收入空間分布不均衡與消費(fèi)新動(dòng)能轉(zhuǎn)換的實(shí)證檢驗(yàn)

孫 巍，陸 地

（吉林大學(xué)a.數(shù)量經(jīng)濟(jì)研究中心;b.商學(xué)院，長春 130012）

0 引言

改革開放以來，我國經(jīng)濟(jì)迅速發(fā)展，國民收入水平得到大幅度提升。在收入水平提高的同時(shí)，其分布曲線變化具有“厚尾”變化趨勢，表明中、高收入人群規(guī)模不斷擴(kuò)大[1]。收入的變化將對居民消費(fèi)水平產(chǎn)生個(gè)體效應(yīng)與宏觀效應(yīng)兩方面的影響[2]。收入水平的提升對消費(fèi)結(jié)構(gòu)升級起到促進(jìn)作用，而中、高收入組群的擴(kuò)大將有助于激發(fā)文化消費(fèi)等新興消費(fèi)市場自身的活力。然而，我國居民收入水平提高與中、高收入組群擴(kuò)大的同時(shí)，發(fā)展與享受型產(chǎn)品的消費(fèi)水平卻始終偏低，文化消費(fèi)等新興消費(fèi)升級緩慢。針對這個(gè)問題，本文將以居民文化消費(fèi)為例從區(qū)域性角度探討如何促進(jìn)消費(fèi)升級，如何釋放中、高端消費(fèi)潛力，這不僅關(guān)系到居民經(jīng)濟(jì)福利的提升，更關(guān)系到推動(dòng)消費(fèi)新動(dòng)能轉(zhuǎn)換對經(jīng)濟(jì)高質(zhì)量發(fā)展的促進(jìn)作用。

針對我國居民文化消費(fèi)現(xiàn)狀，國內(nèi)學(xué)者從不同方面進(jìn)行了探索式分析。就影響因素來講，居民收入、教育程度、消費(fèi)習(xí)慣等均對文化消費(fèi)產(chǎn)生顯著的影響[3，4]，同時(shí)其作用程度表現(xiàn)出區(qū)域差異。居民文化消費(fèi)需求收入彈性與地區(qū)發(fā)達(dá)程度呈正比[5]。消費(fèi)習(xí)慣對當(dāng)期文化消費(fèi)的作用顯著，消費(fèi)習(xí)慣影響程度按照東、中、西依次遞減[6]。區(qū)域消費(fèi)不平衡是消費(fèi)升級緩慢的表現(xiàn)，就文化消費(fèi)區(qū)域性差異而言，區(qū)域發(fā)展水平?jīng)Q定了區(qū)域文化消費(fèi)的總量與層次[7，8]。就文化消費(fèi)的發(fā)展規(guī)律而言，毛中根和孫豪（2016）[9]發(fā)現(xiàn)文化消費(fèi)在到達(dá)一定條件之前，其占居民收入、消費(fèi)的比重呈“倒U”型趨勢，在達(dá)到一定條件后呈“U”型趨勢，意味著我國文化消費(fèi)的變化趨勢存在拐點(diǎn)，具有階段性變化特征。陳勁（2015）[10]根據(jù)文化消費(fèi)結(jié)構(gòu)指標(biāo)得到重慶市居民的文化消費(fèi)水平層次結(jié)構(gòu)，發(fā)現(xiàn)文化消費(fèi)具有不同層次的發(fā)展需求。以上研究均是從居民收入與文化消費(fèi)的關(guān)系著手分析，卻忽略了“分布效應(yīng)”作用下異質(zhì)性的消費(fèi)層次，個(gè)體分布的特征也會(huì)影響到宏觀消費(fèi)的形式變化。鑒于此，本文將從“收入空間分布”的角度探討收入對文化消費(fèi)的非線性作用機(jī)理，對如何推動(dòng)文化消費(fèi)升級，推動(dòng)文化產(chǎn)業(yè)高質(zhì)量發(fā)展具有重要的現(xiàn)實(shí)意義。

