基于門限回歸的城鄉(xiāng)居民收入對(duì)文化消費(fèi)影響研究

徐珊珊

內(nèi)容摘要：本文分析了以物質(zhì)需求為門限變量的條件下，城鄉(xiāng)居民收入對(duì)文化消費(fèi)影響的非線性特征。結(jié)果表明，城鄉(xiāng)居民文化消費(fèi)需求以物質(zhì)需求滿足為前提，而且城鎮(zhèn)存在雙門限效應(yīng)，農(nóng)村存在單門限效應(yīng)。由于我國(guó)農(nóng)村的文化產(chǎn)業(yè)發(fā)展相對(duì)滯后，農(nóng)村居民收入對(duì)文化消費(fèi)的影響與城鎮(zhèn)差距較大。同時(shí)，相對(duì)于城鎮(zhèn)居民，農(nóng)村居民的文化消費(fèi)對(duì)文化消費(fèi)價(jià)格指數(shù)的敏感性較低。因此，政府在制定相關(guān)促進(jìn)文化消費(fèi)的政策時(shí)，應(yīng)充分分析我國(guó)農(nóng)村和城鎮(zhèn)居民不同的文化生活特點(diǎn)，有針對(duì)性的建設(shè)不同的文化消費(fèi)市場(chǎng)，實(shí)現(xiàn)城鄉(xiāng)居民文化消費(fèi)的快速、健康發(fā)展。

關(guān)鍵詞：文化消費(fèi) 城鄉(xiāng)居民收入 物質(zhì)需求 面板門限回歸

研究概述

文化消費(fèi)是消費(fèi)中用于滿足人們精神需要的那部分消費(fèi)，與純粹的物質(zhì)消費(fèi)相比，它具有多層次、高要求和復(fù)雜性的特點(diǎn)，是人們生活水平達(dá)到一定富裕程度才有能力去考慮的。正如馬洛斯的需求層次理論，文化消費(fèi)的需求是高層級(jí)需求，當(dāng)人們基本需求尚未得到滿足時(shí)，文化消費(fèi)需求會(huì)受到極大限制。這些觀點(diǎn)一般建立在理論分析的基礎(chǔ)上，而本文試圖通過(guò)實(shí)證分析來(lái)驗(yàn)證我國(guó)城鄉(xiāng)居民文化消費(fèi)需求是否受制于物質(zhì)需求。根據(jù)消費(fèi)函數(shù)理論，收入是消費(fèi)的重要影響因素，那么在考慮不同物質(zhì)需求的前提下分析收入對(duì)文化消費(fèi)的影響顯得很有必要。本文運(yùn)用能自動(dòng)識(shí)別門檻值的面板門限回歸模型對(duì)此問(wèn)題做進(jìn)一步的分析。

目前，國(guó)內(nèi)外學(xué)者從多個(gè)視角對(duì)文化消費(fèi)的影響因素進(jìn)行了深入探討。Diniz（2011）通過(guò)研究得出收入對(duì)文化消費(fèi)需求有強(qiáng)烈影響。有些學(xué)者認(rèn)為，教育水平和職業(yè)身份是影響文化消費(fèi)的重要積極因素，其中Colbert（2012）研究表明，高收入者對(duì)文化消費(fèi)的需求不受產(chǎn)品價(jià)格約束，而退休人員和學(xué)生卻對(duì)價(jià)格比較敏感。陳海波等（2012）通過(guò)對(duì)鎮(zhèn)江居民文化消費(fèi)數(shù)據(jù)調(diào)研發(fā)現(xiàn)，個(gè)人興趣、學(xué)歷、年齡、文化產(chǎn)品的種類、文化消費(fèi)設(shè)施及場(chǎng)所的遠(yuǎn)近等因素是影響居民文化消費(fèi)意向的主要因素。陳雷等（2013）研究認(rèn)為收入水平、文化產(chǎn)品的供給和價(jià)格、消費(fèi)者自身、其他消費(fèi)以及工作時(shí)間均會(huì)對(duì)文化消費(fèi)產(chǎn)生一定的影響。劉曉紅（2013）對(duì)江蘇農(nóng)村居民文化消費(fèi)的需求價(jià)格彈性進(jìn)行分析，發(fā)現(xiàn)價(jià)格杠桿可以撬動(dòng)江蘇農(nóng)村居民文化消費(fèi)需求。

