居民文化消費與教育關系研究

摘要：為促進我國居民文化消費，本文利用協整分析和誤差修正模型，基于1995～2012年居民文化消費和高等學校招生人數的數據，研究居民文化消費和教育之間的長期均衡關系以及短期波動的影響，結果顯示居民文化消費和高等學校招生人數之間呈現出共同的增長趨勢，高等學校招生人數的變化對居民文化消費具有正面的影響。

關鍵詞：居民文化消費；教育；協整分析；誤差修正模型

一、引言

文化消費是指人們為了滿足精神文化生活需要而以各種方式消費精神文化用品和服務的行為。其中文化用品消費主要是指購買電視機、音響、鋼琴、書報等物品的支出，文化服務消費主要是指用于參觀游覽、健身娛樂、團體旅游等活動的支出。引導居民文化消費，提高消費水平和改善消費結構，對于擴大內需、推進產業結構升級、提高國民素質、構建和諧社會等具有重要意義、對實現全面小康社會目標具有重要作用。要發展居民文化消費就必須提高消者素質，提高居民素質的關鍵是發展教育。2012年中華人民共和國財政司采用調查問卷的方式對我國居民文化消費狀況進行分析，結果表明我國居民的文化消費水平和能力不斷提高，展現出強烈的文化消費意愿和巨大的文化消費潛力；宴才群根據當前文化經濟發展提出文化消費是正在興起的消費熱點；羅曉玲、王緒朗對近年來我國文化消費所取得的成果分析研究了其中所存在的不足，采用調查問卷的方式對高等院校教師家庭文化消費現狀進行了研究。改革開放以來，我國居民文化消費水平快速提高，但還存在著一些問題，國內關于文化消費的研究多是宏觀上的定性分析，即使定量分析也多采用問卷調查的方式進行，現就促進我國文化消費，本文采用定量分析的方法從教育方面來分析教育和城鎮居民文化消費之間的關系，為相關政策的制定提供參考依據。

二、理論方法

經典回歸模型是建立在平穩數據變量基礎上的，對于非平穩變量，不能使用經典回歸模型，否則會出現虛假回歸等諸多問題。但是具有協整關系的經濟變量間具有長期的穩定關系，是可以使用經典回歸模型方法建立回歸模型的。具體來說，協整分析過程如下。

（一）單位根檢驗

單位根檢驗是統計檢驗中檢驗時間序列平穩性普遍應用的一種檢驗方法。本文采用ADF（Augment Dickey-Fuller test）檢驗變量的平穩性，要檢驗時間序列Y是否含有單位根（平穩性），即進行如下回歸

ΔYt=β1+β2t+δYt-1+?ΔYt-i+εt

（二）協整檢驗

為檢驗兩變量xt、yt是否協整，Engle 和Granger于1987年提出了兩步檢驗法，稱為EG檢驗。對同是d階單整的序列xt、yt，用一個變量對另一個變量回歸，即

yt=α+βxt+εt

用琢贊和茁贊表示回歸系數的估計值，則模型殘差估計值為：

著贊=yt-琢贊-茁贊xt

若經檢驗，著贊為平穩時間序列或I（0）的特征，則兩變量xt、yt之間是協整關系，存在長期均衡關系，不屬于偽回歸。

（三）誤差修正（ECM）模型

根據格蘭杰定理，如果變量X與Y是協整的，則它們間的短期非均衡關系總能由一個誤差修正模型表述，即

ΔYt=lagged（ΔY，ΔX）-λ·ecmt-1+εt（0<λ<1）式中，ecmt是非均衡誤差項或長期均衡偏差項，λ是短期調整參數。

三、實證分析

（一）變量的選擇、數據來源

本文選取了1995～2012年的中國城鎮居民文化消費（文化消費包括文化娛樂用品和文化娛樂服務消費）和全國高等學校招生人數的數據，數據來源于歷年來《中國統計年鑒》數據，見表1。

