我國居民收入對文化消費代際差異的影響研究*

劉 慧 夏杰長

引 言

2020年的《政府工作報告》明確要堅定實施擴大內需戰略，凸顯提升內需的重要性和緊迫性。2020年11月公布的《中共中央關于制定國民經濟和社會發展第十四個五年規劃和二〇三五年遠景目標的建議》第一次提出了高品質生活的概念，而多樣化的文化消費恰恰是人民高品質生活的體現。中國經濟逐漸向高質量發展階段，文化自信和文化自覺日益彰顯，文化消費的重要性也不斷凸顯。文化消費需求提升能夠倒逼供給側改革，推進產業結構轉型升級，有利于構建新發展格局。2013—2019年，我國居民人均文化消費占人均總消費的比重保持緩慢上升的態勢，而人均文化消費支出占人均可支配收入的比重、居民生活性消費增長率和人均文化消費增長率則一直處于波動狀態。說明除了收入因素之外，其他因素也會對居民文化消費支出產生影響。(1)Hui Liu， Shuang Lu， Ximeng Wang and Shaobo Long.The Influence of Individual Characteristics on Cultural Consumption from the Perspective of Complex Social Network. Complexity， vol.2021.

生活壓力、社會保障滿意度、社會經濟地位等都會影響居民的文化消費支出。對不同年齡段的群體來說，其文化消費是否存在差異？文化產品或服務作為“非必需品”的特性是否對不同出生年代的群體都適用？影響居民文化消費支出的因素又是否存在代際差異？基于此，本文以文化消費代際差異為切入點，研究文化消費的高質量發展，為供需兩側的精準匹配提供可借鑒的路徑，助力我國經濟內循環進一步加速。

一、文獻綜述

中國城鎮家庭消費同時存在年齡效應和代際效應(余玲錚，2015)。年齡對文化消費具有顯著影響，年輕人相較其他群體會購買更多的影視作品(Diniz & Machado，2011)。對于農村居民而言，農村居民文化消費具有年齡效應，即文化消費支出隨年齡增長而下降，但在超過60歲以后又會增加(文立杰等，2017)。個人的消費行為具有時代特征。不同出生時代的群體消費行為及選擇偏好存在差異，同一代人經歷相同的社會變遷，其消費特征也相似，因此，對于不同年代的人們，消費決策存在代際差異(林曉珊、張翼，2014)。教育文化消費具有明顯的時代特征，“70后”在教育消費支出方面比其父輩的支出更多。

目前有關代際文化消費的研究主要是針對大學生和農民工等特定群體的微觀調查分析。大學生通過文化消費活動，可以獲得高層次文化的相關知識和經驗，有助于將來在職場獲得更好的職位，步入社會精英階層(Van，1997)。個人特征、大學生家庭經濟狀況、戶主受教育程度、文化消費環境以及大學生消費觀念等因素會影響大學生的文化消費(朱偉，2012)。大學生的文化消費也會受到其家庭文化和父母消費觀念的影響(趙菡、程毅，2016)。提高大學生文化消費水平需要從需求端促進文化資本聚集，從供給端建立需求導向型的供給機制。通過對農民工群體的文化消費研究發現，隨著消費環境的變化，農民工群體的文化消費情況發生了代際轉型，即新生代農民工開始逐漸融入城市的文化消費中(王艷華，2007)。

分析文化消費影響因素的代際差異，對我國文化消費產品和服務的供給側改革以及供需精準匹配有重要意義。本文將實證檢驗不同收入來源、生活壓力、社會保障滿意度、社會經濟地位、文化消費滿意度對不同群體文化消費支出的影響，為精準施策提供參考。

二、研究框架和模型設定

(一)收入來源對文化消費支出的直接影響

收入直接影響居民的文化消費支出，與文化消費支出具有正相關關系(Brito & Barros，2005)。收入對不同文化產品需求的影響存在差異，當收入增加時，對藝術品的需求有強烈的正向影響，但對話劇等耗時比較長的文化產品或服務的需求沒有顯著的影響。工資性收入、經營性收入、財產性收入和轉移性收入不同程度地影響著消費支出額(方福前、張艷麗，2011)，其中，工資性收入以及財產性收入對城鎮居民文化消費的影響顯著(呂寒、姜照君，2013)，因此提出假設H1。