王宋濤（2014）從馬斯洛層次需求理論出發(fā)，分析了收入分配對(duì)居民文化消費(fèi)的影響效應(yīng)，發(fā)現(xiàn)收入差距的擴(kuò)大反而會(huì)提高居民總體文化消費(fèi)水平。馬曉旭等（2014）使用灰色關(guān)聯(lián)分析方法進(jìn)行分析，指出農(nóng)民的工資性收入與文化消費(fèi)支出關(guān)聯(lián)度最大，相對(duì)而言，家庭經(jīng)營(yíng)性收入則與文化消費(fèi)支出關(guān)聯(lián)度最小。有些學(xué)者也針對(duì)我國(guó)典型的城鄉(xiāng)二元結(jié)構(gòu)進(jìn)行研究，如李蕊（2013）通過(guò)對(duì)我國(guó)城鄉(xiāng)居民文化消費(fèi)總量和結(jié)構(gòu)的分析，發(fā)現(xiàn)我國(guó)的文化消費(fèi)存在顯著的城鄉(xiāng)差距、地區(qū)差距和結(jié)構(gòu)性差異。

前人的大多數(shù)研究成果均采用線性回歸模型單獨(dú)對(duì)城鎮(zhèn)或農(nóng)村居民文化消費(fèi)進(jìn)行分析，然而現(xiàn)實(shí)中各因素對(duì)文化消費(fèi)的影響不一定都是線性的，且我國(guó)存在典型的城鄉(xiāng)二元結(jié)構(gòu)，城鄉(xiāng)居民的文化消費(fèi)水平可能存在較大差異，因此本文從非線性視角，引入面板門限回歸模型的相關(guān)理論，研究在不同物質(zhì)需求情況下城鄉(xiāng)居民收入對(duì)文化消費(fèi)的非線性影響。由于內(nèi)生劃分區(qū)間的特性，面板門限回歸模型能較好地避免人為劃分區(qū)間的主觀偏誤。

模型設(shè)定與數(shù)據(jù)來(lái)源

本文在總結(jié)前人研究成果的基礎(chǔ)上，選取具有代表性且有完整數(shù)據(jù)的文化產(chǎn)業(yè)固定資產(chǎn)投資、人均可支配收入、受教育程度、文化消費(fèi)價(jià)格指數(shù)、文化就業(yè)人員數(shù)和政府的文化事業(yè)支出總額作為文化消費(fèi)的影響因素選入實(shí)證模型中。同時(shí)，恩格爾系數(shù)反映食品支出總額占個(gè)人消費(fèi)支出總額的比重，能較好地表達(dá)居民的物質(zhì)需求，因此，本文選取恩格爾系數(shù)來(lái)代表物質(zhì)需求。

其中，engleit表示恩格爾系數(shù)，γ為門檻變量。根據(jù)門檻值γ，可將樣本劃分為多個(gè)區(qū)間，不同區(qū)間的差異表現(xiàn)在β1和β2的不同。