1 模型設(shè)定、變量選取和數(shù)據(jù)來源

其中，j代表區(qū)域變量，j=east，middle，west，分別代表東部、中部、西部地區(qū)；為了排除家庭規(guī)模經(jīng)濟(jì)因素的影響，對家庭消費(fèi)進(jìn)行人均化處理，將家庭層面變量調(diào)整到個(gè)體層面，即：家庭總消費(fèi)/家庭總?cè)丝跀?shù)，得到expenditurej表示j區(qū)域城鎮(zhèn)居民家庭人均文化消費(fèi)的支出，incοme表示城鎮(zhèn)居民家庭人均收入，familykj表示j

1.1 模型設(shè)定

1.1.1 門限模型設(shè)定

由于收入空間分布變遷會(huì)誘發(fā)區(qū)域間消費(fèi)水平的差距與消費(fèi)需求的分層，所以需按照不同區(qū)域?qū)ξ幕M(fèi)層次進(jìn)行劃分。因此，本文選擇對各區(qū)域居民教育文娛消費(fèi)進(jìn)行收入門限效應(yīng)檢驗(yàn)，期望得到不同偏好的異質(zhì)性群組，以刻畫居民收入與文化消費(fèi)的非線性作用機(jī)制。

本文根據(jù)Hansen（2000）[11]的門限回歸方法建立實(shí)證模型。該方法不僅可估計(jì)門檻值并推導(dǎo)門限的最小二乘估計(jì)量的近似分布，同時(shí)可檢驗(yàn)門限的存在性和真實(shí)性。

首先，設(shè)定基礎(chǔ)計(jì)量模型:區(qū)域家庭特征控制變量（戶主信息、家庭成員數(shù)量、子女?dāng)?shù)量、家庭重大事件等）。為排除異方差性帶來的誤差，在穩(wěn)健性回歸中將對家庭人均文化消費(fèi)支出與家庭人均可支配收入做對數(shù)化處理。

其次，根據(jù)理論方法可以建立收入-文化消費(fèi)的門限回歸模型：

其中，γj為j區(qū)域城鎮(zhèn)居民人均文化消費(fèi)的門檻值。式（2）根據(jù)任意給定的γj門限值進(jìn)行最小二乘估計(jì)可得到：

假定γj屬于有界區(qū)間，定義虛擬變量，其中{}.為示性函數(shù)，并設(shè) Varj(γ)=Varj.Dj(γ)，δn=θ2-θ1，因此殘差平方和Sn可以表示為關(guān)于三個(gè)參數(shù)的函數(shù)，即Sn=(θ，δ，γ)，則其最小二乘估計(jì)量為使Sn最小的參數(shù)組合(θ，δ，γ)。由條件估計(jì)量可推得殘差平方和Sn(γ)可以看做門檻值γij的函數(shù)，此時(shí)估計(jì)量使得Sn(γ)取值最小。在對橫截面數(shù)據(jù)分析時(shí)，由于可能存在異方差情況，此時(shí)需要進(jìn)行懷特異方差修正從而得到穩(wěn)健標(biāo)準(zhǔn)誤，即

在得到門限估計(jì)值以后，需要對門限值的顯著性和一致性進(jìn)行檢驗(yàn)以保障模型真實(shí)可靠。對于檢驗(yàn)門限值顯著性，即檢驗(yàn)是否存在門限效應(yīng)及門限存在個(gè)數(shù)，采用的檢驗(yàn)方法是拉格朗日乘子（LM）檢驗(yàn)F值，此時(shí)即使異方差存在也能保持一致性。由于若原假設(shè)成立，門限無法被識(shí)別，傳統(tǒng)檢驗(yàn)統(tǒng)計(jì)量分布非標(biāo)準(zhǔn)。針對此情況，可根據(jù)Hansen（1996）[12]提出的自舉法（Bootstrap Method）來計(jì)算P值，若P值小于既定水平，則拒絕原假設(shè)。對于一致性的檢驗(yàn)，可根據(jù)極大似然估計(jì)（LR）檢驗(yàn)門限值γ。給定原假設(shè)H0:γ=γ0，H1:γ≠γ0，則似然比統(tǒng)計(jì)式為：

設(shè)α為顯著性水平，根據(jù)Hansen（2000）[11]的證明，對于給定的置信水平α，當(dāng)時(shí)，拒絕原假設(shè)，此時(shí)門限值存在，可繼續(xù)進(jìn)行多門限值檢驗(yàn)。

