文化產(chǎn)業(yè)發(fā)展助力區(qū)域經(jīng)濟(jì)增長的雙重效應(yīng)
——基于中國省際面板的經(jīng)驗數(shù)據(jù)

一 引 言

近些年來，我國文化產(chǎn)業(yè)發(fā)展顯現(xiàn)出一個新特點，即逐步從邊緣產(chǎn)業(yè)過渡到支柱產(chǎn)業(yè)，且有望成為我國新的經(jīng)濟(jì)增長點(陸立新，2009)[1]。從文化產(chǎn)業(yè)的綜合發(fā)展情況來看，截至2015年底，納入統(tǒng)計范圍的全國文化單位達(dá)29.91萬個，同比增加1.17萬個；從業(yè)人員達(dá)229.44萬人，同比增加25.42萬人①數(shù)據(jù)來源：2016年《中國文化文物統(tǒng)計年鑒》。。從文化產(chǎn)業(yè)與經(jīng)濟(jì)之間的關(guān)系看，根據(jù)國家統(tǒng)計局的測算，2015年我國文化產(chǎn)業(yè)實現(xiàn)增加值25829億元，比上年增長7.9%，增速比當(dāng)期GDP增速高1.5個百分點；文化產(chǎn)業(yè)增加值占GDP的比重達(dá)到3.82%，比上年提高0.06個百分點；文化產(chǎn)業(yè)對當(dāng)年GDP的整體貢獻(xiàn)高達(dá)4.6%。并且，大部分地區(qū)文化產(chǎn)業(yè)的增長速度高于經(jīng)濟(jì)整體的增長速度，成為促進(jìn)經(jīng)濟(jì)增長和就業(yè)創(chuàng)業(yè)的重要產(chǎn)業(yè)，以及推動產(chǎn)業(yè)結(jié)構(gòu)優(yōu)化的朝陽產(chǎn)業(yè)②數(shù)據(jù)來源：2016年《中國文化文物統(tǒng)計年鑒》。。

已有文獻(xiàn)從實證角度探討文化產(chǎn)業(yè)發(fā)展與區(qū)域經(jīng)濟(jì)增長之間的關(guān)系，并且得到基本一致的結(jié)論：文化產(chǎn)業(yè)發(fā)展有助于促進(jìn)經(jīng)濟(jì)增長，兩者之間呈現(xiàn)正向的線性關(guān)系。但既有文獻(xiàn)忽視了文化產(chǎn)業(yè)本身的產(chǎn)業(yè)結(jié)構(gòu)特征。實際上，文化產(chǎn)業(yè)包含的產(chǎn)品通常是較為“高級”的產(chǎn)品，如體育、娛樂、網(wǎng)絡(luò)游戲等屬于衣食住行之外的產(chǎn)品，從產(chǎn)業(yè)結(jié)構(gòu)角度而言處于產(chǎn)業(yè)鏈的中后端。在當(dāng)?shù)亟?jīng)濟(jì)發(fā)展水平較低時，居民對于此類產(chǎn)品的需求較低，但在經(jīng)濟(jì)發(fā)展水平較高時，居民對此類產(chǎn)品的消費相應(yīng)增加。Beyers(2002)[2]利用美國的數(shù)據(jù)證實了上述特征的存在，發(fā)現(xiàn)隨著居民可支配收入的增加，居民在文化產(chǎn)品和服務(wù)上的支出顯著增加。文化產(chǎn)業(yè)對經(jīng)濟(jì)增長的促進(jìn)作用可能隨著經(jīng)濟(jì)發(fā)展水平的上升而愈加顯著，兩者之間很可能是非線性關(guān)系。另一方面，Kibbe et al.(1980)[3]較早地探討了文化產(chǎn)業(yè)的外溢性問題，并發(fā)現(xiàn)這種外溢性對經(jīng)濟(jì)發(fā)展具有很大貢獻(xiàn)。而國內(nèi)既有文獻(xiàn)在探討文化產(chǎn)業(yè)與經(jīng)濟(jì)增長的關(guān)系時普遍忽視了這一特征，這可能導(dǎo)致無法正確判斷兩者的關(guān)系或低估文化產(chǎn)業(yè)發(fā)展對經(jīng)濟(jì)增長的實際影響。

為了檢驗上述特征，重新厘清文化產(chǎn)業(yè)對經(jīng)濟(jì)增長的作用形式，本文利用2000-2014的省際面板數(shù)據(jù)，在非線性視角和空間計量模型的設(shè)定下，再次探討了文化產(chǎn)業(yè)發(fā)展與區(qū)域經(jīng)濟(jì)增長之間的關(guān)系。實證結(jié)果發(fā)現(xiàn)，文化產(chǎn)業(yè)發(fā)展確實有助于區(qū)域經(jīng)濟(jì)增長，但這種作用是非線性的，即隨著經(jīng)濟(jì)的發(fā)展，文化產(chǎn)業(yè)對經(jīng)濟(jì)增長的貢獻(xiàn)越來越大；同時，得益于文化產(chǎn)業(yè)的外溢性特征，當(dāng)?shù)匚幕a(chǎn)業(yè)的發(fā)展對于鄰近省份的經(jīng)濟(jì)增長也具有一定促進(jìn)作用。深入分析文化產(chǎn)業(yè)發(fā)展對經(jīng)濟(jì)增長的助力作用和作用形式對于重新認(rèn)識兩者的關(guān)系具有積極意義。

