文化產(chǎn)業(yè)發(fā)展對居民主觀幸福感的影響

何衛(wèi)明

摘?要：幸福感作為人類永恒的追求，而文化產(chǎn)業(yè)發(fā)展正是滿足人民美好生活需求的關(guān)鍵所在，也是提升居民主觀幸福感的重要途徑。文章基于2013年、2018年國家家庭收入調(diào)查（CHIPS）數(shù)據(jù)，量化分析文化產(chǎn)業(yè)發(fā)展對居民主觀幸福感的影響。研究表明：一是有序Probit估計結(jié)果顯示，文化產(chǎn)業(yè)發(fā)展對于居民主觀幸福感存在顯著的正向積極效應(yīng)，該結(jié)論經(jīng)過一系列穩(wěn)健性檢驗后依舊成立；二是異質(zhì)性分析結(jié)果顯示，不同年齡層次居民的主觀幸福感受文化產(chǎn)業(yè)發(fā)展的影響存在差異，且城鎮(zhèn)居民能從文化發(fā)展的過程中獲得更高的幸福感；三是社區(qū)文明程度在文化產(chǎn)業(yè)發(fā)展影響居民主觀幸福感的過程中扮演正向促進的角色。

關(guān)鍵詞：文化產(chǎn)業(yè)；居民主觀幸福感；有序Probit模型；中國居民收入調(diào)查數(shù)據(jù)（CHIP）

中圖分類號：F224文獻標(biāo)識碼：A?文章編號：1005-6432（2023）35-0050-04?

DOI：10.13939/j.cnki.zgsc.2023.35.050

1?引言

自“伊斯特林悖論”起，不再僅有財富等收入要素影響著民眾精神上的幸福感受，文化等非收入要素同樣影響著居民的主觀幸福感。黨的二十大報告明確指出，應(yīng)進一步推動文化產(chǎn)業(yè)高質(zhì)量發(fā)展，健全現(xiàn)代文化產(chǎn)業(yè)體系和市場體系，推動各類文化市場主體發(fā)展壯大，培育新型文化業(yè)態(tài)和文化消費模式，以高質(zhì)量文化供給增強人們的文化獲得感和幸福感。然而，聯(lián)合國發(fā)布的《2023世界幸福指數(shù)報告》數(shù)據(jù)顯示，中國幸福指數(shù)位居第82位，相較于2017年的全球第79位有所下降，這一結(jié)果表明近年來中國多元化、個性化的文化產(chǎn)業(yè)發(fā)展雖取得長足進步，但是否切實滿足了社會大眾的精神文化需求、增強居民的幸福感仍有待考量。那么，發(fā)展文化產(chǎn)業(yè)是否會影響居民的主觀幸福感？其影響路徑是什么？

鑒于此，文章運用2013年、2018年中國家庭收入調(diào)查（CHIPS）的微觀數(shù)據(jù)，利用有序Probit回歸模型，驗證文化產(chǎn)業(yè)發(fā)展是否能夠提升居民主觀幸福感，以及在此基礎(chǔ)上探究社區(qū)文明程度在該傳導(dǎo)過程中所發(fā)揮的中介效應(yīng)。這有助于更加全面地了解文化產(chǎn)業(yè)發(fā)展影響居民幸福感的方式與途徑，為進一步提升我國居民幸福感提供更為準(zhǔn)確的實證依據(jù)，同時對文化產(chǎn)業(yè)發(fā)展政策的提出和完善也有一定的啟示作用，有助于為我國文化產(chǎn)業(yè)進一步發(fā)展壯大注入生機與活力。

2?文獻綜述

作為新興經(jīng)濟形態(tài)，文化產(chǎn)業(yè)被公認(rèn)為是“朝陽產(chǎn)業(yè)”，是推動中國經(jīng)濟高質(zhì)量發(fā)展的又一重要引擎?，F(xiàn)階段，與文章相關(guān)研究可以歸納為以下兩個方面。

