文化消費(fèi)、城鎮(zhèn)收入與物質(zhì)需求—面板門限回歸模型下的實(shí)證研究

■ 魏海麗（河南職業(yè)技術(shù)學(xué)院 鄭州 450046）

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文化消費(fèi)、城鎮(zhèn)收入與物質(zhì)需求—面板門限回歸模型下的實(shí)證研究

■ 魏海麗（河南職業(yè)技術(shù)學(xué)院 鄭州 450046）

內(nèi)容摘要：本文利用面板門限回歸模型實(shí)證分析了在不同物質(zhì)需求條件下，城鎮(zhèn)居民收入對文化消費(fèi)影響的非線性特征。結(jié)果表明，文化消費(fèi)需求確實(shí)是以物質(zhì)需求滿足為前提，且存在雙門限效應(yīng)。同時，線性回歸模型放大了增加收入和政府扶持對文化消費(fèi)的促進(jìn)作用，而降低了文化產(chǎn)品價格對文化消費(fèi)的影響。因此，政府在制定相關(guān)促進(jìn)文化消費(fèi)的政策時，應(yīng)更多關(guān)注居民消費(fèi)觀念的轉(zhuǎn)變及對文化產(chǎn)品價格的調(diào)控。

關(guān)鍵詞：文化消費(fèi) 收入 物質(zhì)需求 面板門限回歸模型

引言

2015年，文化部和財政部共同實(shí)施的拉動城鄉(xiāng)居民文化消費(fèi)試點(diǎn)項目已經(jīng)啟動，并確定了試點(diǎn)地區(qū)，其目標(biāo)一方面是拉動經(jīng)濟(jì)增長，另一方面是引導(dǎo)文化消費(fèi)方向。誠然，根據(jù)《文化消費(fèi)指數(shù)（2013）》報告，我國文化消費(fèi)的潛在規(guī)模約4.7萬億元，而實(shí)際規(guī)模僅為1.0388萬億元，存在著3.66萬億元的消費(fèi)缺口，說明我國文化產(chǎn)業(yè)發(fā)展存在很大的消費(fèi)不足問題，需要不斷擴(kuò)大文化消費(fèi)，培育文化產(chǎn)業(yè)市場，以彌補(bǔ)這個缺口。

理論認(rèn)為，文化消費(fèi)是在滿足物質(zhì)需求前提下的一種更高層次的精神需求，本文試圖通過實(shí)證分析來驗(yàn)證文化消費(fèi)需求是否受制于物質(zhì)需求。根據(jù)消費(fèi)函數(shù)理論，收入是消費(fèi)的重要影響因素，那么，在考慮不同物質(zhì)需求的前提下分析收入對文化消費(fèi)的影響顯得很有必要。于是，本文通過運(yùn)用Hansen（1999、2000）提出的能自動識別門檻值的面板門限回歸模型對此問題做進(jìn)一步的分析。目前，國內(nèi)外學(xué)者們已經(jīng)從不同的視角對文化消費(fèi)的影響因素進(jìn)行了深入探討，總結(jié)起來，主要的影響因素包括：居民收入、居民受教育程度、文化產(chǎn)品和服務(wù)的價格、職業(yè)層次和地位、文化產(chǎn)品和服務(wù)的質(zhì)量及屬性、地理因素等。Seam an（2006）研究表明，收入不僅是消費(fèi)的制約條件，收入的提高會增加消費(fèi)者的文化資本存量，進(jìn)而增加文化消費(fèi)。Ka tz-Ge rro等（2009）的研究認(rèn)為社會階層較身份地位對文化消費(fèi)的影響更為突出。龍志和（2001）認(rèn)為文化消費(fèi)主要受到經(jīng)濟(jì)發(fā)展水平和制度性因素的制約。張曉明（2006）研究發(fā)現(xiàn)，我國居民文化支出處于低位，基本原因是公共服務(wù)體系不完善，壓榨了消費(fèi)支出的空間。寧軍明（2007）發(fā)現(xiàn)前期文化消費(fèi)情況比當(dāng)期收入對文化消費(fèi)的影響更大，支持了“文化教育是第一消費(fèi)力”的觀點(diǎn)。葛繼紅（2012）通過對江蘇農(nóng)民文化消費(fèi)的微觀調(diào)查發(fā)現(xiàn)，農(nóng)業(yè)收入比重對文化消費(fèi)有顯著負(fù)影響，且收入變量對農(nóng)民文化消費(fèi)具有一定的收入門檻。王宋濤（2014）就收入分配對居民文化消費(fèi)影響研究發(fā)現(xiàn)，中國居民文化消費(fèi)增長的一個重要原因是居民收入差距的擴(kuò)大。甘宇等（2015）利用1046份農(nóng)民工文化消費(fèi)調(diào)查數(shù)據(jù)研究農(nóng)民工文化消費(fèi)支出的影響因素，表明收入水平是影響其文化消費(fèi)的重要因素，且務(wù)工工齡和住房性質(zhì)均對文化消費(fèi)存在影響。