假設H1a：居民收入對代際文化消費有顯著的正向影響。

假設H1b：不同收入來源對代際文化消費有正向的影響。

(二)生活壓力調節變量對文化消費支出的影響

休閑限制理論將休閑限制歸為自身限制、人際限制和結構限制三類。文化消費受到這三類因素的影響。自身限制與生活壓力密切相關，家庭的總體消費在既定收入水平下，家庭生活壓力越大，未來支出的不確定性越強，家庭總消費趨向于主動抑制消費。文化消費是非必需品，很容易被擠出，即使具備文化消費的經濟條件，但受制于自身限制因素的差異，休閑動機也會呈現差異性，從而影響文化消費支出，因此提出假設H2。

假設H2：生活壓力負向調節居民收入對代際文化消費支出的關系，當生活壓力大時，居民收入對文化消費的正向影響較弱。

(三)社會經濟地位調節變量對文化消費支出的影響

消費者的社會地位會影響其文化消費(Chan & Goldthorpe，2007)。消費者會為了提高社會地位，消費與地位有關的商品，以向個體自身或他人傳遞其地位信息(Eastman et al.，1999)。現有的營銷領域研究發現，地位消費有品位消費和奢侈消費兩種消費行為。其中，品位消費是消費者通過消費象征其文化修養與生活方式的產品，來表現出個人的社會地位(Holt，1998)。文化消費是品位消費的重要體現，居民的社會經濟地位是影響其文化消費的因素，因此提出假設H3。

假設H3：社會經濟地位正向調節居民收入對代際文化消費支出的關系，當社會經濟地位高時，居民收入對文化消費的正向影響較強。

(四)社會保障滿意度調節變量對文化消費支出的影響

社會保障制度是決定消費的重要因素(Richards，1996)。預防性儲蓄理論認為，社會保障對中國的居民消費具有一定的促進作用(方匡南、章紫藝，2013)。社會保障制度可以提高居民抵御未來風險的不確定性，改善居民對未來的心理預期，從而減少消費的后顧之憂。社會保障制度的改革能夠較大幅度推動收入彈性比較大的文化消費的增長。社會保障滿意度作為國民生活保障系統的主觀感受，反映社會保障制度運行效果的最佳方式，對文化消費行為有實質的影響，因此提出假設H4。

假設H4：社會保障滿意度正向調節居民收入對代際文化消費支出的關系，當社會保障滿意度高時，居民收入對文化消費的正向影響較強。

(五)文化活動滿意度調節變量對文化消費支出的影響

文化產品或服務是為了滿足消費者的精神需求，屬于體驗性產品，文化消費是典型的體驗性消費。消費者可以通過體驗性消費獲得幸福感(Gilovich，2015)。參與文化活動對幸福感的效應僅次于健康和收入，高于年齡、教育、性別或就業等的效應(Schmiedeberg & Schroder，2017)。對于不同的代際群體來說，其參與文化活動的滿意度會影響到文化消費的支出，因此提出假設H5。

假設H5：文化活動滿意度正向調節居民收入對代際文化消費支出的關系，當文化消費滿意度高時，居民收入對文化消費的正向影響較強。

圖1 研究框架

研究框架如圖1所示。收入是影響文化消費的直接因素，建立模型(1)，IN代表收入，X代表性別、年齡、戶口類型、受教育程度、就業狀態和婚姻狀況等控制變量，ε為誤差項，i為樣本編號。

CCi=β0+β1iIN+β2iX+εi

(1)

研究框架中，生活壓力、社會經濟地位、社會保障滿意度、文化活動滿意度等調節變量也會直接影響代際文化消費支出，在模型(1)基礎上加入調節變量，如模型(2)所示，Mod代表居民的生活壓力、社會經濟地位、社會保障滿意度以及文化活動滿意度這4個調節變量，X代表性別、年齡、戶口類型、受教育程度、就業狀態和婚姻狀況等控制變量，ε為誤差項，i為樣本編號。

