高莉莉　顧江

摘要：利用2004～2010年的省際面板數(shù)據(jù)和GMM方法，從文化消費的特性出發(fā)，考察了可支配收入和消費習慣等因素對城鎮(zhèn)居民文化消費的影響。結果發(fā)現(xiàn)，可支配收入對城鎮(zhèn)居民文化消費具有決定性影響，而消費習慣的作用并不顯著。從而提出在收入主導型的文化消費模式下，應進一步強化收入增長機制和分配格局，優(yōu)化文化消費環(huán)境，以實現(xiàn)文化消費爆發(fā)式增長。

關鍵詞：文化消費；消費習慣；可支配收入

中圖分類號：F063.2 文獻標識碼：A 文章編號：1001-8409（2014）12-0023-04

Ability，Habit and Cultural Consumption of Urban Residents

GAO Lili1，2，GU Jiang1

（1.National Research Center of Cultural Industry，Nanjing University，Nanjing 210093；

2.School of Economics，Anhui University of Finance and Economics，Bengbu 233000）

Abstract：This paper is based on the features of cultural consumption by using provincial panel data of 2004 to 2010 and method of GMM.It examines the fact that disposable income and consumption habit how to influence the cultural consumption of urban residents.Then it finds that disposable income has a decisive influence on urban residents cultural consumption，the impact of consumption habit is not significant.So it should further strengthen the income increase mechanism and distribution pattern，optimize the environment of cultural consumption，in order to realize explosive growth of cultural consumption.

Key words：cultural consumption；consumption habit；disposable income

1 引言

在推動文化產業(yè)成為國民經濟支柱型產業(yè)的過程中，文化消費作為產業(yè)鏈的終端環(huán)節(jié)發(fā)揮了重要作用。除擴大內需、推動產業(yè)結構升級的經濟效應外，文化消費對提高國民素質、推進社會主義文化繁榮也具有重大意義。文化產業(yè)迅猛發(fā)展和文化科技深度融合也為文化消費營造了良好的環(huán)境，并推動其蓬勃發(fā)展。以我國城鎮(zhèn)居民文化消費為例，在城鎮(zhèn)居民八大類消費中，文化消費成為僅次于食品、交通之外的第三大消費種類?？偭可?，文化消費支出由2000年的669.58元增至2010年的1627.64元，年均增長9.6%。結構上，對文化娛樂服務的消費需求由18.46%增長至32.99%。人們對精神文化的需求不斷增加，文化消費支出日益剛性化。那么，文化消費是由什么因素驅動的呢？

以凱恩斯絕對消費理論為代表，學界非常關注收入對消費的重要影響。收入水平與文化消費支出的正相關性得到Dewenter、鄧田生、王俊杰等學者的研究證實[1～3]，但是Diniz和Machado認為收入對文化消費需求的影響并非想象中那么顯著[4]，研究的分歧有待我們進一步去驗證。與此同時，基于文化消費的特殊性，對于消費過程中文化資本積累、消費習慣等問題的研究也日漸深入。劉潔等以江蘇為樣本，在肯定當期收入對文化消費正向影響的同時，提出文化消費習慣對文化消費正向影響更大的觀點[5]。但基于個別地區(qū)的研究往往具有局限性，如果放眼全國，是否仍能得出相似的結論有待考證。本文嘗試以中國省際城鎮(zhèn)居民文化消費為研究對象，從消費需求理論入手，采用2004～2010年數(shù)據(jù)，運用GMM方法，對我國城鎮(zhèn)居民文化消費影響因素進行研究，嘗試提供一個新的研究視角并為今后制定經濟政策提供參考。

2 理論分析

文化消費是人們?yōu)闈M足自己的精神文化需求而采取不同方式消費精神文化產品和精神文化服務的行為[6]。需求理論認為，要形成對某種商品或服務的需求，必須滿足消費欲望和消費能力這兩個條件，居民的文化消費需求亦是如此。

