□呂佳睿

（暨南大學(xué)深圳旅游學(xué)院 廣東 深圳 518000）

1 研究背景

文化產(chǎn)業(yè)以附加值高、發(fā)展可持續(xù)等特性，成為世界經(jīng)濟增長新動力。全球文化產(chǎn)業(yè)發(fā)展主要集中在以美國為核心的北美地區(qū)，以英國為核心的歐洲地區(qū)，以中國、日本和韓國為核心的亞洲地區(qū)。美國文化產(chǎn)業(yè)具有投資主體多元化、科技投入巨大和優(yōu)秀人才聚集等特點，在全球處于領(lǐng)先位置。美國文化產(chǎn)業(yè)產(chǎn)值6 萬億美元，占美國GDP 比重31%，占世界文化產(chǎn)業(yè)產(chǎn)值的43%。英國文化產(chǎn)業(yè)增加值達1.1 萬億英鎊，占總增加值的5.8%。2015—2019 年英國文化產(chǎn)業(yè)年均增長率在5%以上，文化產(chǎn)業(yè)已成為英國政府推動經(jīng)濟增長的有效發(fā)展策略。日本文化產(chǎn)業(yè)發(fā)展勢頭強勁，其享譽全球的動漫產(chǎn)業(yè)自20 世紀90 年代起帶動大量勞動力就業(yè)。目前，文化產(chǎn)業(yè)產(chǎn)值已經(jīng)占到日本GDP 的20%?；趯κ澜缰饕?jīng)濟體的分析可知，目前文化產(chǎn)業(yè)已成為世界各國的經(jīng)濟支柱。

自2012 年起，我國文化產(chǎn)業(yè)年均增長13.7%，產(chǎn)業(yè)規(guī)模不斷擴大。我國文化產(chǎn)業(yè)增加值由2015 年的2.7 萬億元增加到2019 年的超過4.4 萬億元，占GDP比重由2015 年的3.95%提高到2019 年的4.5%；文化產(chǎn)業(yè)法人單位數(shù)量由2015 年的114 萬個增加到2019 年的209 萬個，增長率高達80%；文化及相關(guān)產(chǎn)業(yè)固定資產(chǎn)投資增速達到1.1%。

專家預(yù)測，“十四五”末我國文化產(chǎn)業(yè)總量有望達到7.8 萬億元，成為國民經(jīng)濟支柱產(chǎn)業(yè)；文化固定資產(chǎn)投資規(guī)模將持續(xù)擴大，達到10 萬億元以上，占總固定資產(chǎn)投資額比重約8.2%；全國文化消費總額預(yù)計將突破2 萬億元，年均增速可達6.2%。我國文化產(chǎn)業(yè)與發(fā)達國家相比仍存在一定差距，主要表現(xiàn)為城鄉(xiāng)居民對文化產(chǎn)業(yè)需求不足、文化與娛樂支出在居民支出結(jié)構(gòu)中的占比相對較小。

2 文獻綜述

改革開放以來，我國居民人均收入水平不斷上升，精神文化需求越來越大，文化消費在城鄉(xiāng)居民收入中的占比逐年上升。城鎮(zhèn)居民文化消費與收入和總消費基本實現(xiàn)了同步增長，據(jù)此推測我國居民收入水平與居民文化消費具有長期均衡穩(wěn)定的關(guān)系。

張薇（2012）[1]對陜西省城鎮(zhèn)居民文化消費狀況進行了分析，總結(jié)出城鄉(xiāng)文化消費的一些突出特點。朱波（2019）[2]用空間面板數(shù)據(jù)模型，探索山西省城鎮(zhèn)居民文化消費的影響機制，結(jié)果表明，山西省城鎮(zhèn)居民文化消費水平區(qū)域差異程度不斷縮小且存在明顯的空間溢出效應(yīng)。王詩茜（2020）[3]探討了農(nóng)村居民消費結(jié)構(gòu)變化以及解決方法。李思樂和陳廷毅（2021）[4]通過實證分析得出城鄉(xiāng)居民文化消費支出與收入情況存在正相關(guān)關(guān)系。

本研究試圖運用平穩(wěn)性檢驗和協(xié)整分析對城鎮(zhèn)居民和農(nóng)村居民的文化消費進行實證分析，探討以下3 個問題：①我國居民文化消費與居民收入之間是否存在相關(guān)性；②城鎮(zhèn)居民自主文化消費的差異是否顯著；③城鎮(zhèn)居民與農(nóng)村居民文化消費的邊際傾向是否存在顯著差異。

3 研究設(shè)計

3.1 模型設(shè)計

根據(jù)消費理論，居民的消費水平受到其收入水平的影響，因此分別構(gòu)建城鎮(zhèn)居民收入模型（1）和農(nóng)村居民收入模型（2）。

模型（1）和（2）中，Y表示居民收入，X表示文化消費支出，分析系數(shù)α2和β2分別代表了城鎮(zhèn)居民的文化消費邊際傾向和農(nóng)村居民的文化邊際傾向。