1.1.2 區(qū)域間收入水平與組群規(guī)模差異分解

在門限效應(yīng)結(jié)果檢驗(yàn)后，能夠?qū)Ω鲄^(qū)域不同文化消費(fèi)層次的組群進(jìn)行劃分。在異質(zhì)性偏好假說下，不同消費(fèi)組群具有異質(zhì)性的消費(fèi)傾向與偏好。為了探究收入空間分布變遷對區(qū)域家庭文化消費(fèi)的影響，本文將區(qū)域間不同文化消費(fèi)層次家庭的需求差距進(jìn)行收入水平與消費(fèi)組群規(guī)模劃分。為得到其區(qū)域間具體文化消費(fèi)差異結(jié)果，需要將東部設(shè)定為對照區(qū)域，將中部、西部分別設(shè)為比對區(qū)域，在上述模型設(shè)計(jì)基礎(chǔ)上設(shè)定：

其中，根據(jù)門限回歸結(jié)果將區(qū)域內(nèi)不同消費(fèi)層次家庭劃分為i組，分別用i=1，2，...，m表示，假設(shè)第i組文化消費(fèi)層次代表性家庭信息體現(xiàn)了該區(qū)域第i組文化消費(fèi)層次家庭的平均狀況，r=0代表對照區(qū)域東部，r=1代表比對區(qū)域中部或西部。expenditureri代表對照區(qū)域或比對區(qū)域第i組文化消費(fèi)層次代表性家庭人均消費(fèi)，βri表示r區(qū)域第i組文化消費(fèi)層次的代表性家庭的邊際消費(fèi)傾向，為r區(qū)域第i組文化消費(fèi)層次的代表性家庭控制變量集合（戶主信息、家庭成員數(shù)量、子女撫養(yǎng)比及家庭重大事件等）。將Nr設(shè)定為r區(qū)域總文化消費(fèi)家庭數(shù)量，Nr

i代表第i組消費(fèi)層次家庭數(shù)量為r區(qū)域第i組文化消費(fèi)層次家庭數(shù)量占該區(qū)域總消費(fèi)家庭數(shù)量的比例，且ωri∈[0，1]。此時(shí)該區(qū)域家庭人均文化消費(fèi)總值轉(zhuǎn)化為：

根據(jù)異質(zhì)偏好假設(shè)中效用函數(shù)可加原理，各區(qū)域不同消費(fèi)層次組群的邊際消費(fèi)傾向等于其平均消費(fèi)傾向，且可視為該消費(fèi)層次居民對商品及服務(wù)的消費(fèi)偏好。Cri為r區(qū)域第i組文化消費(fèi)層次家庭人均文化消費(fèi)總量。此時(shí)利用反事實(shí)分析方法，設(shè)定當(dāng)比對區(qū)域家庭其他條件不變，僅其收入水平或規(guī)模比例達(dá)到對照區(qū)域水平時(shí)，比對區(qū)域該文化消費(fèi)層次的家庭人均文化消費(fèi)總量將分別改變：

通過收入水平及組群規(guī)模的改變，可以對中部、西部區(qū)域不同文化消費(fèi)層次家庭的消費(fèi)市場潛力做出判斷。

1.2 變量選取

本文參照Appleton等（2008）[13]的研究，選取各區(qū)域城鎮(zhèn)家庭文化消費(fèi)支出作為因變量，城鎮(zhèn)居民家庭可支配收入作為自變量以及戶主年齡、性別、受教育程度等家庭特征數(shù)據(jù)作為控制變量①控制變量同樣選取了“職業(yè)類型”，但經(jīng)本文測算戶主職業(yè)類型對家庭文化消費(fèi)無顯著性影響，因此描述性統(tǒng)計(jì)不列出其具體指標(biāo)。。由于家庭文化消費(fèi)支出中包含教育消費(fèi)支出，在家庭人口構(gòu)成中，由子女引致的教育消費(fèi)數(shù)量比例較大。因此，參照郝云飛和臧旭恒（2017）[14]的做法，選取家庭中是否擁有年齡小于25歲的未婚子女作為虛擬控制變量。各變量描述性統(tǒng)計(jì)如下：

