文化產(chǎn)業(yè)發(fā)展對(duì)居民主觀幸福感的影響
——基于CGSS2017數(shù)據(jù)的實(shí)證分析

王家庭， 梁 棟

(1. 南開大學(xué) 中國城市與區(qū)域經(jīng)濟(jì)研究中心，天津 300071； 2. 中金研究院，北京 100020)

一、 引 言

自“伊斯特林悖論”起，收入因素對(duì)幸福的影響就被廣泛探討(1)王艷萍：《幸福經(jīng)濟(jì)學(xué)研究新進(jìn)展》，《經(jīng)濟(jì)學(xué)動(dòng)態(tài)》，2017年第10期，第128-144頁。，但除了財(cái)富等收入因素外，文化等非收入因素同樣影響著社會(huì)居民的幸福感。黨的十九大報(bào)告明確指出：“滿足人民過上美好生活的新期待，必須提供豐富的精神食糧”，而文化產(chǎn)業(yè)的快速發(fā)展正是實(shí)現(xiàn)這一目標(biāo)的重要環(huán)節(jié)。近年來，我國文化產(chǎn)業(yè)發(fā)展迅速，國家統(tǒng)計(jì)局發(fā)布的數(shù)據(jù)顯示，2019年我國文化及相關(guān)產(chǎn)業(yè)增加值44363億元，占GDP的比重達(dá)4.5%，可以說文化產(chǎn)業(yè)已成為國民經(jīng)濟(jì)發(fā)展的支柱性產(chǎn)業(yè)。與其他支柱性產(chǎn)業(yè)不同的是，文化產(chǎn)業(yè)不僅能夠創(chuàng)造出巨大的經(jīng)濟(jì)價(jià)值，同時(shí)兼具滿足人民群眾精神生活、提升居民幸福指數(shù)的社會(huì)價(jià)值。值得注意的是，雖然文化產(chǎn)業(yè)在經(jīng)濟(jì)社會(huì)發(fā)展中的作用日益提升，但聯(lián)合國發(fā)布的《世界幸福報(bào)告》數(shù)據(jù)顯示，中國國民幸福感由2017年的全球第79位下降到2018年的全球第86位。這一現(xiàn)象表明雖然我國的文化產(chǎn)業(yè)取得了長足的進(jìn)步，但對(duì)居民幸福感的影響似乎依然有限，那么文化產(chǎn)業(yè)發(fā)展是否會(huì)影響居民主觀幸福感？文化產(chǎn)業(yè)通過何種途徑對(duì)居民主觀幸福感產(chǎn)生了影響？此類問題亟待進(jìn)行探究回答，這對(duì)于提升居民主觀幸福感，厘清文化產(chǎn)業(yè)對(duì)居民幸福感的影響程度和機(jī)制，推進(jìn)社會(huì)主義文化強(qiáng)國建設(shè)具有重要的現(xiàn)實(shí)意義。

鑒于此，本文使用中國綜合社會(huì)調(diào)查(CGSS)2017年的微觀調(diào)查數(shù)據(jù)，實(shí)證研究文化產(chǎn)業(yè)對(duì)居民幸福感的影響效應(yīng)和作用機(jī)制。本文的邊際貢獻(xiàn)在于：第一，在研究視角上，目前探討文化產(chǎn)業(yè)對(duì)居民主觀幸福感作用的研究仍然較少，而本文進(jìn)行了這一方面的補(bǔ)充；第二，在作用機(jī)制上，進(jìn)一步完善了文化產(chǎn)業(yè)發(fā)展對(duì)提升居民幸福感的渠道并進(jìn)行了相應(yīng)的機(jī)制檢驗(yàn)；第三，在研究過程中，針對(duì)不同年齡和區(qū)域的個(gè)體進(jìn)行了異質(zhì)性分析，并將文化產(chǎn)業(yè)按照產(chǎn)業(yè)類型分別研究其對(duì)居民幸福感的影響，以增強(qiáng)政策的針對(duì)性。

二、 理論分析與文獻(xiàn)綜述

(一)理論分析

根據(jù)國家統(tǒng)計(jì)局發(fā)布的《文化及相關(guān)產(chǎn)業(yè)分類(2018)》，文化產(chǎn)業(yè)是為社會(huì)公眾提供文化產(chǎn)品和文化相關(guān)產(chǎn)品的生產(chǎn)活動(dòng)的集合。為了解構(gòu)文化產(chǎn)業(yè)發(fā)展對(duì)居民主觀幸福感的影響機(jī)理，本文引入自我決定理論與集聚經(jīng)濟(jì)理論進(jìn)行分析，具體的作用機(jī)制如圖1所示：

