文化产业发展能够促进经济增长吗？

王晗

摘要：中国正处在经济增长速度换档期和经济发展转型期，作为新兴产业的文化产业在推动经济增长过程中发挥重要作用。本文基于2000—2009年中国30个省份的面板数据，采用面板数据模型和联立方程模型检验文化产业发展与经济增长的关系。研究结果并不支持文化产业发展能够直接推动经济增长的假设，经济增长的主要动力依然是物质资本要素，但文化产业与物质资本要素、人力资本要素等结合能够共同推动经济增长，即文化产业与物质资本要素、人力资本要素之间可以实现优势互补。根据研究结果，笔者提出了相应的政策建议。

关键词：文化产业；经济增长；物质资本；人力资本

中图分类号：F124；G124文献标识码：A

文章编号：1000176X（2016）05004806

一、引言

文化产业发展能够推动竞争、促进结构调整、扩大就业机会和提升国家软实力。20世纪90年代，发达国家纷纷通过相关政策支持本国文化产业发展。英国政府选定了13个文化产业在财税方面进行支持，经过十多年的发展，文化产业已经在英国经济居于举足轻重的地位，创造的国内生产总值仅次于金融业，吸引了百万计的从业人员。美国政府支持文化产业的主要政策手段是提供宽松的创作环境，文化产业的从业人员在创作方面享有高度自由。目前美国文化产业约占其经济总量的一成，电影票房收入占世界票房收入的一半多，文化强国成为美国经济强国的重要元素。20世纪90年代以后，中国文化产业开始迅猛发展并保持了较高的增长速度，不仅高于同期国内生产总值的增长速度，还高于同期电子信息等高新技术产业的增长速度。进入21世纪以后，中国文化产业开始从自发、无序状态向自觉、有序状态转变。目前中国正处在经济增长速度换档期和经济发展转型期，正由中国制造向中国创造转变，文化产业在转型过程中扮演重要角色。基于此，本文主要关注以下问题：中国文化产业发展对经济增长是否具有显著的直接推动作用？文化产业通过什么方式推动经济增长？

国外已有许多学者关注到文化产业发展与经济增长的关系，大部分支持文化产业发展能够推动经济增长的观点。Kibbe等[1]较早注意到文化产业的外溢性，认为文化产业发展能够正向影响人力资本水平，其对经济增长的间接拉动作用远远大于直接拉动作用。Beyers [2]发现美国家庭消费模式已经出现显著变化，即在文化产品和文化服务上的支出明显增加，而这与可支配收入的增加、闲暇时间的增加和人口年龄结构的变化有关。基于1980—1996年OECD国家样本的实证研究，Beyers发现OECD国家文化产业发展对经济增长的正面影响是显著的，因而认为文化产业发展能够推动经济增长。Power[3]采用产业系统的方法界定文化产业的口径，然后将其运用到瑞典文化产业统计中，与其他行业相比，瑞典文化产业的就业人数和公司数量增长较快，瑞典文化产业发展对瑞典经济增长和劳动市场稳定发挥了积极作用。Scott[4]观察到很多国家文化产业发展所带来的收入增加和就业增加占很大份额，因而对于政策制定者而言，文化产业为区域经济振兴提供了一个重要机会。对于中等收入和低收入国家而言，参与发达国家主导的“新文化经济”是发挥后发优势的重要途径。

