王家庭， 梁 棟

(1. 南開大學 中國城市與區(qū)域經濟研究中心，天津 300071； 2. 中金研究院，北京 100020)

一、 引 言

自“伊斯特林悖論”起，收入因素對幸福的影響就被廣泛探討(1)王艷萍：《幸福經濟學研究新進展》，《經濟學動態(tài)》，2017年第10期，第128-144頁。，但除了財富等收入因素外，文化等非收入因素同樣影響著社會居民的幸福感。黨的十九大報告明確指出：“滿足人民過上美好生活的新期待，必須提供豐富的精神食糧”，而文化產業(yè)的快速發(fā)展正是實現(xiàn)這一目標的重要環(huán)節(jié)。近年來，我國文化產業(yè)發(fā)展迅速，國家統(tǒng)計局發(fā)布的數(shù)據(jù)顯示，2019年我國文化及相關產業(yè)增加值44363億元，占GDP的比重達4.5%，可以說文化產業(yè)已成為國民經濟發(fā)展的支柱性產業(yè)。與其他支柱性產業(yè)不同的是，文化產業(yè)不僅能夠創(chuàng)造出巨大的經濟價值，同時兼具滿足人民群眾精神生活、提升居民幸福指數(shù)的社會價值。值得注意的是，雖然文化產業(yè)在經濟社會發(fā)展中的作用日益提升，但聯(lián)合國發(fā)布的《世界幸福報告》數(shù)據(jù)顯示，中國國民幸福感由2017年的全球第79位下降到2018年的全球第86位。這一現(xiàn)象表明雖然我國的文化產業(yè)取得了長足的進步，但對居民幸福感的影響似乎依然有限，那么文化產業(yè)發(fā)展是否會影響居民主觀幸福感？文化產業(yè)通過何種途徑對居民主觀幸福感產生了影響？此類問題亟待進行探究回答，這對于提升居民主觀幸福感，厘清文化產業(yè)對居民幸福感的影響程度和機制，推進社會主義文化強國建設具有重要的現(xiàn)實意義。

鑒于此，本文使用中國綜合社會調查(CGSS)2017年的微觀調查數(shù)據(jù)，實證研究文化產業(yè)對居民幸福感的影響效應和作用機制。本文的邊際貢獻在于：第一，在研究視角上，目前探討文化產業(yè)對居民主觀幸福感作用的研究仍然較少，而本文進行了這一方面的補充；第二，在作用機制上，進一步完善了文化產業(yè)發(fā)展對提升居民幸福感的渠道并進行了相應的機制檢驗；第三，在研究過程中，針對不同年齡和區(qū)域的個體進行了異質性分析，并將文化產業(yè)按照產業(yè)類型分別研究其對居民幸福感的影響，以增強政策的針對性。

二、 理論分析與文獻綜述

(一)理論分析

根據(jù)國家統(tǒng)計局發(fā)布的《文化及相關產業(yè)分類(2018)》，文化產業(yè)是為社會公眾提供文化產品和文化相關產品的生產活動的集合。為了解構文化產業(yè)發(fā)展對居民主觀幸福感的影響機理，本文引入自我決定理論與集聚經濟理論進行分析，具體的作用機制如圖1所示：