為了方便討論，引入虛擬變量Di，構(gòu)建城鄉(xiāng)居民收入模型（3）如下。

設(shè)置虛擬變量D，若為農(nóng)村居民則D=1，若為城鎮(zhèn)居民則D=0，由此得出模型（4）與模型（5）。

針對模型（4）與模型（5），若β3未通過顯著性檢驗，則城鄉(xiāng)居民的邊際文化消費傾向不同；若通過顯著性檢驗，則城鄉(xiāng)居民的邊際文化消費傾向相同。

3.2 數(shù)據(jù)來源

樣本時間區(qū)間為2000—2020 年，用城鎮(zhèn)居民人均可支配收入和農(nóng)村居民人均可支配收入表示居民收入水平，數(shù)據(jù)來源于國家統(tǒng)計局；用城鎮(zhèn)居民文娛消費支出和農(nóng)村居民文娛消費支出表示文化消費水平，數(shù)據(jù)來源于Wind 金融數(shù)據(jù)庫。

4 實證分析

4.1 ADF 檢驗與協(xié)整分析

研究所采用的數(shù)據(jù)為時間序列數(shù)據(jù)。為了避免參數(shù)估計中出現(xiàn)偽回歸現(xiàn)象，先對各變量進行ADF 檢驗，結(jié)果如表1 所示。

從表1 可以看出，4 個變量在1%和5%的置信水平下均不穩(wěn)定。通過對模型（1）和模型（2）進行回歸，并對殘差進行平穩(wěn)性檢驗，分別在5%和10%水平下顯著，這說明變量之間具有長期均衡穩(wěn)定的關(guān)系，因此可以采用模型（3）進行分析研究。

表1 平穩(wěn)性檢驗結(jié)果

4.2 參數(shù)估計結(jié)果

中國城鄉(xiāng)文化消費模型的參數(shù)估計結(jié)果，如表2所示。R2=0.979 2，說明該模型可以解釋97.92%的情況，具有較強的解釋力。F=546.408 1，在5%的置信水平下顯著，說明該模型整體上具有線性相關(guān)關(guān)系。農(nóng)村居民文化消費的截距為54.564 4，截距項D的系數(shù)為36.671 2，表明城鎮(zhèn)居民的自主文化消費的差異并不顯著。變量X系數(shù)的T=5.703 2，在1%的置信水平下顯著，其參數(shù)估計結(jié)果0.054 1，這說明我國農(nóng)村居民收入每增加1%，則在文化消費上的支出會增加5.41%。D·X的參數(shù)估計結(jié)果在1%的置信水平下顯著，說明該交叉項對被解釋變量具有一定的影響。這意味著假設(shè)城鄉(xiāng)居民的可支配收入同時增長1%，那么相比農(nóng)村居民，城鎮(zhèn)居民的文娛消費會多增長2.91%。

表2 參數(shù)估計結(jié)果

5 結(jié)論與政策建議

5.1 結(jié)論

利用2000—2020 年城鄉(xiāng)居民人均文化支出數(shù)據(jù)，通過引入虛擬變量建立回歸模型，驗證城鎮(zhèn)居民和農(nóng)村居民的文化消費關(guān)系，得出以下結(jié)論。

第一，我國居民收入水平與居民文化消費具有長期均衡穩(wěn)定的相關(guān)關(guān)系。

第二，城鎮(zhèn)居民自主文化消費的差異并不顯著。

第三，城鎮(zhèn)居民文化消費的邊際消費傾向比農(nóng)村居民高0.029 1，且城鎮(zhèn)居民與農(nóng)村居民文化消費的邊際傾向存在顯著差異。

5.2 政策建議

第一，改善文化環(huán)境。統(tǒng)籌規(guī)劃文化資源，有效發(fā)揮其最大效用，聚焦綜合性文化服務(wù)設(shè)施建設(shè)，加大對農(nóng)村文化建設(shè)的投資力度，經(jīng)常開展文體娛樂活動，讓農(nóng)村居民閑有所玩、玩有所樂、樂有所教。

第二，增強市場空間培育。部分地區(qū)內(nèi)需拉動的能力較弱，對文化需求較小，使得市場需求文化折扣明顯，面臨著較大的市場瓶頸。因而應(yīng)將產(chǎn)業(yè)資源端與產(chǎn)出端、營銷端高度互聯(lián)，拓展線上線下市場空間，建立特色文化品牌認證和發(fā)布窗口，構(gòu)建以新媒體為載體的多媒體傳播網(wǎng)絡(luò)并落實品牌建設(shè)。

第三，多方共同支持文化產(chǎn)業(yè)。相較于文化產(chǎn)業(yè)發(fā)達國家，我國文化消費占總收入比重較低。國家需要從政策上支持文化扶貧，加大對文化產(chǎn)業(yè)的投入。社會企業(yè)及相關(guān)團體應(yīng)擔(dān)負起相應(yīng)的社會責(zé)任，從多方面支持國家政策。同時，應(yīng)提高全社會的參與度，大力培養(yǎng)和輸送文化產(chǎn)業(yè)相關(guān)人才。