CCi=β0+β1iIN+β2iX+β3iMod+εi

(2)

為了檢驗以上調節變量是純調節變量還是半調節變量，在模型(2)的基礎上加入收入和調節變量的交互項，如模型(3)所示。Mod代表居民的生活壓力、社會經濟地位、社會保障滿意度以及文化活動滿意度這4個調節變量，X代表性別、年齡、戶口類型、受教育程度、就業狀態和婚姻狀況等控制變量，ε為誤差項，i為樣本編號。若模型(3)中β4i顯著，則表明特征變量為調節變量；同時模型(2)中β3i也顯著，則表明該特征變量是半調節變量，反之則為純調節變量。

CCi=β0+β1iIN+β2iX+β3iMod+β4iIN×Mod+εi

(3)

三、文化消費影響因素的代際差異

(一)數據來源

本文數據選自中國社會科學院社會學研究所中國社會狀況綜合調查(CSS)公布的2019年微觀調查數據，實證研究文化消費支出的代際差異。該數據覆蓋全國31個省市自治區，其中包括151個區市縣的604個村/居委會，具有廣泛的代表性。問卷共有10283份樣本。通過對問卷進行預處理，剔除家庭教育支出或家庭文化、娛樂、旅游支出或家庭人均收入缺失的數據樣本，以及樣本中“家庭總收入”和“家庭文化消費總支出”這兩個指標位于1%以下和99%以上的極端值。根據民政部2018年4季度的民政統計季報數據，我國城市最低生活保障平均標準為6956.4元/人、年，農村最低生活保障平均標準為4833.4元/人、年，本文以低保平均標準作為居民收入的下限，剔除不符合條件的城鎮樣本和農村樣本。另外，因為教育支出占文化消費的比重比較大，為了避免統計誤差，更好地反應其他文化消費支出的代際差異，本文剔除了文化消費中的教育支出，最終得到有效樣本量2124個。

(二)變量設定及描述性統計

1.被解釋變量

本文的被解釋變量為文化消費。我們使用對數形式的家庭平均文化消費支出作為文化消費的代理變量。根據國家統計局的統計口徑，文化消費分為教育、文化娛樂服務、文化娛樂用品等3個部分。如圖2所示，剔除教育支出之前，“70后”的文化消費支出最高，“00后”的文化消費支出最低；剔除教育支出之后，“00”后的文化消費支出最高。由此可見，教育支出會擠占文化娛樂服務、文化娛樂用品等支出。因此，為了避免統計分析誤差，更好地分析文化消費的代際差異，本文選取CSS2019調查中文化、娛樂、旅游支出，用文化、娛樂、旅游支出之和除以家庭人口數，再取對數得到平均文化消費支出。

圖2 文化消費結構的代際比較數據來源：作者根據CSS2019調查微觀調查數據繪制而得。

表1 變量設定及描述

2.解釋變量

本文的解釋變量為居民收入，我們使用年家庭收入除以家庭人數，再取對數得到平均收入作為居民收入的代理變量。

3.控制變量

本文將年齡、性別、戶口類型、婚姻狀況、受教育程度和就業狀態、所在地區等人口學特征作為控制變量。其中，戶口類型設置為0-1變量(農業戶口=1，非農業戶口/居民戶口=0)；年齡用2018年與出生年份之差表示；性別設置為0-1變量(女=1，男=0)；受教育程度的取值范圍為1至9(未上學=1，上學=2，初中=3，高中=4，中專=5，職高技校=6，大學專科=7，大學本科=8，研究生=9)；婚姻狀況設置為0-1變量(初婚有配偶/再婚有配偶/同居=1，未婚/離婚/喪偶=0)；就業狀態設置為0-1變量(沒有工作=1，有工作/有工作，但目前休假、學習，或臨時停工、歇業=0)。