圖1 文化產業(yè)發(fā)展對居民主觀幸福感的影響機制圖解

自我決定理論(self-determination theory)在20世紀80年代由愛德華·德西(Edward Deci)與理查德·瑞安(Richard Ryan)提出，這一理論認為人的自主需要(autonomy)、能力需要(competence)和關系需要(relatedness)構成人的基本心理需要(2)Edward L. Deci, Haleh Eghrari, and Brian C., “Patrick. Facilitating Internalization: The Self-Determination Theory Perspective”, Journal of Personality, 1994, 62(1), pp. 119-142.，人們通過滿足這些需要獲得幸福感和自我實現(xiàn)過程，但如果一個國家形成的文化不利于滿足這些需要，居民的幸福感將降低(3)DeHaan C. R., Ryan R. M., “Symptoms of Wellness: Happiness and Eudaimonia from a Self-Determination Perspective”, Stability of Happiness, Academic Press, 2014, pp. 37-55.。康佐(Conzo)等以自我決定理論為基礎，將文化對主觀幸福感的渠道分為自主需要、能力需要和關系需要，并根據(jù)1990—2008年歐洲價值觀調查數(shù)據(jù)發(fā)現(xiàn)信任缺乏、高度順從和缺少尊重不僅影響國民財富的增加，同時阻礙了個體居民的主觀幸福感提升。通過自我決定理論分析有如下原因：(1)自我決定理論中的三種需要與文化產業(yè)提供的文化產品和服務相匹配(4)Conzo P., Aassve A., Fuochi G., et al., “The Cultural Foundations of Happiness”, Journal of Economic Psychology, 2017, 62(8), pp. 268-283.，因此能夠較為全面地反映文化產業(yè)相關特征；(2)自我決定理論從個體主觀幸福感的動機出發(fā)進行分析，更符合居民幸福感的形成機制，其具體的影響路徑可表現(xiàn)為以下幾方面。首先，文化產業(yè)的發(fā)展通過影響居民自主需要從而可能對居民幸福感產生影響，自主需要是人的自我行為需要，即能夠根據(jù)自身觀念和價值判斷指導自己行為的心理需要。文化產業(yè)的發(fā)展豐富了居民的知識和眼界，通過對居民的價值觀指引使其能夠更好地實現(xiàn)自身目標，有利于個人文化資本的形成與積累，并最終提升居民的主觀幸福感。其次，文化產業(yè)的發(fā)展通過影響居民能力需求從而可能對居民幸福感產生影響，能力需求指人們具有完成目標行為的信心和信念，文化產業(yè)的發(fā)展提升了民族凝聚力和文化自信，從而對居民的幸福感產生積極作用。最后，文化產業(yè)的發(fā)展通過影響居民歸屬感從而可能對居民幸福感產生影響，關系需要指個體需要通過周圍個體的關愛、信任和理解等行為獲得歸屬感，文化產業(yè)的發(fā)展能夠在全社會塑造起互助友善的文化氛圍，有利于居民獲得更多的幸福感。

近年來，隨著文化產業(yè)集聚現(xiàn)象日趨明顯(5)花建：《產業(yè)叢與知識源——論文化創(chuàng)意產業(yè)集聚區(qū)的內在規(guī)律和發(fā)展動力》，《上海財經大學學報》，2007年第4期，第3-8，31頁。，各地區(qū)居民通過消費不同種類和不同質量的文化產品和服務獲得滿足感和幸福感，因此通過集聚經濟理論分析文化產業(yè)對居民幸福感的影響較為符合個體層面體現(xiàn)出的機制。集聚經濟是指由于區(qū)域主體和各種要素的集聚而引起的資源利用效率的提高，以及由此產生的成本節(jié)約、收入和效用的增加(6)郝壽義、安虎森：《區(qū)域經濟學》，經濟科學出版社，2004年，第44-45頁。，阿爾弗雷德·馬歇爾(Alfred Marshall)和簡·雅各布斯(Jane Jacobs)分別將集聚經濟進一步劃分為專業(yè)化集聚和多樣化集聚，進一步豐富了集聚經濟理論。在將集聚經濟理論應用于文化產業(yè)領域的研究過程中，眾多學者已就文化產業(yè)的集聚效應進行過研究(7)孫智君、李響：《文化產業(yè)集聚的空間溢出效應與收斂形態(tài)實證研究》，《中國軟科學》，2015年第8期，第173-183頁；鐘廷勇、國勝鐵、楊珂：《產業(yè)集聚外部性與我國文化產業(yè)全要素生產增長率》，《管理世界》，2015年第7期，第178-179頁；陶金、羅守貴：《基于不同區(qū)域層級的文化產業(yè)集聚研究》，《地理研究》，2019年第9期，第2239-2253頁。，但較少學者關注文化產業(yè)集聚帶來的福利效應，藤田昌久(Fujita Masahisa)和保羅·克魯格曼(Paul Krugman)曾指出空間集聚的福利和政策含義是空間經濟學未來的研究方向，但是目前學界尚未對福利、效率和公平等問題產生足夠的重視(8)覃一冬：《集聚、增長與福利：理論和實證》，華中科技大學博士學位論文，2013年。。鑒于此，以集聚經濟理論為基礎對文化產業(yè)的福利效應進行分析，具有一定的理論和實際意義，其具體的影響機制可表現(xiàn)為：首先，文化產品的專業(yè)化表現(xiàn)為文化產業(yè)集聚發(fā)展可為居民提供更專業(yè)化和高質量的文化產品和服務，例如電影、音樂等產業(yè)快速發(fā)展，可使資本和創(chuàng)意等優(yōu)質要素集聚并生產出更高質量的文化產品和服務，為個體帶來更好的文化體驗的同時提升了居民幸福感；其次，文化產品的多樣化表現(xiàn)為文化產業(yè)與其他產業(yè)融合發(fā)展，為個體提供更多的休閑娛樂選擇，通過賦予人們更多元、豐富的文化產品滿足個體間差異化的文化需求，從而提高個人精神生活和休閑娛樂品質，最終提升居民的主觀幸福感水平。

