文化消費、城鎮收入與物質需求—面板門限回歸模型下的實證研究

■ 魏海麗（河南職業技術學院 鄭州 450046）

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文化消費、城鎮收入與物質需求—面板門限回歸模型下的實證研究

■ 魏海麗（河南職業技術學院 鄭州 450046）

內容摘要：本文利用面板門限回歸模型實證分析了在不同物質需求條件下，城鎮居民收入對文化消費影響的非線性特征。結果表明，文化消費需求確實是以物質需求滿足為前提，且存在雙門限效應。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的促進作用，而降低了文化產品價格對文化消費的影響。因此，政府在制定相關促進文化消費的政策時，應更多關注居民消費觀念的轉變及對文化產品價格的調控。

關鍵詞：文化消費 收入 物質需求 面板門限回歸模型

引言

2015年，文化部和財政部共同實施的拉動城鄉居民文化消費試點項目已經啟動，并確定了試點地區，其目標一方面是拉動經濟增長，另一方面是引導文化消費方向。誠然，根據《文化消費指數（2013）》報告，我國文化消費的潛在規模約4.7萬億元，而實際規模僅為1.0388萬億元，存在著3.66萬億元的消費缺口，說明我國文化產業發展存在很大的消費不足問題，需要不斷擴大文化消費，培育文化產業市場，以彌補這個缺口。

理論認為，文化消費是在滿足物質需求前提下的一種更高層次的精神需求，本文試圖通過實證分析來驗證文化消費需求是否受制于物質需求。根據消費函數理論，收入是消費的重要影響因素，那么，在考慮不同物質需求的前提下分析收入對文化消費的影響顯得很有必要。于是，本文通過運用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一步的分析。目前，國內外學者們已經從不同的視角對文化消費的影響因素進行了深入探討，總結起來，主要的影響因素包括：居民收入、居民受教育程度、文化產品和服務的價格、職業層次和地位、文化產品和服務的質量及屬性、地理因素等。Seam an（2006）研究表明，收入不僅是消費的制約條件，收入的提高會增加消費者的文化資本存量，進而增加文化消費。Ka tz-Ge rro等（2009）的研究認為社會階層較身份地位對文化消費的影響更為突出。龍志和（2001）認為文化消費主要受到經濟發展水平和制度性因素的制約。張曉明（2006）研究發現，我國居民文化支出處于低位，基本原因是公共服務體系不完善，壓榨了消費支出的空間。寧軍明（2007）發現前期文化消費情況比當期收入對文化消費的影響更大，支持了“文化教育是第一消費力”的觀點。葛繼紅（2012）通過對江蘇農民文化消費的微觀調查發現，農業收入比重對文化消費有顯著負影響，且收入變量對農民文化消費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影響研究發現，中國居民文化消費增長的一個重要原因是居民收入差距的擴大。甘宇等（2015）利用1046份農民工文化消費調查數據研究農民工文化消費支出的影響因素，表明收入水平是影響其文化消費的重要因素，且務工工齡和住房性質均對文化消費存在影響。

總結影響文化消費因素的研究文獻發現，大多數文獻的研究均采用線性回歸模型進行分析，而現實中各因素對文化消費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理論，研究在不同物質需求條件下城鎮收入對文化消費的非線性影響。由于內生劃分區間的特性，面板門限回歸模型的應用越來越多，如連玉君等（2006）在不同公司成長機會條件下研究資本結構與經營績效的關系，張黎娜（2015）分別以不同變量為門檻變量研究服務業發展對城市凝聚的門限效應。

表1　數據的描述性統計信息

表2　變量的平穩性檢驗

表3　門限效應檢驗結果

指標選取與模型設定

（一）指標選取及數據來源

除了收入，文化消費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，本文在回顧相關文獻的基礎上，將具有很強相關性、代表性且有完整數據的影響因素選入實證模型分析中。

供給方面。文化消費的一個重要前提就是文化產品和服務的供給，產品的供給一般選取產出指標來衡量，而投資跟產出高度正相關，因此本文根據數據的可得性，選取文化產業固定資產投資來代表文化消費供給指標。人力資本是文化產業發展的核心資本，人才的質量和數量將直接影響到文化產業發展水平，因此，本文選取文化從業人員數代表文化產業的人力資本情況。

需求方面。需求因素包括需求的意愿和居民的消費能力兩方面。需求的消費能力主要由居民的可支配收入決定，無論是傳統的消費理論還是大量的實證研究都證明，收入是影響居民消費的關鍵因素。收入水平的高低直接決定了消費者的消費水平，而且影響著消費者的消費心理、消費欲望和消費結構。同時，文化消費過程需要人們與審美對象產生共鳴，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的需求因素。

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

政府扶持。政府扶持是文化產業發展的重要保障，是促進文化產業發展的重要力量。本文分別以政府的文化事業支出總額代表政府對文化消費扶持程度的指標。

此外，恩格爾系數反映食品支出總額占個人消費支出總額的比重，能較好地表達居民的物質需求，因此，本文選取恩格爾系數來代表物質需求。

表4　模型估計結果

根據以上指標，本文建立如下基準模型：

根據以上指標，本文建立如下基準模型：

其中，i=1，…，31表示各省市，t=1，…，11表示時間，Cit表示城鎮人均文教娛樂消費支出，代表文化消費，Yit表示人均可支配收入，Xit表示影響文化消費的控制變量。本文選取受教育程度（eduit）、文教娛樂消費價格指數（cp iit）、文化從業人員數（w o rke rit）、文化產業固定資產投資（invit）和政府文化事業支出總額（govit）作為控制變量進行計量分析。αi代表個體固定效應，μit代表隨機誤差項。

