939/jcnkizgsc201705020

1引言

我國(guó)的文化產(chǎn)業(yè)目前發(fā)展迅猛，但與發(fā)達(dá)國(guó)家相比還比較落后。原因主要是我國(guó)人民對(duì)文化產(chǎn)業(yè)的有效需求還不足，尤其是我國(guó)農(nóng)村居民文化消費(fèi)占全國(guó)文化總消費(fèi)的比重是偏低的，農(nóng)村居民文化消費(fèi)方面嚴(yán)重不足抑制了我國(guó)文化產(chǎn)業(yè)的發(fā)展。

國(guó)內(nèi)外學(xué)者從理論和實(shí)證方面對(duì)文化消費(fèi)與收入的關(guān)系進(jìn)行了深入的研究，Brito和Barros（2005）的研究表明，收入對(duì)文化產(chǎn)品消費(fèi)起正相關(guān)的作用。DinizMachad（2011）通過(guò)相關(guān)性分析，認(rèn)為收入對(duì)文藝服務(wù)消費(fèi)起正相關(guān)的作用。王娟等（2014）定性分析了我國(guó)城鄉(xiāng)居民文化消費(fèi)結(jié)構(gòu)，認(rèn)為文化消費(fèi)在將來(lái)能成為推動(dòng)經(jīng)濟(jì)增長(zhǎng)的重大力量。仝如瓊等（2010）的研究分析，認(rèn)為居民可支配收入、消費(fèi)熱點(diǎn)和消費(fèi)環(huán)境對(duì)文化消費(fèi)有重要影響，并提出相關(guān)建議。

本文運(yùn)用了單位根和協(xié)整檢驗(yàn)，并且以誤差修正模型等計(jì)量方法對(duì)農(nóng)村居民收入水平與收入結(jié)構(gòu)對(duì)農(nóng)村居民文化消費(fèi)的關(guān)系進(jìn)行了實(shí)證分析，探討了農(nóng)村居民收入水平與收入結(jié)構(gòu)對(duì)農(nóng)村居民文化消費(fèi)的影響。

2理論方面的分析

21確定模型包含的變量

在文化消費(fèi)與收入水平關(guān)系中，字母RC表示被解釋變量——文化消費(fèi)支出，字母RY表示解釋變量——農(nóng)村居民人均純收入，為了表現(xiàn)出文化消費(fèi)發(fā)展的繼往性，引入前期文化消費(fèi)支出作為解釋變量。

在文化消費(fèi)與收入結(jié)構(gòu)的關(guān)系中，字母RC表示被解釋變量——文化消費(fèi)支出，解釋變量以收入結(jié)構(gòu)的指標(biāo)表示，字母RG、RJ、RZ分別表示工資性收入、家庭經(jīng)營(yíng)性收入、轉(zhuǎn)移性收入。

22構(gòu)建理論模型

根據(jù)相對(duì)收入假說(shuō)，文化消費(fèi)與收入水平關(guān)系的數(shù)學(xué)模型：

RCt=α0+α1RYt+α2RCt-1+μt（t=1，2，…，n）

由于農(nóng)村居民收入結(jié)構(gòu)的數(shù)據(jù)差異較大，不利于進(jìn)一步的研究和解釋，因此先對(duì)數(shù)據(jù)作取自然對(duì)數(shù)的處理，處理后的文化消費(fèi)分別與工資性收入、家庭經(jīng)營(yíng)性收入及轉(zhuǎn)移性收入之間關(guān)系的散點(diǎn)圖如下圖所示。

由以上分析，文化消費(fèi)與收入結(jié)構(gòu)關(guān)系的數(shù)學(xué)模型：

logRCt=β0+β1logRGt+β2logRJt+β3logRZt+μt（t=1，2，…，n）

23數(shù)據(jù)的收集與處理

本文以《中國(guó)統(tǒng)計(jì)年鑒》上選取全國(guó)范圍內(nèi)的時(shí)間段為1995—2013的時(shí)間序列數(shù)據(jù)，并對(duì)數(shù)據(jù)進(jìn)行適當(dāng)處理在分析之前，在研究收入結(jié)構(gòu)時(shí)，為了減少數(shù)據(jù)之間的差異和消除異方差，對(duì)RC、RG、RJ、RZ進(jìn)行自然對(duì)數(shù)變換。

3實(shí)證分析

31文化消費(fèi)與收入水平關(guān)系的實(shí)證分析

311變量的平穩(wěn)性檢驗(yàn)——ADF檢驗(yàn)