(二)文獻綜述

關于文化對居民主觀幸福感的影響研究開始較早，且主要集中在影響效應和作用機制兩個方面。第一，在文化發(fā)展對居民主觀幸福感的影響效應研究方面，現(xiàn)有研究普遍認為文化建設的開展有助于居民主觀幸福感的提升。胡維伊(Ahuvia)考察了個人主義和集體主義國家中消費對居民主觀幸福感的影響，認為制度等文化因素會導致居民幸福感的差異。(9)Ahuvia A. C., “Individualism/Collectivism and Cultures of Happiness: A Theoretical Conjecture on the Relationship between Consumption, Culture and Subjective Well-Being at the National Level”, Journal of Happiness Studies, 2002, 3(1), pp. 23-36.豪伊杜(Hajdu)根據(jù)五輪歐洲社會調查數(shù)據(jù)考察了在遷徙這一擬自然實驗情況下，文化對居民幸福感的影響，發(fā)現(xiàn)除了經濟和社會因素外，文化因素同樣起到正向顯著的影響。(10)Hajdu G., Hajdu T., “The Impact of Culture on Well-Being: Evidence from a Natural Experiment”, Journal of Happiness Studies, 2016, 17(3), pp. 1089-1110.冉凈斐從宏觀和微觀層面研究文化消費對國民幸福的作用機理，發(fā)現(xiàn)文化消費相比物質消費能夠提供更多幸福感。(11)冉凈斐：《論文化消費對國民幸福的影響》，《消費經濟》，2012年第3期，第65-68頁。第二，在文化發(fā)展對居民主觀幸福感的影響機制研究方面，眾多學者對此尚未形成統(tǒng)一的觀點。倪志良等認為增加財政文化支出能通過改善居民認知水平和生活質量兩種渠道來提升居民主觀幸福感。(12)倪志良、成前、王鴻儒：《財政文化支出如何影響居民主觀幸福感——基于CGSS2013調查數(shù)據(jù)的分析》，《山西財經大學學報》，2017年第7期，第1-13頁。葉文平等提出一個國家的文化環(huán)境能夠通過影響創(chuàng)業(yè)活躍度從而影響居民主觀幸福感。(13)葉文平、楊學儒、朱沆：《創(chuàng)業(yè)活動影響幸福感嗎——基于國家文化與制度環(huán)境的比較研究》，《南開管理評論》，2018年第4期，第4-14頁。曾鳴提出公共文化支出能夠通過改善再分配水平、認知能力和社會信任感三種途徑提高農村居民幸福感。(14)曾鳴：《公共文化支出影響農村居民幸福感了嗎?》，《首都經濟貿易大學學報》，2019年第3期，第26-36頁。黃漫華發(fā)現(xiàn)文化產業(yè)的發(fā)展能夠通過影響居民的文化消費頻率或方式等渠道來提升居民的幸福感。(15)黃漫華：《文化消費對中國居民幸福感的影響》，暨南大學碩士學位論文，2017年。李光明和徐冬檸研究發(fā)現(xiàn)文化消費能夠借助“外顯性路徑”和“內隱性路徑”提升居民的主觀幸福感。(16)李光明、徐冬檸：《文化消費對新市民主觀幸福感的影響機理研究——基于CGSS2015的數(shù)據(jù)分析》，《蘭州學刊》，2018年第12期，第158-168頁。

總之，縱觀現(xiàn)有相關文獻可以發(fā)現(xiàn)如下特點：第一，在文化發(fā)展對居民幸福感的影響效應方面，國外學者更多關注制度、語言和宗教等文化因素，而國內學者更多關注文化支出和文化消費等因素，尚未有文章就文化產業(yè)對居民幸福感的影響進行研究；第二，在文化發(fā)展對居民幸福感的影響機理方面，現(xiàn)有研究尚未形成較為統(tǒng)一的觀點，基于此，本文結合自我決定理論與集聚經濟理論從宏觀和微觀角度識別可能的影響機制，并運用CGSS2017數(shù)據(jù)進行實證研究。

三、 研究設計、變量選擇和數(shù)據(jù)來源

(一)研究設計

根據(jù)上述理論分析，為了研究文化產業(yè)發(fā)展對居民幸福感的影響效應和作用機制，本文構建了如下的回歸模型：

happinessij=α0+α1cyi+β∑Xij+μij

(1)

其中，happinessij表示第i個省第j個被調查對象的幸福感；cyi表示第i個省的人均文化產業(yè)產值，用來反映該省文化產業(yè)發(fā)展情況，Xij為其他控制變量，μij為隨機擾動項，α0、α1、β為回歸系數(shù)，其中，如果α1大于零，則說明文化產業(yè)的發(fā)展能夠提升居民主觀幸福感水平。

