文化消费、城镇收入与物质需求

魏海丽

内容摘要：本文利用面板门限回归模型实证分析了在不同物质需求条件下，城镇居民收入对文化消费影响的非线性特征。结果表明，文化消费需求确实是以物质需求满足为前提，且存在双门限效应。同时，线性回归模型放大了增加收入和政府扶持对文化消费的促进作用，而降低了文化产品价格对文化消费的影响。因此，政府在制定相关促进文化消费的政策时，应更多关注居民消费观念的转变及对文化产品价格的调控。

关键词：文化消费   收入   物质需求   面板门限回归模型

引言

2015年，文化部和财政部共同实施的拉动城乡居民文化消费试点项目已经启动，并确定了试点地区，其目标一方面是拉动经济增长，另一方面是引导文化消费方向。诚然，根据《文化消费指数（2013）》报告，我国文化消费的潜在规模约4.7万亿元，而实际规模仅为1.0388万亿元，存在着3.66万亿元的消费缺口，说明我国文化产业发展存在很大的消费不足问题，需要不断扩大文化消费，培育文化产业市场，以弥补这个缺口。

理论认为，文化消费是在满足物质需求前提下的一种更高层次的精神需求，本文试图通过实证分析来验证文化消费需求是否受制于物质需求。根据消费函数理论，收入是消费的重要影响因素，那么，在考虑不同物质需求的前提下分析收入对文化消费的影响显得很有必要。于是，本文通过运用Hansen（1999、2000）提出的能自动识别门槛值的面板门限回归模型对此问题做进一步的分析。

目前，国内外学者们已经从不同的视角对文化消费的影响因素进行了深入探讨，总结起来，主要的影响因素包括：居民收入、居民受教育程度、文化产品和服务的价格、职业层次和地位、文化产品和服务的质量及属性、地理因素等。Seaman（2006）研究表明，收入不仅是消费的制约条件，收入的提高会增加消费者的文化资本存量，进而增加文化消费。Katz-Gerro等（2009）的研究认为社会阶层较身份地位对文化消费的影响更为突出。龙志和（2001）认为文化消费主要受到经济发展水平和制度性因素的制约。张晓明（2006）研究发现，我国居民文化支出处于低位，基本原因是公共服务体系不完善，压榨了消费支出的空间。宁军明（2007）发现前期文化消费情况比当期收入对文化消费的影响更大，支持了“文化教育是第一消费力”的观点。葛继红（2012）通过对江苏农民文化消费的微观调查发现，农业收入比重对文化消费有显著负影响，且收入变量对农民文化消费具有一定的收入门槛。王宋涛（2014）就收入分配对居民文化消费影响研究发现，中国居民文化消费增长的一个重要原因是居民收入差距的扩大。甘宇等（2015）利用1046份农民工文化消费调查数据研究农民工文化消费支出的影响因素，表明收入水平是影响其文化消费的重要因素，且务工工龄和住房性质均对文化消费存在影响。

总结影响文化消费因素的研究文献发现，大多数文献的研究均采用线性回归模型进行分析，而现实中各因素对文化消费的影响不一定都是线性的，因此本文从非线性视角，引入面板门限回归模型的相关理论，研究在不同物质需求条件下城镇收入对文化消费的非线性影响。由于内生划分区间的特性，面板门限回归模型的应用越来越多，如连玉君等（2006）在不同公司成长机会条件下研究资本结构与经营绩效的关系，张黎娜（2015）分别以不同变量为门槛变量研究服务业发展对城市凝聚的门限效应。

指标选取与模型设定

（一）指标选取及数据来源

除了收入，文化消费的影响因素还有非常多，涵盖了供给、需求、价格和政府扶持等方面的因素，本文在回顾相关文献的基础上，将具有很强相关性、代表性且有完整数据的影响因素选入实证模型分析中。

供给方面。文化消费的一个重要前提就是文化产品和服务的供给，产品的供给一般选取产出指标来衡量，而投资跟产出高度正相关，因此本文根据数据的可得性，选取文化产业固定资产投资来代表文化消费供给指标。人力资本是文化产业发展的核心资本，人才的质量和数量将直接影响到文化产业发展水平，因此，本文选取文化从业人员数代表文化产业的人力资本情况。

需求方面。需求因素包括需求的意愿和居民的消费能力两方面。需求的消费能力主要由居民的可支配收入决定，无论是传统的消费理论还是大量的实证研究都证明，收入是影响居民消费的关键因素。收入水平的高低直接决定了消费者的消费水平，而且影响着消费者的消费心理、消费欲望和消费结构。同时，文化消费过程需要人们与审美对象产生共鸣，受教育水平很大程度上决定了居民的文化层次，因此，本文分别选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费的需求因素。