本文的貢獻(xiàn)主要有兩點：一是從產(chǎn)業(yè)結(jié)構(gòu)特征入手，發(fā)現(xiàn)并檢驗了文化產(chǎn)業(yè)對經(jīng)濟(jì)增長的促進(jìn)作用呈現(xiàn)出非線性特征，這對于正確理解兩者的關(guān)系至關(guān)重要；二是借助空間計量模型，檢驗了文化產(chǎn)業(yè)促進(jìn)經(jīng)濟(jì)增長的溢出效應(yīng)，發(fā)現(xiàn)了文化產(chǎn)業(yè)的另一特征。研究立足于實體經(jīng)濟(jì)層面，對我國當(dāng)前經(jīng)濟(jì)增長提供了有益啟示。一方面，當(dāng)前我國經(jīng)濟(jì)增速由高速增長過渡到中高速增長，面臨一定下行壓力，并將有可能長時期處于“L”型底部。另一方面，過去我國經(jīng)濟(jì)在一定程度上依賴于固定資產(chǎn)投資，而當(dāng)前我國經(jīng)濟(jì)逐漸轉(zhuǎn)向高質(zhì)量發(fā)展，改革進(jìn)入深水區(qū)，供給側(cè)結(jié)構(gòu)性改革、國有企業(yè)改革、穩(wěn)金融降杠桿都在進(jìn)行之中，那么在經(jīng)濟(jì)增速放緩、經(jīng)濟(jì)轉(zhuǎn)型升級的大背景下，中國未來的經(jīng)濟(jì)增長點在哪里？實證結(jié)果表明，文化產(chǎn)業(yè)作為產(chǎn)業(yè)鏈的中后端產(chǎn)業(yè)，屬于新興的朝陽產(chǎn)業(yè)，而產(chǎn)業(yè)中心向下游移動是世界經(jīng)濟(jì)發(fā)展的規(guī)律(李懷亮等，2010)[4]，因此具有巨大的發(fā)展?jié)摿?。文化產(chǎn)業(yè)覆蓋領(lǐng)域包括體育、娛樂、影視等，大力支持和發(fā)展文化產(chǎn)業(yè)，有助于促進(jìn)消費升級，對產(chǎn)業(yè)結(jié)構(gòu)升級也具有重要意義(王晗，2016)[5]。

本文后續(xù)安排如下：第二部分為文獻(xiàn)綜述，第三部分為模型設(shè)定、數(shù)據(jù)說明，第四部分為實證檢驗及分析，最后為結(jié)論及相應(yīng)的政策啟示。

二 文獻(xiàn)綜述

當(dāng)前我國經(jīng)濟(jì)發(fā)展正進(jìn)入中高速增長的“新常態(tài)”，文化產(chǎn)業(yè)對我國經(jīng)濟(jì)增長的貢獻(xiàn)發(fā)揮著日益重要的作用，因此，探討文化產(chǎn)業(yè)發(fā)展對經(jīng)濟(jì)增長的影響具有重要意義。

相較而言，國外學(xué)者更早探討文化產(chǎn)業(yè)與經(jīng)濟(jì)增長之間的關(guān)系，并且普遍認(rèn)為文化產(chǎn)業(yè)發(fā)展能夠有效促進(jìn)經(jīng)濟(jì)增長。例如，Power(2002)[6]利用瑞典的數(shù)據(jù)實證發(fā)現(xiàn)，瑞典文化產(chǎn)業(yè)發(fā)展對該國經(jīng)濟(jì)增長和勞動力市場穩(wěn)定均發(fā)揮了有益作用；Scott(2004)[7]通過多個國家的數(shù)據(jù)發(fā)現(xiàn)，文化產(chǎn)業(yè)發(fā)展為收入增加和就業(yè)增加貢獻(xiàn)了很大的份額，因而對于政府而言，發(fā)展文化產(chǎn)業(yè)是促進(jìn)區(qū)域經(jīng)濟(jì)發(fā)展的一條重要途徑。

隨著我國文化產(chǎn)業(yè)的發(fā)展，國內(nèi)學(xué)者也越來越關(guān)注其對經(jīng)濟(jì)增長的貢獻(xiàn)，研究文獻(xiàn)大致可以分為兩類。第一類文獻(xiàn)主要以某一省份或區(qū)域為研究范圍來檢驗文化產(chǎn)業(yè)發(fā)展對經(jīng)濟(jì)增長的影響。如王林和顧江(2009)[8]以長三角地區(qū)為例，發(fā)現(xiàn)文化產(chǎn)業(yè)發(fā)展對經(jīng)濟(jì)增長具有顯著的促進(jìn)作用?？禒N華和戴鈺(2011)[9]則以湖南省為研究對象，發(fā)現(xiàn)文化產(chǎn)業(yè)發(fā)展確實能夠促進(jìn)經(jīng)濟(jì)增長，但湖南省整體的文化產(chǎn)業(yè)發(fā)展水平卻比較低。吳承忠與李臻(2013)[10]以長株潭三個城市為研究對象，實證檢驗了文化產(chǎn)業(yè)的核心層對經(jīng)濟(jì)增長的促進(jìn)作用。周晶和曹麥(2015)[11]則以北京市為例，發(fā)現(xiàn)創(chuàng)意文化產(chǎn)業(yè)對國民就業(yè)和經(jīng)濟(jì)增長均存在促進(jìn)作用。闞大學(xué)和吳連菊(2015)[12]以江西省為研究對象，從文化的人力資本和產(chǎn)業(yè)資本兩個維度檢驗其對經(jīng)濟(jì)增長的作用，結(jié)果發(fā)現(xiàn)文化產(chǎn)業(yè)雖然對經(jīng)濟(jì)增長具有促進(jìn)作用，但經(jīng)濟(jì)意義卻并不顯著，未來具備成長的潛力。