總結(jié)影響文化消費(fèi)因素的研究文獻(xiàn)發(fā)現(xiàn)，大多數(shù)文獻(xiàn)的研究均采用線性回歸模型進(jìn)行分析，而現(xiàn)實(shí)中各因素對文化消費(fèi)的影響不一定都是線性的，因此本文從非線性視角，引入面板門限回歸模型的相關(guān)理論，研究在不同物質(zhì)需求條件下城鎮(zhèn)收入對文化消費(fèi)的非線性影響。由于內(nèi)生劃分區(qū)間的特性，面板門限回歸模型的應(yīng)用越來越多，如連玉君等（2006）在不同公司成長機(jī)會條件下研究資本結(jié)構(gòu)與經(jīng)營績效的關(guān)系，張黎娜（2015）分別以不同變量為門檻變量研究服務(wù)業(yè)發(fā)展對城市凝聚的門限效應(yīng)。

表1　數(shù)據(jù)的描述性統(tǒng)計信息

表2　變量的平穩(wěn)性檢驗(yàn)

表3　門限效應(yīng)檢驗(yàn)結(jié)果

指標(biāo)選取與模型設(shè)定

（一）指標(biāo)選取及數(shù)據(jù)來源

除了收入，文化消費(fèi)的影響因素還有非常多，涵蓋了供給、需求、價格和政府扶持等方面的因素，本文在回顧相關(guān)文獻(xiàn)的基礎(chǔ)上，將具有很強(qiáng)相關(guān)性、代表性且有完整數(shù)據(jù)的影響因素選入實(shí)證模型分析中。

供給方面。文化消費(fèi)的一個重要前提就是文化產(chǎn)品和服務(wù)的供給，產(chǎn)品的供給一般選取產(chǎn)出指標(biāo)來衡量，而投資跟產(chǎn)出高度正相關(guān)，因此本文根據(jù)數(shù)據(jù)的可得性，選取文化產(chǎn)業(yè)固定資產(chǎn)投資來代表文化消費(fèi)供給指標(biāo)。人力資本是文化產(chǎn)業(yè)發(fā)展的核心資本，人才的質(zhì)量和數(shù)量將直接影響到文化產(chǎn)業(yè)發(fā)展水平，因此，本文選取文化從業(yè)人員數(shù)代表文化產(chǎn)業(yè)的人力資本情況。

需求方面。需求因素包括需求的意愿和居民的消費(fèi)能力兩方面。需求的消費(fèi)能力主要由居民的可支配收入決定，無論是傳統(tǒng)的消費(fèi)理論還是大量的實(shí)證研究都證明，收入是影響居民消費(fèi)的關(guān)鍵因素。收入水平的高低直接決定了消費(fèi)者的消費(fèi)水平，而且影響著消費(fèi)者的消費(fèi)心理、消費(fèi)欲望和消費(fèi)結(jié)構(gòu)。同時，文化消費(fèi)過程需要人們與審美對象產(chǎn)生共鳴，受教育水平很大程度上決定了居民的文化層次，因此，本文分別選取居民的人均可支配收入及居民的受教育程度代表文化消費(fèi)的需求因素。