(二)變量選擇

1. 被解釋變量

Khalek等(17)Abdel-Khalek A. M., “Measuring Happiness with a Single-Item Scale”, Social Behavior and Personality: An International Journal, 2006, 34(2), pp. 139-150.通過設置單項目“您總體上感到幸福嗎”來衡量幸福感，將其結果和牛津幸福調查表、生活滿意度量表進行對比，發(fā)現(xiàn)采用單項目衡量幸福感是可靠、有效和可行的?；诖?，本文采用中國綜合社會調查(CGSS)中居民幸福狀況調查的結果來反映居民幸福感。根據(jù)CGSS2017調查問卷中的第a36個問題，被調查者需要回答“總的來說，您覺得您的生活是否幸福？”備選答案分別為“1=非常不幸福，2=比較不幸福，3=說不上幸福不幸福，4=比較幸福，5=非常幸?！保磳⒕用裥腋８杏傻椭粮叻謩e賦值為1，2，3，4，5，將該賦值作為被解釋變量。

2. 核心解釋變量

文化產業(yè)發(fā)展情況為本文的核心解釋變量，本文使用人均文化產業(yè)產值作為文化產業(yè)發(fā)展情況的代理變量?？紤]到文化產業(yè)發(fā)展與居民幸福感之間可能存在的內生性，本文采用2016年文化產業(yè)的產值數(shù)據(jù)，以降低可能的反向因果問題。鑒于城市和農村地區(qū)文化產業(yè)發(fā)展情況差別明顯，本文將各省份城鄉(xiāng)文化產業(yè)產值情況與CGSS調查樣本所屬的城鄉(xiāng)情況進行匹配。

3. 控制變量

為降低遺漏變量可能造成的模型估計偏誤，結合已有文獻，本文最終引入個體層面、家庭層面和社會層面三個類別的控制變量。

個體層面的控制變量包括：(1)居住地點。不同的樣本來源可能對居民幸福感產生不同的影響。(2)性別。由于家庭分工、工作性質等的不同，性別差異的存在往往會產生不同的幸福感體驗。(3)年齡。中青年人面對更大的生活壓力，往往幸福感低于兒童和老人。(4)教育水平。本文使用個體的教育年限作為居民教育水平的代理變量。(5)個人收入。本文采用個人收入反映居民生活水平和幸福感，對其進行對數(shù)化處理。(6)政治面貌。本文選取是否為黨員的指標來衡量居民政治面貌。(7)婚姻情況。本文將已婚或未婚指標納入影響因素的衡量。(8)健康狀況。本文選取調查問卷中的健康自評指標反映居民健康狀況。(9)宗教信仰。本文選取是否有宗教信仰作為控制變量。

家庭層面的控制變量包括：(1)子女情況。本文選取有無子女來考察其對居民幸福感的影響。(2)居住面積。本文采用家庭房屋居住面積作為家庭層面的控制變量。

社會層面的控制變量包括：(1)地區(qū)發(fā)展水平。本文選取地區(qū)人均GDP的對數(shù)反映地區(qū)發(fā)展水平。(2)物價水平。本文選取地區(qū)居民消費價格指數(shù)來測度地區(qū)生活成本。

(三)數(shù)據(jù)來源

本文核心解釋變量的數(shù)據(jù)來自2017年《中國統(tǒng)計年鑒》《中國文化及相關產業(yè)統(tǒng)計年鑒》和《中國文化文物統(tǒng)計年鑒》。被解釋變量和其他控制變量的數(shù)據(jù)主要來自中國綜合社會調查項目(Chinese General Social Survey，CGSS)2017年的調查結果，該調查覆蓋28個省區(qū)市，樣本總量為12582個，通過對缺失樣本的剔除，本文最終得到樣本11061個，其中城市樣本4913個，農村樣本6148個。各主要變量的描述性統(tǒng)計見表1。