国内研究基本支持文化产业发展能够推动经济增长的观点。陈湘舸和江胜玉[5]认为文化产业不仅能够提供精神消费，还能够带来经济效益和提供工作机会。童泽望和郭建平[6]认为文化集群有利于提高文化产业的竞争力，从而有利于经济的可持续发展。李玲玲[7]研究了长沙市文化产业与城市经济发展的关系，认为城市经济发展能够促进文化产业的成熟和壮大，文化产业发展也能够影响城市经济结构和城市产业升级，进而影响到城市本身的竞争力。李怀亮等[8]认为文化产业发展对产业结构升级具有重要意义，因为文化产业处于产业链的中后端，属于新兴的朝阳产业，而产业中心向下游移动是世界经济发展的规律。杜传忠等[9]使用2001—2011年中国31个省份文化产业的数据，分析文化产业对经济增长的影响，认为固定资产投资和人力资本投资是推动中国经济增长的主要因素，但文化产业的作用已经开始显现。刘立云和雷宏振[10]使用ISM模型分析了文化产业集聚与经济增长的关系，发现文化产业有较强的关联效应和波及效应，其影响力在三大产业中最高，对整体经济的拉动作用也较大。

已有研究多采用单方程分析方法，没有考察文化产业发展与其他要素的相互作用，因而估计结果的可靠性不足。为此，本文基于2000—2009年中国30个省份的面板数据（西藏的数据缺失），采用面板数据模型和联立方程模型检验文化产业发展的影响因素以及文化产业发展与经济增长的关系。

二、模型与方法

本文主要从人力、财力和市场三方面分析文化产业发展的影响因素。在分析方法上，本文使用30个省份的面板数据进行回归分析。

假设文化产品的生产函数为：

C=AKαLβMγ（1）

其中，C为文化产业产出，A为技术进步，L为人力资本要素，K为物质资本要素，M为市场要素。对式（1）两边取对数得到：

lnC=lnA+αlnK+βlnL+γlnM（2）

其中，α、β和γ分别为物质资本要素、人力资本要素和市场要素对文化产业发展的贡献。为考察文化产业发展对经济增长的贡献，设定如下生产函数：

Y=BCωKψLθ （3）

其中，B为技术进步，同样对式（3）两边取对数得到：

lnY=lnB+ωlnC+ψlnK+θlnL（4）

文化是一种特殊要素，主要通过和其他生产要素结合共同影响经济增长，因而本文设定如下模型：

lnY=lnB+ψln（K×C）+θln（L×C） （5）

在面板数据的具体估计过程中，需要设定计量经济模型，为了控制固定效应，本文设定如下计量经济模型：

y=Xβ+（τTIN）η+（INτT）μ+ε（6）

其中，y为NT维的文化产业产出列向量，X为NT×3维的解释变量矩阵，列分别包括人力资本要素、物质资本要素和市场要素，η为各省份的截面固定效应（或个体异质性），μ为时间固定效应，τT为长度为T、元素为1的列向量，IN为N×N维的单位矩阵。在面板数据模型的估计过程中，如果固定效应η或μ与解释变量X相关，若未加控制导致其进入随机误差项，那么随机误差项将与解释变量相关，从而出现缺失变量偏误。在这种情况下，为了控制固定效应，有两种估计策略可以选择：一是将η或μ直接作为哑变量进行估计，称之为最小二乘哑变量估计（LSDV）；二是首先将数据去均值化，然后再使用最小二乘估计，称之为固定效应估计（FE）。如果固定效应与解释变量X正交，那么固定效应η或μ可以进入随机误差项，估计过程中需要对方差—协方差矩阵做出假设，相应的估计方法被称为随机效应估计（RE）。固定效应估计更稳健，但有效性不够，随机效应估计有效性好，但稳健性不够。究竟采用哪一种估计结果，一般基于Hausman检验这一统计检验方法[11]进行判断。具体做法是比较固定效应和随机效应在统计上是否接近，如果足够接近，取随机效应的估计结果，如果相差太远，则取固定效应的估计结果。