圖1 文化產(chǎn)業(yè)發(fā)展對(duì)居民主觀幸福感的影響機(jī)制圖解

自我決定理論(self-determination theory)在20世紀(jì)80年代由愛德華·德西(Edward Deci)與理查德·瑞安(Richard Ryan)提出，這一理論認(rèn)為人的自主需要(autonomy)、能力需要(competence)和關(guān)系需要(relatedness)構(gòu)成人的基本心理需要(2)Edward L. Deci, Haleh Eghrari, and Brian C., “Patrick. Facilitating Internalization: The Self-Determination Theory Perspective”, Journal of Personality, 1994, 62(1), pp. 119-142.，人們通過滿足這些需要獲得幸福感和自我實(shí)現(xiàn)過程，但如果一個(gè)國家形成的文化不利于滿足這些需要，居民的幸福感將降低(3)DeHaan C. R., Ryan R. M., “Symptoms of Wellness: Happiness and Eudaimonia from a Self-Determination Perspective”, Stability of Happiness, Academic Press, 2014, pp. 37-55.。康佐(Conzo)等以自我決定理論為基礎(chǔ)，將文化對(duì)主觀幸福感的渠道分為自主需要、能力需要和關(guān)系需要，并根據(jù)1990—2008年歐洲價(jià)值觀調(diào)查數(shù)據(jù)發(fā)現(xiàn)信任缺乏、高度順從和缺少尊重不僅影響國民財(cái)富的增加，同時(shí)阻礙了個(gè)體居民的主觀幸福感提升。通過自我決定理論分析有如下原因：(1)自我決定理論中的三種需要與文化產(chǎn)業(yè)提供的文化產(chǎn)品和服務(wù)相匹配(4)Conzo P., Aassve A., Fuochi G., et al., “The Cultural Foundations of Happiness”, Journal of Economic Psychology, 2017, 62(8), pp. 268-283.，因此能夠較為全面地反映文化產(chǎn)業(yè)相關(guān)特征；(2)自我決定理論從個(gè)體主觀幸福感的動(dòng)機(jī)出發(fā)進(jìn)行分析，更符合居民幸福感的形成機(jī)制，其具體的影響路徑可表現(xiàn)為以下幾方面。首先，文化產(chǎn)業(yè)的發(fā)展通過影響居民自主需要從而可能對(duì)居民幸福感產(chǎn)生影響，自主需要是人的自我行為需要，即能夠根據(jù)自身觀念和價(jià)值判斷指導(dǎo)自己行為的心理需要。文化產(chǎn)業(yè)的發(fā)展豐富了居民的知識(shí)和眼界，通過對(duì)居民的價(jià)值觀指引使其能夠更好地實(shí)現(xiàn)自身目標(biāo)，有利于個(gè)人文化資本的形成與積累，并最終提升居民的主觀幸福感。其次，文化產(chǎn)業(yè)的發(fā)展通過影響居民能力需求從而可能對(duì)居民幸福感產(chǎn)生影響，能力需求指人們具有完成目標(biāo)行為的信心和信念，文化產(chǎn)業(yè)的發(fā)展提升了民族凝聚力和文化自信，從而對(duì)居民的幸福感產(chǎn)生積極作用。最后，文化產(chǎn)業(yè)的發(fā)展通過影響居民歸屬感從而可能對(duì)居民幸福感產(chǎn)生影響，關(guān)系需要指?jìng)€(gè)體需要通過周圍個(gè)體的關(guān)愛、信任和理解等行為獲得歸屬感，文化產(chǎn)業(yè)的發(fā)展能夠在全社會(huì)塑造起互助友善的文化氛圍，有利于居民獲得更多的幸福感。

近年來，隨著文化產(chǎn)業(yè)集聚現(xiàn)象日趨明顯(5)花建：《產(chǎn)業(yè)叢與知識(shí)源——論文化創(chuàng)意產(chǎn)業(yè)集聚區(qū)的內(nèi)在規(guī)律和發(fā)展動(dòng)力》，《上海財(cái)經(jīng)大學(xué)學(xué)報(bào)》，2007年第4期，第3-8，31頁。，各地區(qū)居民通過消費(fèi)不同種類和不同質(zhì)量的文化產(chǎn)品和服務(wù)獲得滿足感和幸福感，因此通過集聚經(jīng)濟(jì)理論分析文化產(chǎn)業(yè)對(duì)居民幸福感的影響較為符合個(gè)體層面體現(xiàn)出的機(jī)制。集聚經(jīng)濟(jì)是指由于區(qū)域主體和各種要素的集聚而引起的資源利用效率的提高，以及由此產(chǎn)生的成本節(jié)約、收入和效用的增加(6)郝壽義、安虎森：《區(qū)域經(jīng)濟(jì)學(xué)》，經(jīng)濟(jì)科學(xué)出版社，2004年，第44-45頁。，阿爾弗雷德·馬歇爾(Alfred Marshall)和簡(jiǎn)·雅各布斯(Jane Jacobs)分別將集聚經(jīng)濟(jì)進(jìn)一步劃分為專業(yè)化集聚和多樣化集聚，進(jìn)一步豐富了集聚經(jīng)濟(jì)理論。在將集聚經(jīng)濟(jì)理論應(yīng)用于文化產(chǎn)業(yè)領(lǐng)域的研究過程中，眾多學(xué)者已就文化產(chǎn)業(yè)的集聚效應(yīng)進(jìn)行過研究(7)孫智君、李響：《文化產(chǎn)業(yè)集聚的空間溢出效應(yīng)與收斂形態(tài)實(shí)證研究》，《中國軟科學(xué)》，2015年第8期，第173-183頁；鐘廷勇、國勝鐵、楊珂：《產(chǎn)業(yè)集聚外部性與我國文化產(chǎn)業(yè)全要素生產(chǎn)增長率》，《管理世界》，2015年第7期，第178-179頁；陶金、羅守貴：《基于不同區(qū)域?qū)蛹?jí)的文化產(chǎn)業(yè)集聚研究》，《地理研究》，2019年第9期，第2239-2253頁。，但較少學(xué)者關(guān)注文化產(chǎn)業(yè)集聚帶來的福利效應(yīng)，藤田昌久(Fujita Masahisa)和保羅·克魯格曼(Paul Krugman)曾指出空間集聚的福利和政策含義是空間經(jīng)濟(jì)學(xué)未來的研究方向，但是目前學(xué)界尚未對(duì)福利、效率和公平等問題產(chǎn)生足夠的重視(8)覃一冬：《集聚、增長與福利：理論和實(shí)證》，華中科技大學(xué)博士學(xué)位論文，2013年。。鑒于此，以集聚經(jīng)濟(jì)理論為基礎(chǔ)對(duì)文化產(chǎn)業(yè)的福利效應(yīng)進(jìn)行分析，具有一定的理論和實(shí)際意義，其具體的影響機(jī)制可表現(xiàn)為：首先，文化產(chǎn)品的專業(yè)化表現(xiàn)為文化產(chǎn)業(yè)集聚發(fā)展可為居民提供更專業(yè)化和高質(zhì)量的文化產(chǎn)品和服務(wù)，例如電影、音樂等產(chǎn)業(yè)快速發(fā)展，可使資本和創(chuàng)意等優(yōu)質(zhì)要素集聚并生產(chǎn)出更高質(zhì)量的文化產(chǎn)品和服務(wù)，為個(gè)體帶來更好的文化體驗(yàn)的同時(shí)提升了居民幸福感；其次，文化產(chǎn)品的多樣化表現(xiàn)為文化產(chǎn)業(yè)與其他產(chǎn)業(yè)融合發(fā)展，為個(gè)體提供更多的休閑娛樂選擇，通過賦予人們更多元、豐富的文化產(chǎn)品滿足個(gè)體間差異化的文化需求，從而提高個(gè)人精神生活和休閑娛樂品質(zhì)，最終提升居民的主觀幸福感水平。