四、 實證結果分析

(一)基準回歸結果

使用有序Probit模型對式(1)進行估計，并在此基礎上考察各變量對居民幸福感影響的邊際效應，回歸結果分別見表2和表3。

表2 基準回歸結果

表2中，第(1)列和第(2)列分別為在控制個體層面變量和控制個體及家庭層面變量的情況下，文化產業(yè)發(fā)展對居民主觀幸福感影響的回歸結果，可以發(fā)現(xiàn)文化產業(yè)對居民幸福感的影響正向且顯著。第(3)列添加了所有層面的控制變量，文化產業(yè)發(fā)展對居民主觀幸福感的影響仍然正向顯著，這說明文化產業(yè)的發(fā)展都有利于居民幸福感的提升。在個體層面控制變量中，性別對居民幸福感的影響在1%的顯著性水平上為負，表明女性的幸福感水平更高，而年齡、教育水平、政治面貌、婚姻情況和健康情況的回歸系數(shù)顯著為正，表明這些變量有利于居民幸福感的提升，然而戶口和宗教信仰等因素對居民主觀幸福感的影響并不顯著。在家庭層面控制變量中，子女個數(shù)和房屋面積的回歸系數(shù)顯著為正，表明二者均提高了居民的幸福感。在社會層面控制變量中，地區(qū)發(fā)展水平對居民幸福感的影響顯著為正，說明經濟發(fā)展能夠對居民幸福感產生積極作用，而物價水平的回歸系數(shù)并不顯著，表明居民的主觀幸福感對物價水平并不十分敏感。第(4)列使用OLS模型進行回歸，可以發(fā)現(xiàn)回歸結果與有序Probit模型結果一致，表明文化產業(yè)發(fā)展有利于居民幸福感提升這一回歸結果是較為穩(wěn)健的。

表3 各類變量對居民幸福感影響的邊際效應回歸結果

表3中，文化產業(yè)指標每提高一單位，由低到高的五類居民幸福感水平出現(xiàn)概率分別變動-1.76e-04%、-4.77e-04%、-6.34e-04%、0.29e-04%和1.16e-03%，即文化產業(yè)的發(fā)展能夠降低居民“非常不幸福”“比較不幸?！薄罢f不上幸福不幸?！钡母怕?，同時能夠增加“比較幸福”和“非常幸?！钡母怕剩@一結果表明文化產業(yè)的發(fā)展對居民主觀幸福感的提升具有顯著作用。

(二)穩(wěn)健性檢驗

1. 刪除直轄市樣本進行重新估計

相比于普通省份，直轄市在政治地位、經濟發(fā)展水平、產業(yè)集聚程度、基礎設施建設和財政投入方面具有較明顯的優(yōu)勢，且文化產業(yè)發(fā)展平均水平與其他非直轄市地區(qū)相比有一定優(yōu)勢，因此本文將北京、上海、天津和重慶四個直轄市的居民樣本剔除，以考慮非直轄市地區(qū)文化產業(yè)發(fā)展對其地區(qū)居民幸福感水平的影響。通過對直轄市樣本進行刪除最終得到樣本8465個，在此基礎上根據(jù)式(1)的模型使用有序Probit模型進行回歸，結果見表4中的(1)列。其中文化產業(yè)的估計系數(shù)在1%的水平下顯著為正，與基準回歸結果相比，文化產業(yè)的系數(shù)值有所降低，說明相比于非直轄市地區(qū)，文化產業(yè)發(fā)展對直轄市地區(qū)居民的幸福感的提升作用更明顯，因而亟須進一步發(fā)展相對落后地區(qū)的文化及相關產業(yè)來促進全國居民平均幸福感水平的增長。

表4 穩(wěn)健性檢驗

2. 調整幸福感的賦值方法

雖然在控制變量的選擇中，本文已經對個體層面、家庭層面和社會層面的變量進行了控制，但由于免費搭車動機或出于對訪問者的尊重等因素，被訪者給出的主觀幸福感評價可能并不準確和真實(18)高琳：《分權與民生：財政自主權影響公共服務滿意度的經驗研究》，《經濟研究》，2012年第7期，第86-98頁。?；诖?，對居民主觀幸福感的評價進行重新賦值，具體調整規(guī)則為：將幸福感問題中的“非常幸?！薄氨容^幸?！焙汀罢f不上幸福不幸福”三個答案賦值為1，將“比較不幸福”和“非常不幸?！辟x值為0，通過此調整減少被訪者因標準不統(tǒng)一等主觀原因造成的數(shù)據(jù)偏誤。

在此基礎上根據(jù)式(1)使用二值Probit模型進行估計，回歸結果見表4中的(2)列，可以發(fā)現(xiàn)在調整幸福感的賦值方法后，文化產業(yè)發(fā)展對居民主觀幸福感的影響未發(fā)生本質變化，其對居民主觀幸福感的影響在1%的水平上顯著為正。

3. 替換核心解釋變量

對文化產業(yè)發(fā)展來說，人均文化產業(yè)產值能夠從產業(yè)供給端反映文化產業(yè)發(fā)展水平。為從其他角度衡量文化產業(yè)發(fā)展情況，本文使用居民文化消費情況作為產業(yè)需求端指標衡量文化產業(yè)發(fā)展水平。具體來說，用CGSS2017調查問卷中的a301問題和a302問題表示居民文化消費情況，其中a301問題為“過去一年， 您是否經常在空閑時間看電視或者看碟”，a302問題為“過去一年， 您是否經常在空閑時間出去看電影”，問題備選結果為“從不”“一年數(shù)次或更少”“一月數(shù)次”“一周數(shù)次”“每天”，分別賦值為1—5，將兩問題的結果均值作為文化產業(yè)發(fā)展的代理變量。通過替換文化產業(yè)解釋變量指標，根據(jù)式(1)使用有序Probit模型對其進行估計，結果見表4中的第(3)列，結果顯示通過將文化產業(yè)的衡量指標由人均文化產業(yè)產值替換為居民文化消費情況后，文化產業(yè)對居民幸福感的影響仍然顯著為正，這一結果表明文化產業(yè)發(fā)展對居民幸福感的提升效果是穩(wěn)健的。