居民文化消費習慣是持久消費欲望的重要來源。杜森貝利（1949）認為消費習慣一旦形成則難以迅速改變

Deaton（1992）提出了消費習慣分為內部習慣和外部習慣兩種。內部習慣指消費習慣取決于消費者自身的歷史消費水平對當前的影響。外部習慣是指消費習慣并不受經濟個體消費的影響，而是取決于所處社會總體消費水平和社會環(huán)境的影響。本處所指的消費習慣主要指的是內部習慣。。伴隨消費習慣的形成，效用不僅取決于現(xiàn)期消費支出，還依賴于大量滯后消費支出所形成的“習慣儲備”[7]。研究發(fā)現(xiàn)，具有消費習慣的家庭，其最優(yōu)消費行為不僅取決于收入，而且取決于過去的消費水平；在非預期持久性收入沖擊下，消費者仍傾向于保持他們過去的消費水平[8～9]。在文化消費領域，消費者對于文化商品或服務消費欲望的形成，與過去的消費體驗緊密相關。在“文化資本積累”視角下[10～11]，理性偏好消費者的文化商品或者服務消費可以增加文化資本，增加未來消費從而獲得更高效用。一般而言，過去的文化消費越多，未來文化消費需求就越強。過去的文化消費經歷會累積文化資本，提升文化消費品味，提高文化消費能力，并以此為基礎形成新的文化需求，實現(xiàn)文化需求的“理性上癮”[12]。在“消費中學習”視角下[13]，文化商品或服務的消費過程對消費者而言是一個學習的過程。消費過程產生的正面反饋會增加未來消費需求，通過學習和篩選，消費者逐漸形成穩(wěn)定的偏好結構。不管是基于哪種視角的研究，均存在一個共同特點：文化消費并不適用于一般商品消費的邊際效用遞減規(guī)律，相反，很多文化消費領域出現(xiàn)邊際效用遞增現(xiàn)象。效用遞增促進消費，并形成路徑依賴。由于偏好在時間上的不可分性，當期文化消費對下期文化消費產生重要影響。消費者一旦形成文化消費習慣，也就形成了文化商品或服務的長期消費欲望，短期之內難以改變，從而形成穩(wěn)定的文化消費需求。

文化消費需要滿足兩種能力約束：預算約束和品味約束，這也是文化消費區(qū)別于物質消費之處。不論是絕對收入假說、相對收入假說、持久性收入假說，還是生命周期假說，收入一致被認為是影響消費的最重要因素。盡管Hall（1978）基于理性預期理論提出消費的隨機游走假說，認為下期消費只與當期消費有關，但Flavin通過實證分析卻發(fā)現(xiàn)消費對收入存在過度敏感性[14]。以此為基礎，Campbell和Mankiw提出λ假說[15]，駱祚炎等以中國數(shù)據(jù)證實了居民消費中過度敏感性的存在，即消費對于當期收入的依賴[16]。文化消費與一般的物質消費不同，它拓展了載體之外更多的文化范疇。根據(jù)需求層次理論，人們在滿足基本的物質生活需求之后，會產生精神文化需求。文化消費相對于物質消費而言，依賴性較弱，必要性不強。但文化消費的收入關聯(lián)性依然得到了Chan、陸立新等學者的證實[17～18]。

文化消費能力對文化消費習慣形成也存在重要影響。從微觀角度看，可支配收入高低除了直接體現(xiàn)消費者對文化產品或服務的購買能力之外，還影響消費者的文化消費品位，而品味是影響文化消費的重要決定因素[19]。品味是文化資本的重要范疇，文化資本與良好的家庭社會環(huán)境密切相關，例如由家庭氛圍、同齡人影響以及社會化教育形成的文化資本促進文化消費能力疊加，增強未來文化消費。收入和教育一樣，對文化消費品位的養(yǎng)成具有非常重要但是錯綜復雜的影響[19]。從宏觀角度看，根據(jù)可支配收入水平的高低可分為不同的階層，相同階層內文化消費行為的示范效應也會刺激文化消費的增加。此外，Van Eijck等學者也將階層地位與文化品味等同看待[20]，不同群體的消費在文化欣賞類型上有差異，這種消費的群體差異不可避免會造成文化消費的總體差別。

3 模型設定和數(shù)據(jù)

3.1 模型設定及說明

結合上面的分析，分別建立如式（1）的靜態(tài)模型以及添加消費習慣因素如式（2）的動態(tài)模型：

（1）被解釋變量

文化消費支出：用CCit表示i地區(qū)在t時期的文化消費支出。按照《中國統(tǒng)計年鑒》的統(tǒng)計口徑，文化消費主要包括文化娛樂產品、文化娛樂服務和教育三部分。本文的文化消費以統(tǒng)計年鑒的口徑為準，采用城鎮(zhèn)居民人均教育文化娛樂支出度量文化消費支出。