第一，主觀幸福感的內(nèi)涵闡釋與影響因素。幸福一直以來都是人類追求的終極目標(biāo)。聞思修曾提出，幸福定義為在生存基礎(chǔ)上存在，在良好社會生態(tài)環(huán)境下發(fā)展，在各自幸福體內(nèi)實現(xiàn)的互相滿足和互相認(rèn)同（同等的尊重和信任）的生活。而主觀幸福感作為一個心理學(xué)中的定義，指的是人類基于自身的滿足感與安全感而主觀產(chǎn)生的一系列欣喜與愉快的情緒，其包括情緒反應(yīng)和認(rèn)知判斷兩個部分。同時，主觀幸福感主要包括情感平衡和生活滿意度。前者包括積極情緒和消極情緒，后者則是對當(dāng)前生活狀況的評價。眾多學(xué)者不僅對幸福感進行了內(nèi)涵解讀和定義，還有很多學(xué)者對影響幸福感的因素進行了分析和實證研究。如性別、年齡、身體狀況、婚姻、受教育程度等居民個體特征、個人絕對收入與相對收入的不同均會導(dǎo)致主觀幸福感的差異。如黃嘉文（2013）通過研究性別差異所導(dǎo)致的幸福感感知差別發(fā)現(xiàn)：女性相比于男性的幸福感水平更高[1]。袁正等（2017）基于世界價值觀調(diào)查的中國數(shù)據(jù)進行實證分析，發(fā)現(xiàn)婚姻能夠顯著提升幸福感[2]。

第二，文化產(chǎn)業(yè)發(fā)展與主觀幸福感之間關(guān)系的研究。國內(nèi)外學(xué)者關(guān)于文化對主觀幸福感影響的研究由來已久，但研究主要集中在文化消費對于主觀幸福感的影響作用和影響機制。如周春平（2015）、李小文（2016）認(rèn)為，文化消費不僅是對文化產(chǎn)品與服務(wù)的消費，同時也是知識和智力的生產(chǎn)[3-4]。在低收入階段，增加精神文化消費的邊際貢獻遞減，而進入中、高收入階段，精神文化消費的邊際貢獻遞增。除此之外，還有部分學(xué)者對文化發(fā)展影響居民主觀幸福感的影響機制進行了研究，但尚未達成一致意見。如葉文平等（2018）將國家文化與制度環(huán)境兩方面背景相結(jié)合，提出不同的文化背景會引導(dǎo)不同類型的創(chuàng)業(yè)活動，從而給國民幸福感帶來不同的影響[5]。曾鳴等（2019）則是基于CGSS2010和CGSS2015數(shù)據(jù)探究了中國公共文化支出對農(nóng)村居民幸福感的影響及作用機制，并發(fā)現(xiàn)公共文化支出能夠通過再分配水平、互聯(lián)網(wǎng)使用和社會信任感三種途徑影響農(nóng)村居民主觀幸福感[6]。

3?研究設(shè)計與數(shù)據(jù)來源

3.1?研究設(shè)計

基于前兩章的理論分析，文章將回歸方程設(shè)定為基于個人層面的有序Probit回歸模型，回歸方程如下：

happinessij=α0+α1cul_incomei+β′Xij+μij

其中，下標(biāo)i和j表示省份j中的個人i。核心解釋變量cul_income為該省份文化產(chǎn)業(yè)發(fā)展的變量，文章采用文化產(chǎn)業(yè)主營業(yè)務(wù)收入來衡量。Xij為其他的一些控制變量，包括個人層面和地區(qū)層面。μij為方程的隨機擾動項。

3.2?變量解釋

3.2.1?被解釋變量

文章采用中國居民收入調(diào)查數(shù)據(jù)（CHIP）中居民幸福感狀況調(diào)查結(jié)果來反映居民主觀幸福感。根據(jù)CHIP2013和CHIP2018調(diào)查問卷中的代碼P04的問題，將居民幸福感由高到低進行賦值，將其賦值作為文章的解釋變量。需要說明的是，由于備選答案6=不知道，無法用其衡量居民主觀幸福感水平，因此在數(shù)據(jù)處理過程中文章將此部分?jǐn)?shù)據(jù)剔除。

3.2.2?核心解釋變量

文化產(chǎn)業(yè)主營業(yè)務(wù)收入是能夠衡量文化產(chǎn)業(yè)發(fā)展?fàn)顩r的關(guān)鍵指標(biāo)，因此，文章選用各省份文化產(chǎn)業(yè)主營業(yè)務(wù)收入作為代理變量加以衡量各地區(qū)文化產(chǎn)業(yè)發(fā)展?fàn)顩r。

3.2.3?控制變量

為減少遺漏變量而可能帶來的回歸結(jié)果偏誤，文章分別選取了個體與地區(qū)層面兩大類控制變量。個體層面控制變量包含性別、居民居住場所、文化程度、居民收入、婚姻狀況、身體狀況、負(fù)債情況以及家庭情況。地區(qū)層面控制變量包含地區(qū)經(jīng)濟發(fā)展水平與物價水平。

