金融發(fā)展對文化產(chǎn)業(yè)發(fā)展的影響
——基于省面板數(shù)據(jù)的實證分析

王承妍 姬新龍

（蘭州財經(jīng)大學(xué)，甘肅 蘭州 730000）

一、引言

文化產(chǎn)業(yè)是國家軟實力的重要體現(xiàn)。近年來，我國積極推進文化產(chǎn)業(yè)的發(fā)展，文化產(chǎn)業(yè)的投入和產(chǎn)出均有較快的增長。但是，與其他發(fā)達國家相比，中國文化產(chǎn)業(yè)發(fā)展水平尚淺、國際競爭力低。因此本文通過定量考察我國文化產(chǎn)業(yè)發(fā)展的外部驅(qū)動因素，對比分析各因素的影響效果。

二、文化產(chǎn)業(yè)發(fā)展現(xiàn)狀

（一）文化及相關(guān)產(chǎn)業(yè)增加值及GDP占比

統(tǒng)計數(shù)據(jù)顯示中國文化產(chǎn)業(yè)產(chǎn)值從2005年的4216億元增至2016年的36762億元，具體見圖1。

圖1 中國文化及相關(guān)產(chǎn)業(yè)增加值及其占GDP比重（億元）

（二）文化及相關(guān)產(chǎn)業(yè)法人單位增加值

如表1所示，從文化及相關(guān)產(chǎn)業(yè)法人單位增加值來看，從2008年的7166億元到2016年的27235億元，增長了近3倍。其中文化制造業(yè)和文化服務(wù)業(yè)所占的比重較高，合計可達90%以上。文化批發(fā)和零售業(yè)所占的比重較低，歷年比重均不超過10%。

表1 2008-2015年中國文化及相關(guān)產(chǎn)業(yè)法人單位增加值及構(gòu)成

（三）文化及相關(guān)產(chǎn)業(yè)法人單位數(shù)

如表2所示，和文化及相關(guān)產(chǎn)業(yè)法人單位增加值不同的是，隨著法人單位數(shù)量的增長，文化服務(wù)業(yè)法人單位在數(shù)量上所占的比重始終是最高的，均在60%以上，而文化制造業(yè)和文化批發(fā)和零售業(yè)法人單位數(shù)量合計所占比重不超過40%。造成這種現(xiàn)象的原因主要是文化制造業(yè)企業(yè)的規(guī)模一般較大，而文化批發(fā)和零售及文化服務(wù)業(yè)企業(yè)的規(guī)模相對較小。

表2 中國文化及相關(guān)產(chǎn)業(yè)法人單位數(shù)及構(gòu)成

三、文獻綜述

關(guān)于金融支持文化產(chǎn)業(yè)發(fā)展的研究，劉孝斌（2014）驗證了中國金融發(fā)展對文化產(chǎn)業(yè)有顯著的正向影響。熊正德等（2014）通過對29個省的面板數(shù)據(jù)分析，得出銀行貸款是促進文化發(fā)展的主要因素，股票融資對文化產(chǎn)業(yè)發(fā)展的支持力度較小。

綜上所述，已有研究成果表明金融體系的直接金融和間接金融對文化產(chǎn)業(yè)發(fā)展有著重大影響，但以往的文獻是從文化產(chǎn)業(yè)增加值的變量因素去研究，數(shù)據(jù)年限較早不能及時反映目前文化產(chǎn)業(yè)的具體情況。2012年國家統(tǒng)計局發(fā)布《國家統(tǒng)計局關(guān)于印發(fā)文化及相關(guān)產(chǎn)業(yè)分類（2012）的通知》，進一步規(guī)范了文化及相關(guān)產(chǎn)業(yè)的口徑、范圍，在新的統(tǒng)計口徑下，各省的文化及相關(guān)產(chǎn)業(yè)增加值的數(shù)據(jù)沒有公布，因此我們選用替代指標(biāo)，即文化類企業(yè)營業(yè)收入。具體的數(shù)據(jù)選取2012年至2015年最新年限的數(shù)據(jù)，為文化產(chǎn)業(yè)的快速優(yōu)質(zhì)發(fā)展提供一定的實證依據(jù)。

四、實證研究

（一）模型設(shè)定

本文研究金融發(fā)展對文化類企業(yè)發(fā)展的促進作用涉及我國31個省（市、區(qū)）的2012-2015年4年的數(shù)據(jù)，采用面板數(shù)據(jù)模型。

