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    文化產(chǎn)業(yè)發(fā)展對居民主觀幸福感的影響

    2023-12-15 07:18:19何衛(wèi)明
    中國市場 2023年35期
    關(guān)鍵詞:文化產(chǎn)業(yè)

    何衛(wèi)明

    摘?要:幸福感作為人類永恒的追求,而文化產(chǎn)業(yè)發(fā)展正是滿足人民美好生活需求的關(guān)鍵所在,也是提升居民主觀幸福感的重要途徑。文章基于2013年、2018年國家家庭收入調(diào)查(CHIPS)數(shù)據(jù),量化分析文化產(chǎn)業(yè)發(fā)展對居民主觀幸福感的影響。研究表明:一是有序Probit估計結(jié)果顯示,文化產(chǎn)業(yè)發(fā)展對于居民主觀幸福感存在顯著的正向積極效應(yīng),該結(jié)論經(jīng)過一系列穩(wěn)健性檢驗后依舊成立;二是異質(zhì)性分析結(jié)果顯示,不同年齡層次居民的主觀幸福感受文化產(chǎn)業(yè)發(fā)展的影響存在差異,且城鎮(zhèn)居民能從文化發(fā)展的過程中獲得更高的幸福感;三是社區(qū)文明程度在文化產(chǎn)業(yè)發(fā)展影響居民主觀幸福感的過程中扮演正向促進的角色。

    關(guān)鍵詞:文化產(chǎn)業(yè);居民主觀幸福感;有序Probit模型;中國居民收入調(diào)查數(shù)據(jù)(CHIP)

    中圖分類號:F224文獻標(biāo)識碼:A?文章編號:1005-6432(2023)35-0050-04?

    DOI:10.13939/j.cnki.zgsc.2023.35.050

    1?引言

    自“伊斯特林悖論”起,不再僅有財富等收入要素影響著民眾精神上的幸福感受,文化等非收入要素同樣影響著居民的主觀幸福感。黨的二十大報告明確指出,應(yīng)進一步推動文化產(chǎn)業(yè)高質(zhì)量發(fā)展,健全現(xiàn)代文化產(chǎn)業(yè)體系和市場體系,推動各類文化市場主體發(fā)展壯大,培育新型文化業(yè)態(tài)和文化消費模式,以高質(zhì)量文化供給增強人們的文化獲得感和幸福感。然而,聯(lián)合國發(fā)布的《2023世界幸福指數(shù)報告》數(shù)據(jù)顯示,中國幸福指數(shù)位居第82位,相較于2017年的全球第79位有所下降,這一結(jié)果表明近年來中國多元化、個性化的文化產(chǎn)業(yè)發(fā)展雖取得長足進步,但是否切實滿足了社會大眾的精神文化需求、增強居民的幸福感仍有待考量。那么,發(fā)展文化產(chǎn)業(yè)是否會影響居民的主觀幸福感?其影響路徑是什么?

    鑒于此,文章運用2013年、2018年中國家庭收入調(diào)查(CHIPS)的微觀數(shù)據(jù),利用有序Probit回歸模型,驗證文化產(chǎn)業(yè)發(fā)展是否能夠提升居民主觀幸福感,以及在此基礎(chǔ)上探究社區(qū)文明程度在該傳導(dǎo)過程中所發(fā)揮的中介效應(yīng)。這有助于更加全面地了解文化產(chǎn)業(yè)發(fā)展影響居民幸福感的方式與途徑,為進一步提升我國居民幸福感提供更為準(zhǔn)確的實證依據(jù),同時對文化產(chǎn)業(yè)發(fā)展政策的提出和完善也有一定的啟示作用,有助于為我國文化產(chǎn)業(yè)進一步發(fā)展壯大注入生機與活力。

    2?文獻綜述

    作為新興經(jīng)濟形態(tài),文化產(chǎn)業(yè)被公認(rèn)為是“朝陽產(chǎn)業(yè)”,是推動中國經(jīng)濟高質(zhì)量發(fā)展的又一重要引擎?,F(xiàn)階段,與文章相關(guān)研究可以歸納為以下兩個方面。

