收入空間分布不均衡與消費新動能轉換的實證檢驗

孫 巍，陸 地

（吉林大學a.數量經濟研究中心;b.商學院，長春 130012）

0 引言

改革開放以來，我國經濟迅速發展，國民收入水平得到大幅度提升。在收入水平提高的同時，其分布曲線變化具有“厚尾”變化趨勢，表明中、高收入人群規模不斷擴大[1]。收入的變化將對居民消費水平產生個體效應與宏觀效應兩方面的影響[2]。收入水平的提升對消費結構升級起到促進作用，而中、高收入組群的擴大將有助于激發文化消費等新興消費市場自身的活力。然而，我國居民收入水平提高與中、高收入組群擴大的同時，發展與享受型產品的消費水平卻始終偏低，文化消費等新興消費升級緩慢。針對這個問題，本文將以居民文化消費為例從區域性角度探討如何促進消費升級，如何釋放中、高端消費潛力，這不僅關系到居民經濟福利的提升，更關系到推動消費新動能轉換對經濟高質量發展的促進作用。

針對我國居民文化消費現狀，國內學者從不同方面進行了探索式分析。就影響因素來講，居民收入、教育程度、消費習慣等均對文化消費產生顯著的影響[3，4]，同時其作用程度表現出區域差異。居民文化消費需求收入彈性與地區發達程度呈正比[5]。消費習慣對當期文化消費的作用顯著，消費習慣影響程度按照東、中、西依次遞減[6]。區域消費不平衡是消費升級緩慢的表現，就文化消費區域性差異而言，區域發展水平決定了區域文化消費的總量與層次[7，8]。就文化消費的發展規律而言，毛中根和孫豪（2016）[9]發現文化消費在到達一定條件之前，其占居民收入、消費的比重呈“倒U”型趨勢，在達到一定條件后呈“U”型趨勢，意味著我國文化消費的變化趨勢存在拐點，具有階段性變化特征。陳勁（2015）[10]根據文化消費結構指標得到重慶市居民的文化消費水平層次結構，發現文化消費具有不同層次的發展需求。以上研究均是從居民收入與文化消費的關系著手分析，卻忽略了“分布效應”作用下異質性的消費層次，個體分布的特征也會影響到宏觀消費的形式變化。鑒于此，本文將從“收入空間分布”的角度探討收入對文化消費的非線性作用機理，對如何推動文化消費升級，推動文化產業高質量發展具有重要的現實意義。

1 模型設定、變量選取和數據來源

其中，j代表區域變量，j=east，middle，west，分別代表東部、中部、西部地區；為了排除家庭規模經濟因素的影響，對家庭消費進行人均化處理，將家庭層面變量調整到個體層面，即：家庭總消費/家庭總人口數，得到expenditurej表示j區域城鎮居民家庭人均文化消費的支出，incοme表示城鎮居民家庭人均收入，familykj表示j

1.1 模型設定

1.1.1 門限模型設定

由于收入空間分布變遷會誘發區域間消費水平的差距與消費需求的分層，所以需按照不同區域對文化消費層次進行劃分。因此，本文選擇對各區域居民教育文娛消費進行收入門限效應檢驗，期望得到不同偏好的異質性群組，以刻畫居民收入與文化消費的非線性作用機制。

本文根據Hansen（2000）[11]的門限回歸方法建立實證模型。該方法不僅可估計門檻值并推導門限的最小二乘估計量的近似分布，同時可檢驗門限的存在性和真實性。

首先，設定基礎計量模型:區域家庭特征控制變量（戶主信息、家庭成員數量、子女數量、家庭重大事件等）。為排除異方差性帶來的誤差，在穩健性回歸中將對家庭人均文化消費支出與家庭人均可支配收入做對數化處理。

其次，根據理論方法可以建立收入-文化消費的門限回歸模型：

其中，γj為j區域城鎮居民人均文化消費的門檻值。式（2）根據任意給定的γj門限值進行最小二乘估計可得到：

假定γj屬于有界區間，定義虛擬變量，其中{}.為示性函數，并設 Varj(γ)=Varj.Dj(γ)，δn=θ2-θ1，因此殘差平方和Sn可以表示為關于三個參數的函數，即Sn=(θ，δ，γ)，則其最小二乘估計量為使Sn最小的參數組合(θ，δ，γ)。由條件估計量可推得殘差平方和Sn(γ)可以看做門檻值γij的函數，此時估計量使得Sn(γ)取值最小。在對橫截面數據分析時，由于可能存在異方差情況，此時需要進行懷特異方差修正從而得到穩健標準誤，即