該模型的一般表達式為：

其中，i=1,2,3,…，31，表示 31 個省（市、區(qū)）；t=1,2,3,4，表示已知的2012年-2015年的年份。αit表示截距項，yit是被解釋變量對個體i在t時的觀測值；xkit是第k個非隨機解釋變量對于個體i在t時的觀測值；βkit是待估計參數(shù)；μit是隨機誤差項。用矩陣表示為：

（二）指標(biāo)選取

1.文化產(chǎn)業(yè)發(fā)展指標(biāo)。以往，學(xué)術(shù)界主要用文化產(chǎn)業(yè)增加值作為衡量文化產(chǎn)業(yè)發(fā)展現(xiàn)狀的指標(biāo)，郭淑芬（2017）以文化制造業(yè)、文化批零業(yè)及文化服務(wù)業(yè)企業(yè)的營業(yè)收入作為文化產(chǎn)業(yè)發(fā)展水平的替代指標(biāo)。2012年文化及相關(guān)產(chǎn)業(yè)增加值統(tǒng)計口徑變化后各省沒有統(tǒng)一公布相關(guān)數(shù)據(jù)，故本研究參照郭淑芬（2017）的做法，采用文化制造業(yè)、文化批零業(yè)及文化服務(wù)業(yè)行業(yè)企業(yè)的營業(yè)收入衡量文化產(chǎn)業(yè)發(fā)展水平。（數(shù)據(jù)來源：中國統(tǒng)計年鑒）

2.金融發(fā)展指標(biāo)。對于金融發(fā)展指標(biāo)的選取，主要檢測金融系統(tǒng)對于文化產(chǎn)業(yè)的支持。本文用各省 (區(qū)、市)金融機構(gòu)貸款余額(BA)表示以信貸為主的間接金融支持文化產(chǎn)業(yè)發(fā)展的規(guī)模指標(biāo)，用各省(區(qū)、市)股票市值(ST)表示以股票市場為主的直接金融支持文化產(chǎn)業(yè)發(fā)展的規(guī)模指標(biāo)。

3.控制變量。除了金融行業(yè)支持因素，文化產(chǎn)業(yè)的發(fā)展還受到其它非金融因素的影響，本文選取幾個控制變量來表示。一是當(dāng)前我國文化產(chǎn)業(yè)發(fā)展仍在較大程度上依賴于政府政策支持和財政投入，因此本文將文化事業(yè)費納入影響文化產(chǎn)業(yè)發(fā)展的因素之中，用文化事業(yè)費(CF)表示政府部門對于文化產(chǎn)業(yè)的投入影響。二是經(jīng)營性文化產(chǎn)業(yè)機構(gòu)數(shù)目(SL)也會影響文化產(chǎn)業(yè)的發(fā)展，本文也將這一變量作為控制變量，表示文化市場的發(fā)展對文化產(chǎn)業(yè)發(fā)展的影響。

（三）模型檢驗

由于面板數(shù)據(jù)包括橫截面維度和時間維度，如果模型設(shè)定的不正確，即忽視了在橫截面或者時間上參數(shù)的本質(zhì)上的差異，可能會導(dǎo)致參數(shù)估計不是一致估計或估計出的參數(shù)值沒有意義，以致估計結(jié)果與實際將相差甚遠。本文著重研究不同因素對文化企業(yè)發(fā)展的影響，因此不選擇變系數(shù)模型。

為了確定該模型是否存在個體固定效應(yīng)，首先做F檢驗。

1.F檢驗。F統(tǒng)計量定義為：

其中，N表示個體數(shù)，N-1表示約束條件個數(shù)，k表示解釋變量對應(yīng)參數(shù)的個數(shù)。

給定顯著性水平，查F分布表，得到臨界值，并且與計算得到的F統(tǒng)計量數(shù)值進行比較，如果大于臨界值，則拒絕原假設(shè)。

F檢驗的原假設(shè)與備假設(shè)分別為：

H0：模型中不同個體的截距項相同（建立混合模型）

H1：模型中不同個體的截距項不同（固定效應(yīng)模型）

表3 F統(tǒng)計量檢驗的結(jié)果

因為F=38.049732＞F0.05(30.89)，所以推翻原假設(shè)，在個體固定效應(yīng)模型和混合模型中選擇個體固定效應(yīng)模型更為合理。