1.2.1 家庭收入與文化消費(fèi)空間分布變遷

首先描述各區(qū)域家庭可支配收入與文化消費(fèi)的情況。表1為兩個(gè)觀測期樣本描述性統(tǒng)計(jì)，東部城鎮(zhèn)家庭人均可支配收入在2007年及2013年分別為2.49萬元及2.88萬元，2007年高出中部62.6%，高出西部64.2%。而在2013年，其差距幅度分別降低到39.3%和34.6%，在均值差距上有所減緩。在此期間，東部、中部、西部區(qū)域家庭文化消費(fèi)均值分別提高68.42%、75%、50%。然而，文化消費(fèi)的兩極分化程度加大，東部的極化程度強(qiáng)于其他區(qū)域。

表1 家庭可支配收入與文化消費(fèi)描述性統(tǒng)計(jì) （單位：萬元）

從家庭可支配收入空間分布變遷情況來看（見圖1），各區(qū)域的收入分布曲線均右移，我國整體收入水平逐步提高，其中東部整體收入水平明顯高于中部與西部地區(qū)。分布曲線尾端均有“胖尾”趨勢，從“偏態(tài)分布”向“正態(tài)分布”轉(zhuǎn)化，證明中、高收入組群密度上升。其中，東部分布“峰值”最低，“胖尾”趨勢最強(qiáng)，高收入組群密度較大。分布曲線變化趨勢均逐步趨緩，分布分散化程度上升。同時(shí)，各區(qū)域的教育文娛消費(fèi)始終呈“左偏”分布（見圖2），文化消費(fèi)支出多數(shù)集中于低消費(fèi)水平，東部城鎮(zhèn)居民教育文娛消費(fèi)分布最為平緩，變化幅度小，而中部、西部文化消費(fèi)分布變化劇烈。通過描述性統(tǒng)計(jì)結(jié)果能夠看到，通過收入分布的異質(zhì)性變化，可以發(fā)現(xiàn)不同收入水平組群的空間分布狀態(tài)出現(xiàn)分化。在異質(zhì)性偏好假設(shè)下，不同收入組群的偏好差異決定了消費(fèi)市場的發(fā)展方向，空間上的集中與分散通過對不同區(qū)域收入組群消費(fèi)需求總量的影響，從而影響區(qū)域消費(fèi)市場的發(fā)展。

圖1 各區(qū)域城鎮(zhèn)居民收入分布變遷

圖2 各區(qū)域城鎮(zhèn)居民文化消費(fèi)分布變遷

1.2.2 家庭人口特征

根據(jù)樣本統(tǒng)計(jì)性描述（見表2）發(fā)現(xiàn)，在戶主年齡、性別、受教育程度與家庭規(guī)模、婚姻狀況上各區(qū)域城鎮(zhèn)居民情況基本相似，戶主年齡平均在47～50歲之間（年度對比下，戶主平均年齡增長），性別以男性為主，受教育年限基本在11年左右，婚姻狀況初婚為主①本文中采用的CHIP調(diào)查數(shù)據(jù)定義取值為，性別：男=1，女=2；2007年婚姻狀況：未婚=1，初婚=2，再婚=3，離異=4，喪偶=5，同居=6；2013年婚姻狀況：初婚=1，再婚=2，同居=3，離異=4，喪偶=5，未婚=6。，未婚子女撫養(yǎng)均值基本在0.5以上②設(shè)定子女撫養(yǎng)數(shù)量為虛擬變量：擁有25周歲以下的未婚子女，其子女撫養(yǎng)比=1；不擁有25周歲以下的未婚子女，其子女撫養(yǎng)比=0。，說明需撫養(yǎng)子女的家庭居多。上述數(shù)據(jù)特征與已往研究相符合，有助于研究家庭文化消費(fèi)及其變化特征。

表2 樣本家庭人口特征描述性統(tǒng)計(jì)

1.3 數(shù)據(jù)來源

本文使用的數(shù)據(jù)來自中國家庭收入調(diào)查數(shù)據(jù)（CHIP）2007年與2013年的城鎮(zhèn)家庭樣本，其分別可以代表“十一五”和“十二五”期間城鎮(zhèn)居民收入-文化消費(fèi)情況。該調(diào)查數(shù)據(jù)通過分層抽樣調(diào)查采集，數(shù)據(jù)樣本具有一致性與有效性。在剔除少量缺失信息與異常值后，按照0.02收入分位點(diǎn)間隔對數(shù)據(jù)進(jìn)行抽樣，最終兩年度分別保留4375戶與5916戶城鎮(zhèn)家庭作為樣本進(jìn)行分析。為了分析收入空間分布變遷的文化消費(fèi)效應(yīng)，本文根據(jù)統(tǒng)計(jì)局經(jīng)濟(jì)區(qū)域劃分指標(biāo)將總樣本按照其家庭所在地進(jìn)行區(qū)域子樣本劃分。同時(shí)，根據(jù)中國統(tǒng)計(jì)年鑒中的各類價(jià)格指數(shù)，以2007年作為基期不變價(jià)對收入和文化消費(fèi)數(shù)據(jù)進(jìn)行平減，以消除時(shí)間與空間上價(jià)格彈性的影響。

