城鎮(zhèn)居民收入對文化消費(fèi)支出的影響

劉擁軍+葛美玲

內(nèi)容摘要：本文從實(shí)證的角度分析了城鎮(zhèn)居民收入對文化消費(fèi)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(fèi)支出存在顯著的門限效應(yīng)。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(jìn)行分位數(shù)回歸分析。結(jié)果表明：收入對文化消費(fèi)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(fèi)的影響系數(shù)為負(fù)值；受教育程度對文化消費(fèi)影響的顯著性差異較大；價格因素對文化消費(fèi)影響的顯著性水平較低；固定資產(chǎn)投資對文化消費(fèi)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(fèi)的影響較弱；政府補(bǔ)貼對文化消費(fèi)表現(xiàn)為正向影響，但顯著性水平較低。

關(guān)鍵詞：文化消費(fèi) 居民收入 門限效應(yīng) 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(fèi)，來滿足自己精神方面的需要，這種更高層次的消費(fèi)即為文化消費(fèi)。2013年《文化消費(fèi)指數(shù)》報告顯示，我國文化消費(fèi)支出有著約4.7萬億元的潛在規(guī)模，但僅僅實(shí)現(xiàn)了1.0388萬億元的消費(fèi)規(guī)模，存在3.66萬億元的消費(fèi)缺口。如此巨大的消費(fèi)缺口，說明了我國文化產(chǎn)業(yè)發(fā)展存在嚴(yán)重消費(fèi)不足的問題，需要不斷培養(yǎng)文化市場，提高文化消費(fèi)支出水平，以實(shí)現(xiàn)文化產(chǎn)業(yè)發(fā)展及文化消費(fèi)支出水平的迅速提高。本文以我國城鎮(zhèn)居民文化消費(fèi)為研究對象，詳細(xì)分析城鎮(zhèn)居民收入對文化消費(fèi)不同分位數(shù)影響的異質(zhì)性，并針對性地提出我國當(dāng)前文化消費(fèi)存在的問題，為促進(jìn)我國文化消費(fèi)支出的有效釋放提供參考。

文獻(xiàn)綜述

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

我國對文化消費(fèi)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(fèi)的日益重視，學(xué)者們從不同視角、不同領(lǐng)域?qū)ξ幕M(fèi)進(jìn)行了研究。徐淳厚（1997）認(rèn)為文化消費(fèi)是對精神文化產(chǎn)品和服務(wù)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(fèi)和物質(zhì)消費(fèi)的邊際增量進(jìn)行了研究，發(fā)現(xiàn)文化消費(fèi)比物質(zhì)消費(fèi)的邊際增量大。楊曉光（2006）研究認(rèn)為文化消費(fèi)不僅僅是一種消費(fèi)行為，也是一種社會行為，社會關(guān)系和社會脈絡(luò)都會影響到文化消費(fèi)的發(fā)生。譚延博等（2010）研究山東省城鎮(zhèn)文化消費(fèi)結(jié)構(gòu)發(fā)現(xiàn)，經(jīng)濟(jì)水平、文化消費(fèi)觀念和空閑時間等是導(dǎo)致文化消費(fèi)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(fèi)均存在結(jié)構(gòu)不協(xié)調(diào)問題，并對消費(fèi)結(jié)構(gòu)的失衡表現(xiàn)進(jìn)行了分析?？籽?014）通過對我國31個省區(qū)的文化消費(fèi)水平進(jìn)行綜合評價，得出各地區(qū)文化消費(fèi)發(fā)展不平衡，但大致與各地區(qū)經(jīng)濟(jì)發(fā)展水平相一致。甘宇等（2015）研究農(nóng)民工文化消費(fèi)支出的影響因素，發(fā)現(xiàn)收入是文化消費(fèi)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(fèi)支出。

綜上所述，有的偏重于文化消費(fèi)水平的影響因素研究，有的偏重對文化消費(fèi)結(jié)構(gòu)影響的研究，而本文主要以各省（區(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(fèi)支出產(chǎn)生影響。

實(shí)證分析

（一）相關(guān)指標(biāo)選取與統(tǒng)計(jì)描述

文化消費(fèi)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(xiàn)基礎(chǔ)上，選擇與文化消費(fèi)代表性強(qiáng)且數(shù)據(jù)完整的影響因素進(jìn)行實(shí)證分析。建立基準(zhǔn)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(fèi)，Yit表示人均可支配收入，Xit表示影響文化消費(fèi)的控制變量，ai表示個體固定效應(yīng)，uit表示隨機(jī)誤差項(xiàng)。本文選取恩格爾系數(shù)（engelit）、受教育程度（eduit）、文教娛樂消費(fèi)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(jì)量分析。