价格方面。文化产品也和其他商品一样，遵循基本的供求原理，当产品价格升高时，需求会下降，反之亦然，过高的定价会影响居民的消费需求。本文选取文化消费价格指数代表文化消费的价格。

政府扶持。政府扶持是文化产业发展的重要保障，是促进文化产业发展的重要力量。本文分别以政府的文化事业支出总额代表政府对文化消费扶持程度的指标。

此外，恩格尔系数反映食品支出总额占个人消费支出总额的比重，能较好地表达居民的物质需求，因此，本文选取恩格尔系数来代表物质需求。

根据以上指标，本文建立如下基准模型：

Cit=αi+β1Yit+β2Xit+μit               （1）

其中，i=1，…，31表示各省市，t=1，…，11表示时间，Cit表示城镇人均文教娱乐消费支出，代表文化消费，Yit表示人均可支配收入，Xit表示影响文化消费的控制变量。本文选取受教育程度（eduit）、文教娱乐消费价格指数（cpiit）、文化从业人员数（workerit）、文化产业固定资产投资（invit）和政府文化事业支出总额（govit）作为控制变量进行计量分析。αi代表个体固定效应，μit代表随机误差项。

由于2002年国家统计口径发生了变化，因此本文使用2003-2013年31个省市（不包括港澳台地区）的省级面板数据进行分析。城镇居民人均文教娱乐消费支出、人均可支配收入、恩格尔系数、文教娱乐消费价格指数、文化就业人员数、文化产业固定资产投资和政府文化事业支出数据均来自wind资讯，受教育程度来自各年的《中国人口和就业统计年鉴》。其中，文化就业人员数是由教育和文化、体育与娱乐就业人员求和得来，文化产业固定资产投资是由教育和文化、体育与娱乐固定资产总投资求和得来，政府文化事业支出是由政府对教育和文化、体育与传媒支出求和得来。为了消除异方差性，分别对变量Cit、Yit、workerit、invit和govit取对数，样本数据的描述性统计信息如表1所示。

（二）面板门限回归模型

为了避免人为划分物质需求区间带来的偏误，本文采用Hansen的面板门限回归模型，根据数据本身的特点内生地划分区间并找出门槛值，进而研究不同区间内收入对文化消费的影响。基于单一门槛情况下，需要将模型（1）转化为如下形式：lnCit=αi+β1lnYitI（engleit≤γ）+β2lnYitI（engleit>γ）+β3Xit+μit                   （2）

其中，engleit表示恩格尔系数，为门槛变量。根据门槛值γ，可将样本划分为两个区间，这两个区间的差异表现在β1和β2的不同。模型参数的检验主要包括两个方面：一是检验模型的门限效应是否显著，H0∶β1=β2，表示不存在门限效应，可通过构造F统计量（）进行检验。另一方面，检验门槛估计值是否等于其真实值，，可构造似然比统计量（）进行检验。

如果存在两个或两个以上门槛，可以建立类似模型进行分析，如存在两个门槛的模型可表示如下：

（3）

其中，第二个门槛值γ2的估计，是在假定前面所估计的第一个门槛值γ1已知的情况下进行估计，方法与估计第一个门槛值类似。在得到第二个门槛值γ2，将其看作已知值，再次对第一个门槛值进行类似估计，得到γ*1。

实证分析

（一）数据的平稳性检验

由于Hansen的面板门限回归模型要求各个变量均为平稳变量，本文先用适用于相同根的LLC检验和适用于不同根的ADF检验两种方法对数据进行了平稳性检验，结果如表2所示。结果显示，各变量均为平稳变量或者为趋势—平稳变量，可直接进行模型分析。

（二）门限效应检验

本文对模型（2）分别进行了原假设为没有门槛、单个门槛、双个门槛和三个门槛的实证检验。表3列出了模型在各假设检验中的估计值、F值、Bootstrap方法下的P值，以及5%显著性水平下的置信区间。结果表明，在单个门槛值检验中，在1%的显著性水平下拒绝原假设，模型存在显著门限效应;在两个门槛值检验中，在1%的显著性水平下拒绝原假设，模型存在显著双门限效应;在三个门槛值检验中，在5%的显著性水平下拒绝原假设，而第三个门槛值为0.415，在第一个门槛值0.383和第二个门槛值0.481之间，因此双门限模型便可以有效解释收入和文化消费的结构变化。同时考虑到自由度损失问题，本文选择使用双门限模型。

图1和图2分别显示了双门限模型中门槛值和置信区间的构造，似然比函数LR等于0时对应的恩格尔系数值即为门槛值，相应的95%置信区间是LR值小于5%显著性水平下的临界值7.35（图中的虚线）形成的区间。