在得到門限估計值以后，需要對門限值的顯著性和一致性進行檢驗以保障模型真實可靠。對于檢驗門限值顯著性，即檢驗是否存在門限效應及門限存在個數，采用的檢驗方法是拉格朗日乘子（LM）檢驗F值，此時即使異方差存在也能保持一致性。由于若原假設成立，門限無法被識別，傳統檢驗統計量分布非標準。針對此情況，可根據Hansen（1996）[12]提出的自舉法（Bootstrap Method）來計算P值，若P值小于既定水平，則拒絕原假設。對于一致性的檢驗，可根據極大似然估計（LR）檢驗門限值γ。給定原假設H0:γ=γ0，H1:γ≠γ0，則似然比統計式為：

設α為顯著性水平，根據Hansen（2000）[11]的證明，對于給定的置信水平α，當時，拒絕原假設，此時門限值存在，可繼續進行多門限值檢驗。

1.1.2 區域間收入水平與組群規模差異分解

在門限效應結果檢驗后，能夠對各區域不同文化消費層次的組群進行劃分。在異質性偏好假說下，不同消費組群具有異質性的消費傾向與偏好。為了探究收入空間分布變遷對區域家庭文化消費的影響，本文將區域間不同文化消費層次家庭的需求差距進行收入水平與消費組群規模劃分。為得到其區域間具體文化消費差異結果，需要將東部設定為對照區域，將中部、西部分別設為比對區域，在上述模型設計基礎上設定：

其中，根據門限回歸結果將區域內不同消費層次家庭劃分為i組，分別用i=1，2，...，m表示，假設第i組文化消費層次代表性家庭信息體現了該區域第i組文化消費層次家庭的平均狀況，r=0代表對照區域東部，r=1代表比對區域中部或西部。expenditureri代表對照區域或比對區域第i組文化消費層次代表性家庭人均消費，βri表示r區域第i組文化消費層次的代表性家庭的邊際消費傾向，為r區域第i組文化消費層次的代表性家庭控制變量集合（戶主信息、家庭成員數量、子女撫養比及家庭重大事件等）。將Nr設定為r區域總文化消費家庭數量，Nr

i代表第i組消費層次家庭數量為r區域第i組文化消費層次家庭數量占該區域總消費家庭數量的比例，且ωri∈[0，1]。此時該區域家庭人均文化消費總值轉化為：

根據異質偏好假設中效用函數可加原理，各區域不同消費層次組群的邊際消費傾向等于其平均消費傾向，且可視為該消費層次居民對商品及服務的消費偏好。Cri為r區域第i組文化消費層次家庭人均文化消費總量。此時利用反事實分析方法，設定當比對區域家庭其他條件不變，僅其收入水平或規模比例達到對照區域水平時，比對區域該文化消費層次的家庭人均文化消費總量將分別改變：

通過收入水平及組群規模的改變，可以對中部、西部區域不同文化消費層次家庭的消費市場潛力做出判斷。

1.2 變量選取

本文參照Appleton等（2008）[13]的研究，選取各區域城鎮家庭文化消費支出作為因變量，城鎮居民家庭可支配收入作為自變量以及戶主年齡、性別、受教育程度等家庭特征數據作為控制變量①控制變量同樣選取了“職業類型”，但經本文測算戶主職業類型對家庭文化消費無顯著性影響，因此描述性統計不列出其具體指標。。由于家庭文化消費支出中包含教育消費支出，在家庭人口構成中，由子女引致的教育消費數量比例較大。因此，參照郝云飛和臧旭恒（2017）[14]的做法，選取家庭中是否擁有年齡小于25歲的未婚子女作為虛擬控制變量。各變量描述性統計如下：

1.2.1 家庭收入與文化消費空間分布變遷

首先描述各區域家庭可支配收入與文化消費的情況。表1為兩個觀測期樣本描述性統計，東部城鎮家庭人均可支配收入在2007年及2013年分別為2.49萬元及2.88萬元，2007年高出中部62.6%，高出西部64.2%。而在2013年，其差距幅度分別降低到39.3%和34.6%，在均值差距上有所減緩。在此期間，東部、中部、西部區域家庭文化消費均值分別提高68.42%、75%、50%。然而，文化消費的兩極分化程度加大，東部的極化程度強于其他區域。