(三)異質性分析

1. 不同年齡群體的異質性分析

不同年齡的居民參與文化產業(yè)程度不同，為考察文化產業(yè)發(fā)展對不同年齡群體主觀幸福感的影響是否有差別，本部分將全部樣本按年齡分為三組，分別為青年組(18—44歲)、中年組(45—59歲)和老年組(60歲及以上)，在此基礎上使用有序Probit模型對式(1)進行估計，回歸結果如表5所示。

表5 不同年齡群體異質性分析結果

結果表明，對于不同年齡階段的個體，文化產業(yè)對其幸福感的影響具有一定差異，總體來看文化產業(yè)發(fā)展對青年人的主觀幸福感影響最大，對中年人的影響總體較小。這一現(xiàn)象的原因可能是不同年齡群體參加不同文化活動的頻率和程度有區(qū)別，青年群體和老年群體相比中年人有更多的時間、精力和支付意愿去參加或嘗試各類文化產品和服務，而中年人由于工作和家庭等原因對此類消費支出意愿和接受程度不高，因而造成文化產業(yè)發(fā)展對中年人幸福感提升作用較為有限的情況。

2. 區(qū)域異質性分析

各地區(qū)在文化產業(yè)發(fā)展上存在較大差距，以2018年各省區(qū)市文化、體育與傳媒支出為例，廣東支出最高，達321.84億元，而最低的寧夏僅有23.33億元。為考察文化產業(yè)發(fā)展對不同區(qū)域居民主觀幸福感的影響是否有差別，本文將全部樣本進一步分為東部、中部、西部和東北地區(qū)，在此基礎上根據(jù)式(1)使用有序Probit模型對各組進行估計，回歸結果如表6所示。

表6 區(qū)域異質性分析結果

結果顯示，文化產業(yè)發(fā)展顯著提升了各地區(qū)居民的幸福感，其中文化產業(yè)發(fā)展對東部地區(qū)和中部地區(qū)居民幸福感提升的影響最大，而西部和東北地區(qū)居民受影響相對較小，這可能是因為西部地區(qū)和東北地區(qū)原有文化產業(yè)基礎較差，對居民主觀幸福感的促進作用較為受限；而在文化產業(yè)發(fā)展迅速的中東部地區(qū)，各類文化產業(yè)企業(yè)能夠供給更多專業(yè)化、多樣化的文化產品及服務，有利于東部地區(qū)等文化產業(yè)發(fā)達地區(qū)居民幸福感的提升。

3. 行業(yè)異質性分析

為進一步研究不同類型的文化產業(yè)活動對居民幸福感的影響，本文選擇將三種細分文化產業(yè)行業(yè)人均產值的對數(shù)作為衡量指標，數(shù)據(jù)來源于2017年《中國文化及相關產業(yè)統(tǒng)計年鑒》，在此基礎上使用有序Probit模型對式(1)進行估計，回歸結果見表7。

表7 不同文化產業(yè)行業(yè)的異質性分析結果

回歸結果中第(1)列至第(3)列分別為各文化產業(yè)活動單獨回歸結果，第(4)列為整體回歸結果?？梢园l(fā)現(xiàn)：文化制造業(yè)和文化批發(fā)零售業(yè)對居民幸福感影響不顯著，文化服務業(yè)對居民幸福感的影響正向顯著。這一結果可能是因為文化制造業(yè)和文化批發(fā)零售業(yè)是文化產業(yè)的上游環(huán)節(jié)，與居民缺少直接聯(lián)系，而文化服務業(yè)直接為居民提供文化服務，通過文化服務業(yè)的快速發(fā)展，為各地區(qū)居民提供更為多樣化和專業(yè)化的文化產品和服務，滿足了居民日益增長的文化需要，最終提升居民的幸福感。

(四)機制檢驗

通過上述分析可知文化產業(yè)對居民幸福感起到了顯著的促進作用，為進一步研究其具體的作用機制，驗證理論分析部分的機理框架，本文設計了如下的檢驗步驟：

首先，依據(jù)公式(2)檢驗文化產業(yè)發(fā)展對居民主觀幸福感的影響，結果見表2；其次，依據(jù)公式(3)從文化產業(yè)發(fā)展對各中介變量的影響中檢驗中介效應的存在性；最后，在回歸方程中同時加入文化產業(yè)發(fā)展變量與中介變量，以檢驗作用機制的存在性，具體如公式(4)所示。

happinessij=α0+α1cyi+β∑Xij+μij

(2)