第二類文獻(xiàn)則主要從全國層面來探討文化產(chǎn)業(yè)發(fā)展與經(jīng)濟(jì)增長的關(guān)系。(1)以全國層面的時間序列數(shù)據(jù)展開研究，如蔡旺春(2010)[13]探討了文化產(chǎn)業(yè)影響經(jīng)濟(jì)增長的機(jī)制，發(fā)現(xiàn)文化產(chǎn)業(yè)可以帶動其他關(guān)聯(lián)產(chǎn)業(yè)的發(fā)展，并最終起到促進(jìn)整體經(jīng)濟(jì)增長的作用。李增福和劉萬琪(2011)[14]采用全國的時間序列數(shù)據(jù)，結(jié)合灰色關(guān)聯(lián)法，分別探討文化產(chǎn)業(yè)的核心層、外圈層和相關(guān)層對經(jīng)濟(jì)增長的作用，發(fā)現(xiàn)文化產(chǎn)業(yè)的相關(guān)層對經(jīng)濟(jì)增長的貢獻(xiàn)最大。馬駿(2014)[15]也利用全國的時間序列數(shù)據(jù)，發(fā)現(xiàn)文化產(chǎn)業(yè)發(fā)展與經(jīng)濟(jì)增長存在長期的影響。(2)以全國省際層面的數(shù)據(jù)展開研究，如石衛(wèi)東和衛(wèi)曉星(2013)[16]利用PLS模型檢驗了文化產(chǎn)業(yè)對經(jīng)濟(jì)增長的直接帶動作用和間接促進(jìn)作用，并發(fā)現(xiàn)間接作用主要在于提升了人力資本水平、促進(jìn)了技術(shù)創(chuàng)新從而促進(jìn)經(jīng)濟(jì)增長。杜傳忠等(2014)[17]利用全國30個省的面板數(shù)據(jù)，發(fā)現(xiàn)文化產(chǎn)業(yè)發(fā)展對經(jīng)濟(jì)增長的確具有促進(jìn)作用，但區(qū)域之間存在差異，東部地區(qū)主要通過提升人力資本等間接作用促進(jìn)經(jīng)濟(jì)增長，而中西部地區(qū)主要通過文化產(chǎn)業(yè)增加值的直接作用拉動經(jīng)濟(jì)增長。

上述文獻(xiàn)主要圍繞文化產(chǎn)業(yè)發(fā)展對經(jīng)濟(jì)增長的影響展開了實證研究，所涉及的方法包括灰色關(guān)聯(lián)法、投入產(chǎn)出法以及計量研究等。但是大部分文獻(xiàn)在實證檢驗兩者的關(guān)系時，采用線性模型，即文化產(chǎn)業(yè)對經(jīng)濟(jì)增長的貢獻(xiàn)是不隨時間變化的，這一假定可能與實際情況不符。正如Beyers(2002)[2]研究指出的那樣，美國的消費模式已經(jīng)發(fā)生變化，隨著居民收入水平的上升，居民在文化產(chǎn)品和服務(wù)上的支出顯著增加。實際上，從產(chǎn)業(yè)結(jié)構(gòu)角度而言，文化產(chǎn)業(yè)由邊緣產(chǎn)業(yè)逐漸過渡到支柱產(chǎn)業(yè)，本身就意味著它在經(jīng)濟(jì)體中的地位和貢獻(xiàn)有所改變。所以兩者之間為線性關(guān)系的初始設(shè)定可能存在一定問題，或者并不能完全捕捉到文化產(chǎn)業(yè)發(fā)展對經(jīng)濟(jì)增長隨時間變化的趨勢和作用。其次，與其他產(chǎn)業(yè)不同的是，文化產(chǎn)業(yè)發(fā)展具有較強的空間溢出效應(yīng)(Kibbe，1980)[3]，王晗(2016)[5]的研究更是認(rèn)為文化產(chǎn)業(yè)的間接效應(yīng)實際上發(fā)揮了更大的作用。文化產(chǎn)業(yè)發(fā)展的溢出效應(yīng)意味著一個地區(qū)的文化產(chǎn)業(yè)發(fā)展可能會對周邊地區(qū)的經(jīng)濟(jì)發(fā)展也帶來一定的促進(jìn)作用，但現(xiàn)有文獻(xiàn)并沒有從空間角度對這一問題作更為深入的探討，忽視這一特征有可能會低估文化產(chǎn)業(yè)對經(jīng)濟(jì)增長的貢獻(xiàn)。

考慮到現(xiàn)有文獻(xiàn)缺乏對文化產(chǎn)業(yè)的產(chǎn)業(yè)結(jié)構(gòu)特征作深入分析的實際情況，為了更加準(zhǔn)確地研究其與經(jīng)濟(jì)發(fā)展的關(guān)系，本文做了如下改進(jìn)：首先，將研究范圍從某一特定區(qū)域擴(kuò)大到全國范圍，采用中國2000-2014年省際面板數(shù)據(jù)來探討文化產(chǎn)業(yè)發(fā)展對區(qū)域經(jīng)濟(jì)增長的促進(jìn)作用。省際面板數(shù)據(jù)整體樣本量相對于某一省份或者區(qū)域的數(shù)據(jù)而言更加豐富，從而得到的結(jié)論也更為全面可信。其次，本文設(shè)定了線性模型和非線性模型同時檢驗文化產(chǎn)業(yè)發(fā)展與經(jīng)濟(jì)增長的關(guān)系。實證發(fā)現(xiàn)，雖然采用線性模型得到的基本結(jié)論與既有文獻(xiàn)結(jié)論相一致，但是當(dāng)采用非線性模型時，文化產(chǎn)業(yè)發(fā)展的一次項與經(jīng)濟(jì)增長的關(guān)系卻不顯著或者不穩(wěn)定，這意味著文化產(chǎn)業(yè)發(fā)展對經(jīng)濟(jì)增長雖然具有顯著的促進(jìn)作用，但這種促進(jìn)作用具有非線性特征，即文化產(chǎn)業(yè)對經(jīng)濟(jì)增長的貢獻(xiàn)隨著發(fā)展水平的上升而越來越大，但是線性模型卻無法捕捉出這種特征，從而忽視了文化產(chǎn)業(yè)在不同階段下對于經(jīng)濟(jì)增長的作用差異。最后，本文探討了文化產(chǎn)業(yè)發(fā)展對區(qū)域經(jīng)濟(jì)增長的空間溢出效應(yīng)，基于嵌套權(quán)重的空間模型，發(fā)現(xiàn)文化產(chǎn)業(yè)發(fā)展不僅有助于促進(jìn)當(dāng)?shù)氐慕?jīng)濟(jì)發(fā)展，同時對周邊地區(qū)的經(jīng)濟(jì)增長也具有顯著促進(jìn)作用。此外，本文同時采用GDP和人均GDP作為區(qū)域經(jīng)濟(jì)發(fā)展的度量指標(biāo)，并結(jié)合雙固定效應(yīng)模型，分別進(jìn)行了全國和分區(qū)域的檢驗，以保證估計結(jié)果的穩(wěn)健性。