    第一,主觀幸福感的內(nèi)涵闡釋與影響因素。幸福一直以來都是人類追求的終極目標(biāo)。聞思修曾提出,幸福定義為在生存基礎(chǔ)上存在,在良好社會生態(tài)環(huán)境下發(fā)展,在各自幸福體內(nèi)實現(xiàn)的互相滿足和互相認(rèn)同(同等的尊重和信任)的生活。而主觀幸福感作為一個心理學(xué)中的定義,指的是人類基于自身的滿足感與安全感而主觀產(chǎn)生的一系列欣喜與愉快的情緒,其包括情緒反應(yīng)和認(rèn)知判斷兩個部分。同時,主觀幸福感主要包括情感平衡和生活滿意度。前者包括積極情緒和消極情緒,后者則是對當(dāng)前生活狀況的評價。眾多學(xué)者不僅對幸福感進行了內(nèi)涵解讀和定義,還有很多學(xué)者對影響幸福感的因素進行了分析和實證研究。如性別、年齡、身體狀況、婚姻、受教育程度等居民個體特征、個人絕對收入與相對收入的不同均會導(dǎo)致主觀幸福感的差異。如黃嘉文(2013)通過研究性別差異所導(dǎo)致的幸福感感知差別發(fā)現(xiàn):女性相比于男性的幸福感水平更高[1]。袁正等(2017)基于世界價值觀調(diào)查的中國數(shù)據(jù)進行實證分析,發(fā)現(xiàn)婚姻能夠顯著提升幸福感[2]。

    第二,文化產(chǎn)業(yè)發(fā)展與主觀幸福感之間關(guān)系的研究。國內(nèi)外學(xué)者關(guān)于文化對主觀幸福感影響的研究由來已久,但研究主要集中在文化消費對于主觀幸福感的影響作用和影響機制。如周春平(2015)、李小文(2016)認(rèn)為,文化消費不僅是對文化產(chǎn)品與服務(wù)的消費,同時也是知識和智力的生產(chǎn)[3-4]。在低收入階段,增加精神文化消費的邊際貢獻遞減,而進入中、高收入階段,精神文化消費的邊際貢獻遞增。除此之外,還有部分學(xué)者對文化發(fā)展影響居民主觀幸福感的影響機制進行了研究,但尚未達成一致意見。如葉文平等(2018)將國家文化與制度環(huán)境兩方面背景相結(jié)合,提出不同的文化背景會引導(dǎo)不同類型的創(chuàng)業(yè)活動,從而給國民幸福感帶來不同的影響[5]。曾鳴等(2019)則是基于CGSS2010和CGSS2015數(shù)據(jù)探究了中國公共文化支出對農(nóng)村居民幸福感的影響及作用機制,并發(fā)現(xiàn)公共文化支出能夠通過再分配水平、互聯(lián)網(wǎng)使用和社會信任感三種途徑影響農(nóng)村居民主觀幸福感[6]。

    3?研究設(shè)計與數(shù)據(jù)來源

    3.1?研究設(shè)計

    基于前兩章的理論分析,文章將回歸方程設(shè)定為基于個人層面的有序Probit回歸模型,回歸方程如下:

    happinessij=α0+α1cul_incomei+β′Xij+μij

    其中,下標(biāo)i和j表示省份j中的個人i。核心解釋變量cul_income為該省份文化產(chǎn)業(yè)發(fā)展的變量,文章采用文化產(chǎn)業(yè)主營業(yè)務(wù)收入來衡量。Xij為其他的一些控制變量,包括個人層面和地區(qū)層面。μij為方程的隨機擾動項。

    3.2?變量解釋

    3.2.1?被解釋變量

    文章采用中國居民收入調(diào)查數(shù)據(jù)(CHIP)中居民幸福感狀況調(diào)查結(jié)果來反映居民主觀幸福感。根據(jù)CHIP2013和CHIP2018調(diào)查問卷中的代碼P04的問題,將居民幸福感由高到低進行賦值,將其賦值作為文章的解釋變量。需要說明的是,由于備選答案6=不知道,無法用其衡量居民主觀幸福感水平,因此在數(shù)據(jù)處理過程中文章將此部分?jǐn)?shù)據(jù)剔除。

    3.2.2?核心解釋變量

    文化產(chǎn)業(yè)主營業(yè)務(wù)收入是能夠衡量文化產(chǎn)業(yè)發(fā)展?fàn)顩r的關(guān)鍵指標(biāo),因此,文章選用各省份文化產(chǎn)業(yè)主營業(yè)務(wù)收入作為代理變量加以衡量各地區(qū)文化產(chǎn)業(yè)發(fā)展?fàn)顩r。

    3.2.3?控制變量

    為減少遺漏變量而可能帶來的回歸結(jié)果偏誤,文章分別選取了個體與地區(qū)層面兩大類控制變量。個體層面控制變量包含性別、居民居住場所、文化程度、居民收入、婚姻狀況、身體狀況、負(fù)債情況以及家庭情況。地區(qū)層面控制變量包含地區(qū)經(jīng)濟發(fā)展水平與物價水平。