農(nóng)村居民文化消費(fèi)支出與人均純收入具有明顯的趨勢(shì)性，如果不經(jīng)檢驗(yàn)直接建立回歸模型，可能引起偽回歸的爭(zhēng)議。本文同時(shí)利用Eviews對(duì)RC和RY進(jìn)行ADF（Augmented Dickey-Fuller）單位根檢驗(yàn)方法檢驗(yàn)，并檢驗(yàn)了變量的平穩(wěn)定，表1為其分析結(jié)果。

由表1可知，RC與RC都是不平穩(wěn)序列，經(jīng)過(guò)一階差分后，兩者都是平穩(wěn)的，即ΔRC～I(xiàn)（1），ΔRY～I(xiàn)（1）。故可用EG檢驗(yàn)分析RC與RC的協(xié)整關(guān)系，同時(shí)判斷RC與RC有無(wú)長(zhǎng)期均衡關(guān)系。

312變量的協(xié)整檢驗(yàn)——EG檢驗(yàn)

注：本文中***表示在1‰水平上顯著，**表示在1%水平上顯著，*表示在5%水平上顯著，無(wú)標(biāo)志說(shuō)明檢驗(yàn)值不顯著。

采用單位根對(duì)上述方程的殘差序列進(jìn)行平穩(wěn)性檢驗(yàn)，結(jié)果見(jiàn)表2。

結(jié)果表明，根據(jù)簡(jiǎn)單OLS估計(jì)的收入與文化消費(fèi)的協(xié)整方程，協(xié)整方程的殘差的平穩(wěn)性較好，由此得出農(nóng)村居民人均純收入?yún)f(xié)整與文化消費(fèi)支出。

對(duì)協(xié)整方程的序列相關(guān)性、多重共線性及異方差性依次進(jìn)行檢驗(yàn)，結(jié)論為：協(xié)整方程具有多重共線性，而不具有序列相關(guān)性與異方差性。因此可運(yùn)用廣義差分法克服多重共線性，差分后得到的方程為：

經(jīng)計(jì)量檢驗(yàn)該方程不存在多重共線性。統(tǒng)計(jì)檢驗(yàn)結(jié)果表明，樣本回歸方程對(duì)樣本的擬合優(yōu)度很高，解釋變量對(duì)被解釋變量的解釋能力達(dá)到了9870%。在999%的置信水平下，RCt與線性關(guān)系顯著，與RCt-1線性關(guān)系不顯著。

313格蘭杰因果檢驗(yàn)

通過(guò)VAR模型確定最佳滯后期為1，繼而對(duì)農(nóng)村居民文化消費(fèi)與收入水平是否存在格蘭杰因果關(guān)系進(jìn)行檢驗(yàn)，如表3所示結(jié)果。

RY是RC的格蘭杰原因，即收入水平的前期值可作為文化消費(fèi)支出本期值的解釋變量。

314建立誤差修正模型——ECM模型

上述協(xié)整分析表明農(nóng)村居民文化消費(fèi)支出與人均收入存在長(zhǎng)期均衡關(guān)系，然而農(nóng)村居民收入水平對(duì)文化消費(fèi)支出的影響不顯著。文化消費(fèi)支出在短時(shí)間范圍內(nèi)總是偏離均衡值的，根據(jù)格蘭杰因果檢驗(yàn)得知，通過(guò)建立誤差修正模型，即ECM模型來(lái)反映農(nóng)村居民文化消費(fèi)支出與人均收入存在短期內(nèi)的關(guān)系。

32文化消費(fèi)與收入結(jié)構(gòu)關(guān)系的實(shí)證分析

321變量的平穩(wěn)性檢驗(yàn)——ADF檢驗(yàn)

利用Eviews進(jìn)行ADF檢驗(yàn)，ADF單位根依據(jù)SIC準(zhǔn)則檢驗(yàn)最佳滯后階數(shù)，SIC值越小，表明滯后階數(shù)越佳。結(jié)果見(jiàn)表4。

結(jié)果表明，根據(jù)簡(jiǎn)單OLS估計(jì)的收入結(jié)構(gòu)與文化消費(fèi)的協(xié)整方程的殘差是平穩(wěn)的，因此，我國(guó)農(nóng)村居民收入結(jié)構(gòu)與文化消費(fèi)是協(xié)整的。

對(duì)協(xié)整方程的序列相關(guān)性、多重共線性及異方差性依次進(jìn)行檢驗(yàn)，結(jié)論為：協(xié)整方程具有多重共線性，而不具有序列相關(guān)性與異方差性。因此可運(yùn)用廣義差分法克服多重共線性，差分后得到的方程為：