2 實(shí)證分析

基于Hansen（2000）[11]提出的程序語言，采用連玉君crosstm橫截面門檻程序包結(jié)合Stata12.0運(yùn)行數(shù)據(jù)，對各區(qū)域家庭文化消費(fèi)的收入門限效應(yīng)進(jìn)行了檢驗(yàn)。2007年與2013年各區(qū)域城鎮(zhèn)家庭文化消費(fèi)的收入門限估計(jì)值均在95%置信區(qū)間內(nèi)（見表3），通過了95%以上的置信水平一致性檢驗(yàn)。在此基礎(chǔ)上，采用Bootstrap（自舉法）模擬出P值來檢驗(yàn)門限值的顯著性，借以確定是否存在收入門限以及門限個(gè)數(shù)。表3中各區(qū)域收入門檻值均通過了一致性和顯著性檢驗(yàn)，說明其估計(jì)值真實(shí)可靠。

表3 各區(qū)域城鎮(zhèn)居民家庭教育文娛消費(fèi)-收入門檻

現(xiàn)階段我國區(qū)域居民收入與文化消費(fèi)具有異質(zhì)的門限效應(yīng)，如表4所示。

表4 各區(qū)域城鎮(zhèn)居民異質(zhì)消費(fèi)層次文化消費(fèi)狀況

收入將文化消費(fèi)水平劃分出不同的層次，居民收入跨越門檻值，其文化消費(fèi)支出才會(huì)有顯著的提高，即達(dá)到消費(fèi)升級狀態(tài)。從區(qū)域門檻值對比來看，東部收入門檻值高于其他地區(qū)。2007年東部城鎮(zhèn)居民收入門檻為4.3萬元，意味著當(dāng)收入達(dá)到約4.3萬元，能夠脫離較低的文化消費(fèi)水平，此時(shí)文化消費(fèi)支出均值從約1598.49元提高到約3667.69元，增長幅度高達(dá)129%。而中部、西部的收入門檻值分別為3萬元與1.8萬元，跨越門檻水平后文化消費(fèi)分別增長150%與105%。此時(shí)，東部與中部年收入在收入門檻以下的消費(fèi)組群在文化消費(fèi)方面不具有邊際消費(fèi)傾向，意味著收入的提升不能顯著增加這部分人群教育文化消費(fèi)支出的比例。到第二個(gè)觀測期，收入門檻水平相繼提高，東部形成了多層次的文化消費(fèi)需求狀態(tài)，其收入門檻值分別為4.2萬元與5.6萬元，文化消費(fèi)支出均值從1947.11元經(jīng)兩次門檻跨越達(dá)到8046.25元，增長幅度分別為134%與76.5%，家庭文化消費(fèi)具有“二次升級”特征。雖然東部演化出了文化消費(fèi)中間層組群，但是這部分消費(fèi)組群卻不具有邊際消費(fèi)傾向，說明第二個(gè)觀測期東部消費(fèi)中間層組群的收入水平和當(dāng)?shù)匚幕M(fèi)產(chǎn)品市場還未使其形成相應(yīng)的購買力。中、西部地區(qū)的收入門檻值分別提升到3.6萬元與4.3萬元，跨越門檻后，教育文娛消費(fèi)支出分別增長105%與154%。與此同時(shí)，文化產(chǎn)品的更新迭代、成本增高，卻減弱了中部、西部低消費(fèi)組群的購買能力，致使其文化消費(fèi)需求向剛性轉(zhuǎn)變。