三 模型設(shè)定與數(shù)據(jù)說明

(一)非線性模型設(shè)定

為探討文化產(chǎn)業(yè)發(fā)展對區(qū)域經(jīng)濟(jì)發(fā)展的影響，本文設(shè)定如下基準(zhǔn)線性面板模型：

lngdpit=β0+β1lncultureit+β2lninvestit+β3tradeit+β4lneducateit+β5lnconsumptionit+β6urbanit+ui+λt+εit

(1)

式(1)中，被解釋變量gdpit表示省份i在時期t的經(jīng)濟(jì)發(fā)展水平，本文分別采用GDP和人均GDP來度量。核心解釋變量cultureit表示當(dāng)?shù)氐奈幕a(chǎn)業(yè)發(fā)展水平，用各地區(qū)文化事業(yè)費進(jìn)行衡量，文化事業(yè)費越多意味著當(dāng)?shù)匚幕a(chǎn)業(yè)發(fā)展水平越高。其他控制變量，investit表示固定資產(chǎn)投資水平，用各省歷年全社會固定資產(chǎn)投資完成額度表示；tradeit表示當(dāng)?shù)氐馁Q(mào)易水平，用各省歷年進(jìn)出口貿(mào)易總額表示；educateit表示當(dāng)?shù)氐娜肆Y本水平，用各省歷年教育經(jīng)費收入水平衡量；consumptionit表示當(dāng)?shù)鼐用裣M水平；urbanit表示當(dāng)?shù)氐某鞘谢健榱耸构烙嫿Y(jié)果更加有效，本文采用雙向固定效應(yīng)模型，以排除地區(qū)間不可觀測因素和時間因素對估計結(jié)果的影響。其中ui表示省份i不隨時間變化的不可觀測因素，λt表示時間因素，εit表示誤差項。上述各項數(shù)據(jù)均作對數(shù)處理，這樣既使得數(shù)據(jù)更加平穩(wěn)，也有助于緩解數(shù)據(jù)的共線性和異方差性，從而使得估計結(jié)果穩(wěn)健。

上述模型假定了文化產(chǎn)業(yè)發(fā)展與地區(qū)經(jīng)濟(jì)增長之間存在著線性關(guān)系。但這種設(shè)定可能存在一定的問題，因為文化產(chǎn)業(yè)發(fā)展對經(jīng)濟(jì)增長的影響在經(jīng)濟(jì)發(fā)展的不同階段可能呈現(xiàn)出不同的作用，經(jīng)濟(jì)發(fā)展水平越高，文化產(chǎn)業(yè)發(fā)展對經(jīng)濟(jì)發(fā)展的促進(jìn)作用也可能更加顯著。鑒于此，對模型(1)進(jìn)行了如下拓展，以便檢驗文化產(chǎn)業(yè)發(fā)展對經(jīng)濟(jì)增長的非線性作用。

lngdpit=β0+β1lncultureit+β2lncultureit2+β3lninvestit+β4tradeit+β5lneducateit+β6lnconsumptionit+β7urbanit+ui+λt+εit

(2)

與式(1)不同的是，式(2)引入了文化產(chǎn)業(yè)發(fā)展的平方項，以檢驗文化產(chǎn)業(yè)發(fā)展對區(qū)域經(jīng)濟(jì)發(fā)展的非線性影響。除平方項以外，模型的其他變量含義及處理方式與式(1)一致。平方項的引入改變了文化產(chǎn)業(yè)發(fā)展與區(qū)域經(jīng)濟(jì)增長之間的初始模型設(shè)定，使得兩者之間的作用關(guān)系截然不同。由于經(jīng)濟(jì)發(fā)展水平越高，文化產(chǎn)業(yè)對區(qū)域經(jīng)濟(jì)增長的作用越顯著，本文預(yù)期β2?0，同時，根據(jù)β1可以將文化產(chǎn)業(yè)發(fā)展對區(qū)域經(jīng)濟(jì)增長的影響分為三種情況，具體如下。

圖2 不同β1取值下文化產(chǎn)業(yè)發(fā)展對區(qū)域經(jīng)濟(jì)影響的差異

如圖2所示，在預(yù)期β2?0的情況下，若β1?0或=0，則文化產(chǎn)業(yè)發(fā)展對區(qū)域經(jīng)濟(jì)增長存在加速效應(yīng)，即文化發(fā)展水平越高，其對經(jīng)濟(jì)增長的促進(jìn)作用越大(圖2中a、b)；若β10，則意味著文化發(fā)展對經(jīng)濟(jì)增長的影響為先抑制、后改善的“U”型作用(圖2中c)。