(二)文獻(xiàn)綜述

關(guān)于文化對(duì)居民主觀幸福感的影響研究開始較早，且主要集中在影響效應(yīng)和作用機(jī)制兩個(gè)方面。第一，在文化發(fā)展對(duì)居民主觀幸福感的影響效應(yīng)研究方面，現(xiàn)有研究普遍認(rèn)為文化建設(shè)的開展有助于居民主觀幸福感的提升。胡維伊(Ahuvia)考察了個(gè)人主義和集體主義國家中消費(fèi)對(duì)居民主觀幸福感的影響，認(rèn)為制度等文化因素會(huì)導(dǎo)致居民幸福感的差異。(9)Ahuvia A. C., “Individualism/Collectivism and Cultures of Happiness: A Theoretical Conjecture on the Relationship between Consumption, Culture and Subjective Well-Being at the National Level”, Journal of Happiness Studies, 2002, 3(1), pp. 23-36.豪伊杜(Hajdu)根據(jù)五輪歐洲社會(huì)調(diào)查數(shù)據(jù)考察了在遷徙這一擬自然實(shí)驗(yàn)情況下，文化對(duì)居民幸福感的影響，發(fā)現(xiàn)除了經(jīng)濟(jì)和社會(huì)因素外，文化因素同樣起到正向顯著的影響。(10)Hajdu G., Hajdu T., “The Impact of Culture on Well-Being: Evidence from a Natural Experiment”, Journal of Happiness Studies, 2016, 17(3), pp. 1089-1110.冉凈斐從宏觀和微觀層面研究文化消費(fèi)對(duì)國民幸福的作用機(jī)理，發(fā)現(xiàn)文化消費(fèi)相比物質(zhì)消費(fèi)能夠提供更多幸福感。(11)冉凈斐：《論文化消費(fèi)對(duì)國民幸福的影響》，《消費(fèi)經(jīng)濟(jì)》，2012年第3期，第65-68頁。第二，在文化發(fā)展對(duì)居民主觀幸福感的影響機(jī)制研究方面，眾多學(xué)者對(duì)此尚未形成統(tǒng)一的觀點(diǎn)。倪志良等認(rèn)為增加財(cái)政文化支出能通過改善居民認(rèn)知水平和生活質(zhì)量?jī)煞N渠道來提升居民主觀幸福感。(12)倪志良、成前、王鴻儒：《財(cái)政文化支出如何影響居民主觀幸福感——基于CGSS2013調(diào)查數(shù)據(jù)的分析》，《山西財(cái)經(jīng)大學(xué)學(xué)報(bào)》，2017年第7期，第1-13頁。葉文平等提出一個(gè)國家的文化環(huán)境能夠通過影響創(chuàng)業(yè)活躍度從而影響居民主觀幸福感。(13)葉文平、楊學(xué)儒、朱沆：《創(chuàng)業(yè)活動(dòng)影響幸福感嗎——基于國家文化與制度環(huán)境的比較研究》，《南開管理評(píng)論》，2018年第4期，第4-14頁。曾鳴提出公共文化支出能夠通過改善再分配水平、認(rèn)知能力和社會(huì)信任感三種途徑提高農(nóng)村居民幸福感。(14)曾鳴：《公共文化支出影響農(nóng)村居民幸福感了嗎?》，《首都經(jīng)濟(jì)貿(mào)易大學(xué)學(xué)報(bào)》，2019年第3期，第26-36頁。黃漫華發(fā)現(xiàn)文化產(chǎn)業(yè)的發(fā)展能夠通過影響居民的文化消費(fèi)頻率或方式等渠道來提升居民的幸福感。(15)黃漫華：《文化消費(fèi)對(duì)中國居民幸福感的影響》，暨南大學(xué)碩士學(xué)位論文，2017年。李光明和徐冬檸研究發(fā)現(xiàn)文化消費(fèi)能夠借助“外顯性路徑”和“內(nèi)隱性路徑”提升居民的主觀幸福感。(16)李光明、徐冬檸：《文化消費(fèi)對(duì)新市民主觀幸福感的影響機(jī)理研究——基于CGSS2015的數(shù)據(jù)分析》，《蘭州學(xué)刊》，2018年第12期，第158-168頁。

總之，縱觀現(xiàn)有相關(guān)文獻(xiàn)可以發(fā)現(xiàn)如下特點(diǎn)：第一，在文化發(fā)展對(duì)居民幸福感的影響效應(yīng)方面，國外學(xué)者更多關(guān)注制度、語言和宗教等文化因素，而國內(nèi)學(xué)者更多關(guān)注文化支出和文化消費(fèi)等因素，尚未有文章就文化產(chǎn)業(yè)對(duì)居民幸福感的影響進(jìn)行研究；第二，在文化發(fā)展對(duì)居民幸福感的影響機(jī)理方面，現(xiàn)有研究尚未形成較為統(tǒng)一的觀點(diǎn)，基于此，本文結(jié)合自我決定理論與集聚經(jīng)濟(jì)理論從宏觀和微觀角度識(shí)別可能的影響機(jī)制，并運(yùn)用CGSS2017數(shù)據(jù)進(jìn)行實(shí)證研究。

三、 研究設(shè)計(jì)、變量選擇和數(shù)據(jù)來源

(一)研究設(shè)計(jì)

根據(jù)上述理論分析，為了研究文化產(chǎn)業(yè)發(fā)展對(duì)居民幸福感的影響效應(yīng)和作用機(jī)制，本文構(gòu)建了如下的回歸模型：

happinessij=α0+α1cyi+β∑Xij+μij

(1)

其中，happinessij表示第i個(gè)省第j個(gè)被調(diào)查對(duì)象的幸福感；cyi表示第i個(gè)省的人均文化產(chǎn)業(yè)產(chǎn)值，用來反映該省文化產(chǎn)業(yè)發(fā)展情況，Xij為其他控制變量，μij為隨機(jī)擾動(dòng)項(xiàng)，α0、α1、β為回歸系數(shù)，其中，如果α1大于零，則說明文化產(chǎn)業(yè)的發(fā)展能夠提升居民主觀幸福感水平。