為了排除測量誤差影響，本文利用FGLS方法對OLS+穩(wěn)健標(biāo)準(zhǔn)誤估計(jì)結(jié)果進(jìn)行穩(wěn)健性檢驗(yàn)，其估計(jì)結(jié)果基本一致，證明估計(jì)結(jié)果相對穩(wěn)健?？梢园l(fā)現(xiàn)，兩種估計(jì)均顯示對于文化消費(fèi)這種新型消費(fèi)市場而言，高收入組群的邊際消費(fèi)傾向依舊高于其他群體，是文化產(chǎn)品市場主要的消費(fèi)群體。值得注意的是，東部中、低消費(fèi)組群的邊際消費(fèi)傾向近似于、甚至高于中部、西部的高消費(fèi)組群，說明其具有相近的文化消費(fèi)需求欲望。

根據(jù)上文對收入?yún)^(qū)域分布狀況的分析，能夠發(fā)現(xiàn)區(qū)域間收入分布差距主要體現(xiàn)在收入水平差異與人群規(guī)模差異上。因此，本文將收入空間分布差距對家庭文化消費(fèi)效應(yīng)的影響分解為“水平差異”與“規(guī)模差異”分別產(chǎn)生的作用，如表5所示。具體表現(xiàn)為，當(dāng)其他因素不變時(shí)，僅該層次消費(fèi)人群規(guī)模變化對中部、西部區(qū)域家庭文化消費(fèi)的影響，以及僅當(dāng)其他因素不變時(shí)，收入水平變化帶來的沖擊。結(jié)果表明，對于中部、西部區(qū)域高層次文化消費(fèi)效應(yīng)而言，“規(guī)模差異”對其作用最強(qiáng)；而對于低層次文化消費(fèi)效應(yīng)，“水平差異”影響顯著。由此可以推論，雖然高收入組群主要集中于東部地區(qū)，但其部分人群的收入尚未突破東部文化消費(fèi)高門限閾值。相反，盡管中部、西部區(qū)域高收入組群數(shù)量較少，但其文化消費(fèi)門限閾值較低，收入水平一旦得到提高，會(huì)釋放巨大的文化產(chǎn)品及服務(wù)消費(fèi)潛力。這種門檻閾值水平與數(shù)量的差別演變很好地解釋了收入水平差距、收入組群的空間分布失衡是造成文化消費(fèi)水平偏低、文化消費(fèi)市場升級緩慢的重要原因。

表5 區(qū)域間異質(zhì)文化消費(fèi)組群效應(yīng)差異分析

3 結(jié)論

區(qū)域收入水平差距與收入組群空間分布失衡使得文化消費(fèi)水平與文化消費(fèi)市場規(guī)模處于較低水平。本文基于微觀家庭調(diào)查數(shù)據(jù)，在收入空間分布變遷視角下，對居民收入對文化消費(fèi)的門限效應(yīng)及文化消費(fèi)需求狀態(tài)進(jìn)行了分析。實(shí)證結(jié)果表明：

第一，居民收入與文化消費(fèi)體現(xiàn)出非線性特征，東部城鎮(zhèn)居民文化消費(fèi)的收入門檻水平與數(shù)量均高于中西部地區(qū)，證明東部居民具有更為豐富的文化消費(fèi)偏好與層次。

第二，在文化消費(fèi)市場演化規(guī)律上，高收入居民的邊際消費(fèi)傾向最高，表示我國文化消費(fèi)市場處于起步階段，需求程度將會(huì)從高收入到低收入群體逐步擴(kuò)散。但是收入水平偏低依舊是制約中、低收入群體文化消費(fèi)最顯著的因素，只有突破收入門檻限制，才能達(dá)到文化消費(fèi)升級。

第三，在文化消費(fèi)市場規(guī)模方面，高收入組群主要集中于東部地區(qū)，但部分高收入群體的收入水平在東部高消費(fèi)門限閾值以下，減弱了這部分群體的購買能力。如果收入水平未達(dá)到顯著的突變水平，即使收入增幅快、高收入組群不斷擴(kuò)大，文化消費(fèi)支出依然不能得到大幅度提高；對于中部、西部地區(qū)而言，盡管門限閾值水平較低，但較小的高收入組群規(guī)模卻制約了文化消費(fèi)市場的發(fā)展。然而，當(dāng)其居民收入一旦突破門檻值，文化消費(fèi)增幅可高達(dá)約100%～150%，蘊(yùn)藏了巨大的消費(fèi)潛力。