（2）主要解釋變量

收入：用DIit表示i地區(qū)在t時期的可支配收入，系數(shù)λ用以反映收入對文化消費的影響。經濟環(huán)境改變使消費者更關注長遠利益，但受預測能力、信息可得性及多方面外在因素的影響，使得非理性預期的消費者往往只能根據(jù)當期收入安排消費支出。從收入結構看，我國城鎮(zhèn)居民收入來源中，所占比重由高到低依次是工薪收入、轉移性收入、經營性收入和財產性收入。在居民整體收入水平不高的情況下，這種收入結構決定城鎮(zhèn)居民消費存在過度敏感性[16]，即城鎮(zhèn)居民消費直接取決于當期收入。因而本文以當期城鎮(zhèn)居民可支配收入代表收入變量，用工薪收入所占比重代表收入結構。

消費習慣：用滯后一期的文化消費支出CCi，t-1表示消費習慣對文化消費的動態(tài)影響。根據(jù)前面的分析，前期文化消費會積累文化資本，增強后續(xù)的文化消費。按照研究慣例，用滯后一期的文化消費表示消費習慣對文化消費的影響。

實際利率：用ARit表示影響消費者選擇的機會成本。利率變化帶來雙重效應：利率上升，儲蓄收益增加，替代效應使文化消費減少；而收入效應使居民收入增加，也使文化消費增加。利率對文化消費的最終影響取決于替代效應和收入效應的強弱。如果替代效應更強，則利率與文化消費負相關；反之則正相關。本文考慮的是剔除通貨膨脹影響之后的實際利率，因而此處的雙重效應是凈效應。

（3）其他控制變量

本文加入城鎮(zhèn)化率、文化環(huán)境、政府支持、產業(yè)結構和經濟開放度等幾個因素作為控制變量。城鎮(zhèn)文化基礎設

施健全，便利性、可得性和示范性促進文化消費需求，本文

用城鎮(zhèn)人口在總人口中所占比重度量城鎮(zhèn)化的影響；第三產業(yè)為文化創(chuàng)意產業(yè)提供優(yōu)良的服務，多樣化的產品和服務為消費者提供更大的選擇集。因而本文以第三產業(yè)產值占GDP比重來度量產業(yè)結構的影響；九年義務教育制度壓縮家庭在基礎教育方面的必要支出，拓展消費者在其他文化消費領域的可能性，本文以財政教育支出代表政府對于文化消費的支持力度，考察其對居民文化消費的影響；大學生是文化創(chuàng)意作品供給的主體力量，也是文化消費的中堅力量。高校周邊易形成文化消費的良好氛圍，本文以高校數(shù)量來度量文化消費環(huán)境；對外開放是吸引先進技術、優(yōu)秀人才和多元文化融入的重要途徑。文化多元化形成兼收并蓄的文化氛圍，促進文化消費。本文以進出口總額代表對外開放度，度量其對文化消費的影響。

除此之外，μt為時間固定效應，δi為地區(qū)固定效應，εit

為隨機誤差項。

3.2 數(shù)據(jù)來源及說明

將上述變量進行描述性統(tǒng)計分析，結果如表1所示。本文之所以選取2004～2010年的省際面板數(shù)據(jù)，主要是為保持統(tǒng)計口徑的一致性，以盡可能保證結果的準確性。所有數(shù)據(jù)通過城鎮(zhèn)居民消費價格指數(shù)進行了平減，因而此處不再考慮通貨膨脹的影響，并對文化消費、可支配收入、高校數(shù)量、政府支持、進出口額等數(shù)據(jù)進行對數(shù)處理。全部數(shù)據(jù)來源于國研網。

4 實證結果分析

4.1 靜態(tài)分析結果

利用數(shù)據(jù)對式（1）的靜態(tài)模型回歸發(fā)現(xiàn)，通過Hausman檢驗，p值為0，拒絕原假設，方程更適合固定效應模型，因此本文只列出固定效應結果。