(二)變量選擇

1. 被解釋變量

Khalek等(17)Abdel-Khalek A. M., “Measuring Happiness with a Single-Item Scale”, Social Behavior and Personality: An International Journal, 2006, 34(2), pp. 139-150.通過設(shè)置單項(xiàng)目“您總體上感到幸福嗎”來衡量幸福感，將其結(jié)果和牛津幸福調(diào)查表、生活滿意度量表進(jìn)行對(duì)比，發(fā)現(xiàn)采用單項(xiàng)目衡量幸福感是可靠、有效和可行的?；诖耍疚牟捎弥袊C合社會(huì)調(diào)查(CGSS)中居民幸福狀況調(diào)查的結(jié)果來反映居民幸福感。根據(jù)CGSS2017調(diào)查問卷中的第a36個(gè)問題，被調(diào)查者需要回答“總的來說，您覺得您的生活是否幸福？”備選答案分別為“1=非常不幸福，2=比較不幸福，3=說不上幸福不幸福，4=比較幸福，5=非常幸?！保磳⒕用裥腋８杏傻椭粮叻謩e賦值為1，2，3，4，5，將該賦值作為被解釋變量。

2. 核心解釋變量

文化產(chǎn)業(yè)發(fā)展情況為本文的核心解釋變量，本文使用人均文化產(chǎn)業(yè)產(chǎn)值作為文化產(chǎn)業(yè)發(fā)展情況的代理變量。考慮到文化產(chǎn)業(yè)發(fā)展與居民幸福感之間可能存在的內(nèi)生性，本文采用2016年文化產(chǎn)業(yè)的產(chǎn)值數(shù)據(jù)，以降低可能的反向因果問題。鑒于城市和農(nóng)村地區(qū)文化產(chǎn)業(yè)發(fā)展情況差別明顯，本文將各省份城鄉(xiāng)文化產(chǎn)業(yè)產(chǎn)值情況與CGSS調(diào)查樣本所屬的城鄉(xiāng)情況進(jìn)行匹配。

3. 控制變量

為降低遺漏變量可能造成的模型估計(jì)偏誤，結(jié)合已有文獻(xiàn)，本文最終引入個(gè)體層面、家庭層面和社會(huì)層面三個(gè)類別的控制變量。

個(gè)體層面的控制變量包括：(1)居住地點(diǎn)。不同的樣本來源可能對(duì)居民幸福感產(chǎn)生不同的影響。(2)性別。由于家庭分工、工作性質(zhì)等的不同，性別差異的存在往往會(huì)產(chǎn)生不同的幸福感體驗(yàn)。(3)年齡。中青年人面對(duì)更大的生活壓力，往往幸福感低于兒童和老人。(4)教育水平。本文使用個(gè)體的教育年限作為居民教育水平的代理變量。(5)個(gè)人收入。本文采用個(gè)人收入反映居民生活水平和幸福感，對(duì)其進(jìn)行對(duì)數(shù)化處理。(6)政治面貌。本文選取是否為黨員的指標(biāo)來衡量居民政治面貌。(7)婚姻情況。本文將已婚或未婚指標(biāo)納入影響因素的衡量。(8)健康狀況。本文選取調(diào)查問卷中的健康自評(píng)指標(biāo)反映居民健康狀況。(9)宗教信仰。本文選取是否有宗教信仰作為控制變量。

家庭層面的控制變量包括：(1)子女情況。本文選取有無子女來考察其對(duì)居民幸福感的影響。(2)居住面積。本文采用家庭房屋居住面積作為家庭層面的控制變量。

社會(huì)層面的控制變量包括：(1)地區(qū)發(fā)展水平。本文選取地區(qū)人均GDP的對(duì)數(shù)反映地區(qū)發(fā)展水平。(2)物價(jià)水平。本文選取地區(qū)居民消費(fèi)價(jià)格指數(shù)來測(cè)度地區(qū)生活成本。

(三)數(shù)據(jù)來源

本文核心解釋變量的數(shù)據(jù)來自2017年《中國統(tǒng)計(jì)年鑒》《中國文化及相關(guān)產(chǎn)業(yè)統(tǒng)計(jì)年鑒》和《中國文化文物統(tǒng)計(jì)年鑒》。被解釋變量和其他控制變量的數(shù)據(jù)主要來自中國綜合社會(huì)調(diào)查項(xiàng)目(Chinese General Social Survey，CGSS)2017年的調(diào)查結(jié)果，該調(diào)查覆蓋28個(gè)省區(qū)市，樣本總量為12582個(gè)，通過對(duì)缺失樣本的剔除，本文最終得到樣本11061個(gè)，其中城市樣本4913個(gè)，農(nóng)村樣本6148個(gè)。各主要變量的描述性統(tǒng)計(jì)見表1。

四、 實(shí)證結(jié)果分析

(一)基準(zhǔn)回歸結(jié)果

使用有序Probit模型對(duì)式(1)進(jìn)行估計(jì)，并在此基礎(chǔ)上考察各變量對(duì)居民幸福感影響的邊際效應(yīng)，回歸結(jié)果分別見表2和表3。