表1 家庭可支配收入與文化消費描述性統計 （單位：萬元）

從家庭可支配收入空間分布變遷情況來看（見圖1），各區域的收入分布曲線均右移，我國整體收入水平逐步提高，其中東部整體收入水平明顯高于中部與西部地區。分布曲線尾端均有“胖尾”趨勢，從“偏態分布”向“正態分布”轉化，證明中、高收入組群密度上升。其中，東部分布“峰值”最低，“胖尾”趨勢最強，高收入組群密度較大。分布曲線變化趨勢均逐步趨緩，分布分散化程度上升。同時，各區域的教育文娛消費始終呈“左偏”分布（見圖2），文化消費支出多數集中于低消費水平，東部城鎮居民教育文娛消費分布最為平緩，變化幅度小，而中部、西部文化消費分布變化劇烈。通過描述性統計結果能夠看到，通過收入分布的異質性變化，可以發現不同收入水平組群的空間分布狀態出現分化。在異質性偏好假設下，不同收入組群的偏好差異決定了消費市場的發展方向，空間上的集中與分散通過對不同區域收入組群消費需求總量的影響，從而影響區域消費市場的發展。

圖1 各區域城鎮居民收入分布變遷

圖2 各區域城鎮居民文化消費分布變遷

1.2.2 家庭人口特征

根據樣本統計性描述（見表2）發現，在戶主年齡、性別、受教育程度與家庭規模、婚姻狀況上各區域城鎮居民情況基本相似，戶主年齡平均在47～50歲之間（年度對比下，戶主平均年齡增長），性別以男性為主，受教育年限基本在11年左右，婚姻狀況初婚為主①本文中采用的CHIP調查數據定義取值為，性別：男=1，女=2；2007年婚姻狀況：未婚=1，初婚=2，再婚=3，離異=4，喪偶=5，同居=6；2013年婚姻狀況：初婚=1，再婚=2，同居=3，離異=4，喪偶=5，未婚=6。，未婚子女撫養均值基本在0.5以上②設定子女撫養數量為虛擬變量：擁有25周歲以下的未婚子女，其子女撫養比=1；不擁有25周歲以下的未婚子女，其子女撫養比=0。，說明需撫養子女的家庭居多。上述數據特征與已往研究相符合，有助于研究家庭文化消費及其變化特征。

表2 樣本家庭人口特征描述性統計

1.3 數據來源

本文使用的數據來自中國家庭收入調查數據（CHIP）2007年與2013年的城鎮家庭樣本，其分別可以代表“十一五”和“十二五”期間城鎮居民收入-文化消費情況。該調查數據通過分層抽樣調查采集，數據樣本具有一致性與有效性。在剔除少量缺失信息與異常值后，按照0.02收入分位點間隔對數據進行抽樣，最終兩年度分別保留4375戶與5916戶城鎮家庭作為樣本進行分析。為了分析收入空間分布變遷的文化消費效應，本文根據統計局經濟區域劃分指標將總樣本按照其家庭所在地進行區域子樣本劃分。同時，根據中國統計年鑒中的各類價格指數，以2007年作為基期不變價對收入和文化消費數據進行平減，以消除時間與空間上價格彈性的影響。

2 實證分析

基于Hansen（2000）[11]提出的程序語言，采用連玉君crosstm橫截面門檻程序包結合Stata12.0運行數據，對各區域家庭文化消費的收入門限效應進行了檢驗。2007年與2013年各區域城鎮家庭文化消費的收入門限估計值均在95%置信區間內（見表3），通過了95%以上的置信水平一致性檢驗。在此基礎上，采用Bootstrap（自舉法）模擬出P值來檢驗門限值的顯著性，借以確定是否存在收入門限以及門限個數。表3中各區域收入門檻值均通過了一致性和顯著性檢驗，說明其估計值真實可靠。