價格方面。文化產(chǎn)品也和其他商品一樣，遵循基本的供求原理，當(dāng)產(chǎn)品價格升高時，需求會下降，反之亦然，過高的定價會影響居民的消費(fèi)需求。本文選取文化消費(fèi)價格指數(shù)代表文化消費(fèi)的價格。

政府扶持。政府扶持是文化產(chǎn)業(yè)發(fā)展的重要保障，是促進(jìn)文化產(chǎn)業(yè)發(fā)展的重要力量。本文分別以政府的文化事業(yè)支出總額代表政府對文化消費(fèi)扶持程度的指標(biāo)。

此外，恩格爾系數(shù)反映食品支出總額占個人消費(fèi)支出總額的比重，能較好地表達(dá)居民的物質(zhì)需求，因此，本文選取恩格爾系數(shù)來代表物質(zhì)需求。

表4　模型估計結(jié)果

根據(jù)以上指標(biāo)，本文建立如下基準(zhǔn)模型：

根據(jù)以上指標(biāo)，本文建立如下基準(zhǔn)模型：

其中，i=1，…，31表示各省市，t=1，…，11表示時間，Cit表示城鎮(zhèn)人均文教娛樂消費(fèi)支出，代表文化消費(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。本文選取受教育程度（eduit）、文教娛樂消費(fèi)價格指數(shù)（cp iit）、文化從業(yè)人員數(shù)（w o rke rit）、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）作為控制變量進(jìn)行計量分析。αi代表個體固定效應(yīng)，μit代表隨機(jī)誤差項。

由于2002年國家統(tǒng)計口徑發(fā)生了變化，因此本文使用2003-2013年31個省市（不包括港澳臺地區(qū)）的省級面板數(shù)據(jù)進(jìn)行分析。城鎮(zhèn)居民人均文教娛樂消費(fèi)支出、人均可支配收入、恩格爾系數(shù)、文教娛樂消費(fèi)價格指數(shù)、文化就業(yè)人員數(shù)、文化產(chǎn)業(yè)固定資產(chǎn)投資和政府文化事業(yè)支出數(shù)據(jù)均來自w ind資訊，受教育程度來自各年的《中國人口和就業(yè)統(tǒng)計年鑒》。其中，文化就業(yè)人員數(shù)是由教育和文化、體育與娛樂就業(yè)人員求和得來，文化產(chǎn)業(yè)固定資產(chǎn)投資是由教育和文化、體育與娛樂固定資產(chǎn)總投資求和得來，政府文化事業(yè)支出是由政府對教育和文化、體育與傳媒支出求和得來。為了消除異方差性，分別對變量Cit、Yit、worke rit、invit和govit取對數(shù)，樣本數(shù)據(jù)的描述性統(tǒng)計信息如表1所示。

（二）面板門限回歸模型

為了避免人為劃分物質(zhì)需求區(qū)間帶來的偏誤，本文采用Hansen的面板門限回歸模型，根據(jù)數(shù)據(jù)本身的特點(diǎn)內(nèi)生地劃分區(qū)間并找出門檻值，進(jìn)而研究不同區(qū)間內(nèi)收入對文化消費(fèi)的影響。基于單一門檻情況下，需要將模型（1）轉(zhuǎn)化為如下形式：