表2 基準(zhǔn)回歸結(jié)果

表2中，第(1)列和第(2)列分別為在控制個(gè)體層面變量和控制個(gè)體及家庭層面變量的情況下，文化產(chǎn)業(yè)發(fā)展對(duì)居民主觀幸福感影響的回歸結(jié)果，可以發(fā)現(xiàn)文化產(chǎn)業(yè)對(duì)居民幸福感的影響正向且顯著。第(3)列添加了所有層面的控制變量，文化產(chǎn)業(yè)發(fā)展對(duì)居民主觀幸福感的影響仍然正向顯著，這說明文化產(chǎn)業(yè)的發(fā)展都有利于居民幸福感的提升。在個(gè)體層面控制變量中，性別對(duì)居民幸福感的影響在1%的顯著性水平上為負(fù)，表明女性的幸福感水平更高，而年齡、教育水平、政治面貌、婚姻情況和健康情況的回歸系數(shù)顯著為正，表明這些變量有利于居民幸福感的提升，然而戶口和宗教信仰等因素對(duì)居民主觀幸福感的影響并不顯著。在家庭層面控制變量中，子女個(gè)數(shù)和房屋面積的回歸系數(shù)顯著為正，表明二者均提高了居民的幸福感。在社會(huì)層面控制變量中，地區(qū)發(fā)展水平對(duì)居民幸福感的影響顯著為正，說明經(jīng)濟(jì)發(fā)展能夠?qū)用裥腋８挟a(chǎn)生積極作用，而物價(jià)水平的回歸系數(shù)并不顯著，表明居民的主觀幸福感對(duì)物價(jià)水平并不十分敏感。第(4)列使用OLS模型進(jìn)行回歸，可以發(fā)現(xiàn)回歸結(jié)果與有序Probit模型結(jié)果一致，表明文化產(chǎn)業(yè)發(fā)展有利于居民幸福感提升這一回歸結(jié)果是較為穩(wěn)健的。

表3 各類變量對(duì)居民幸福感影響的邊際效應(yīng)回歸結(jié)果

表3中，文化產(chǎn)業(yè)指標(biāo)每提高一單位，由低到高的五類居民幸福感水平出現(xiàn)概率分別變動(dòng)-1.76e-04%、-4.77e-04%、-6.34e-04%、0.29e-04%和1.16e-03%，即文化產(chǎn)業(yè)的發(fā)展能夠降低居民“非常不幸?！薄氨容^不幸福”“說不上幸福不幸?！钡母怕?，同時(shí)能夠增加“比較幸福”和“非常幸?！钡母怕?，這一結(jié)果表明文化產(chǎn)業(yè)的發(fā)展對(duì)居民主觀幸福感的提升具有顯著作用。

(二)穩(wěn)健性檢驗(yàn)

1. 刪除直轄市樣本進(jìn)行重新估計(jì)

相比于普通省份，直轄市在政治地位、經(jīng)濟(jì)發(fā)展水平、產(chǎn)業(yè)集聚程度、基礎(chǔ)設(shè)施建設(shè)和財(cái)政投入方面具有較明顯的優(yōu)勢(shì)，且文化產(chǎn)業(yè)發(fā)展平均水平與其他非直轄市地區(qū)相比有一定優(yōu)勢(shì)，因此本文將北京、上海、天津和重慶四個(gè)直轄市的居民樣本剔除，以考慮非直轄市地區(qū)文化產(chǎn)業(yè)發(fā)展對(duì)其地區(qū)居民幸福感水平的影響。通過對(duì)直轄市樣本進(jìn)行刪除最終得到樣本8465個(gè)，在此基礎(chǔ)上根據(jù)式(1)的模型使用有序Probit模型進(jìn)行回歸，結(jié)果見表4中的(1)列。其中文化產(chǎn)業(yè)的估計(jì)系數(shù)在1%的水平下顯著為正，與基準(zhǔn)回歸結(jié)果相比，文化產(chǎn)業(yè)的系數(shù)值有所降低，說明相比于非直轄市地區(qū)，文化產(chǎn)業(yè)發(fā)展對(duì)直轄市地區(qū)居民的幸福感的提升作用更明顯，因而亟須進(jìn)一步發(fā)展相對(duì)落后地區(qū)的文化及相關(guān)產(chǎn)業(yè)來促進(jìn)全國居民平均幸福感水平的增長。

表4 穩(wěn)健性檢驗(yàn)

2. 調(diào)整幸福感的賦值方法

雖然在控制變量的選擇中，本文已經(jīng)對(duì)個(gè)體層面、家庭層面和社會(huì)層面的變量進(jìn)行了控制，但由于免費(fèi)搭車動(dòng)機(jī)或出于對(duì)訪問者的尊重等因素，被訪者給出的主觀幸福感評(píng)價(jià)可能并不準(zhǔn)確和真實(shí)(18)高琳：《分權(quán)與民生：財(cái)政自主權(quán)影響公共服務(wù)滿意度的經(jīng)驗(yàn)研究》，《經(jīng)濟(jì)研究》，2012年第7期，第86-98頁。?；诖耍瑢?duì)居民主觀幸福感的評(píng)價(jià)進(jìn)行重新賦值，具體調(diào)整規(guī)則為：將幸福感問題中的“非常幸福”“比較幸?！焙汀罢f不上幸福不幸福”三個(gè)答案賦值為1，將“比較不幸?！焙汀胺浅２恍腋！辟x值為0，通過此調(diào)整減少被訪者因標(biāo)準(zhǔn)不統(tǒng)一等主觀原因造成的數(shù)據(jù)偏誤。

在此基礎(chǔ)上根據(jù)式(1)使用二值Probit模型進(jìn)行估計(jì)，回歸結(jié)果見表4中的(2)列，可以發(fā)現(xiàn)在調(diào)整幸福感的賦值方法后，文化產(chǎn)業(yè)發(fā)展對(duì)居民主觀幸福感的影響未發(fā)生本質(zhì)變化，其對(duì)居民主觀幸福感的影響在1%的水平上顯著為正。

3. 替換核心解釋變量

對(duì)文化產(chǎn)業(yè)發(fā)展來說，人均文化產(chǎn)業(yè)產(chǎn)值能夠從產(chǎn)業(yè)供給端反映文化產(chǎn)業(yè)發(fā)展水平。為從其他角度衡量文化產(chǎn)業(yè)發(fā)展情況，本文使用居民文化消費(fèi)情況作為產(chǎn)業(yè)需求端指標(biāo)衡量文化產(chǎn)業(yè)發(fā)展水平。具體來說，用CGSS2017調(diào)查問卷中的a301問題和a302問題表示居民文化消費(fèi)情況，其中a301問題為“過去一年， 您是否經(jīng)常在空閑時(shí)間看電視或者看碟”，a302問題為“過去一年， 您是否經(jīng)常在空閑時(shí)間出去看電影”，問題備選結(jié)果為“從不”“一年數(shù)次或更少”“一月數(shù)次”“一周數(shù)次”“每天”，分別賦值為1—5，將兩問題的結(jié)果均值作為文化產(chǎn)業(yè)發(fā)展的代理變量。通過替換文化產(chǎn)業(yè)解釋變量指標(biāo)，根據(jù)式(1)使用有序Probit模型對(duì)其進(jìn)行估計(jì)，結(jié)果見表4中的第(3)列，結(jié)果顯示通過將文化產(chǎn)業(yè)的衡量指標(biāo)由人均文化產(chǎn)業(yè)產(chǎn)值替換為居民文化消費(fèi)情況后，文化產(chǎn)業(yè)對(duì)居民幸福感的影響仍然顯著為正，這一結(jié)果表明文化產(chǎn)業(yè)發(fā)展對(duì)居民幸福感的提升效果是穩(wěn)健的。