國家統(tǒng)計(jì)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(jìn)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(jì)年鑒》，受教育程度來自各年的《中國人口和就業(yè)統(tǒng)計(jì)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(jìn)行計(jì)量分析。

（二）城鎮(zhèn)居民收入影響文化消費(fèi)的門限效應(yīng)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(diǎn)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(fèi)的影響。基于單一門限情況下，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(jìn)行門限效應(yīng)檢驗(yàn)，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(yàn)，說明模型存在顯著的門限效應(yīng)；10%的顯著性水平下拒絕雙門限檢驗(yàn)和三門限檢驗(yàn)，說明模型不存在雙門限效應(yīng)。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(yīng)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(yīng)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(jìn)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(yīng)檢驗(yàn)確定了收入對文化消費(fèi)支出影響的不同門限值的條件下，進(jìn)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(fèi)分布的各分位點(diǎn)處的城鎮(zhèn)居民文化消費(fèi)支出的不同特征及其影響因素，以便準(zhǔn)確細(xì)致地分析不同收入分布特征下的文化消費(fèi)支出效應(yīng)，達(dá)到完整分析居民收入與文化消費(fèi)支出之間關(guān)系機(jī)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(yīng)，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(jì)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(jìn)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(diǎn)處，收入對文化消費(fèi)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(fèi)的影響顯著為負(fù)，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(fèi)的影響系數(shù)均為正，且隨著分位點(diǎn)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(fèi)價格水平對消費(fèi)的彈性系數(shù)均為負(fù)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(fèi)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(fèi)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(fèi)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(fèi)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(diǎn)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(fèi)的影響均為負(fù)，但顯著性水平較低。受教育程度對文化消費(fèi)的影響不顯著。文化消費(fèi)價格水平對消費(fèi)的彈性系數(shù)均為負(fù)，但顯著性水平較低。文化從業(yè)人員數(shù)對文化消費(fèi)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(fèi)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(fèi)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(fèi)的影響與預(yù)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(fèi)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(fèi)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(xiàng)目的參與度也會相應(yīng)提高，最終將會增加文化消費(fèi)支出總額。

恩格爾系數(shù)對文化消費(fèi)的影響系數(shù)為負(fù)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(fèi)支出才能得到有效增長。文化消費(fèi)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(fèi)用進(jìn)行文化消費(fèi)活動，因此受教育程度對文化消費(fèi)整體上表現(xiàn)為正向影響。價格因素對文化消費(fèi)影響為負(fù)值，說明文化消費(fèi)支出是類似于食品消費(fèi)支出意向的基本支出項(xiàng)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(fèi)相應(yīng)降低的形態(tài)。固定資產(chǎn)投資對文化消費(fèi)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(fèi)的影響具有一定的滯后性，同時文化消費(fèi)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(fèi)需求局面。文化從業(yè)人員數(shù)對文化消費(fèi)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(shí)現(xiàn)人力資本水平的相應(yīng)提高。從政府補(bǔ)貼對文化消費(fèi)的影響可以看出，當(dāng)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(jìn)居民文化消費(fèi)的增長產(chǎn)生較大的影響。

結(jié)論

通過對2003-2015年各?。ㄊ小^(qū)）文化消費(fèi)門限效應(yīng)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(fèi)支出存在顯著的門限效應(yīng)，因此不能直接對各收入層次的數(shù)據(jù)進(jìn)行整體的線性分析，而要劃分不同收入層次省份進(jìn)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(jìn)行分析表明：收入對文化消費(fèi)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(fèi)的影響系數(shù)為負(fù)值；受教育程度對文化消費(fèi)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(fèi)影響整體均為負(fù)值，但顯著性水平較低；固定資產(chǎn)投資對文化消費(fèi)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(fèi)的影響彈性系數(shù)均為正，但系數(shù)值較??；政府補(bǔ)貼對文化消費(fèi)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(jì)發(fā)展水平不相適應(yīng)，我國文化消費(fèi)總水平較低，且在各地區(qū)的消費(fèi)水平差異較大。消費(fèi)者是文化消費(fèi)需求主體，文化企業(yè)是文化消費(fèi)供給主體，政府應(yīng)為文化消費(fèi)提供政策支撐。因而，只有從消費(fèi)者、企業(yè)和政府三個層面同時加強(qiáng)管理和支持，才能更好地提高文化消費(fèi)水平。

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