其中，eng leit表示恩格爾系數(shù)，為門檻變量。根據(jù)門檻值γ，可將樣本劃分為兩個區(qū)間，這兩個區(qū)間的差異表現(xiàn)在β1和β2的不同。模型參數(shù)的檢驗(yàn)主要包括兩個方面：一是檢驗(yàn)?zāi)Ｐ偷拈T限效應(yīng)是否顯著，H0∶β1=β2，表示不存在門限效應(yīng)，可通過構(gòu)造F統(tǒng)計量（）進(jìn)行檢驗(yàn)。另一方面，檢驗(yàn)門檻估計值是否等于其真實(shí)值，，可構(gòu)造似然比統(tǒng)計量（）進(jìn)行檢驗(yàn)。

如果存在兩個或兩個以上門檻，可以建立類似模型進(jìn)行分析，如存在兩個門檻的模型可表示如下：

其中，第二個門檻值γ2的估計，是在假定前面所估計的第一個門檻值γ1已知的情況下進(jìn)行估計，方法與估計第一個門檻值類似。在得到第二個門檻值γ2，將其看作已知值，再次對第一個門檻值進(jìn)行類似估計，得到γ*1。

實(shí)證分析

（一）數(shù)據(jù)的平穩(wěn)性檢驗(yàn)

由于Hansen的面板門限回歸模型要求各個變量均為平穩(wěn)變量，本文先用適用于相同根的LLC檢驗(yàn)和適用于不同根的ADF檢驗(yàn)兩種方法對數(shù)據(jù)進(jìn)行了平穩(wěn)性檢驗(yàn)，結(jié)果如表2所示。結(jié)果顯示，各變量均為平穩(wěn)變量或者為趨勢—平穩(wěn)變量，可直接進(jìn)行模型分析。

（二）門限效應(yīng)檢驗(yàn)

本文對模型（2）分別進(jìn)行了原假設(shè)為沒有門檻、單個門檻、雙個門檻和三個門檻的實(shí)證檢驗(yàn)。表3列出了模型在各假設(shè)檢驗(yàn)中的估計值、F值、Boo ts trap方法下的P值，以及5%顯著性水平下的置信區(qū)間。結(jié)果表明，在單個門檻值檢驗(yàn)中，在1%的顯著性水平下拒絕原假設(shè)，模型存在顯著門限效應(yīng)；在兩個門檻值檢驗(yàn)中，在1%的顯著性水平下拒絕原假設(shè)，模型存在顯著雙門限效應(yīng)；在三個門檻值檢驗(yàn)中，在5%的顯著性水平下拒絕原假設(shè)，而第三個門檻值為0.415，在第一個門檻值0.383和第二個門檻值0.481之間，因此雙門限模型便可以有效解釋收入和文化消費(fèi)的結(jié)構(gòu)變化。同時考慮到自由度損失問題，本文選擇使用雙門限模型。

圖1和圖2分別顯示了雙門限模型中門檻值和置信區(qū)間的構(gòu)造，似然比函數(shù)LR等于0時對應(yīng)的恩格爾系數(shù)值即為門檻值，相應(yīng)的95%置信區(qū)間是LR值小于5%顯著性水平下的臨界值7.35（圖中的虛線）形成的區(qū)間。

圖1　第一個門檻的置信區(qū)間

圖2　第二個門檻的置信區(qū)間

（三）估計結(jié)果及分析

表4列出了模型估計結(jié)果，其中列1-2為模型（1）的面板固定效應(yīng)估計結(jié)果及其P值，列3-4為模型（3）的面板雙門檻估計結(jié)果及其P值。回歸結(jié)果中，收入對文化消費(fèi)的影響均在1%的顯著性水平下顯著。但線性模型結(jié)果顯示，收入對文化消費(fèi)影響的彈性系數(shù)為1.715，即收入每增加1%，文化消費(fèi)會增加1.715%。而在不同的物質(zhì)需求水平下，收入對文化消費(fèi)的影響發(fā)生了一定程度的變化。恩格爾系數(shù)較低的區(qū)間（0.269，0.383 ]，收入對文化消費(fèi)影響的彈性系數(shù)為1.041；當(dāng)恩格爾系數(shù)處在區(qū)間（0.383，0.481 ]時，收入對文化消費(fèi)影響的彈性系數(shù)為1.026；當(dāng)恩格爾系數(shù)處在區(qū)間（0.481，0.512]時，收入對文化消費(fèi)影響的彈性系數(shù)為0.959。可見，收入對文化消費(fèi)的影響呈倒“J”型的非線性特征。同時，雙門限模型估計的三個區(qū)間的彈性系數(shù)均小于線性回歸模型的估計結(jié)果，說明在不考慮物質(zhì)需求影響的情況下，增加收入對文化消費(fèi)的促進(jìn)作用被放大了。