由于2002年國家統計口徑發生了變化，因此本文使用2003-2013年31個省市（不包括港澳臺地區）的省級面板數據進行分析。城鎮居民人均文教娛樂消費支出、人均可支配收入、恩格爾系數、文教娛樂消費價格指數、文化就業人員數、文化產業固定資產投資和政府文化事業支出數據均來自w ind資訊，受教育程度來自各年的《中國人口和就業統計年鑒》。其中，文化就業人員數是由教育和文化、體育與娛樂就業人員求和得來，文化產業固定資產投資是由教育和文化、體育與娛樂固定資產總投資求和得來，政府文化事業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，樣本數據的描述性統計信息如表1所示。

（二）面板門限回歸模型

為了避免人為劃分物質需求區間帶來的偏誤，本文采用Hansen的面板門限回歸模型，根據數據本身的特點內生地劃分區間并找出門檻值，進而研究不同區間內收入對文化消費的影響。基于單一門檻情況下，需要將模型（1）轉化為如下形式：

其中，eng leit表示恩格爾系數，為門檻變量。根據門檻值γ，可將樣本劃分為兩個區間，這兩個區間的差異表現在β1和β2的不同。模型參數的檢驗主要包括兩個方面：一是檢驗模型的門限效應是否顯著，H0∶β1=β2，表示不存在門限效應，可通過構造F統計量（）進行檢驗。另一方面，檢驗門檻估計值是否等于其真實值，，可構造似然比統計量（）進行檢驗。

如果存在兩個或兩個以上門檻，可以建立類似模型進行分析，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行類似估計，得到γ*1。

實證分析

（一）數據的平穩性檢驗

由于Hansen的面板門限回歸模型要求各個變量均為平穩變量，本文先用適用于相同根的LLC檢驗和適用于不同根的ADF檢驗兩種方法對數據進行了平穩性檢驗，結果如表2所示。結果顯示，各變量均為平穩變量或者為趨勢—平穩變量，可直接進行模型分析。

（二）門限效應檢驗

本文對模型（2）分別進行了原假設為沒有門檻、單個門檻、雙個門檻和三個門檻的實證檢驗。表3列出了模型在各假設檢驗中的估計值、F值、Boo ts trap方法下的P值，以及5%顯著性水平下的置信區間。結果表明，在單個門檻值檢驗中，在1%的顯著性水平下拒絕原假設，模型存在顯著門限效應；在兩個門檻值檢驗中，在1%的顯著性水平下拒絕原假設，模型存在顯著雙門限效應；在三個門檻值檢驗中，在5%的顯著性水平下拒絕原假設，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的結構變化。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間的構造，似然比函數LR等于0時對應的恩格爾系數值即為門檻值，相應的95%置信區間是LR值小于5%顯著性水平下的臨界值7.35（圖中的虛線）形成的區間。

圖1　第一個門檻的置信區間

圖2　第二個門檻的置信區間

（三）估計結果及分析

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

由于物質需求的滿足程度與恩格爾系數大小呈反比關系，即恩格爾系數越小物質需求的滿足程度越高。因此，當居民更多的為滿足物質需求而進行消費支出時，其文化消費欲望是不能很好的被釋放的，可以認為，文化消費需求的增加是受到物質需求抑制的。

其他控制變量的參數也發生了一些變化，c p i的影響由不顯著變為在1%的顯著性水平下顯著，而且彈性系數也從0.565提高到0.749，說明價格對文化消費的影響被釋放，城鎮居民對文化消費的需求受價格影響還是比較大的；edu對文化消費的影響均在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理念差異趨于不明顯；w o rke r對文化消費的影響由在1%的顯著性水平下顯著變為不顯著，且彈性系數由0.54降低至0.014，說明文化從業人員的數量雖然大幅增加，但從業人員的技能水平還需要進一步提高，將數量轉化為質量，增強文化產業發展潛力，從而激發供給對需求的帶動作用；inv對文化消費的影響均不顯著，可能是資產投資的效果發揮有一段時間的時滯，影響了對文化消費促進作用的發揮；gov對文化消費的影響彈性系數由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的影響。

結論

本文從實證分析的角度論證了不同的物質需求條件下，收入對文化消費影響的非線性特征。結果表明，文化消費需求確實受到物質需求的抑制，而且存在雙門限效應，因此，政府在制定相關促進文化消費的政策時，應引導居民轉變消費觀念，將消費偏好從物質消費逐漸轉向文化消費。同時，增加收入和政府扶持對文化消費的促進作用被放大，價格對文化消費的影響未被有效釋放，文化就業人員的增加，不能有效發揮對文化產業發展的促進作用。因此，政府應加強對文化產品價格的調控，相關企事業部門應加強對文化從業者技能的培訓，為居民文化消費的釋放提供供給支持。

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