2.Hausman檢驗。Hausman檢驗用于檢驗應(yīng)該建立的是固定效應(yīng)模型還是隨機效應(yīng)模型。

H統(tǒng)計量定義為：

Hausman檢驗的原假設(shè)與備假設(shè)分別為：

H0:個體效應(yīng)與回歸變量無關(guān)（隨機效應(yīng)模型）

H1:個體效應(yīng)與回歸變量相關(guān)（固定效應(yīng)模型）

表4 Hausman檢驗結(jié)果

H=42.553815＞χ20.05(4)=9.49，因此模型存在個體固定效應(yīng)，應(yīng)當(dāng)建立個體固定效應(yīng)模型。

為了使數(shù)據(jù)更加平滑，我們對原始數(shù)據(jù)取對數(shù)，建立如下模型：

LOG(CUL)it=β0+β1LOG(BA)it+β2LOG(ST)it+β3LOG(CF)it+β4LOG(SL)it+μit，并用EVIEWS軟件，采用個體固體效應(yīng)模型對數(shù)據(jù)進行回歸分析。

（四）回歸分析

1.整體模型分析。

表5 模型的其他檢驗結(jié)果

（1）R2判定系數(shù)為0.993204，說明整體模型的擬合度較高；

（2）F檢驗是對回歸模型的整體做顯著性檢驗，其P值為0，通過顯著性檢驗；

（3）對模型進行Durbin-Watson檢驗，得出D.W值為2.168652，查表得dU值為1.65。當(dāng)DU＜DW＜4-DU時，解釋變量之間不存在相關(guān)性。而檢驗結(jié)果所得的為1.65＜2.168652＜2.35，即年末金融機構(gòu)貸款余額、各省股票總市值、文化事業(yè)經(jīng)費及文化及相關(guān)產(chǎn)業(yè)機構(gòu)數(shù)之間不存在相關(guān)性，因此他們之間也不存在多重共線性。

2.各參數(shù)回歸結(jié)果。從以上模型回歸結(jié)果看，整體模型通過了顯著性檢驗，擬合效果較好。通過對各參數(shù)做T檢驗發(fā)現(xiàn)金融機構(gòu)貸款總額、金融機構(gòu)個數(shù)兩個變量通過了顯著性檢驗，而股票總市值、文化事業(yè)費沒有通過檢驗。具體結(jié)果如下：

表6 模型的回歸結(jié)果

（五）結(jié)果分析

1.銀行貸款。從模型估計的回歸結(jié)果可以看出，T統(tǒng)計量的P值=0.0111，通過顯著性檢驗。銀行業(yè)金融機構(gòu)對我國文化產(chǎn)業(yè)發(fā)展金融支持效應(yīng)明顯，且呈現(xiàn)顯著的正相關(guān)關(guān)系。回歸系數(shù)為0.644203，表明銀行貸款每提高1個百分點能帶動文化企業(yè)營業(yè)收入增長0.644203個百分點。說明現(xiàn)階段金融因素中銀行貸款是促進文化發(fā)展的主要因素。

2.股票市場。股票融資對文化產(chǎn)業(yè)發(fā)展的影響不顯著，且回歸系數(shù)為負值，這主要是因為我國文化產(chǎn)業(yè)的發(fā)展尚處于成長階段，文化企業(yè)中大多為中小企業(yè)或民營企業(yè)，尚未達到上市規(guī)模，表現(xiàn)出資本市場的股票融資對文化產(chǎn)業(yè)的影響效應(yīng)還需要加強，目前文化產(chǎn)業(yè)發(fā)展還需進一步擴大上市融資規(guī)模。

3.財政支持。各省份的財政投入與文化產(chǎn)業(yè)發(fā)展之間存在正相關(guān)關(guān)系，由于本文中選取的數(shù)據(jù)年限有限，且各省政府對文化產(chǎn)業(yè)扶持力度各不相同，回歸結(jié)果中的影響效果并不顯著。一般來講財政投入也是影響文化產(chǎn)業(yè)發(fā)展的重要推動力，近年來政府對文化產(chǎn)業(yè)的財政投入不斷加大，財政支出對于文化產(chǎn)業(yè)的發(fā)展具有較大影響，但我國人口基數(shù)大人均文化事業(yè)費比例仍很小，政府應(yīng)進一步加大對文化事業(yè)發(fā)展的經(jīng)費投入。

4.文化產(chǎn)業(yè)機構(gòu)數(shù)量。經(jīng)營性文化產(chǎn)業(yè)機構(gòu)數(shù)量與全國文化產(chǎn)業(yè)的發(fā)展呈現(xiàn)出顯著的相關(guān)關(guān)系，說明文化市場的發(fā)展已經(jīng)形成規(guī)模，并以一定的速度在擴張。