本文使用2003-2013年31個(gè)省市（不包括港澳臺(tái)地區(qū)）的省級(jí)面板數(shù)據(jù)進(jìn)行分析。城鄉(xiāng)居民的人均文教娛樂(lè)消費(fèi)支出、人均可支配收入、恩格爾系數(shù)、文教娛樂(lè)消費(fèi)價(jià)格指數(shù)、文化就業(yè)人員數(shù)、文化產(chǎn)業(yè)固定資產(chǎn)投資和政府文化事業(yè)支出數(shù)據(jù)均來(lái)自wind資訊，受教育程度來(lái)自各年的《中國(guó)人口和就業(yè)統(tǒng)計(jì)年鑒》。其中，文化就業(yè)人員數(shù)是由教育和文化、體育與娛樂(lè)就業(yè)人員求和得來(lái)，文化產(chǎn)業(yè)固定資產(chǎn)投資是由教育和文化、體育與娛樂(lè)固定資產(chǎn)總投資求和得來(lái)，政府文化事業(yè)支出是由政府對(duì)教育和文化、體育與傳媒支出求和得來(lái)。樣本數(shù)據(jù)的描述性統(tǒng)計(jì)信息如表1所示，可以看出，我國(guó)農(nóng)村居民的人均文化消費(fèi)支出、人均可支配收入和受教育程度指標(biāo)均小于城鎮(zhèn)居民，而恩格爾系數(shù)大于城鎮(zhèn)居民，說(shuō)明我國(guó)農(nóng)村居民的生活消費(fèi)水平跟城鎮(zhèn)居民之間存在顯著差距，有必要對(duì)城鄉(xiāng)進(jìn)行對(duì)比研究。

實(shí)證分析

（一）數(shù)據(jù)的平穩(wěn)性檢驗(yàn)

由于面板門限回歸分析要求數(shù)據(jù)是平穩(wěn)的，本文采用適用于相同根的LLC檢驗(yàn)和適用于不同根的ADF檢驗(yàn)兩種方法對(duì)數(shù)據(jù)進(jìn)行了平穩(wěn)性檢驗(yàn)，結(jié)果如表2所示。結(jié)果顯示，各變量均為平穩(wěn)變量或者為趨勢(shì)-平穩(wěn)變量，可直接進(jìn)行模型分析。

（二）門限效應(yīng)檢驗(yàn)

利用面板門限模型（2）分別對(duì)城鄉(xiāng)居民進(jìn)行了原假設(shè)為沒(méi)有門檻、單個(gè)門檻、雙個(gè)門檻和三個(gè)門檻的實(shí)證檢驗(yàn)。表3列出了模型在各假設(shè)檢驗(yàn)中的估計(jì)值、F值、Bootstrap方法下的P值，以及5%顯著性水平下的置信區(qū)間。城鎮(zhèn)居民的單個(gè)門檻值檢驗(yàn)在1%的顯著性水平下拒絕原假設(shè)，存在顯著門限效應(yīng)；兩個(gè)門檻值檢驗(yàn)在1%的顯著性水平下拒絕原假設(shè)，存在顯著雙門限效應(yīng)；三個(gè)門檻值檢驗(yàn)在5%的顯著性水平下拒絕原假設(shè)，而第三個(gè)門檻值為0.415，在第一個(gè)門檻值0.383和第二個(gè)門檻值0.481之間，因此雙門限模型便可以有效解釋收入和文化消費(fèi)的結(jié)構(gòu)變化，同時(shí)考慮到自由度損失問(wèn)題，本文選擇使用雙門限模型。農(nóng)村居民的單個(gè)門檻值檢驗(yàn)在1%的顯著性水平下拒絕原假設(shè)，存在顯著門限效應(yīng)；兩個(gè)門檻值檢驗(yàn)在5%的顯著性水平下拒絕原假設(shè)，存在顯著雙門限效應(yīng)；三個(gè)門檻值檢驗(yàn)在10%的顯著性水平下接受原假設(shè)，考慮使用雙門限模型，但第二個(gè)門限的置信區(qū)間基本上包含了整個(gè)樣本區(qū)間，參考價(jià)值較低，因此本文選擇使用單門限模型。

圖1至圖3分別顯示了城鄉(xiāng)門限模型中門檻值和置信區(qū)間的構(gòu)造，似然比函數(shù)LR等于0時(shí)對(duì)應(yīng)的恩格爾系數(shù)值即為門檻值，相應(yīng)的95%置信區(qū)間是LR值小于5%顯著性水平下的臨界值7.35（圖中的虛線）形成的區(qū)間。