(二)空間計量模型設(shè)定及權(quán)重矩陣

上述模型(1)與(2)所反映的均為文化產(chǎn)業(yè)發(fā)展對于當(dāng)?shù)亟?jīng)濟(jì)水平的促進(jìn)作用，但由于文化產(chǎn)業(yè)具有較強的空間溢出效應(yīng)，上述模型無法檢驗文化產(chǎn)業(yè)的溢出作用。鑒于此，本文設(shè)定了如下模型：

(3)

式(3)中，被解釋變量lngdpit為經(jīng)濟(jì)發(fā)展水平；ρWgdpit表示經(jīng)濟(jì)發(fā)展水平的空間滯后項，ρ為空間滯后項的系數(shù)，W為權(quán)重矩陣；Xj, it既包含解釋變量，又包含控制變量，與前文設(shè)定一致；Dcultureitθ表示文化產(chǎn)業(yè)發(fā)展水平的空間滯后，D為對應(yīng)的權(quán)重矩陣，θ為解釋變量空間滯后項的系數(shù)；μi為地區(qū)固定效應(yīng)，γt為時間效應(yīng)；λEVit為擾動項的空間滯后，E為擾動項的空間權(quán)重矩陣，λ為對應(yīng)的系數(shù)*需要注意的是，本文盡管在描述中分別采用了W、D、E來表示權(quán)重矩陣，但并不意味著這些權(quán)重矩陣一定是不相同的，在本文的研究中，W=D=E，因此在后面的分析中，統(tǒng)一采用W來表示。。該模型為空間計量一般模型，通常有以下具體形式：

(1)若λ=0，則以上模型為空間杜賓模型(Spatial Durbin Model，簡稱SDM)；

(2)若λ=0且θ=0，則以上模型退化為空間自回歸模型(Spatial Autoregression Model，簡稱SAR)；

(3)若ρ=0且θ=0，則上述模型退化為空間誤差模型(Spatial Error Model,簡稱SEM)。

空間自回歸模型和空間誤差模型都用于度量被解釋變量的空間關(guān)聯(lián)效應(yīng)，但前者是指被解釋變量存在直接的空間關(guān)聯(lián)，后者則表示被解釋變量的空間關(guān)聯(lián)是由模型之外的因素即誤差項的關(guān)聯(lián)產(chǎn)生的?？臻g杜賓模型則不僅能夠度量被解釋變量的空間關(guān)聯(lián)效應(yīng)，還能刻畫解釋變量的空間效應(yīng)。在本研究中，一方面需要度量經(jīng)濟(jì)發(fā)展水平在省份之間的關(guān)聯(lián)效應(yīng)(對應(yīng)于系數(shù)ρ或λ)，另一方面還需研究文化產(chǎn)業(yè)發(fā)展對經(jīng)濟(jì)增長是否存在空間溢出效應(yīng)(對應(yīng)于Dcultureit的相應(yīng)系數(shù))。所以主要采用空間杜賓模型(SDM)作為主要回歸模型。但為了觀察結(jié)果的穩(wěn)健性，同時也報告了空間自回歸模型(SAR)和空間向量誤差模型(SEM)的回歸結(jié)果。

進(jìn)行空間計量的前提是準(zhǔn)確度量區(qū)域間的空間關(guān)系，這需要借助空間權(quán)重矩陣。一般而言，空間權(quán)重矩陣的形式如下所示，其中，n表示截面的個數(shù)，主對角元素w11=w22=…wnn=0(同一區(qū)域的距離為0)，非主對角元素wij(i≠j)則度量了個體i與j的空間相關(guān)關(guān)系。

通?？臻g權(quán)重矩陣有鄰接權(quán)重、地理權(quán)重、經(jīng)濟(jì)距離權(quán)重和嵌套權(quán)重等多種形式?；卩徑雨P(guān)系、地理距離和經(jīng)濟(jì)距離的空間權(quán)重矩陣均為對稱矩陣，這意味著省份A對省份B的影響與省份B對省份A的影響是一致的。而實際情況未必如此，比如北京對河北的溢出效應(yīng)與河北對北京的溢出效應(yīng)就可能是非對稱的。鑒于此，本文的權(quán)重矩陣主要采用同時基于鄰接關(guān)系和經(jīng)濟(jì)距離的嵌套權(quán)重矩陣。關(guān)于鄰接權(quán)重矩陣、經(jīng)濟(jì)距離矩陣及嵌套權(quán)重矩陣的設(shè)定方法如下：

表1 權(quán)重矩陣的定義、涵義及元素計算方法

(三)數(shù)據(jù)來源及描述性統(tǒng)計

本文數(shù)據(jù)涵蓋2000-2014年中國29個省級區(qū)域*由于在空間計量的設(shè)定下，海南省屬于一個島嶼省份，并沒有直接接壤的省份，故將其剔除。的面板數(shù)據(jù)，其中西藏由于多項數(shù)據(jù)缺失故將其剔除。GDP、人均GDP、固定資產(chǎn)投資水平、貿(mào)易發(fā)展水平、人力資本水平均來自2001-2015年《中國統(tǒng)計年鑒》，各地區(qū)文化事業(yè)費來自2001-2015年《中國文化文物統(tǒng)計年鑒》。為了排除價格因素的干擾，GDP、人均GDP、固定資產(chǎn)投資水平、消費水平以2000年為基期采用相應(yīng)指數(shù)進(jìn)行了處理，文化產(chǎn)業(yè)發(fā)展水平、貿(mào)易發(fā)展水平以及人力資本水平則使用剔除通貨膨脹的方法進(jìn)行了相應(yīng)處理。另有極少數(shù)缺失數(shù)據(jù)，本文采用均值法進(jìn)行了替代，以保證數(shù)據(jù)的完整性。本文涉及的各變量中英文名稱及其描述性統(tǒng)計見表2。