P=γ0+γ1cyi+γ∑Xij+εij

(3)

happinessij=δ0+δ1cyi+ρP+δ∑Xij+∈ij

(4)

上式中，i和t分別表示省份與年份，p=(p1,p2,p3,p4,p5)表示本文提出的五個中介變量，即自主需要、能力需要、關系需要、文化產品專業(yè)化及多樣化需要，μij、εij、∈ij為隨機擾動項。

基于自我決定理論，本文提出了文化產業(yè)發(fā)展提升居民幸福感的三種機制，即自主需要、能力需要和關系需要。為檢驗中介效應的存在性，本文分別選擇其代理變量，具體為：(1)自主需要。使用CGSS2017調查問卷中的a313問題的結果表示自主需要，該問題為“在過去一年中，您是否經常在您的空閑時間學習充電”，將回答結果中的“非常頻繁”賦值為5，“經?！辟x值為4，“有時”賦值為3，“很少”賦值為2，“從不”賦值為1。(2)能力需要。使用CGSS2017調查問卷中的c32表示能力需要，該問題為“對您來說，下面這個說法多大程度上符合您的實際情況：我很容易完成自己的目標”，將回答結果中的“完全符合”賦值為5，“大部分符合”賦值為4，“無所謂符合不符合”賦值為3，“有些不符合”賦值為2，“大部分不符合”賦值為1。(3)關系需要。使用CGSS2017調查問卷中的v458表示關系需要，該問題為“總的來說，您同不同意在這個社會上，絕大多數(shù)人都是可以信任的”，將回答結果中的“非常同意”賦值為5，“比較同意”賦值為4，“說不上同意不同意”賦值為3，“比較不同意”賦值為2，“非常不同意”賦值為1。由于c組問題在CGSS2015調查中為抽樣回答的問題，通過對存在缺失值樣本的剔除，最終得到樣本2750個。

基于集聚經濟理論，本文提出了文化產業(yè)發(fā)展提升居民幸福感的兩種機制，即文化產品專業(yè)化與文化產品多樣化，為檢驗中介效應的存在性，本文分別選擇代理變量，具體為：(1)專業(yè)化需要。采用區(qū)位熵指標表示文化產品的專業(yè)化水平，公式為：

(5)

式中，LQ表示文化產品專業(yè)化指數(shù)，Eij表示第i個地區(qū)文化產業(yè)的從業(yè)人數(shù)，Ei表示第i個地區(qū)總就業(yè)人數(shù)，Ej表示全國文化產業(yè)從業(yè)人數(shù)，E表示全國總就業(yè)人數(shù)。如果LQ大于1，表明該地區(qū)文化產業(yè)就業(yè)更為集中，從而更有可能為當?shù)鼐用裉峁└哔|量的文化產品和服務。各地區(qū)文化產業(yè)從業(yè)人數(shù)數(shù)據(jù)來源于2017年《中國文化及相關產業(yè)統(tǒng)計年鑒》，各地區(qū)就業(yè)人數(shù)數(shù)據(jù)來源于各地區(qū)的地方統(tǒng)計年鑒。(2)文化產品多樣化。為考察文化產品多樣化程度，以赫芬達爾指數(shù)的倒數(shù)構建文化產品多樣化指數(shù)：

(6)

式中，DI表示文化產業(yè)多樣化指數(shù)，sj表示第j個文化產業(yè)行業(yè)營業(yè)收入占文化產業(yè)總營業(yè)收入的比例。DI越大，表示文化產業(yè)多樣化程度越高。文化產業(yè)各行業(yè)營業(yè)收入數(shù)據(jù)來源于2017年《中國文化文物統(tǒng)計年鑒》，由于年鑒信息無法覆蓋文化產業(yè)全部行業(yè)的數(shù)據(jù)，使用12個代表性文化產業(yè)行業(yè)(19)12個代表性行業(yè)包括文化市場經營機構、網(wǎng)絡文化服務、廣告業(yè)、娛樂休閑活動、圖書出版、報紙出版、錄音制品發(fā)行、錄像制品發(fā)行、廣播節(jié)目制作、電視節(jié)目制作、藝術表演團體和藝術表演場館。的數(shù)據(jù)進行計算。在此基礎上對文化產業(yè)的幸福感影響進行機制檢驗，結果見表8。