從表2第（1）列的估計結果來看，可支配收入和收入結構對文化消費有顯著正向影響。DI系數(shù)表明我國文化商品和服務的需求收入彈性為1.341，可見在我國經濟和居民收入水平穩(wěn)步增長的情況下，文化消費具有很大的增長潛力。在1%的顯著性水平下，工資性收入在總收入中每增加1%，文化消費增加0.606%，這說明文化消費的增加并不主要依賴于工資收入的增加。隨著居民收入分配方式和分配格局的進一步調整，文化消費必將迎來新一輪的發(fā)展。從實際利率的影響效應來看，收入效應占主導，實際利率上升帶來居民收入的上升以及文化消費的增加。與預期一致，城鎮(zhèn)化率對文化消費表現(xiàn)出顯著的正效應。相對農村而言，城市文化消費的環(huán)境更濃，文化教育娛樂消費支出更高。政府支持對文化消費產生負效應，這與預期不同?？赡苁且驗槲覈F(xiàn)在的統(tǒng)計口徑將教育費用計入其中，政府在教育領域的改革無疑減少了居民在文化消費領域的剛性支出，同時居民卻并未將此用作其他的文化消費用途，從而導致總體消費支出的減少。與預期顯著差異的是高校數(shù)量增加并未帶來文化消費的大幅增長，這可能還與高校的地理位置、集聚程度、學校規(guī)模等有關，有待于進一步深入研究。

4.2 動態(tài)分析結果

在模型中加入文化消費的滯后項即消費習慣后，模型變?yōu)閯討B(tài)，不可避免會出現(xiàn)自相關和內生性問題。為克服這個問題，Arellano和Bond（1991）提出了差分GMM方法，利用解釋變量的滯后項作為工具變量進行估計。但是利用差分GMM很容易出現(xiàn)弱工具變量問題，而且當面板效應的方差與隨機誤差項的方差比很高時，該方法表現(xiàn)出較大的，

不穩(wěn)定性。在此基礎上， Blundell和Bond（1998）提出系統(tǒng)GMM方法，這種方法可以同時利用水平方程和差分方程的信息，提高估計效率，并能估計出不隨時間變化變量的系數(shù)。GMM估計分一步估計和兩步估計，兩步估計可對一步估計的殘差進行異方差修正，但可能會低估標準差。本文同時采用差分GMM和系統(tǒng)GMM進行估計，并在差分方程基礎上利用正交方程和水平方程提供的信息來加強估計效率。因篇幅有限，僅到出最有效的估計結果。

表2第（2）列為動態(tài)分析結果。從檢驗結果看，檢驗殘差自相關的AR（1）、AR（2）統(tǒng)計P值均小于0.3，因此原模型殘差無自相關性的假設不能拒絕。從Hansen檢驗來看，也不存在工具變量的過度識別。

從回歸結果看，用滯后一期的文化消費支出度量的消費習慣對于當期文化消費支出具有積極影響。在10%的顯著性水平上，前期的文化消費支出增加會導致本期文化消費支出增加0.202%，可見文化消費中確實存在 “上癮”現(xiàn)象，因而觸發(fā)初始文化消費變得十分重要。加入消費習慣因素之后，文化消費的需求收入彈性顯然更大。正如之前所分析的那樣，文化消費偏好具有穩(wěn)定偏好和自增強機制，形成文化消費習慣的群體會隨著收入增加支出更多。此外，城鎮(zhèn)化率的提升對于文化消費的正向影響以及文化氛圍、政府支持、產業(yè)結構、對外開放程度對文化消費的負向影響增強，但結果統(tǒng)計上并不顯著。

5 主要結論及政策建議

本文利用固定效應、動態(tài)模型考察了可支配收入及消費習慣對于城鎮(zhèn)居民文化消費支出的影響，經過實證檢驗發(fā)現(xiàn)：可支配收入在居民文化消費中起著至關重要的作用，是最重要的決定因素。利率雙重效應中收入效應的主導作用進一步佐證了可支配收入對于文化消費的顯著正向影響。滯后一期的文化消費對于當期文化消費有正向影響，說明消費習慣對我國文化消費確實起到促進作用，但是作用并不大，也沒有想象中顯著。綜合前面的分析發(fā)現(xiàn)，收入因素對文化消費的影響比較顯著，而其他因素的影響相對有限，由此可見，我國目前仍然屬于收入主導型的文化消費模式。從文化消費的需求收入彈性特點出發(fā)，我國經濟穩(wěn)定增長的當口，同時也是開發(fā)文化消費潛力，發(fā)展文化創(chuàng)意產業(yè)的大好契機。