4.調節變量

社會、文化和心理等因素會影響居民的消費行為。因此，本文將影響文化消費的生活壓力、社會經濟地位、社會保障滿意度、文化活動滿意度等4個指標均設定為調節變量。如表1所示。生活壓力變量的樣本均值接近于2，說明被調查人群所感受到的生活壓力總體上偏低。社會經濟地位變量的取值越大，相應被采訪者的社會經濟地位越高，該變量的樣本均值接近2.6，介于“上等層次”和“下等層次”之間，接近于“中等層次”。社會保障滿意度變量的樣本均值約為6.9，介于“非常不滿意1分”和“非常滿意10分”之間，且更偏向于“非常滿意”，說明調查人群的社會保障滿意度整體上偏高。文化活動滿意度變量的最高取值為10，分值越高說明調查者對文化活動的滿意程度越高，該變量的均值為6.4，說明人群的文化活動滿意度整體處于較高水平。

表2 收入對不同出生組居民文化消費的影響

圖3 不同出生組文化消費曲線與文化消費隨居民收入變動曲線數據來源：作者根據CSS2019調查微觀調查數據繪制而得。

(三)實證結果分析

1. 收入變量對代際文化消費的直接影響

本文根據居民出生年代的不同將樣本劃分為五個出生組，如表2所示，1950—1959年出生的為“50后”，1960—1969年出生的為“60后”，1970—1979年出生的為“70后”，1980—1989年出生的為“80后”，1990年之后出生的為“90后”。

如圖3所示，隨著出生年代的延后，居民文化消費均值先增加后減少再增加，“80后”的文化消費均值最低，“60后”的文化消費均值最高。為檢驗居民收入對文化消費的影響是否存在代際差異，本文對5個出生組進行了分組樣本回歸，結果如表3所示。回歸結果表明：從“50后”到“90后”5個出生組的居民收入均顯著及正向影響文化消費支出，且其影響程度存在明顯差異。文化消費隨收入的變動減少后增加再減少，“60后”最低，“70后”最高。這主要是因為“60后”絕大部分處于退休或即將退休階段，沒有教育支出的擠占，結合圖3可以看出，“70后”“80后”可支配的文化消費大多用于教育支出，從而擠占了文化、娛樂、旅游等文化消費支出。“50后”的預防性儲蓄傾向以及針對“50后”的文化消費產品或服務的供給不足，直接影響了文化、娛樂、旅游等文化消費支出。對于“90后”而言，文化消費這樣的享受型、發展型的消費已經成為其生活必需品，受收入等因素的影響較小。這也反映出我國文化消費結構的不合理，以及教育福利制度的不完善。假設H1a得到驗證。

表3 居民收入影響文化消費的回歸分析結果：代際差異

另外，根據心理賬戶理論，不同賬戶系統(不同來源的收入)具有不可替代性，分別對文化消費產生影響。本文根據來源方式將收入分為工資性收入、財產性收入、經營性收入和轉移性收入等4種類型的收入，并分別使用這4種收入對5個出生組的文化消費情況進行了分組樣本回歸，結果如表4所示。

表4 不同收入來源對文化消費支出的代際影響

工資性收入提高只影響“70后”的文化消費支出，“70后”的文化消費支出中教育支出擠占了其他文化消費支出。經營性收入對“50后”“90后”影響顯著，“50后”經營性收入中主要是農村居民通過自主經營(農家樂等)獲得的收入，“50后”農村居民經營性收入的增加會顯著提升其文化消費的支出；“90后”群體有1/3受過高等教育，信息獲取越來越便捷，其思維、視野更加開闊，沒有太大的經濟壓力，更傾向于創業而非獲得一份穩定固定的收入，通過創業獲得遠高于固定收入的經營性收入，能明顯提升滿足其品質生活的文化消費支出。轉移性收入顯著影響“50后”和“90后”的文化消費支出，這主要是因為“50后”人群為退休職工，其主要收入來源即養老金等社保收入；“90后”家庭成員醫療報銷收入以及福利收入會正向影響其文化消費的支出。財產性收入對“60后”“70后”“80后”有顯著的正向影響，這一群體通過出租固定資產和金融理財等方式獲得的收入，是其固定收入之外的第二收入來源，拓寬居民獲得財產性收入的渠道，增加居民的財產性收入有助于推動其文化消費水平的提升。假設H1b得到驗證。