表8 文化產業(yè)對居民主觀幸福感影響的作用機制檢驗

從表8中看，自主需要、能力需要、關系需要、文化產品多樣化及專業(yè)化五種中介因子的估計系數(shù)顯著為正，在包含中介因子的回歸方程式中，中介因子和核心解釋變量的回歸結果顯著為正，表明不存在完全的中介效應。與表2中(3)列的基準回歸結果相比，文化產業(yè)發(fā)展的回歸系數(shù)較小，表明存在部分中介效應，即文化產業(yè)發(fā)展可以通過自主需要、能力需要、關系需要、文化產品多樣化及專業(yè)化提升居民的主觀幸福感。具體而言，文化產品多樣化更接近完全中介效應，其次分別為自主需要、關系需要、能力需要，文化產品多樣化發(fā)揮的作用最小，自主需要并不會發(fā)揮顯著的作用。近年來隨著文化產業(yè)逐漸走向產業(yè)化、平臺化和線上化，其專業(yè)化程度日益提高，高質量、多樣化的文化產品和服務能夠極大地滿足消費者的文化和精神需求；對于消費了高質量文化產品和服務的居民，他們能夠從中獲得文化資本和文化自信的積累，使得自主需要、能力需要和關系需要得到滿足，并最終提升了其幸福感。

五、 結論和政策啟示

本文基于中國綜合社會調查(CGSS)2017年的調查數(shù)據(jù)，使用有序Probit模型,實證分析了文化產業(yè)發(fā)展對居民主觀幸福感的影響效果和作用機制。本文得出的主要結論有：(1)文化產業(yè)的發(fā)展對居民主觀幸福感有顯著的促進作用，且該結論在一系列檢驗后仍然成立。(2)文化產業(yè)對不同年齡階段居民的幸福感存在差異，其對青年人和老年人幸福感的提升作用大于對中年人的提升作用。(3)對文化建設基礎相對發(fā)達的四大直轄市及其他東中部地區(qū)，文化產業(yè)對當?shù)鼐用裥腋８刑嵘鼮槊黠@。(4)不同文化產業(yè)行業(yè)對居民主觀幸福感的影響存在差異，其中文化服務業(yè)的發(fā)展是文化產業(yè)之所以能夠顯著提高居民幸福感的關鍵所在。(5)在作用機制上，文化產業(yè)發(fā)展能夠通過滿足自主需要、能力需要、關系需要、文化產品專業(yè)化和多樣化五種渠道來提高居民幸福感。

通過分析上述結論，本文得出以下政策啟示：

第一，充分釋放文化產業(yè)市場潛力，促進文化產品多樣化及專業(yè)化發(fā)展。本文研究結果表明，文化產業(yè)的發(fā)展有助于居民主觀幸福感的提升，且在這一過程中文化產品的專業(yè)化和多樣化發(fā)揮了重要的作用。我國的文化產業(yè)仍存在創(chuàng)新能力不足、供給水平不高等問題，應大力貫徹落實文化產業(yè)的創(chuàng)新驅動發(fā)展，形成一批生產高水平、全方面、寬領域文化產品及服務的企業(yè)。與此同時，應繼續(xù)深化文化體制改革，鼓勵市場主體在符合政治及法律要求的前提下向市場供給人民群眾喜聞樂見的文化產品。

第二，協(xié)調推進各地區(qū)文化產業(yè)發(fā)展，注重文化產品推廣的因地制宜、因人施策。對于不同地區(qū)、不同年齡的居民，文化產業(yè)發(fā)展對其主觀幸福感的影響存在較大的差異?；诖耍瑧鶕?jù)偏好，因地制宜開展文化建設。在文化產業(yè)發(fā)展過程中，應充分考慮各地的人口結構、文化需求等因素，既要避免文化資源不足的問題，也應避免因資源閑置和浪費所造成的低效率。不應以同樣的標準要求各地區(qū)文化產業(yè)的發(fā)展，而應充分考慮各地區(qū)傳統(tǒng)文化和實際需要，努力將文化建設基礎薄弱的偏遠地區(qū)打造為文化創(chuàng)意層出不窮的地方。

第三，注重文化產業(yè)內外部協(xié)調發(fā)展，拓寬居民幸福感的行業(yè)來源。在當前我國文化產業(yè)分類下，包括文化制造業(yè)及文化批發(fā)零售業(yè)在內的部分行業(yè)對居民幸福感的影響不顯著，僅有文化服務業(yè)能夠提升居民主觀幸福感。這一現(xiàn)象表明相比于文化服務，我國的文化產品仍有長足的發(fā)展空間。作為文化建設的組成部分之一，這些行業(yè)應對標其他優(yōu)勢行業(yè)，通過挖掘整合已有文化資源和自主創(chuàng)新等方式，提供更能滿足居民需求、提升精神享受的文化產品。