(三)異質(zhì)性分析

1. 不同年齡群體的異質(zhì)性分析

不同年齡的居民參與文化產(chǎn)業(yè)程度不同，為考察文化產(chǎn)業(yè)發(fā)展對(duì)不同年齡群體主觀幸福感的影響是否有差別，本部分將全部樣本按年齡分為三組，分別為青年組(18—44歲)、中年組(45—59歲)和老年組(60歲及以上)，在此基礎(chǔ)上使用有序Probit模型對(duì)式(1)進(jìn)行估計(jì)，回歸結(jié)果如表5所示。

表5 不同年齡群體異質(zhì)性分析結(jié)果

結(jié)果表明，對(duì)于不同年齡階段的個(gè)體，文化產(chǎn)業(yè)對(duì)其幸福感的影響具有一定差異，總體來看文化產(chǎn)業(yè)發(fā)展對(duì)青年人的主觀幸福感影響最大，對(duì)中年人的影響總體較小。這一現(xiàn)象的原因可能是不同年齡群體參加不同文化活動(dòng)的頻率和程度有區(qū)別，青年群體和老年群體相比中年人有更多的時(shí)間、精力和支付意愿去參加或嘗試各類文化產(chǎn)品和服務(wù)，而中年人由于工作和家庭等原因?qū)Υ祟愊M(fèi)支出意愿和接受程度不高，因而造成文化產(chǎn)業(yè)發(fā)展對(duì)中年人幸福感提升作用較為有限的情況。

2. 區(qū)域異質(zhì)性分析

各地區(qū)在文化產(chǎn)業(yè)發(fā)展上存在較大差距，以2018年各省區(qū)市文化、體育與傳媒支出為例，廣東支出最高，達(dá)321.84億元，而最低的寧夏僅有23.33億元。為考察文化產(chǎn)業(yè)發(fā)展對(duì)不同區(qū)域居民主觀幸福感的影響是否有差別，本文將全部樣本進(jìn)一步分為東部、中部、西部和東北地區(qū)，在此基礎(chǔ)上根據(jù)式(1)使用有序Probit模型對(duì)各組進(jìn)行估計(jì)，回歸結(jié)果如表6所示。

表6 區(qū)域異質(zhì)性分析結(jié)果

結(jié)果顯示，文化產(chǎn)業(yè)發(fā)展顯著提升了各地區(qū)居民的幸福感，其中文化產(chǎn)業(yè)發(fā)展對(duì)東部地區(qū)和中部地區(qū)居民幸福感提升的影響最大，而西部和東北地區(qū)居民受影響相對(duì)較小，這可能是因?yàn)槲鞑康貐^(qū)和東北地區(qū)原有文化產(chǎn)業(yè)基礎(chǔ)較差，對(duì)居民主觀幸福感的促進(jìn)作用較為受限；而在文化產(chǎn)業(yè)發(fā)展迅速的中東部地區(qū)，各類文化產(chǎn)業(yè)企業(yè)能夠供給更多專業(yè)化、多樣化的文化產(chǎn)品及服務(wù)，有利于東部地區(qū)等文化產(chǎn)業(yè)發(fā)達(dá)地區(qū)居民幸福感的提升。

3. 行業(yè)異質(zhì)性分析

為進(jìn)一步研究不同類型的文化產(chǎn)業(yè)活動(dòng)對(duì)居民幸福感的影響，本文選擇將三種細(xì)分文化產(chǎn)業(yè)行業(yè)人均產(chǎn)值的對(duì)數(shù)作為衡量指標(biāo)，數(shù)據(jù)來源于2017年《中國文化及相關(guān)產(chǎn)業(yè)統(tǒng)計(jì)年鑒》，在此基礎(chǔ)上使用有序Probit模型對(duì)式(1)進(jìn)行估計(jì)，回歸結(jié)果見表7。

表7 不同文化產(chǎn)業(yè)行業(yè)的異質(zhì)性分析結(jié)果

回歸結(jié)果中第(1)列至第(3)列分別為各文化產(chǎn)業(yè)活動(dòng)單獨(dú)回歸結(jié)果，第(4)列為整體回歸結(jié)果?？梢园l(fā)現(xiàn)：文化制造業(yè)和文化批發(fā)零售業(yè)對(duì)居民幸福感影響不顯著，文化服務(wù)業(yè)對(duì)居民幸福感的影響正向顯著。這一結(jié)果可能是因?yàn)槲幕圃鞓I(yè)和文化批發(fā)零售業(yè)是文化產(chǎn)業(yè)的上游環(huán)節(jié)，與居民缺少直接聯(lián)系，而文化服務(wù)業(yè)直接為居民提供文化服務(wù)，通過文化服務(wù)業(yè)的快速發(fā)展，為各地區(qū)居民提供更為多樣化和專業(yè)化的文化產(chǎn)品和服務(wù)，滿足了居民日益增長的文化需要，最終提升居民的幸福感。

(四)機(jī)制檢驗(yàn)

通過上述分析可知文化產(chǎn)業(yè)對(duì)居民幸福感起到了顯著的促進(jìn)作用，為進(jìn)一步研究其具體的作用機(jī)制，驗(yàn)證理論分析部分的機(jī)理框架，本文設(shè)計(jì)了如下的檢驗(yàn)步驟：