由于物質(zhì)需求的滿足程度與恩格爾系數(shù)大小呈反比關(guān)系，即恩格爾系數(shù)越小物質(zhì)需求的滿足程度越高。因此，當(dāng)居民更多的為滿足物質(zhì)需求而進(jìn)行消費(fèi)支出時，其文化消費(fèi)欲望是不能很好的被釋放的，可以認(rèn)為，文化消費(fèi)需求的增加是受到物質(zhì)需求抑制的。

其他控制變量的參數(shù)也發(fā)生了一些變化，c p i的影響由不顯著變?yōu)樵?%的顯著性水平下顯著，而且彈性系數(shù)也從0.565提高到0.749，說明價格對文化消費(fèi)的影響被釋放，城鎮(zhèn)居民對文化消費(fèi)的需求受價格影響還是比較大的；edu對文化消費(fèi)的影響均在10%的顯著性水平下不顯著，說明隨著科技水平及獲取知識渠道的拓展，不同文化水平的居民消費(fèi)理念差異趨于不明顯；w o rke r對文化消費(fèi)的影響由在1%的顯著性水平下顯著變?yōu)椴伙@著，且彈性系數(shù)由0.54降低至0.014，說明文化從業(yè)人員的數(shù)量雖然大幅增加，但從業(yè)人員的技能水平還需要進(jìn)一步提高，將數(shù)量轉(zhuǎn)化為質(zhì)量，增強(qiáng)文化產(chǎn)業(yè)發(fā)展?jié)摿Γ瑥亩ぐl(fā)供給對需求的帶動作用；inv對文化消費(fèi)的影響均不顯著，可能是資產(chǎn)投資的效果發(fā)揮有一段時間的時滯，影響了對文化消費(fèi)促進(jìn)作用的發(fā)揮；gov對文化消費(fèi)的影響彈性系數(shù)由0.513降為0.133，說明線性回歸模型放大了政府扶持對文化消費(fèi)的影響。

結(jié)論

本文從實(shí)證分析的角度論證了不同的物質(zhì)需求條件下，收入對文化消費(fèi)影響的非線性特征。結(jié)果表明，文化消費(fèi)需求確實(shí)受到物質(zhì)需求的抑制，而且存在雙門限效應(yīng)，因此，政府在制定相關(guān)促進(jìn)文化消費(fèi)的政策時，應(yīng)引導(dǎo)居民轉(zhuǎn)變消費(fèi)觀念，將消費(fèi)偏好從物質(zhì)消費(fèi)逐漸轉(zhuǎn)向文化消費(fèi)。同時，增加收入和政府扶持對文化消費(fèi)的促進(jìn)作用被放大，價格對文化消費(fèi)的影響未被有效釋放，文化就業(yè)人員的增加，不能有效發(fā)揮對文化產(chǎn)業(yè)發(fā)展的促進(jìn)作用。因此，政府應(yīng)加強(qiáng)對文化產(chǎn)品價格的調(diào)控，相關(guān)企事業(yè)部門應(yīng)加強(qiáng)對文化從業(yè)者技能的培訓(xùn)，為居民文化消費(fèi)的釋放提供供給支持。

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中圖分類號：◆F724

文獻(xiàn)標(biāo)識碼：A