（二）數據分析過程

單位根檢驗。本文采用計量經濟學軟件Eviews6.0軟件中常用的ADF單位根檢驗法對城鎮居民文化消費（U）變量和高等學校招生人數（H）變量進行平穩性檢驗，為了克服數據中的異方差，對各數據序列進行取對數變換，分別記為LU和LH，且同時取對數不影響序列的協整關系。具體結果如表2。

由表2可知，序列LU和LH都是I（1）單整序列，滿足協整檢驗的條件，下面可以對它們進行協整檢驗。

協整檢驗。協整檢驗可以分兩步進行，第一步對LRC和LAD進行普通最小二乘回歸，第二步，檢驗殘差項序列的平穩性。我們得到居民消費和廣告之間關系模型的估計結果為

其中，圓括號內為相應參數的t檢驗值，R2是可決系數，由上式的檢驗結果可以看出，模型的擬合優度很高，t檢驗值大于5%顯著性水平下臨界值，F檢驗值大于1%顯著性水平下臨界值，表明回歸模型是顯著的。下面對上述模型的殘差進行平穩性檢驗，從而來判定兩變量之間是否為協整關系，若其為平穩序列則說明兩變量存在協整關系，反之就不存在。仍采用ADF檢驗。殘差序列

著贊t=LU-1，114491LH-10.51844

對著贊t進行ADF檢驗，結果如下表3.

由檢驗結果可知，殘差序列是平穩的，說明變量LU和LH是協整的，即存在長期均衡關系。

誤差修正模型。由于城鎮居民文化消費（R）和高等學校招生數（H）序列經過差分以后具有協整性，按照誤差修正模型，得到模型估計結果如下

其中，圓括號內為相應參數的t檢驗值，R2是可決系數。其中的誤差項反映了長期均衡對短期波動的影響，其系數的大小反映了對偏離長期均衡的調整力度，誤差修正項的系數為負，符合反向修正機制，符合實際意義。從估計結果來看，誤差糾正項的系數不太顯著，為0.0780，表明糾正上一期非均衡的程度約為7.8%，說明當高等學校招生數偏離它與城鎮居民文化消費之間的長期均衡關系時，從非均衡狀態向長期均衡狀態調增的速度比較慢。但是并不能否認存在從LH到LU方向的格蘭杰因果關系，滯后一期的非均衡誤差以0.078的比率對本年度的城鎮居民文化消費做出修正，同時LH對LU的變化在同一時期就立即進行調整，因此短期內，高校招生人數對城鎮居民文化消費起促進作用。

四、結論

從上面建立的計量經濟學模型可以看出城鎮居民文化消費和高校招生人數之間存在著長期的均衡關系，居民文化消費和高校招生人數呈現出共同的增長趨勢，在我國高校招生人數的變化對居民文化消費具有正面的影響，人數每增加100元，居民消費相應增加111.4元。高校招生人數的增加對城鎮居民文化消費具有拉動和促進的作用，會產生積極的影響。通過對誤差修正模型的研究發現高校招生人數現期的變化對居民消費的影響是即期的。可見高等學校每年的招生數和城鎮居民文化消費之間具有顯著的關系，受教育程度高的人數的增加會促進城鎮居民的文化消費，教育的投入擴招會對城鎮居民文化消費具有拉動的作用。

參考文獻：

[1]財務司.我國居民文化消費狀況分析[DB/OL].中華人民共和國文化部網站，2012-11-07.

[2]晏才群.文化——正在興起的消費熱點[J].消費經濟，2000（01）.

[3]羅曉玲.近年我國文化消費研究述評[J].華中農業大學學報（社會科學版）.2004（03）.

[4]羅曉玲，王緒朗. 高等院校教師家庭文化消費現狀研究——對武漢地區高校教師家庭的調查[J].理論與改革，2004（06）.

[5]楊海燕.大學生消費文化現狀與高校德育導向研究[J].現代商貿工業，2009（21）.

[6]易丹輝.數據分析與Eviews應用[M].北京：中國人民大學出版社，2008.

[7]李子奈，潘文卿.計量經濟學[M].北京：高等教育出版社，2009.

[8]中國統計年鑒.中國統計年鑒1995-2012[M].北京：中國統計出版社，1995-2012.

（作者單位：中國傳媒大學理工學部理學院）