本文采用联立方程模型进行估计，首先考虑方程的识别问题。在式（2）和式（5）构成的联立方程中，每个方程都包含一个其他方程所不包含的变量，因而方程是可识别的。识别问题解决后，需要考虑估计方法的选择。常用方法是二阶段最小二乘法和三阶段最小二乘法。二阶段最小二乘法是单方程估计方法，没有考虑扰动项之间的协方差，当两个方程的扰动项之间不相关时，二阶段最小二乘法比较合适。三阶段最小二乘法考虑到扰动项之间的协方差，一般说来也更有效，三阶段最小二乘法的原理是二阶段最小二乘法和广义最小二乘法的结合：首先用两阶段最小二乘法估计联立方程中的每一个方程，获得方差—协方差矩阵的估计。其次基于方差—协方差矩阵使用广义最小二乘法估计整个模型系统。在已有面板数据联立方程的文献中，大部分采用固定效应估计来控制个体效应，做法是先对数据取均值，然后作为截面数据采用联立方程的估计方法，既避免了随机效应中对协方差矩阵的设定，估计结果又能够满足一致性，本文也采用这一做法。

三、变量与数据

1文化产业产出

本文使用文化产业增加值表示文化产业产出，数据来自历年《中国文化文物统计年鉴》。2009年之后我国不再公布各省份的文化产业增加值，除了增加值又找不到其他更好的替代指标（工业总产值也不再公布），因而只能使用2000—2009年的数据。为了剔除通货膨胀因素，本文使居民消费价格指数进行平减。为了控制不同省份人口规模的影响，本文将这一指标除以当地人口数，得到人均文化产业增加值。

2人力资本存量

人力资本存量使用各地六岁以上人口的人均受教育年限表示，《中国统计年鉴》按照受教育程度提供了各省份六岁以上人口的分类，将小学受教育年限赋值为6，初中受教育年限赋值为9，高中受教育年限赋值为12，大专以上受教育年限赋值为16。采用分段函数将受教育年限乘以相应的人口数得到总人口受教育年限，再除以六岁以上人口数得到人均受教育年限。

3物质资本存量

官方公开的统计资料中找不到这一数据，可以找到历年的固定资产投资额，如果有基期的物质资本存量数据，就可以以此为基础递推各年的物质资本存量，但基期的物质资本存量也无法获得。本文使用如下方法匡算基期的物质资本存量，假设物质资本存量是从无穷远期到0期的新增固定资产投资之和，其中固定资产投资以不变的速度增长，那么0期的物质资本存量K（0）可以表示如下：

K（0）=∫0-∞I（0）×ertdt=I（0）r（7）

其中，I（0）为0期的固定资产投资额，r为固定资产投资的增长速度，它们无法通过观察得到。但I（0）和r可以进行如下计算，因为t期的投资为I（t）=I（0）ert，对两边取对数得到：

lnI（t）=lnI（0）+r×t（8）

对式（8）进行回归可以得到I（0）和r。代入式（7）可以计算出基期的物质资本存量K（0）。采用历年《中国统计年鉴》提供的固定资产投资额，取折旧率为03，使用永续盘存法可以计算各期物质资本存量。对于固定资产投资数据，本文使用固定资产投资价格指数进行平减，将其调整为2000年不变价格。与文化产业增加值类似，本文也将这一指标除以当地人口数，得到人均物质资本存量。

4市场潜力

市场潜力是新经济地理理论中的一个关键变量，由Harris[12]首次提出。Harris将地区市场潜力定义为周边地区购买力的加权平均，用于衡量美国各地区的市场可进入性。遵循已有研究基础，本文将市场潜力分为内部潜力和外部潜力，内部潜力是各省级行政区域的购买力，外部潜力是临近省份的购买力。对于外部潜力，本文用运输成本进行加权，省份i的市场潜力为：

MPi=Gi+∑nj=1Gjdij（9）

其中，Gi为本省人均国内生产总值，Gj为临近省份的人均国内生产总值，dij为本省和临近省份行政中心间的距离。

5区域经济增长

本文使用区域人均国内生产总值的增长速度表示区域经济增长。历年《中国统计年鉴》公布了各省份不变价格计算的人均国内生产总值指数，使用这一指数可以方便地计算各地区人均国内生产总值的增长速度。变量的描述性统计如表1所示。