表3 各區域城鎮居民家庭教育文娛消費-收入門檻

現階段我國區域居民收入與文化消費具有異質的門限效應，如表4所示。

表4 各區域城鎮居民異質消費層次文化消費狀況

收入將文化消費水平劃分出不同的層次，居民收入跨越門檻值，其文化消費支出才會有顯著的提高，即達到消費升級狀態。從區域門檻值對比來看，東部收入門檻值高于其他地區。2007年東部城鎮居民收入門檻為4.3萬元，意味著當收入達到約4.3萬元，能夠脫離較低的文化消費水平，此時文化消費支出均值從約1598.49元提高到約3667.69元，增長幅度高達129%。而中部、西部的收入門檻值分別為3萬元與1.8萬元，跨越門檻水平后文化消費分別增長150%與105%。此時，東部與中部年收入在收入門檻以下的消費組群在文化消費方面不具有邊際消費傾向，意味著收入的提升不能顯著增加這部分人群教育文化消費支出的比例。到第二個觀測期，收入門檻水平相繼提高，東部形成了多層次的文化消費需求狀態，其收入門檻值分別為4.2萬元與5.6萬元，文化消費支出均值從1947.11元經兩次門檻跨越達到8046.25元，增長幅度分別為134%與76.5%，家庭文化消費具有“二次升級”特征。雖然東部演化出了文化消費中間層組群，但是這部分消費組群卻不具有邊際消費傾向，說明第二個觀測期東部消費中間層組群的收入水平和當地文化消費產品市場還未使其形成相應的購買力。中、西部地區的收入門檻值分別提升到3.6萬元與4.3萬元，跨越門檻后，教育文娛消費支出分別增長105%與154%。與此同時，文化產品的更新迭代、成本增高，卻減弱了中部、西部低消費組群的購買能力，致使其文化消費需求向剛性轉變。

為了排除測量誤差影響，本文利用FGLS方法對OLS+穩健標準誤估計結果進行穩健性檢驗，其估計結果基本一致，證明估計結果相對穩健。可以發現，兩種估計均顯示對于文化消費這種新型消費市場而言，高收入組群的邊際消費傾向依舊高于其他群體，是文化產品市場主要的消費群體。值得注意的是，東部中、低消費組群的邊際消費傾向近似于、甚至高于中部、西部的高消費組群，說明其具有相近的文化消費需求欲望。

根據上文對收入區域分布狀況的分析，能夠發現區域間收入分布差距主要體現在收入水平差異與人群規模差異上。因此，本文將收入空間分布差距對家庭文化消費效應的影響分解為“水平差異”與“規模差異”分別產生的作用，如表5所示。具體表現為，當其他因素不變時，僅該層次消費人群規模變化對中部、西部區域家庭文化消費的影響，以及僅當其他因素不變時，收入水平變化帶來的沖擊。結果表明，對于中部、西部區域高層次文化消費效應而言，“規模差異”對其作用最強；而對于低層次文化消費效應，“水平差異”影響顯著。由此可以推論，雖然高收入組群主要集中于東部地區，但其部分人群的收入尚未突破東部文化消費高門限閾值。相反，盡管中部、西部區域高收入組群數量較少，但其文化消費門限閾值較低，收入水平一旦得到提高，會釋放巨大的文化產品及服務消費潛力。這種門檻閾值水平與數量的差別演變很好地解釋了收入水平差距、收入組群的空間分布失衡是造成文化消費水平偏低、文化消費市場升級緩慢的重要原因。

表5 區域間異質文化消費組群效應差異分析

3 結論

區域收入水平差距與收入組群空間分布失衡使得文化消費水平與文化消費市場規模處于較低水平。本文基于微觀家庭調查數據，在收入空間分布變遷視角下，對居民收入對文化消費的門限效應及文化消費需求狀態進行了分析。實證結果表明：

第一，居民收入與文化消費體現出非線性特征，東部城鎮居民文化消費的收入門檻水平與數量均高于中西部地區，證明東部居民具有更為豐富的文化消費偏好與層次。

第二，在文化消費市場演化規律上，高收入居民的邊際消費傾向最高，表示我國文化消費市場處于起步階段，需求程度將會從高收入到低收入群體逐步擴散。但是收入水平偏低依舊是制約中、低收入群體文化消費最顯著的因素，只有突破收入門檻限制，才能達到文化消費升級。

第三，在文化消費市場規模方面，高收入組群主要集中于東部地區，但部分高收入群體的收入水平在東部高消費門限閾值以下，減弱了這部分群體的購買能力。如果收入水平未達到顯著的突變水平，即使收入增幅快、高收入組群不斷擴大，文化消費支出依然不能得到大幅度提高；對于中部、西部地區而言，盡管門限閾值水平較低，但較小的高收入組群規模卻制約了文化消費市場的發展。然而，當其居民收入一旦突破門檻值，文化消費增幅可高達約100%～150%，蘊藏了巨大的消費潛力。