（三）估计结果及分析

表4列出了模型估计结果，其中列1-2为模型（1）的面板固定效应估计结果及其P值，列3-4为模型（3）的面板双门槛估计结果及其P值。回归结果中，收入对文化消费的影响均在1%的显著性水平下显著。但线性模型结果显示，收入对文化消费影响的弹性系数为1.715，即收入每增加1%，文化消费会增加1.715%。而在不同的物质需求水平下，收入对文化消费的影响发生了一定程度的变化。恩格尔系数较低的区间（0.269，0.383 ]，收入对文化消费影响的弹性系数为1.041;当恩格尔系数处在区间（0.383，0.481 ]时，收入对文化消费影响的弹性系数为1.026;当恩格尔系数处在区间（0.481，0.512]时，收入对文化消费影响的弹性系数为0.959。可见，收入对文化消费的影响呈倒“J”型的非线性特征。同时，双门限模型估计的三个区间的弹性系数均小于线性回归模型的估计结果，说明在不考虑物质需求影响的情况下，增加收入对文化消费的促进作用被放大了。

由于物质需求的满足程度与恩格尔系数大小呈反比关系，即恩格尔系数越小物质需求的满足程度越高。因此，当居民更多的为满足物质需求而进行消费支出时，其文化消费欲望是不能很好的被释放的，可以认为，文化消费需求的增加是受到物质需求抑制的。

其他控制变量的参数也发生了一些变化，cpi的影响由不显著变为在1%的显著性水平下显著，而且弹性系数也从0.565提高到0.749，说明价格对文化消费的影响被释放，城镇居民对文化消费的需求受价格影响还是比较大的;edu对文化消费的影响均在10%的显著性水平下不显著，说明随着科技水平及获取知识渠道的拓展，不同文化水平的居民消费理念差异趋于不明显;worker对文化消费的影响由在1%的显著性水平下显著变为不显著，且弹性系数由0.54降低至0.014，说明文化从业人员的数量虽然大幅增加，但从业人员的技能水平还需要进一步提高，将数量转化为质量，增强文化产业发展潜力，从而激发供给对需求的带动作用;inv对文化消费的影响均不显著，可能是资产投资的效果发挥有一段时间的时滞，影响了对文化消费促进作用的发挥;gov对文化消费的影响弹性系数由0.513降为0.133，说明线性回归模型放大了政府扶持对文化消费的影响。

结论

本文从实证分析的角度论证了不同的物质需求条件下，收入对文化消费影响的非线性特征。结果表明，文化消费需求确实受到物质需求的抑制，而且存在双门限效应，因此，政府在制定相关促进文化消费的政策时，应引导居民转变消费观念，将消费偏好从物质消费逐渐转向文化消费。同时，增加收入和政府扶持对文化消费的促进作用被放大，价格对文化消费的影响未被有效释放，文化就业人员的增加，不能有效发挥对文化产业发展的促进作用。因此，政府应加强对文化产品价格的调控，相关企事业部门应加强对文化从业者技能的培训，为居民文化消费的释放提供供给支持。

参考文献：

1.Hansen B E. Threshold Effects in Non-dynamic Panels： Estimation， Testing， and Inference[J]. Journal of Econometrics，1999，93（2）

2.Hansen B E. Sample Splitting and Threshold Estimation [J].Econometrica，2000，68（3）

3.Bruce A. Seaman. Empirical Studies of Demand for the Performing Arts[J]. Handbook on the Economics of Art and Culture，2006（1）

4.Tally Katz-Gerro，Sharon Raz， Meir Yaish. How do class， status， ethnicity， and religiosity shape cultural omnivorousness in Israel？[J].Journal of Cultural Economics，2009，1（1）

5.龙志和.我国城镇居民消费结构分析[J].经济体制改革，2001（2）

6.张晓明.教育、医疗等方面公共服务缺位抑制文化消费[J].政工研究动态，2006（10）

7.宁军明，张丽.我国农村居民文化消费的地区差异[J].消费经济，2007（2）

8.葛继红.农民收入与文化消费牵扯：江苏364个样本[J].改革，2012（3）

9.王宋涛.收入分配对中国居民文化消费的影响研究[J].广东财经大学学报，2014（2）

10.甘宇，赵驹，宋海雨.农民工文化消费的影响因素：来自1046个样本的证据[J].消费经济，2015（2）

11.连玉君，程建.不同成长机会下资本结构与经营绩效之关系研究[J].当代经济科学，2006（3）

12.张黎娜.服务业发展提升城市凝聚力的门限效应研究——35个大中城市的经验分析[J].经济评论，2015（2）

13.杰弗里·M·伍德里奇著.费剑平译.计量经济学导论（第四版）[M].中国人民大学出版社，2010