2. 調節變量對文化消費影響的代際差異

(1)生活壓力和社會經濟地位對“60后”有直接影響。如表5和表6所示，生活壓力和社會經濟地位對不同出生組的群體沒有調節效應。生活壓力和社會經濟地位只對“60后”的文化消費支出產生直接的影響。即生活壓力越大，“60后”用于文化消費的支出就越少；社會經濟地位越高，“60后”用于文化消費的支出越多。“60后”的群體即將退休，在職期間的低收入已經增加生活壓力，為了應對退休之后的生活，便會減少文化消費的支出。社會經濟地位高通常意味著收入較高且穩定，退休后的生活品質有保障。因此，“60后”的社會經濟地位越高，其用于文化消費的支出也越多。假設H2和H3得到驗證。

表5 生活壓力調節效應檢驗的回歸分析結果

表6 社會經濟地位調節效應檢驗的回歸分析結果

(2)社會保障滿意度對“70后”和“90后”的文化消費支出有顯著的調節作用。如表7所示，模型(3)中，除了“70后”“90后”，其他年齡群體的SS交互項系數均不顯著。對于“70后”，這一群體經歷了我國社會保障制度不斷完善的過程，社會保障滿意度會增強“70后”居民收入對于文化消費的正向影響；“90后”一代享有更好的教育福利，有1/3的“90后”能夠接受高等教育，而受教育程度會影響文化消費水平和層次。假設H4得到驗證。

表7 社會保障滿意度調節效應檢驗的回歸分析結果

(3)文化活動滿意度對文化消費的代際差異顯著。如表8所示，從模型2可以看出，“50后”“60后”“80后”“90后”等4個年代出生組的文化活動滿意度系數顯著，說明對于這4個出生組而言，文化活動滿意度直接影響其文化消費支出。從模型(3)中可以看出，“80后”收入與文化活動滿意度交互系數正向顯著，而其余出生組的交互項系數均不顯著，說明更高的文化活動滿意度會增強“80后”居民收入對于文化消費的正向影響，即“80后”更加關注文化消費產品和服務的供給品質，在乎其對文化產品和服務的體驗。假設H5得到驗證。

表8 文化活動滿意度調節效應檢驗的回歸分析結果

(四)穩健性檢驗與內生性討論

1.穩健性檢驗

為驗證以上研究結果的穩健性，用2018年戶主個人總收入代替2018年家庭人均總收入，采用單一方程重新估算以上模型(1)、模型(2)和模型(3)。模型9a～9e的估計結果都表明：各核心變量的顯著性和正負符號均沒有出現明顯變化。這充分證明本文估計結果的可靠性。

表9a 戶主個人收入影響文化娛樂旅游消費的回歸分析結果：代際差異

表9b 生活壓力調節效應檢驗的回歸分析結果(解釋變量：個人收入)

表9c 社會經濟地位調節效應檢驗的回歸分析結果(解釋變量：個人收入)

表9d 社會保障滿意度調節效應檢驗的回歸分析結果(解釋變量：個人收入)

表9e 文化活動滿意度調節效應檢驗的回歸分析結果(解釋變量：個人收入)

2.內生性檢驗

本文使用DWH方法檢驗內生性對模型(1)和模型(2)的可靠性的影響。(2)本文針對家庭人均年收入變量的內生性進行檢測，且只需針對模型(1)和模型(2)進行檢測，因為模型(3)相對于模型(2)，僅僅增加了調節變量和解釋變量的交互項，如果模型(2)存在內生性問題，則模型(3)也一定存在內生性問題，反之，如果模型(2)不存在內生問題，則模型(3)也不存在。經過反復實驗，本文選取“工作性質”作為變量，工作性質可以體現在專業技能上。專業技能越高，其工作者的收入也越高，從而影響該個體的文化、娛樂、旅游消費水平，而工作的專業技能往往不會直接影響個體的文化、娛樂、旅游消費。如表10和表11所示，工具變量系數聯合顯著性的F統計量均較大，可以認為工具變量非弱工具變量。對模型(1)和模型(2)進行DWH檢驗，發現p值均較大，無法拒絕原假設H0：“所有解釋變量均為外生變量”。此外，通過該內生性檢驗和對模型設計的多次實驗，基本可以排除該檢驗發生Ⅱ類錯誤的可能性。因此，本文在計量模型選擇和設置時，已充分考慮內生性問題，不影響模型的可靠性。

