我国文化消费影响因素量化分析

(西安财经学院 陕西 西安 710100)

我国文化消费影响因素量化分析

贾慧琴

(西安财经学院陕西西安710100)

文化消费属于精神需求，与物质消费相比，文化消费是更高层次的消费，是人们在满足基本生活需要之后，追求生活中的精神享受而引发的消费。本文以2006-2015年的数据为例，对我国文化消费影响因素进行量化分析，建立空间计量模型。

文化消费；精神需求；空间计量模型

引言

消费是指人们利用消费社会产品来满足各种需要的过程。关于文化消费的界定，国内学者的理解主要表现在以下三个方面：一是认为文化消费主要是人们为了满足自己的精神文化生活而采取不同方式来消费精神文化产品与精神文化服务的行为；二是认为文化消费是指居民在教育学习、享受艺术、休闲娱乐等活动中为获取知识、精神享受与满足而实施的消费行为；三是认为文化消费分为文化娱乐性消费与文化教育性消费。

本文将文化消费定义为在一定时期内消费者对文化产品和服务的消费支出，消费者除了直接以货币形式购买的文化产品和服务，还包括以其他方式获得的文化产品和服务。

一、文化消费宏观影响因素指标选择

文化消费的影响因素主要从文化消费的需求与供给两个方面，文化消费主要由地区经济发展水平、居民的收入状况决定；文化消费从供给方面主要表现在中央、地方政府对文化事业的投入以及文化产品的价格方面。

基于消费理论、文化消费影响因素以及选取数据的原则，文化消费以居民人均文化消费支出表示；城镇化率表示地区经济发展状况；居民收入水平由居民人均可支配收入表示；中央、地方对文化事业的投入以人均文化体育传媒支出表示；考虑到综合价格因素，用文化娱乐类居民消费价格指数表示文化产品价格因素。

本文所使用数据均选取全国31个省2006年至2015年10年数据，由2007-2016《中国统计年鉴》及相关年份的《住户调查统计年鉴》数据整理而得。

二、文化消费的空间计量模型

在区域经济问题的研究中，除了时间、政策、经济等因素的影响外，空间地理位置也是一个很重要的影响因素，地理位置上的邻近很容易产生空间上的相关性和依赖性。因此本文加入空间因素研究我国文化消费的差异性。

(一)空间计量模型

1.空间自回归模型

空间自回归模型(SAR)最早是针对截面数据分析提出的，它被假定是空间自回归过程，具有滞后性，因此该模型又称为空间滞后模型(SLM)，其表达式为：

Y=αIn+ρWY+βX+ε

(2.1)

式中W是空间权重矩阵，In是单位矩阵，WY是因变量空间滞后项，反映邻接区域因变量对本区域因变量的影响，α是常数项，ε是残差项，ρ和β分别是对应的回归系数。

2.空间误差模型

空间误差模型(SEM)是分析误差项之间是否存在空间相关性的模型，反映了邻接区域解释变量对因变量的误差与该区域因变量之间的关系。当区域之间的相互作用因相对位置不同而存在差异时采用该模型。其表达式为：

(2.2)

式中γ是自回归系数，用来衡量样本观察值中的空间依赖作用，ρ和β分别是对应的回归系数。

3.空间杜宾模型

空间杜宾模型(SDM)是在空间滞后模型的基础上发展起来的，它考虑了自变量和因变量的空间相关性，模型的表达式为：

Y=αIn+ρWY+βX+θWX+ε

(2.3)

式中:WY是因变量空间滞后项，反映邻接区域因变量对本区域因变量的影响，WX是自变量空间滞后项，反映邻接区域自变量对本区域因变量的影响。

(二)文化消费的空间自相关性检验

本文主要利用全局和局部Moran指数，研究我国31个省、自治区和直辖市居民人均文化消费水平空间上的分布特征和动态演变过程，揭示文化消费的空间区域差异。Moran指数I的计算公式如下：

(2.4)

其中n为空间样本个数；yi和yj为空间对象在i和第j两点的指标值。wij为空间对象在第i和第j两点之间的空间权重值。I取值范围为[-1,1]，当I>0时代表空间正相关，当I<0时代表空间负相关。

指标只有通过了空间自相关性检验，才能够使用空间计量模型求解。利用Geoda软件计算31个省区近10年的Moran'I，并对其进行显著性检验。考虑到模型的可实现性，本文采用了空间邻接标准的权重矩阵。

根据计算结果得知，2006—2015年全国31个省区的Moran’I都显著大于0，可认为空间自相关性非常显著。从我国2006年和2015年各省文化消费Moran’I散点图中也可看出，落在第一和第三象限的点远远多于在第二和第四象限的点，表明我国大部分地区间文化消费表现出明显的正相关性，这充分说明了全国31个省区的文化消费呈现出显著的空间依赖性。