首先，依據(jù)公式(2)檢驗(yàn)文化產(chǎn)業(yè)發(fā)展對(duì)居民主觀幸福感的影響，結(jié)果見表2；其次，依據(jù)公式(3)從文化產(chǎn)業(yè)發(fā)展對(duì)各中介變量的影響中檢驗(yàn)中介效應(yīng)的存在性；最后，在回歸方程中同時(shí)加入文化產(chǎn)業(yè)發(fā)展變量與中介變量，以檢驗(yàn)作用機(jī)制的存在性，具體如公式(4)所示。

happinessij=α0+α1cyi+β∑Xij+μij

(2)

P=γ0+γ1cyi+γ∑Xij+εij

(3)

happinessij=δ0+δ1cyi+ρP+δ∑Xij+∈ij

(4)

上式中，i和t分別表示省份與年份，p=(p1,p2,p3,p4,p5)表示本文提出的五個(gè)中介變量，即自主需要、能力需要、關(guān)系需要、文化產(chǎn)品專業(yè)化及多樣化需要，μij、εij、∈ij為隨機(jī)擾動(dòng)項(xiàng)。

基于自我決定理論，本文提出了文化產(chǎn)業(yè)發(fā)展提升居民幸福感的三種機(jī)制，即自主需要、能力需要和關(guān)系需要。為檢驗(yàn)中介效應(yīng)的存在性，本文分別選擇其代理變量，具體為：(1)自主需要。使用CGSS2017調(diào)查問卷中的a313問題的結(jié)果表示自主需要，該問題為“在過去一年中，您是否經(jīng)常在您的空閑時(shí)間學(xué)習(xí)充電”，將回答結(jié)果中的“非常頻繁”賦值為5，“經(jīng)常”賦值為4，“有時(shí)”賦值為3，“很少”賦值為2，“從不”賦值為1。(2)能力需要。使用CGSS2017調(diào)查問卷中的c32表示能力需要，該問題為“對(duì)您來說，下面這個(gè)說法多大程度上符合您的實(shí)際情況：我很容易完成自己的目標(biāo)”，將回答結(jié)果中的“完全符合”賦值為5，“大部分符合”賦值為4，“無所謂符合不符合”賦值為3，“有些不符合”賦值為2，“大部分不符合”賦值為1。(3)關(guān)系需要。使用CGSS2017調(diào)查問卷中的v458表示關(guān)系需要，該問題為“總的來說，您同不同意在這個(gè)社會(huì)上，絕大多數(shù)人都是可以信任的”，將回答結(jié)果中的“非常同意”賦值為5，“比較同意”賦值為4，“說不上同意不同意”賦值為3，“比較不同意”賦值為2，“非常不同意”賦值為1。由于c組問題在CGSS2015調(diào)查中為抽樣回答的問題，通過對(duì)存在缺失值樣本的剔除，最終得到樣本2750個(gè)。

基于集聚經(jīng)濟(jì)理論，本文提出了文化產(chǎn)業(yè)發(fā)展提升居民幸福感的兩種機(jī)制，即文化產(chǎn)品專業(yè)化與文化產(chǎn)品多樣化，為檢驗(yàn)中介效應(yīng)的存在性，本文分別選擇代理變量，具體為：(1)專業(yè)化需要。采用區(qū)位熵指標(biāo)表示文化產(chǎn)品的專業(yè)化水平，公式為：

(5)

式中，LQ表示文化產(chǎn)品專業(yè)化指數(shù)，Eij表示第i個(gè)地區(qū)文化產(chǎn)業(yè)的從業(yè)人數(shù)，Ei表示第i個(gè)地區(qū)總就業(yè)人數(shù)，Ej表示全國文化產(chǎn)業(yè)從業(yè)人數(shù)，E表示全國總就業(yè)人數(shù)。如果LQ大于1，表明該地區(qū)文化產(chǎn)業(yè)就業(yè)更為集中，從而更有可能為當(dāng)?shù)鼐用裉峁└哔|(zhì)量的文化產(chǎn)品和服務(wù)。各地區(qū)文化產(chǎn)業(yè)從業(yè)人數(shù)數(shù)據(jù)來源于2017年《中國文化及相關(guān)產(chǎn)業(yè)統(tǒng)計(jì)年鑒》，各地區(qū)就業(yè)人數(shù)數(shù)據(jù)來源于各地區(qū)的地方統(tǒng)計(jì)年鑒。(2)文化產(chǎn)品多樣化。為考察文化產(chǎn)品多樣化程度，以赫芬達(dá)爾指數(shù)的倒數(shù)構(gòu)建文化產(chǎn)品多樣化指數(shù)：

(6)

式中，DI表示文化產(chǎn)業(yè)多樣化指數(shù)，sj表示第j個(gè)文化產(chǎn)業(yè)行業(yè)營業(yè)收入占文化產(chǎn)業(yè)總營業(yè)收入的比例。DI越大，表示文化產(chǎn)業(yè)多樣化程度越高。文化產(chǎn)業(yè)各行業(yè)營業(yè)收入數(shù)據(jù)來源于2017年《中國文化文物統(tǒng)計(jì)年鑒》，由于年鑒信息無法覆蓋文化產(chǎn)業(yè)全部行業(yè)的數(shù)據(jù)，使用12個(gè)代表性文化產(chǎn)業(yè)行業(yè)(19)12個(gè)代表性行業(yè)包括文化市場(chǎng)經(jīng)營機(jī)構(gòu)、網(wǎng)絡(luò)文化服務(wù)、廣告業(yè)、娛樂休閑活動(dòng)、圖書出版、報(bào)紙出版、錄音制品發(fā)行、錄像制品發(fā)行、廣播節(jié)目制作、電視節(jié)目制作、藝術(shù)表演團(tuán)體和藝術(shù)表演場(chǎng)館。的數(shù)據(jù)進(jìn)行計(jì)算。在此基礎(chǔ)上對(duì)文化產(chǎn)業(yè)的幸福感影響進(jìn)行機(jī)制檢驗(yàn)，結(jié)果見表8。

表8 文化產(chǎn)業(yè)對(duì)居民主觀幸福感影響的作用機(jī)制檢驗(yàn)