四、估计结果

1文化产业发展的影响因素

在估计文化产业发展的影响因素时，由于联立方程估计结果和单方程估计结果一致，所以本文没有采用联立方程。表2是固定效应估计结果。由表2可知，人力资本存量的系数为负，但不显著。物质资本存量的系数为正，符合预期，但勉强通过显著性检验，弹性系数的估计值较小，物质资本存量增加1%，文化产业增加值仅增加024%；市场潜力的系数为正，符合预期，并且在1%的水平上显著，弹性系数的估计值较大，市场潜力增加1%，文化产业增加值增加116%。物质资本存量的影响大于人力资本存量的影响，市场潜力的影响大于物质资本存量的影响。

表3是随机效应估计结果。由表3可知，人力资本存量的系数为负，说明人力资本存量较高地区的文化产业增加值反而较低，结果与常理和预期相反，但这一变量不显著。物质资本存量的系数为正，并且在1%的水平上显著，说明物质资本存量能够正向影响文化产业增加值。市场潜力的系数为正，也在1%的水平上显著，说明市场潜力能够正向影响文化产业增加值。市场潜力的影响大于物质资本存量和人力资本存量的影响。由此计算得到的Hausman统计量较小，说明随机效应估计的结果充分接近固定效应估计的结果。如果更强调有效性的话，可以接受随机效应的估计结果。

2文化产业与经济增长

在估计之前首先需要解决识别问题，式（2）和式（4）构成了一个嵌套模型，根据联立方程识别法则，这样的方程是可识别的 [13]。表4中方程（1）为截面固定效应的三阶段最小二乘估计，在文化产业发展的影响因素方程中，系数的估计值与表2基本一致，这是因为方程右边不包含被解释变量，方程本身不存在内生性，而不存在内生性也就无需借助其他变量作为工具变量，或者说工具变量集合与方程本身的解释变量集合一致。但系数的显著性水平发生变化，如物质资本存量的显著性水平有所下降，由原来的在10%的水平上显著变为在5%的水平上显著，类似的现象也出现在常数项。这是由于对方差—协方差矩阵的假设不同所导致，在三阶段最小二乘估计的第三个阶段，引入了方差—协方差矩阵，即利用第二阶段的残差来估计方差—协方差矩阵，然后采用广义最小二乘法GLS重新估计模型。这一估计结果中，物质资本要素仍然是文化产业发展的重要影响因素，人力资本要素依然不显著，市场要素也是文化产业发展的重要影响因素，并且在1%的水平上显著。

在文化产业发展与区域经济增长的估计结果中，没有发现文化产业发展能够直接推动经济增长的证据，文化产业增加值的系数为负，但不显著。物质资本存量的系数为正，并且在5%的水平上显著，物质资本存量增加1%，经济增长025%。物质资本要素是经济增长的重要影响因素，可见无论是文化产业发展，还是区域经济增长，倚重的仍然是物质资本要素。表4中方程（2）控制了时间固定效应，仍然采用三阶段最小二乘估计，也没有发现文化产业发展能够直接推动经济增长的证据。

为了捕捉文化产业与其他要素的交互效果，本文将文化产业变量和资本变量等相乘，纳入到方程中重新估计。为了便于解释，本文将文化产业增加值由连续变量变为离散变量，如果文化产业增加值高于平均水平，取值为1，反之，取值为0。表5是纳入交互项的方程估计结果。表5中方程（1）控制了个体效应，在文化产业发展的影响因素方程中，物质资本存量和人力资本存量的系数估计值与表2基本一致，物质资本要素仍然是文化产业发展的重要影响因素，市场要素也是文化产业发展的重要影响因素，人力资本要素依然不显著。在文化产业发展与区域经济增长的估计方程中，物质资本存量的系数仍然为正，并且在1%的水平上显著；人力资本存量依然不显著；物质资本存量和文化产业发展的交互项的系数为正，并且在1%的水平上显著，表明文化产业发展得越快，越会促进物质资本要素发挥作用；人力资本存量与文化产业发展的交互项的系数为正，并且在1%的水平上显著，说明文化产业与人力资本要素交互影响经济增长，文化产业发展会增强人力资本要素的作用。这一发现与Kibbe等[1]的实证分析结果一致，说明文化产业与人力资本要素、物质资本要素之间能够实现优势互补。表5中方程（2）为控制时间固定效应的联立模型估计，变量的符号和显著性水平基本没有变化。