    3.3?數(shù)據(jù)來源

    所有變量的原始數(shù)據(jù)主要來源于2013年、2018年中國家庭收入調(diào)查數(shù)據(jù)(CHIP)、《中國統(tǒng)計年鑒》以及《中國文化及相關(guān)產(chǎn)業(yè)統(tǒng)計年鑒》。其中需要說明的是,CHIP2013數(shù)據(jù)涵蓋了北京等15個省級行政區(qū)的126個城市,包括18948個住戶樣本和64777個個體樣本;CHIP2018數(shù)據(jù)涵蓋了北京等15個省級行政區(qū),包括20451個住戶樣本和71480個個體樣本。

    4?實證結(jié)果分析

    4.1?基準(zhǔn)結(jié)果分析

    文章選取CHIP2018和CHIP2013的微觀面板數(shù)據(jù),使用有序Probit模型進行估計,并在此基礎(chǔ)上報告各變量對居民主觀幸福感的邊際效應(yīng)。具體結(jié)果如表1所示。

    從表1中不難看出,文化產(chǎn)業(yè)發(fā)展對居民主觀幸福感的回歸系數(shù)為負(fù)數(shù)。即文化產(chǎn)業(yè)發(fā)展對于居民的主觀幸福感提升存在顯著的正向影響,并且在放入地區(qū)層面控制變量后,回歸系數(shù)顯著減小。由此說明,文化產(chǎn)業(yè)發(fā)展能夠顯著提升居民幸福感。

    4.2?穩(wěn)健性檢驗

    為了進一步對模型的穩(wěn)健性進行檢驗,文章從數(shù)據(jù)的角度出發(fā),將被調(diào)查者給出的主觀幸福感評價進行重新賦值,將原本數(shù)值為1~3的happiness變量重新賦值為1,表明被調(diào)查居民認(rèn)為自己是幸福的;原本數(shù)值為4~5的重新賦值為0,表明被調(diào)查居民認(rèn)為自己不幸福,進而減少由于被調(diào)查居民因?qū)π腋8袠?biāo)準(zhǔn)不同等因素所造成的偏誤。

    在此基礎(chǔ)上,使用二值Probit模型對文化產(chǎn)業(yè)發(fā)展對居民主觀幸福感的影響進行回歸估計,并假定文化產(chǎn)業(yè)發(fā)展對居民主觀幸福感的影響方程如下:

    Pr(happiness=1)=Φ(α1cul_incomeij+β′Xij)

    其中,被解釋變量happiness為該省份文化產(chǎn)業(yè)發(fā)展的變量,文章采用文化產(chǎn)業(yè)主營業(yè)務(wù)收入來衡量。二值Probit回歸結(jié)果見表2。

    從穩(wěn)健性結(jié)果來看,三類模型的回歸結(jié)果在本質(zhì)上仍是一致的,均表明文化產(chǎn)業(yè)發(fā)展對居民幸福感的提升具有正向影響,這充分表明基準(zhǔn)回歸結(jié)果是可靠且穩(wěn)健的。

    4.3?異質(zhì)性分析

    4.3.1?年齡層面

    不同年齡居民對于主觀幸福感的感知有所不同,其對文化產(chǎn)業(yè)發(fā)展的參與程度也有所不同,因此不同年齡居民在文化產(chǎn)業(yè)發(fā)展過程中,其自身主觀幸福感也存在一定差異?;诖?,文章將居民分為三個不同年齡段,即青年組(44歲及以下)、中年組(45~59歲)、老年組(60歲及以上),并使用有序Probit模型進行回歸,回歸結(jié)果如表3所示。

    回歸結(jié)果表明,就不同年齡段的居民而言,文化產(chǎn)業(yè)發(fā)展對其主觀幸福感都具有顯著的影響,文化產(chǎn)業(yè)發(fā)展能夠使得各年齡段居民對于幸福感的評價提升。但就回歸系數(shù)而言,青年居民對其主觀幸福感的評價受文化產(chǎn)業(yè)發(fā)展的影響最大,而老年居民主觀幸福感受文化產(chǎn)業(yè)發(fā)展的影響最小。這可能是由于青年居民對于文化產(chǎn)業(yè)的參與度更高,進行的文化消費更多,而老年居民對于文化產(chǎn)業(yè)的參與度較低。

    4.3.2?地區(qū)層面

    城鎮(zhèn)地區(qū)與農(nóng)村地區(qū)在文化產(chǎn)業(yè)發(fā)展上存在一定的差異,且城鄉(xiāng)居民在消費觀念上也存在一定的差異,因此導(dǎo)致文化產(chǎn)業(yè)發(fā)展對城鄉(xiāng)不同地區(qū)居民幸福感的影響存在差異。