從表8中看，自主需要、能力需要、關(guān)系需要、文化產(chǎn)品多樣化及專業(yè)化五種中介因子的估計(jì)系數(shù)顯著為正，在包含中介因子的回歸方程式中，中介因子和核心解釋變量的回歸結(jié)果顯著為正，表明不存在完全的中介效應(yīng)。與表2中(3)列的基準(zhǔn)回歸結(jié)果相比，文化產(chǎn)業(yè)發(fā)展的回歸系數(shù)較小，表明存在部分中介效應(yīng)，即文化產(chǎn)業(yè)發(fā)展可以通過自主需要、能力需要、關(guān)系需要、文化產(chǎn)品多樣化及專業(yè)化提升居民的主觀幸福感。具體而言，文化產(chǎn)品多樣化更接近完全中介效應(yīng)，其次分別為自主需要、關(guān)系需要、能力需要，文化產(chǎn)品多樣化發(fā)揮的作用最小，自主需要并不會(huì)發(fā)揮顯著的作用。近年來隨著文化產(chǎn)業(yè)逐漸走向產(chǎn)業(yè)化、平臺(tái)化和線上化，其專業(yè)化程度日益提高，高質(zhì)量、多樣化的文化產(chǎn)品和服務(wù)能夠極大地滿足消費(fèi)者的文化和精神需求；對(duì)于消費(fèi)了高質(zhì)量文化產(chǎn)品和服務(wù)的居民，他們能夠從中獲得文化資本和文化自信的積累，使得自主需要、能力需要和關(guān)系需要得到滿足，并最終提升了其幸福感。

五、 結(jié)論和政策啟示

本文基于中國綜合社會(huì)調(diào)查(CGSS)2017年的調(diào)查數(shù)據(jù)，使用有序Probit模型,實(shí)證分析了文化產(chǎn)業(yè)發(fā)展對(duì)居民主觀幸福感的影響效果和作用機(jī)制。本文得出的主要結(jié)論有：(1)文化產(chǎn)業(yè)的發(fā)展對(duì)居民主觀幸福感有顯著的促進(jìn)作用，且該結(jié)論在一系列檢驗(yàn)后仍然成立。(2)文化產(chǎn)業(yè)對(duì)不同年齡階段居民的幸福感存在差異，其對(duì)青年人和老年人幸福感的提升作用大于對(duì)中年人的提升作用。(3)對(duì)文化建設(shè)基礎(chǔ)相對(duì)發(fā)達(dá)的四大直轄市及其他東中部地區(qū)，文化產(chǎn)業(yè)對(duì)當(dāng)?shù)鼐用裥腋８刑嵘鼮槊黠@。(4)不同文化產(chǎn)業(yè)行業(yè)對(duì)居民主觀幸福感的影響存在差異，其中文化服務(wù)業(yè)的發(fā)展是文化產(chǎn)業(yè)之所以能夠顯著提高居民幸福感的關(guān)鍵所在。(5)在作用機(jī)制上，文化產(chǎn)業(yè)發(fā)展能夠通過滿足自主需要、能力需要、關(guān)系需要、文化產(chǎn)品專業(yè)化和多樣化五種渠道來提高居民幸福感。

通過分析上述結(jié)論，本文得出以下政策啟示：

第一，充分釋放文化產(chǎn)業(yè)市場(chǎng)潛力，促進(jìn)文化產(chǎn)品多樣化及專業(yè)化發(fā)展。本文研究結(jié)果表明，文化產(chǎn)業(yè)的發(fā)展有助于居民主觀幸福感的提升，且在這一過程中文化產(chǎn)品的專業(yè)化和多樣化發(fā)揮了重要的作用。我國的文化產(chǎn)業(yè)仍存在創(chuàng)新能力不足、供給水平不高等問題，應(yīng)大力貫徹落實(shí)文化產(chǎn)業(yè)的創(chuàng)新驅(qū)動(dòng)發(fā)展，形成一批生產(chǎn)高水平、全方面、寬領(lǐng)域文化產(chǎn)品及服務(wù)的企業(yè)。與此同時(shí)，應(yīng)繼續(xù)深化文化體制改革，鼓勵(lì)市場(chǎng)主體在符合政治及法律要求的前提下向市場(chǎng)供給人民群眾喜聞樂見的文化產(chǎn)品。

第二，協(xié)調(diào)推進(jìn)各地區(qū)文化產(chǎn)業(yè)發(fā)展，注重文化產(chǎn)品推廣的因地制宜、因人施策。對(duì)于不同地區(qū)、不同年齡的居民，文化產(chǎn)業(yè)發(fā)展對(duì)其主觀幸福感的影響存在較大的差異?；诖?，應(yīng)根據(jù)偏好，因地制宜開展文化建設(shè)。在文化產(chǎn)業(yè)發(fā)展過程中，應(yīng)充分考慮各地的人口結(jié)構(gòu)、文化需求等因素，既要避免文化資源不足的問題，也應(yīng)避免因資源閑置和浪費(fèi)所造成的低效率。不應(yīng)以同樣的標(biāo)準(zhǔn)要求各地區(qū)文化產(chǎn)業(yè)的發(fā)展，而應(yīng)充分考慮各地區(qū)傳統(tǒng)文化和實(shí)際需要，努力將文化建設(shè)基礎(chǔ)薄弱的偏遠(yuǎn)地區(qū)打造為文化創(chuàng)意層出不窮的地方。

第三，注重文化產(chǎn)業(yè)內(nèi)外部協(xié)調(diào)發(fā)展，拓寬居民幸福感的行業(yè)來源。在當(dāng)前我國文化產(chǎn)業(yè)分類下，包括文化制造業(yè)及文化批發(fā)零售業(yè)在內(nèi)的部分行業(yè)對(duì)居民幸福感的影響不顯著，僅有文化服務(wù)業(yè)能夠提升居民主觀幸福感。這一現(xiàn)象表明相比于文化服務(wù)，我國的文化產(chǎn)品仍有長足的發(fā)展空間。作為文化建設(shè)的組成部分之一，這些行業(yè)應(yīng)對(duì)標(biāo)其他優(yōu)勢(shì)行業(yè)，通過挖掘整合已有文化資源和自主創(chuàng)新等方式，提供更能滿足居民需求、提升精神享受的文化產(chǎn)品。