對(duì)差分后的方程進(jìn)行計(jì)量檢驗(yàn)。統(tǒng)計(jì)檢驗(yàn)結(jié)果表明，樣本方程與樣本有較高的擬合度，且在95%的置信水平下，logRCi與logRGi、logRZi線性關(guān)系顯著，與logRJi線性關(guān)系不顯著。

323格蘭杰因果檢驗(yàn)

通過(guò)VAR模型確定最佳滯后期為1，繼而對(duì)農(nóng)村居民文化消費(fèi)與收入水平是否存在格蘭杰因果關(guān)系進(jìn)行檢驗(yàn)，見(jiàn)表6。

324建立誤差修正模型——ECM模型

考慮到滯后分別的影響，建立ECM模型，經(jīng)過(guò)WLS調(diào)整后得到以下方程：

33實(shí)證分析結(jié)果

根據(jù)上述對(duì)文化消費(fèi)與收入水平的關(guān)系的分析，可以得到以下基本結(jié)論：我國(guó)農(nóng)村居民文化消費(fèi)水平和收入水平存在著長(zhǎng)期的均衡關(guān)系，然而農(nóng)村居民收入水平對(duì)文化消費(fèi)支出的影響不顯著。文化消費(fèi)支出隨居民的收入增加1元時(shí)而增加0015元，但是本期文化消費(fèi)支出隨居民在前期文化消費(fèi)支出增加了1元卻可增加0874元。說(shuō)明長(zhǎng)期內(nèi)雖然收入水平對(duì)文化消費(fèi)會(huì)產(chǎn)生一定的影響，但影響遠(yuǎn)不及前期文化消費(fèi)，即居民的消費(fèi)習(xí)慣強(qiáng)烈。由誤差修正模型可知，文化消費(fèi)的增長(zhǎng)與收入水平在短期內(nèi)的增長(zhǎng)線性關(guān)系不顯著，而文化消費(fèi)的增長(zhǎng)與前期文化消費(fèi)及收入水平增長(zhǎng)的線性關(guān)系顯著。由此得出，農(nóng)村居民的文化消費(fèi)的當(dāng)期水平及增長(zhǎng)額都主要取決于前期消費(fèi)水平，也就是居民的消費(fèi)習(xí)慣。

根據(jù)上述對(duì)文化消費(fèi)與收入結(jié)構(gòu)關(guān)系的分析，可以得出以下基本結(jié)論：我國(guó)農(nóng)村居民文化消費(fèi)水平與其收入結(jié)構(gòu)存在著長(zhǎng)期的協(xié)整關(guān)系。工資性收入對(duì)文化消費(fèi)支出具有顯著影響，其彈性為0822，即RC隨RG每增加1%而增加0822%；家庭經(jīng)營(yíng)收入對(duì)文化消費(fèi)擴(kuò)大不具有顯著作用；轉(zhuǎn)移性收入對(duì)文化消費(fèi)擴(kuò)大具有抑制作用，產(chǎn)生抑制作用與預(yù)期不符，可能的原因是選取的數(shù)據(jù)過(guò)少，無(wú)法準(zhǔn)確地估計(jì)出轉(zhuǎn)移性收入的情況，因此得到的彈性值不具有實(shí)際意義。在短時(shí)間范圍內(nèi)，文化消費(fèi)的增長(zhǎng)受到所有因素的影響，但是本期工資性收入和前期工資性收入產(chǎn)生的影響最顯著。

4結(jié)論

本論文從實(shí)證分析方面驗(yàn)證了農(nóng)村居民文化消費(fèi)與收入水平和文化消費(fèi)與收入結(jié)構(gòu)的關(guān)系，結(jié)果顯示，農(nóng)村居民的文化消費(fèi)很大部分上取決于農(nóng)村居民的消費(fèi)習(xí)慣以及工資性收入。

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[基金項(xiàng)目]本文系國(guó)家自然科學(xué)基金（項(xiàng)目編號(hào)：71473033）相關(guān)研究成果。

[作者簡(jiǎn)介]陳源湖（1998—），女，漢族，廣東佛山人，經(jīng)濟(jì)學(xué)本科生；齊浩天（1995—），男，漢族，遼寧撫順人，金融學(xué)本科生；齊張寶（1996—），男，漢族，河南新野人，經(jīng)濟(jì)學(xué)本科生；周西一敏（1996—），女，漢族，湖北武漢人，經(jīng)濟(jì)學(xué)本科生。