表2 各變量描述性統(tǒng)計

四 回歸結(jié)果及經(jīng)濟(jì)分析

(一)線性視角回歸結(jié)果

1.全樣本回歸結(jié)果

首先根據(jù)模型(1)的設(shè)定，對文化產(chǎn)業(yè)發(fā)展對區(qū)域經(jīng)濟(jì)增長的影響進(jìn)行線性檢驗，檢驗結(jié)果列于表3。其中，列(1)、(3)、(5)被解釋變量為GDP，列(2)、(4)、(6)被解釋變量為人均GDP。為了考察結(jié)果的穩(wěn)健性且便于比較，在列(1)、(2)中并未引入控制變量，同時也只控制了省份固定效應(yīng)，并未控制時間固定效應(yīng)；在列(3)、(4)中加入控制變量，列(5)、(6)則在上述基礎(chǔ)上繼續(xù)引入時間固定效應(yīng)。實證結(jié)果顯示，不管采取哪種實證模型，文化產(chǎn)業(yè)發(fā)展對GDP和人均GDP均具有顯著的促進(jìn)作用。具體而言，文化產(chǎn)業(yè)發(fā)展增長1個百分點，GDP增長0.0328個百分點，人均GDP增長0.0117個百分點。

從控制變量來看，固定資產(chǎn)投資、進(jìn)出口貿(mào)易、人力資本水平和消費水平對當(dāng)?shù)亟?jīng)濟(jì)水平的提升也具有顯著促進(jìn)作用，但從絕對量的貢獻(xiàn)上來看，固定資產(chǎn)投資水平對整體經(jīng)濟(jì)的促進(jìn)作用非常顯著，這也從側(cè)面反映出我國經(jīng)濟(jì)增長對投資存在較為嚴(yán)重的依賴現(xiàn)象。在引入控制變量的雙固定效應(yīng)模型下，回歸模型的R2達(dá)到99%以上，說明整個模型引入的解釋變量可以用來解釋地區(qū)經(jīng)濟(jì)增長的99%，不存在嚴(yán)重遺漏解釋變量的問題。

注：括號中的為標(biāo)準(zhǔn)誤；*、**、***分別表示顯著性水平為10%、5%和1%。

2.分區(qū)域檢驗結(jié)果

為了保證結(jié)果的穩(wěn)健性，同時便于比較不同地區(qū)之間文化產(chǎn)業(yè)發(fā)展對經(jīng)濟(jì)增長影響的差異，將上述樣本劃分為東、中、西三大區(qū)域進(jìn)行檢驗。2011年新區(qū)域分類標(biāo)準(zhǔn)將全國分為東部沿海、中部、東北和西部地區(qū)四大區(qū)域*四大區(qū)域的劃分標(biāo)準(zhǔn)：http://www.yqjgdj.gov.cn/art/2014/2/28/art_10246_422856.html。東北地區(qū)包括：黑龍江省、吉林省、遼寧省。東部地區(qū)包括：北京市、天津市、上海市、河北省、山東省、江蘇省、浙江省、福建省、臺灣省、廣東省、香港特別行政區(qū)、澳門特別行政區(qū)、海南省。中部地區(qū)包括：山西省、河南省、湖北省、安徽省、湖南省、江西省。西部地區(qū)包括：內(nèi)蒙古自治區(qū)、新疆維吾爾自治區(qū)、寧夏回族自治區(qū)、陜西省、甘肅省、青海省、重慶市、四川省、西藏自治區(qū)、廣西壯族自治區(qū)、貴州省、云南省。，由于東北地區(qū)只有三個省份，中部地區(qū)只有六個省份，本文將東北地區(qū)和中部地區(qū)合在一起進(jìn)行處理。分區(qū)域回歸結(jié)果見表4。其中列(1)-(3)以GDP作為被解釋變量，列(4)-(6)以人均GDP作為被解釋變量，所有實證模型均為加入控制變量的雙固定效應(yīng)模型。實證結(jié)果進(jìn)一步表明，不管是在東部、中部及東北還是西部，文化產(chǎn)業(yè)發(fā)展對經(jīng)濟(jì)增長具有顯著的促進(jìn)作用。從控制變量上來看，盡管固定資產(chǎn)投資水平對經(jīng)濟(jì)促進(jìn)作用非常顯著，但呈現(xiàn)出典型的區(qū)域差異，其中西部地區(qū)對固定資產(chǎn)投資水平的依賴程度最為嚴(yán)重。此外，消費水平對經(jīng)濟(jì)增長的貢獻(xiàn)在三個地區(qū)均非常顯著，但進(jìn)出口貿(mào)易總額、人力資本水平和城市化水平在各區(qū)域之間發(fā)揮的作用也不盡相同，其中人力資本水平在中部及東北地區(qū)的作用最小。各個模型的R2均達(dá)到99%以上，說明模型擬合優(yōu)度良好，不存在嚴(yán)重的變量遺漏問題。