    基于此,文章將居民按照戶籍所在地分為城鎮(zhèn)居民和農(nóng)村居民,并分別采用有序Probit模型進行回歸分析,回歸結(jié)果如表4所示。

    回歸結(jié)果表明,就城鄉(xiāng)居民而言,文化產(chǎn)業(yè)發(fā)展對其主觀幸福感都具有顯著的影響,且文化產(chǎn)業(yè)發(fā)展均能使得城鄉(xiāng)居民對于幸福感的評價提升。但就回歸系數(shù)而言,城鎮(zhèn)居民主觀幸福感受文化產(chǎn)業(yè)發(fā)展的影響更大,這可能是由于農(nóng)村社會經(jīng)濟發(fā)展相對較為落后,農(nóng)村地區(qū)文化產(chǎn)業(yè)發(fā)展也落后于城鎮(zhèn),這也導(dǎo)致農(nóng)村居民對文化產(chǎn)業(yè)的參與度更低。

    4.4?機制分析

    提升居民對社區(qū)文明程度的滿意度,可能是文化產(chǎn)業(yè)發(fā)展影響居民主觀幸福感的重要機制。文化產(chǎn)業(yè)的發(fā)展與傳統(tǒng)產(chǎn)業(yè)發(fā)展并不相同,文化是居民的重要心理需求,文化產(chǎn)業(yè)更多也是通過滿足精神層面需求進行發(fā)展。因此,文化產(chǎn)業(yè)的發(fā)展不僅會給居民帶來更加優(yōu)質(zhì)的文化服務(wù),更重要的是,其豐富居民共有精神家園,形成良好的社會風(fēng)尚和和諧的社會秩序的作用,進而給居民帶來歸屬感并使得居民從中獲得更多的主觀幸福感。

    鑒于此,文章使用了CHIP2018調(diào)查問卷中的問題,對文化產(chǎn)業(yè)發(fā)展影響居民主觀幸福感的機制進行檢驗,具體結(jié)果如表5所示。

    不難看出,文化產(chǎn)業(yè)的發(fā)展確實能提高居民對社區(qū)文明程度的滿意度,并且居民對社區(qū)文明程度的滿意度與居民主觀幸福感存在顯著的正向關(guān)系,說明確實存在中介效應(yīng)。

    5?結(jié)論與政策建議

    文章基于2013年和2018年中國收入調(diào)查數(shù)據(jù)(CHIPS),使用有序Probit模型進行實證研究,分析文化產(chǎn)業(yè)發(fā)展對居民主觀幸福感的影響效應(yīng)和影響機制。

    通過影響效應(yīng)和影響機制得出以下主要結(jié)論:一是文化產(chǎn)業(yè)發(fā)展對于居民主觀幸福感提升具有顯著的正向影響;二是在異質(zhì)性分析上,不同年齡段和不同戶籍居民主觀幸福感受文化產(chǎn)業(yè)發(fā)展的影響程度不同;三是在機制分析上,文化產(chǎn)業(yè)發(fā)展會通過提升居民對社會文明程度的滿意度,來對居民主觀幸福感造成正向影響。

    基于以上研究結(jié)論,文章為文化產(chǎn)業(yè)發(fā)展提出以下三點政策啟示。

    第一,不斷推動文化產(chǎn)業(yè)高質(zhì)量發(fā)展,以高質(zhì)量文化供給增強人們的文化獲得感和幸福感。政府應(yīng)當(dāng)繼續(xù)不斷推動文化產(chǎn)業(yè)的高質(zhì)量發(fā)展,在促進社會經(jīng)濟結(jié)構(gòu)轉(zhuǎn)型升級和提質(zhì)增效的同時,不斷豐富人民精神文化生活,從而提升國家整體文化軟實力和競爭力。

    第二,充分挖掘文化產(chǎn)業(yè)潛在用戶,激發(fā)文化產(chǎn)業(yè)發(fā)展活力。政府應(yīng)當(dāng)通過公共服務(wù)兜底,推動老齡文化產(chǎn)業(yè)與養(yǎng)老產(chǎn)業(yè)協(xié)同發(fā)展,支持中老年人的文化生活追求,釋放中老人文化消費的潛力。

    第三,大力發(fā)展鄉(xiāng)村特色文化產(chǎn)業(yè),推進文化產(chǎn)業(yè)發(fā)展賦能鄉(xiāng)村振興。政府應(yīng)加快發(fā)展特色的鄉(xiāng)村文化產(chǎn)業(yè),圍繞鄉(xiāng)村特色的文化資源稟賦優(yōu)勢,開發(fā)文化產(chǎn)品,培養(yǎng)文化產(chǎn)業(yè),激發(fā)鄉(xiāng)村文化活力,使文化產(chǎn)業(yè)更有效地賦能鄉(xiāng)村振興。

    參考文獻:

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    [6]曾鳴.公共文化支出影響農(nóng)村居民幸福感了嗎?[J].首都經(jīng)濟貿(mào)易大學(xué)學(xué)報,2019,21(3):26-36.

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