（三）估計(jì)結(jié)果及分析

表4列出了城鄉(xiāng)居民文化消費(fèi)門限模型的估計(jì)結(jié)果，其中線性模型參數(shù)值為模型（1）的面板固定效應(yīng)估計(jì)結(jié)果及其P值，門限模型參數(shù)值為模型（2）的面板門檻估計(jì)結(jié)果及其P值，其中城鎮(zhèn)居民門限模型為雙門檻，農(nóng)村居民門限模型為單門檻。由回歸結(jié)果可以看出，不管是線性模型還是門限模型，城鄉(xiāng)居民收入對(duì)文化消費(fèi)的影響均在1%的顯著性水平下顯著，說(shuō)明收入是影響文化消費(fèi)的重要因素。城鎮(zhèn)居民的線性模型結(jié)果顯示，收入對(duì)文化消費(fèi)影響的彈性系數(shù)為1.715，即收入每增加1%，文化消費(fèi)會(huì)增加1.715%。而在門限模型中，恩格爾系數(shù)較低的區(qū)間[0.269，0.383]，收入對(duì)文化消費(fèi)影響的彈性系數(shù)為1.041；恩格爾系數(shù)處在區(qū)間（0.383，0.481]時(shí)，收入對(duì)文化消費(fèi)影響的彈性系數(shù)為1.026；恩格爾系數(shù)處在區(qū)間（0.481，0.512]時(shí)，收入對(duì)文化消費(fèi)影響的彈性系數(shù)為0.959?？梢?jiàn)，城鎮(zhèn)收入對(duì)文化消費(fèi)的影響呈倒“J”型的非線性特征。農(nóng)村居民的線性模型中，收入對(duì)文化消費(fèi)影響的彈性系數(shù)為1.104，即收入每增加1%，文化消費(fèi)會(huì)增加1.104%。在門限模型中，恩格爾系數(shù)較低的區(qū)間[0.297，0.396]，收入對(duì)文化消費(fèi)影響的彈性系數(shù)為0.636；恩格爾系數(shù)處在較高的區(qū)間（0.396，0.688]時(shí)，收入對(duì)文化消費(fèi)影響的彈性系數(shù)為0.617，系數(shù)特征也出現(xiàn)隨恩格爾系數(shù)的增加而減少的非線性特點(diǎn)。而且，門限模型估計(jì)的收入彈性系數(shù)均小于線性回歸模型的估計(jì)結(jié)果，說(shuō)明在不考慮物質(zhì)需求影響的情況下，增加收入對(duì)文化消費(fèi)的促進(jìn)作用被放大了。同時(shí)可以看出，城鎮(zhèn)居民的收入彈性系數(shù)均大于農(nóng)村居民的收入彈性系數(shù)，其主要原因在于我國(guó)農(nóng)村的文化產(chǎn)業(yè)發(fā)展相對(duì)滯后，難以滿足農(nóng)民的精神文化需求。同時(shí)，由于物質(zhì)需求的滿足程度與恩格爾系數(shù)大小呈反比關(guān)系，即恩格爾系數(shù)越小，物質(zhì)需求的滿足程度越高。因此，當(dāng)居民更多的為滿足物質(zhì)需求而進(jìn)行消費(fèi)支出時(shí)，其文化消費(fèi)欲望是不能很好的被釋放的，可以認(rèn)為，文化消費(fèi)需求的增加是受到物質(zhì)需求抑制的。

同時(shí)，城鎮(zhèn)居民文化消費(fèi)受cpi的影響由不顯著變?yōu)樵?%的顯著性水平下顯著，影響系數(shù)從0.565提高到0.749，說(shuō)明價(jià)格對(duì)文化消費(fèi)的影響被釋放，城鎮(zhèn)居民對(duì)文化消費(fèi)的需求受價(jià)格影響還是比較大的；農(nóng)村居民文化消費(fèi)受cpi的影響由不顯著變?yōu)樵?0%的顯著性水平下顯著，影響系數(shù)也從0.015提高到0.251，價(jià)格對(duì)文化消費(fèi)的影響得到一定程度的釋放。