3.3?數(shù)據(jù)來源

所有變量的原始數(shù)據(jù)主要來源于2013年、2018年中國家庭收入調(diào)查數(shù)據(jù)（CHIP）、《中國統(tǒng)計年鑒》以及《中國文化及相關(guān)產(chǎn)業(yè)統(tǒng)計年鑒》。其中需要說明的是，CHIP2013數(shù)據(jù)涵蓋了北京等15個省級行政區(qū)的126個城市，包括18948個住戶樣本和64777個個體樣本；CHIP2018數(shù)據(jù)涵蓋了北京等15個省級行政區(qū)，包括20451個住戶樣本和71480個個體樣本。

4?實證結(jié)果分析

4.1?基準(zhǔn)結(jié)果分析

文章選取CHIP2018和CHIP2013的微觀面板數(shù)據(jù)，使用有序Probit模型進行估計，并在此基礎(chǔ)上報告各變量對居民主觀幸福感的邊際效應(yīng)。具體結(jié)果如表1所示。

從表1中不難看出，文化產(chǎn)業(yè)發(fā)展對居民主觀幸福感的回歸系數(shù)為負(fù)數(shù)。即文化產(chǎn)業(yè)發(fā)展對于居民的主觀幸福感提升存在顯著的正向影響，并且在放入地區(qū)層面控制變量后，回歸系數(shù)顯著減小。由此說明，文化產(chǎn)業(yè)發(fā)展能夠顯著提升居民幸福感。

4.2?穩(wěn)健性檢驗

為了進一步對模型的穩(wěn)健性進行檢驗，文章從數(shù)據(jù)的角度出發(fā)，將被調(diào)查者給出的主觀幸福感評價進行重新賦值，將原本數(shù)值為1～3的happiness變量重新賦值為1，表明被調(diào)查居民認(rèn)為自己是幸福的；原本數(shù)值為4～5的重新賦值為0，表明被調(diào)查居民認(rèn)為自己不幸福，進而減少由于被調(diào)查居民因?qū)π腋８袠?biāo)準(zhǔn)不同等因素所造成的偏誤。

在此基礎(chǔ)上，使用二值Probit模型對文化產(chǎn)業(yè)發(fā)展對居民主觀幸福感的影響進行回歸估計，并假定文化產(chǎn)業(yè)發(fā)展對居民主觀幸福感的影響方程如下：

Pr（happiness=1）=Φ（α1cul_incomeij+β′Xij）

其中，被解釋變量happiness為該省份文化產(chǎn)業(yè)發(fā)展的變量，文章采用文化產(chǎn)業(yè)主營業(yè)務(wù)收入來衡量。二值Probit回歸結(jié)果見表2。

從穩(wěn)健性結(jié)果來看，三類模型的回歸結(jié)果在本質(zhì)上仍是一致的，均表明文化產(chǎn)業(yè)發(fā)展對居民幸福感的提升具有正向影響，這充分表明基準(zhǔn)回歸結(jié)果是可靠且穩(wěn)健的。

4.3?異質(zhì)性分析

4.3.1?年齡層面

不同年齡居民對于主觀幸福感的感知有所不同，其對文化產(chǎn)業(yè)發(fā)展的參與程度也有所不同，因此不同年齡居民在文化產(chǎn)業(yè)發(fā)展過程中，其自身主觀幸福感也存在一定差異?；诖?，文章將居民分為三個不同年齡段，即青年組（44歲及以下）、中年組（45～59歲）、老年組（60歲及以上），并使用有序Probit模型進行回歸，回歸結(jié)果如表3所示。

回歸結(jié)果表明，就不同年齡段的居民而言，文化產(chǎn)業(yè)發(fā)展對其主觀幸福感都具有顯著的影響，文化產(chǎn)業(yè)發(fā)展能夠使得各年齡段居民對于幸福感的評價提升。但就回歸系數(shù)而言，青年居民對其主觀幸福感的評價受文化產(chǎn)業(yè)發(fā)展的影響最大，而老年居民主觀幸福感受文化產(chǎn)業(yè)發(fā)展的影響最小。這可能是由于青年居民對于文化產(chǎn)業(yè)的參與度更高，進行的文化消費更多，而老年居民對于文化產(chǎn)業(yè)的參與度較低。

4.3.2?地區(qū)層面

城鎮(zhèn)地區(qū)與農(nóng)村地區(qū)在文化產(chǎn)業(yè)發(fā)展上存在一定的差異，且城鄉(xiāng)居民在消費觀念上也存在一定的差異，因此導(dǎo)致文化產(chǎn)業(yè)發(fā)展對城鄉(xiāng)不同地區(qū)居民幸福感的影響存在差異。