在收入主導型文化消費模式下，提高消費者的可支配收入水平是實現(xiàn)文化消費井噴式增長的重要前提。因而，現(xiàn)階段要落實各種增加收入的政策，切實推進收入分配改革，完善各種民生保障措施，還富于民，實現(xiàn)居民可支配收入與經濟的同步增長。推進城鎮(zhèn)化步伐，縮小城鄉(xiāng)收入差距，實現(xiàn)公共文化服務體系的均等化。完善社會保障措施，減少消費者的后顧之憂，鼓勵文化消費。

我國城鎮(zhèn)居民文化消費習慣的穩(wěn)定性可能與中國的消費文化以及文化消費特點有很強的關聯(lián)性，而文化消費習慣的作用大小則可能與我國的經濟發(fā)展階段有關。因而有必要對經濟發(fā)展階段進行界定，并進行國別或區(qū)域性區(qū)分以控制消費文化的影響。這其中的作用機制和實證檢驗有待進一步探討。

參考文獻：

[1]Dewenter R，Westermann M.Cinema Demand in Germany[J].Journal of Cultural Economics，2005，29（3）：213-231.

[2]鄧田生，譚波，劉慷豪.湖南省城鎮(zhèn)居民收入與文化消費的協(xié)整分析[J].湖南醫(yī)科大學學報（社會科學版），2008（11）：52-54.

[3]王俊杰.基于面板數(shù)據(jù)的河南農村文化消費地區(qū)差異研究[J].經濟地理，2012（1）：37-40，70.

[4]Diniz S C，Machado A F.Analysis of the Consumption of Artisticcultural Goods and Services in Brazil[J].Journal of Cultural Economics，2011，35（1）：1-18.

[5]劉潔，陳海波，肖明珍.基于PanelData模型的江蘇城市居民文化消費的實證研究[J].江蘇商論，2012（4）：36-39.

[6]戴元光，邱寶林.當代文化消費與先進文化發(fā)展[M].上海：上海人民出版社，2009.16.

[7]Deaton A.Understanding Consumption[M].Oxford University Press，1992.

[8]Gruber J W.A Present Value Test of Habits and the Current Account[J].Journal of Monetary Economics，2004，51（7）：1495-1507.

[9]Kano T.Habit Formation and the Presentvalue Model of the Current Account：Yet Another Suspect[J].Journal of International Economics，2009，78（1）：72-85.

[10]Stigler G J，Becker G S.De Gustibus Non Est Disputandum[J].The American Economic Review，1977，67（2）：76-90.

[11]Becker G S，Murphy K M.A Theory of Rational Addiction[J].The Journal of Political Economy，1988：675-700.

[12]吳利華，張宗揚，顧金亮.中國文化產業(yè)的特性及產業(yè)鏈研究——基于投入產出模型視角[J].軟科學，2011（12）：29-32

[13]Brito P，Barros C.LearningbyConsuming and the Dynamics of the Demand and Prices of Cultural Goods[J].Journal of Cultural Economics，2005，29（2）：83-106.

[14]Flavin M A.The Adjustment of Consumption to Changing Expectations About Future Income[J].The Journal of Political Economy，1981：974-1009.

[15]Campbell J Y，Mankiw N G.The Response of Consumption to Income：A Crosscountry Investigation[J].European Economic Review，1991，35（4）：723-756.

[16]駱祚炎.城鎮(zhèn)居民收入結構、初次收入分配格局與消費過度敏感性——1985-2008年的經驗數(shù)據(jù)[J].財貿研究，2010（2）：1-8.

[17]Chan T W，Goldthorpe J H.Social Stratification and Cultural Consumption：Music in England[J].European Sociological Review，2007，23（1）：1-19.

[18]陸立新.農村居民文化消費影響因素的區(qū)域差異及動態(tài)效應分析[J].統(tǒng)計與決策，2009（9）：81-83.

[19]Virtanen T.Dimensions of Taste for Cultural ConsumptionAn Exemplar of Constructing a Taste Pattern[C].7th ESA Conference.2005.

[20]Van Eijck K.Richard a Peterson and the Culture of Consumption[J].Poetics，2000，28（2）：207-224.

（責任編輯：何 彬）