但與城鎮(zhèn)相比，農(nóng)村居民文化消費(fèi)對(duì)價(jià)格的敏感程度較低，這與農(nóng)村的文化消費(fèi)多以傳統(tǒng)文化為主，如民間工藝、地方戲曲、神話傳說(shuō)和民間美術(shù)等，多為代代傳承的民間藝術(shù)，對(duì)價(jià)格的敏感性較低。城鎮(zhèn)居民的edu對(duì)文化消費(fèi)的影響均在1%的顯著性水平下不顯著，說(shuō)明隨著科技水平及獲取知識(shí)渠道的拓展，不同文化水平的居民消費(fèi)理念差異趨于不明顯。而農(nóng)村居民的edu對(duì)文化消費(fèi)的影響由在1%的顯著性水平下顯著降為在10%的顯著性水平下顯著，且影響系數(shù)由0.698降為0.086，說(shuō)明受網(wǎng)絡(luò)普及和通訊便利等因素的影響，消費(fèi)觀念受文化程度的影響越來(lái)越小。

worker對(duì)城鄉(xiāng)居民文化消費(fèi)的影響均由在1%的顯著性水平下顯著變?yōu)椴伙@著，說(shuō)明文化從業(yè)人員的數(shù)量雖然大幅增加，但從業(yè)人員的技能水平還需要進(jìn)一步提高，將數(shù)量轉(zhuǎn)化為質(zhì)量，才能增強(qiáng)文化產(chǎn)業(yè)發(fā)展?jié)摿Γぐl(fā)供給對(duì)需求的帶動(dòng)作用。inv對(duì)城鄉(xiāng)居民文化消費(fèi)的影響均不顯著，可能是資產(chǎn)投資的效果發(fā)揮有一段時(shí)間的時(shí)滯，影響了對(duì)文化消費(fèi)促進(jìn)作用的發(fā)揮。

gov對(duì)城鎮(zhèn)居民文化消費(fèi)的影響彈性系數(shù)由0.513降為0.133，說(shuō)明線性回歸模型放大了政府扶持對(duì)城鎮(zhèn)居民文化消費(fèi)的影響。而農(nóng)村居民文化消費(fèi)受gov的影響，由在1%的顯著性水平下顯著變?yōu)樵?0%的顯著性水平下不顯著，說(shuō)明由于農(nóng)村和城鎮(zhèn)有著不同的文化生活特點(diǎn)，其文化消費(fèi)市場(chǎng)建設(shè)要有別于城市，才能真正有效發(fā)揮政府的促進(jìn)作用。

結(jié)論

本文利用面板門限回歸模型實(shí)證分析了城鄉(xiāng)居民收入對(duì)文化消費(fèi)影響的非線性特征：城鄉(xiāng)居民文化消費(fèi)需求確實(shí)受到物質(zhì)需求的抑制，而且城鎮(zhèn)存在雙門限效應(yīng)，農(nóng)村存在單門限效應(yīng)。而農(nóng)村居民收入對(duì)文化消費(fèi)影響的彈性系數(shù)與城鎮(zhèn)差距較大，主要原因在于我國(guó)農(nóng)村的文化產(chǎn)業(yè)發(fā)展相對(duì)滯后，難以滿足農(nóng)民的精神文化需求。

同時(shí)，相對(duì)于城鎮(zhèn)以現(xiàn)代化文化消費(fèi)為主，農(nóng)村居民的文化消費(fèi)領(lǐng)域多為民間藝術(shù)等傳統(tǒng)文化，因此對(duì)文化消費(fèi)價(jià)格指數(shù)的敏感性較低。隨著科技水平及獲取知識(shí)渠道的拓展，受教育程度對(duì)城鄉(xiāng)居民文化消費(fèi)的影響越來(lái)越小。因此，政府在制定相關(guān)促進(jìn)文化消費(fèi)的政策時(shí)，應(yīng)充分分析我國(guó)農(nóng)村和城鎮(zhèn)居民不同的文化生活特點(diǎn)，有針對(duì)性的建設(shè)不同的文化消費(fèi)市場(chǎng)，才能真正實(shí)現(xiàn)城鄉(xiāng)居民文化消費(fèi)快速、健康發(fā)展。

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