基于此，文章將居民按照戶籍所在地分為城鎮(zhèn)居民和農(nóng)村居民，并分別采用有序Probit模型進行回歸分析，回歸結(jié)果如表4所示。

回歸結(jié)果表明，就城鄉(xiāng)居民而言，文化產(chǎn)業(yè)發(fā)展對其主觀幸福感都具有顯著的影響，且文化產(chǎn)業(yè)發(fā)展均能使得城鄉(xiāng)居民對于幸福感的評價提升。但就回歸系數(shù)而言，城鎮(zhèn)居民主觀幸福感受文化產(chǎn)業(yè)發(fā)展的影響更大，這可能是由于農(nóng)村社會經(jīng)濟發(fā)展相對較為落后，農(nóng)村地區(qū)文化產(chǎn)業(yè)發(fā)展也落后于城鎮(zhèn)，這也導(dǎo)致農(nóng)村居民對文化產(chǎn)業(yè)的參與度更低。

4.4?機制分析

提升居民對社區(qū)文明程度的滿意度，可能是文化產(chǎn)業(yè)發(fā)展影響居民主觀幸福感的重要機制。文化產(chǎn)業(yè)的發(fā)展與傳統(tǒng)產(chǎn)業(yè)發(fā)展并不相同，文化是居民的重要心理需求，文化產(chǎn)業(yè)更多也是通過滿足精神層面需求進行發(fā)展。因此，文化產(chǎn)業(yè)的發(fā)展不僅會給居民帶來更加優(yōu)質(zhì)的文化服務(wù)，更重要的是，其豐富居民共有精神家園，形成良好的社會風(fēng)尚和和諧的社會秩序的作用，進而給居民帶來歸屬感并使得居民從中獲得更多的主觀幸福感。

鑒于此，文章使用了CHIP2018調(diào)查問卷中的問題，對文化產(chǎn)業(yè)發(fā)展影響居民主觀幸福感的機制進行檢驗，具體結(jié)果如表5所示。

不難看出，文化產(chǎn)業(yè)的發(fā)展確實能提高居民對社區(qū)文明程度的滿意度，并且居民對社區(qū)文明程度的滿意度與居民主觀幸福感存在顯著的正向關(guān)系，說明確實存在中介效應(yīng)。

5?結(jié)論與政策建議

文章基于2013年和2018年中國收入調(diào)查數(shù)據(jù)（CHIPS），使用有序Probit模型進行實證研究，分析文化產(chǎn)業(yè)發(fā)展對居民主觀幸福感的影響效應(yīng)和影響機制。

通過影響效應(yīng)和影響機制得出以下主要結(jié)論：一是文化產(chǎn)業(yè)發(fā)展對于居民主觀幸福感提升具有顯著的正向影響；二是在異質(zhì)性分析上，不同年齡段和不同戶籍居民主觀幸福感受文化產(chǎn)業(yè)發(fā)展的影響程度不同；三是在機制分析上，文化產(chǎn)業(yè)發(fā)展會通過提升居民對社會文明程度的滿意度，來對居民主觀幸福感造成正向影響。

基于以上研究結(jié)論，文章為文化產(chǎn)業(yè)發(fā)展提出以下三點政策啟示。

第一，不斷推動文化產(chǎn)業(yè)高質(zhì)量發(fā)展，以高質(zhì)量文化供給增強人們的文化獲得感和幸福感。政府應(yīng)當(dāng)繼續(xù)不斷推動文化產(chǎn)業(yè)的高質(zhì)量發(fā)展，在促進社會經(jīng)濟結(jié)構(gòu)轉(zhuǎn)型升級和提質(zhì)增效的同時，不斷豐富人民精神文化生活，從而提升國家整體文化軟實力和競爭力。

第二，充分挖掘文化產(chǎn)業(yè)潛在用戶，激發(fā)文化產(chǎn)業(yè)發(fā)展活力。政府應(yīng)當(dāng)通過公共服務(wù)兜底，推動老齡文化產(chǎn)業(yè)與養(yǎng)老產(chǎn)業(yè)協(xié)同發(fā)展，支持中老年人的文化生活追求，釋放中老人文化消費的潛力。

第三，大力發(fā)展鄉(xiāng)村特色文化產(chǎn)業(yè)，推進文化產(chǎn)業(yè)發(fā)展賦能鄉(xiāng)村振興。政府應(yīng)加快發(fā)展特色的鄉(xiāng)村文化產(chǎn)業(yè)，圍繞鄉(xiāng)村特色的文化資源稟賦優(yōu)勢，開發(fā)文化產(chǎn)品，培養(yǎng)文化產(chǎn)業(yè)，激發(fā)鄉(xiāng)村文化活力，使文化產(chǎn)業(yè)更有效地賦能鄉(xiāng)村振興。

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