(三)基于空间计量模型的文化消费差异分析

1.基本空间计量模型的建立

首先，我们建立了未考虑固定效应下的空间自回归模型和空间误差模型，并和未考虑空间相关性的普通最小二乘法估计模型进行对比，模型估计结果显示：首先，从拟合优度来看，考虑了空间自相关性的SAR模型和SEM模型都要好于未考虑空间自相关性的OLS模型。而且空间回归系数ρ和γ都较大且显著，说明模型的空间效应显著，这也证实了在存在空间自相关性的前提下，普通最小二乘法模型的参数估计是无效的。但三个模型在参数估计的显著性上存在一定差异，因此有必要进一步对模型进行筛选。

2.模型的选择

利用MATLAB分别对面板数据的时间固定效应，空间固定效应以及双固定效应计算其拉格朗日统计量估计及检验，来检验模型估计残差序列是否存在相关性，从而判断哪种模型更为合适。通过检验得出：空间固定效应的参数估计均通过了1%的显著性水平检验，因此选择空间固定效应。LMsar和Robust LMsar的值分别为70.08和93.95，都通过了1%的显著性水平检验，且LMsar比LMeer更显著，因此选择空间滞后模型，具体模型如下：

+β3ln(urbanit)+β4ln(csmit)+μi+εit

(2.5)

利用Matlab计算其Wald统计量，最终得出：空间杜宾模型简化为空间自回归模型的Wald统计量为16.7322，在1%显著水平下拒绝原假设。空间杜宾模型简化为空间误差模型的Wald统计量值为14.2499，也在1%显著水平下拒绝原假设。因此，进一步确定选择空间杜宾模型进行实证分析。

3.模型回归结果

根据所选择的变量和模型，利用空间面板模型程序估计的结果可以得出，SDM的结果与传统空间面板数据OLS模型相对比，更为理想。首先拟合优度有了大幅度的提高，其次自然对数似然值也显著提高了，最后模型的离散程度也有所减少。所以，SDM模型能够显著提高模型的拟合优度以及参数估计的有效性。然后分别对时间固定效应、空间固定效应以及时间空间双固定效应三者进行比较，最终本文采用随机效应SDM模型进行分析更加有效。

4.直接效应与间接效应分析

根据SDM的参数估计结果，在上述SDM模型固定效应回归估计的基础上，本文利用各变量影响我国文化消费因素的作用进行空间效应分解。结果如表1.2所示。

表1.1 SDM模型的空间效应分解

说明：*、**、***分别表示10%、5%、1%水平下的显著检验

从表1.2中可以得知，全国居民人均可支配收入对文化消费的直接效应是1.3748，且通过了1%显著性水平的检验，这说明居民可支配收入对文化消费具有显著的促进作用。考虑了空间影响作用后，人均可支配收入对居民文化消费的空间溢出效应为0.2096，即各省居民人均可支配收入的提高，还会促进其他相邻省份文化消费的提高，从而有利于全国居民文化消费水平的提高。

文化娱乐类居民消费价格指数对居民文化消费有显著的抑制作用，文化娱乐类居民消费价格指数每提高1%，居民文化消费水平将下降0.064%。其中来自地区自身的直接作用系数是0.1817，来自邻接地区的间接作用系数是0.1177。并且通过邻接地区的间接作用的显著性更大，说明我国各地区文化娱乐类价格指数水平不统一，差异性较大。

城镇化率对居民文化消费水平的直接效应显著为正，即加快城镇化水平会促进居民文化消费水平的提高。但是，其间接效应同时表现出显著为负，这说明我国城镇化水平在短期内是相对固定的，城镇化水平高的省份，其经济发展水平也相对较高，这些为居民文化娱乐提供了场所和机会。

文化与体育传媒对居民文化消费水平有显著的抑制作用，文化与体育传媒支出每增加1%，居民文化消费水平将下降0.0324%。其中来自地区自身的直接作用系数是0.0232，来自邻接地区的间接作用系数是0.0092。这说明了文化与体育传媒的空间溢出效应是-0.0092，文化与体育传媒支出地区自身的效应对居民文化消费的影响较大，邻接省份对地区自身也有一定的影响，国家在邻接地区的投资将直接影响自身的发展。

[1]胡忠良，齐培潇.中国文化消费研究综述[J].贵州社会科学，2014，(10)：149-151.

[2]李蕊.中国居民文化消费：地区差异、结构差异及其改进[J].财贸经济，2013，(7):95-104.

[3]冯靖涵.我国文化消费区域差异及影响因素分析[J].吉林大学硕士论文，2014.

[4]胡乃武，田子方.我国文化消费及其区域差异[J].经济问题，2015，(7)：1-6.

[5]刘全，张勇.西部地区居民文化消费分析[J].统计分析，2016，(1)：45-48.

贾慧琴(1992-)，女，甘肃平凉人，西安财经学院研究生，研究方向：数理统计。