表10 工具變量顯著性(模型1、模型2)

表11 DWH檢驗結果(模型1、模型2)

四、結論與對策建議

從實證結果可以看出，文化消費影響因素對不同群體的影響有明顯差異，我國的文化消費結構還有待進一步優化升級。對于所有年齡的群體來說，收入都是文化消費的決定性因素，它直接影響著人群的文化消費水平。從收入來源看，財產性收入的增加對“60后”“70后”“80后”文化消費的代際影響最顯著。“60后”的群體即將退休，在職期間的低收入已經增加生活壓力，為了應對退休之后的生活，便會減少文化消費的支出。社會經濟地位高通常意味著收入較高且穩定，退休后的生活品質有保障，因此，“60后”的社會經濟地位越高，其用于文化消費的支出也越多。“70后”經歷了我國社會保障制度不斷完善的過程，社會保障滿意度會增強“70后”居民收入對于文化消費的正向影響。而“90后”一代享有更好的教育福利，有1/3的“90后”能夠接受高等教育，保障意識更強，有機會享受更完善的社會保障，社會保障滿意度越強，越愿意進行文化消費支出。“80后”更加關注文化消費產品和服務供給的品質，在乎其對文化產品和服務的體驗，文化活動滿意度既直接影響其文化消費支出，又可以通過調整收入與文化消費的關系間接影響文化消費支出。文化消費已經成為“90后”的必需品。“50后”由于消費觀念以及預防性儲蓄的影響，調節變量中只有文化活動滿意度影響其文化消費支出，“50后”的文化消費支出大多是對公共文化產品的消費，這與我國公共文化產品供給不斷提高有關。

為更好滿足不同群體對高品質生活的需求，優化文化消費結構，讓文化產品(或服務)供給側匹配需求側，讓文化消費需求側倒逼文化供給側改革，擴大國內文化消費市場，加速國內大循環，提出如下對策建議。一是著力提高居民收入。收入是文化消費的決定因素，應推動實現更高質量的就業，保持工資性收入的主體地位，合理提高最低工資水平，讓全體居民收入增加步伐跟上國家經濟的增長速度，從根源上提升我國居民文化消費支出的能力；進一步規范資本市場，豐富金融理財工具和產品，多渠道增加金融產品投資收入，提升“60后”“70后”“80后”的文化消費支付能力；針對于農村居民，健全農產品價格保護和農業補貼等政策體系，提高農民的創收能力，大力增加農業人口的轉移性收入，使農村居民有底氣、有勇氣將收入的一部分用來進行文化消費。二是解除后顧之憂。提升不同地區的醫療、社會保障水平，以減少“60后”“70后”的預防性儲蓄，解決其后顧之憂，進而間接地提高其可支配收入，讓“60后”“70后”敢于進行文化消費。三是提升不同群體文化消費體驗。文化消費日益成為“90后”的生活必需性消費，他們十分在乎文化產品(或服務)的產品品質和用戶體驗感。因此在供給側，應大力發展新興業態，通過5G、虛擬現實/增強現實(VR/AR)等技術，向“90后”提供沉浸式娛樂、智慧旅游等新文化產品和服務，通過豐富文化產品和服務的供給，提高“90后”的文化消費滿意度。另外，提升大眾文化消費便捷性，通過線上和線下的融合式發展，讓“90后”可以在任何地點任何時間輕松獲取文化消費服務，使得文化產品和服務便捷高效、輕松觸達。針對“80后”“90后”群體，應提供具有價格優勢的文化消費產品和服務；針對“50后”“60后”群體，應做好公共文化消費的供給，提升公共文化消費體驗。