五、结论与政策建议

本文研究结果显示，文化产业发展的重要影响因素是物质资本要素和市场要素，人力资本要素对文化产业发展的影响不大。没有发现文化产业发展能够直接推动经济增长的证据，经济增长的主要动力依然是物质资本要素。现阶段中国文化产业本身对经济增长的影响有限，主要原因可能是中国文化产业的整体规模小、实力弱，占GDP的比重低，不足以作为骨干产业支撑经济。但纳入交互项的联立方程估计结果显示，中国文化产业可以通过与其他生产要素结合，即文化产业与人力资本要素、物质资本要素之间能够实现优势互补，生产要素与文化产业之间可以相互渗透、相互促进，共同推动经济增长。基于上述分析结果，笔者提出以下政策建议：

第一，加大对文化产业的政策支持。中国政府早在“十五”发展规划中就提到要高度重视和大力提倡文化产业，2004出台了《文化产业及其相关分类》，2009年出台了《文化产业振兴规划》。在资金投入方面，自2011年以来中央财政累计安排国有资本经营预算资金三十多亿元。但目前中国文化产业产值的占比仍然较低，一个重要原因是文化产品缺乏创意，产品模仿成分大于原创成分，不能有效激发消费群体的消费欲望。因此，要实现文化产业的跨越式发展，政策扶持和保障必不可少。文化产业是一个投入大、周期长的产业，成功的文化创意需要持续的人力和物力投入。这就要求政府在产业发展初期进行政策“输血”，在中期进行政策“保健”，在成熟期政策扶持才能退出。

第二，加大对文化产业的资金支持。中国政府预算中包括文化财政支出资金，对于已有的文化财政支出资金，除了需要扩大规模外，还应注重效率，发挥资金的杠杆效应。政府资金支持方式主要包括政府补贴、税收减免和直接购买文化产品。对文化企业的政府补贴是一种激励措施，政府可以挑选某些文化骨干企业，为其产品研发和市场推广提供补贴，从而调动其积极性和激活文化消费市场。税收减免也可以起到与补贴相同的作用，如果财政资金安排不足，可以减免文化企业的各项税费。直接购买文化产品既可以对文化产业起到扶持作用，又可以对文化产业的发展方向进行调控。如政府可以根据内容采购电影播放权，向低收入群体免费提供电影票，一方面促进了电影业的发展，激励电影企业创造更好的产品，另一方面满足了公共文化需求。

第三，推动文化产业与其他产业的融合。政府应积极推动文化产业与其他产业的物质资本要素、人力资本要素的融合，文化产业与传统产业的融合可以催生很多新的交叉产业。与传统产业相比，这些新兴产业有利于改变人们的消费观念和习惯。同时，新兴产业还会带来新的生产方式，有利于经济结构转型和优化，改变经济增长模式，缓解经济发展与能源、环境之间的紧张关系。文化产业与其他产业融合发展的关键是创新，一方面推动文化产业本身的科技创新，延伸文化产业的产业链，另一方面推动文化产业与相关产业交叉部分的技术创新，寻求和探索融合点和融合链。文化产业与其他产业融合发展也离不开宽松的制度环境，政府应为产业融合发展创造宽松的制度环境，适当放松产业规制，废除约束产业融合发展的制度，构建顺应产业融合发展的新规制。文化产业只有与传统产业实现深度融合，才能打造出富有吸引力的文化创意产品。

参考文献：

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（责任编辑：孙艳）