表4 分區(qū)域回歸結(jié)果

注：括號中為T統(tǒng)計量; *、**、***分別表示顯著性水平為10%、5%和1%。

(二)非線性視角回歸結(jié)果

1.全樣本回歸結(jié)果

基于全國樣本和分區(qū)域樣本的線性回歸結(jié)果充分說明，文化產(chǎn)業(yè)發(fā)展對區(qū)域經(jīng)濟(jì)發(fā)展具有顯著促進(jìn)作用，這一結(jié)論與之前文獻(xiàn)得到的結(jié)論相一致。但是，一個重要問題是，上述實證均以線性模型作為基本假定，隱含著文化產(chǎn)業(yè)發(fā)展對經(jīng)濟(jì)增長的影響是不變的，這可能與現(xiàn)實并不符合。因為在經(jīng)濟(jì)發(fā)展水平越高的階段，其對文化產(chǎn)業(yè)的需求水平也越高，文化產(chǎn)業(yè)發(fā)展對經(jīng)濟(jì)增長的貢獻(xiàn)也可能更大。鑒于此，在論證了模型(1)的線性關(guān)系之后，重新反思文化產(chǎn)業(yè)發(fā)展對經(jīng)濟(jì)增長的影響特征，并對模型(2)進(jìn)行實證檢驗。在模型(2)中，引入了文化產(chǎn)業(yè)發(fā)展的平方項，以考察兩者之間存在的非線性關(guān)系，回歸結(jié)果見表5。

表5 非線性視角的基準(zhǔn)回歸結(jié)果

注：括號中為T統(tǒng)計量; *、**、***分別表示顯著性水平為10%、5%和1%。

從表5可見，在引入了文化產(chǎn)業(yè)發(fā)展的二次項之后，二次項的回歸系數(shù)在各種設(shè)定下均顯著為正。并且，在雙向固定效應(yīng)模型下，文化產(chǎn)業(yè)發(fā)展的一次項系數(shù)并不顯著，這意味著文化產(chǎn)業(yè)發(fā)展對經(jīng)濟(jì)增長雖然具有顯著的正向促進(jìn)作用，但其作用形式并非線性，而是體現(xiàn)出非線性特征。二次項系數(shù)顯著大于0，與預(yù)期的結(jié)果一致。這說明文化產(chǎn)業(yè)對經(jīng)濟(jì)增長的促進(jìn)作用會隨著發(fā)展水平的上升逐漸增大，呈現(xiàn)出指數(shù)形式的“加速”特征。由于在大部分模型下，文化產(chǎn)業(yè)的一次項系數(shù)并不顯著，本文傾向于認(rèn)為其系數(shù)β1=0。因此，文化產(chǎn)業(yè)發(fā)展對區(qū)域經(jīng)濟(jì)的促進(jìn)作用類似于“U”型曲線的右半部分，即先平穩(wěn)后“加速階段”(可參見圖2-b)。在引入二次項之后，其他控制變量固定資產(chǎn)投資水平、進(jìn)出口貿(mào)易水平和人力資本水平等對經(jīng)濟(jì)增長的影響仍然顯著為正，與基準(zhǔn)線性回歸結(jié)果保持一致。這進(jìn)一步說明本文的估計結(jié)果是穩(wěn)健的。

2.分區(qū)域回歸結(jié)果

為了保證結(jié)果的穩(wěn)健性，利用模型(2)進(jìn)一步檢驗了分區(qū)域下文化產(chǎn)業(yè)發(fā)展對區(qū)域經(jīng)濟(jì)增長的影響，回歸結(jié)果見表6。結(jié)果發(fā)現(xiàn)，主要解釋變量文化產(chǎn)業(yè)發(fā)展的二次項仍然顯著為正，這進(jìn)一步證實了前述結(jié)論。而一次項的回歸系數(shù)或者不顯著，或者不穩(wěn)定。在控制變量中，發(fā)現(xiàn)固定資產(chǎn)投資水平呈現(xiàn)出明顯的區(qū)域差異，且與當(dāng)?shù)亟?jīng)濟(jì)發(fā)展水平負(fù)相關(guān)，即越是經(jīng)濟(jì)發(fā)展落后的地區(qū)(西部)，其對固定資產(chǎn)投資的依賴程度越深。總體而言，分區(qū)域的回歸結(jié)果進(jìn)一步論證文化產(chǎn)業(yè)發(fā)展對經(jīng)濟(jì)增長的作用是非線性的。

表6 非線性視角下的分區(qū)域檢驗

注：括號中為T統(tǒng)計量; *、**、***分別表示顯著性水平為10%、5%和1%。

(三)文化產(chǎn)業(yè)發(fā)展的空間溢出效應(yīng)檢驗

接下來利用空間計量模型實證檢驗文化產(chǎn)業(yè)的空間溢出效應(yīng)，實證結(jié)果見表7。其中列(1)-(3)被解釋變量為GDP，列(4)-(6)被解釋變量為人均GDP，列(1)和列(4)采用空間自回歸(SAR)模型，列(2)和列(5)采用空間誤差向量(SEM)模型，列(3)和列(6)采用空間杜賓(SDM)模型。研究結(jié)果顯示，ρ與λ均大于0，意味著經(jīng)濟(jì)發(fā)展呈現(xiàn)空間正向關(guān)聯(lián)，即相鄰地區(qū)經(jīng)濟(jì)發(fā)展水平越高，當(dāng)?shù)亟?jīng)濟(jì)發(fā)展水平也越高，這實際上揭示了我國經(jīng)濟(jì)在一定程度上呈現(xiàn)集聚特征。關(guān)注文化產(chǎn)業(yè)的空間溢出項Wculture，在兩種經(jīng)濟(jì)指標(biāo)測度下，Wculture不僅大于0，且在5%水平上顯著，這說明文化產(chǎn)業(yè)發(fā)展不僅對經(jīng)濟(jì)增長具有直接的促進(jìn)作用(文化產(chǎn)業(yè)的水平項系數(shù)顯著為正)，也具有顯著的空間溢出效應(yīng)(文化產(chǎn)業(yè)的空間項系數(shù)顯著為正)。即文化產(chǎn)業(yè)的發(fā)展不僅能夠促進(jìn)當(dāng)?shù)亟?jīng)濟(jì)水平的發(fā)展，同時有助于鄰近且經(jīng)濟(jì)水平接近地區(qū)的經(jīng)濟(jì)發(fā)展?？刂谱兞坑绊懪c之前的分析并沒有多大出入，因此在這里不再贅述。

表7 文化產(chǎn)業(yè)發(fā)展對經(jīng)濟(jì)增長的空間溢出效應(yīng)

注：括號中為T統(tǒng)計量; *、**、***分別表示顯著性水平為10%、5%和1%。

表7的實證結(jié)果表明，既有研究可能低估了文化產(chǎn)業(yè)發(fā)展對于區(qū)域經(jīng)濟(jì)增長的貢獻(xiàn)。在空間計量經(jīng)濟(jì)學(xué)引入之前，經(jīng)濟(jì)學(xué)研究很少關(guān)注各省經(jīng)濟(jì)之間的互動，且通常假設(shè)各省的變量相互獨立。如果放松上述假定，即認(rèn)為各省的變量之間并不是獨立的，那么OLS的估計就是有偏的。事實上，各省經(jīng)濟(jì)之間有著廣泛的聯(lián)系，而且通常而言距離越近的省份之間聯(lián)系越密切，省份之間的獨立性假定很難成立。因此，本文在考慮鄰近且經(jīng)濟(jì)水平相近地區(qū)之間存在互動聯(lián)系的基礎(chǔ)上設(shè)定模型，發(fā)現(xiàn)文化產(chǎn)業(yè)存在正向的空間溢出效應(yīng)。

五 結(jié)論及政策啟示

本文利用2000-2014中國29個省(市、自治區(qū))的面板數(shù)據(jù)，從多個角度測度了文化產(chǎn)業(yè)發(fā)展對區(qū)域經(jīng)濟(jì)發(fā)展的作用，發(fā)現(xiàn)前者對后者呈現(xiàn)出非線性效應(yīng)和空間溢出效應(yīng)兩大特征。本文研究說明，忽視文化產(chǎn)業(yè)發(fā)展影響經(jīng)濟(jì)的非線性特征和空間溢出效應(yīng)，則不僅難以深入分析文化產(chǎn)業(yè)對經(jīng)濟(jì)增長的作用形式，同時也會低估文化產(chǎn)業(yè)對經(jīng)濟(jì)增長的貢獻(xiàn)。由于不同經(jīng)濟(jì)發(fā)展階段對文化的需求存在差異，文化產(chǎn)業(yè)發(fā)展反過來對經(jīng)濟(jì)增長的促進(jìn)作用就可能存在非線性特征，同時文化產(chǎn)業(yè)具有較強的空間溢出性，但既有文獻(xiàn)研究中忽略了上述特征。因此，本文在非線性模型和空間計量模型的設(shè)定下，重新探討了文化產(chǎn)業(yè)發(fā)展對區(qū)域經(jīng)濟(jì)增長的影響，結(jié)論是：(1)文化產(chǎn)業(yè)發(fā)展對GDP和人均GDP增長均存在顯著的促進(jìn)作用，且其作用形式體現(xiàn)為非線性特征。具體而言，文化產(chǎn)業(yè)發(fā)展對經(jīng)濟(jì)增長具有加速促進(jìn)作用，即文化產(chǎn)業(yè)對經(jīng)濟(jì)增長的促進(jìn)作用隨著經(jīng)濟(jì)發(fā)展而加大。分區(qū)域視角下文化產(chǎn)業(yè)發(fā)展對區(qū)域經(jīng)濟(jì)增長的加速作用依然穩(wěn)健，且區(qū)域之間存在一定的差異。(2)文化產(chǎn)業(yè)發(fā)展不僅能夠直接促進(jìn)當(dāng)?shù)亟?jīng)濟(jì)發(fā)展，對地理位置鄰近且經(jīng)濟(jì)水平接近的省份也具有顯著促進(jìn)作用，即“空間溢出”效應(yīng)，這意味著發(fā)展文化產(chǎn)業(yè)可以帶來正的外部效應(yīng)。(3)我國區(qū)域經(jīng)濟(jì)發(fā)展呈現(xiàn)出顯著的空間正向關(guān)聯(lián)，這意味我國經(jīng)濟(jì)分布體現(xiàn)出集聚特征。(4)固定資產(chǎn)投資對經(jīng)濟(jì)增長的貢獻(xiàn)仍然占據(jù)重要地位，在落后的西部地區(qū)，經(jīng)濟(jì)增長對固定資產(chǎn)投資依賴程度最大。

當(dāng)前我國經(jīng)濟(jì)正進(jìn)入增速放緩的“新常態(tài)”，在產(chǎn)業(yè)轉(zhuǎn)型升級，經(jīng)濟(jì)逐漸轉(zhuǎn)向結(jié)構(gòu)優(yōu)化和高質(zhì)量，追求可持續(xù)發(fā)展目標(biāo)的約束條件下，加大對文化產(chǎn)業(yè)的投資不僅可以直接提升經(jīng)濟(jì)增長質(zhì)量，還可以拉動大眾的“文化消費”傾向，促進(jìn)消費升級，進(jìn)一步促進(jìn)經(jīng)濟(jì)增長。文化產(chǎn)業(yè)發(fā)展對經(jīng)濟(jì)增長的加速促進(jìn)作用可能正是來源于此。同時，文化產(chǎn)業(yè)發(fā)展具有顯著的正向溢出效應(yīng)，對區(qū)域經(jīng)濟(jì)增長具有疊加作用。因此，中央和地方政府應(yīng)當(dāng)大力并持續(xù)發(fā)展文化產(chǎn)業(yè)，提高文化產(chǎn)品的供給能力，以充分發(fā)揮其對經(jīng)濟(jì)增長的“提速”和“空間溢出”作用。

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