趙陽(yáng)+魏建

摘要：本文采用隨機(jī)前沿分析模型對(duì)我國(guó)30個(gè)省市1998—2012年的面板數(shù)據(jù)進(jìn)行區(qū)域性劃分，考察規(guī)模因素、環(huán)境因素以及文化體制改革因素對(duì)我國(guó)區(qū)域文化產(chǎn)業(yè)技術(shù)效率水平的影響程度。結(jié)果表明，我國(guó)文化產(chǎn)業(yè)平均技術(shù)效率水平僅為0.603，且四大區(qū)域間文化產(chǎn)業(yè)技術(shù)效率水平差別顯著，從整體上看，地區(qū)相對(duì)文化市場(chǎng)需求、城鎮(zhèn)化、信息化、政府財(cái)政支持和文化事業(yè)機(jī)構(gòu)情況等因素對(duì)我國(guó)文化產(chǎn)業(yè)技術(shù)效率影響顯著，但從區(qū)域來(lái)看，各因素對(duì)文化產(chǎn)業(yè)技術(shù)效率的影響有所差別。

關(guān)鍵詞：文化體制改革;技術(shù)效率;文化產(chǎn)業(yè);隨機(jī)前沿分析模型

中圖分類(lèi)號(hào)：F127;G124文獻(xiàn)標(biāo)識(shí)碼：A

文章編號(hào)：1000176X（2015）01003007

一、引言

文化產(chǎn)業(yè)是推動(dòng)當(dāng)今我國(guó)社會(huì)經(jīng)濟(jì)發(fā)展的一股新興力量。自2008年金融危機(jī)以來(lái)，我國(guó)文化領(lǐng)域所呈現(xiàn)出的反經(jīng)濟(jì)周期現(xiàn)象，使得國(guó)家對(duì)文化產(chǎn)業(yè)的重視程度越來(lái)越高，文化產(chǎn)業(yè)通過(guò)與國(guó)民經(jīng)濟(jì)各部門(mén)之間的融合與滲透，逐漸形成了以文化內(nèi)容為紐帶、關(guān)聯(lián)度日益密切的龐大產(chǎn)業(yè)鏈和產(chǎn)業(yè)集群，這將是新形勢(shì)下保持國(guó)家經(jīng)濟(jì)增長(zhǎng)、實(shí)現(xiàn)經(jīng)濟(jì)可持續(xù)發(fā)展的新著力點(diǎn)，同時(shí)也成為展現(xiàn)中國(guó)文化軟實(shí)力，實(shí)現(xiàn)“文化走出去”戰(zhàn)略的重要途徑。2009年國(guó)務(wù)院頒布《文化產(chǎn)業(yè)振興規(guī)劃》標(biāo)志著文化產(chǎn)業(yè)已經(jīng)上升為國(guó)家戰(zhàn)略產(chǎn)業(yè)。但是，由于資源的稀缺性和邊際報(bào)酬遞減規(guī)律的存在，使得單純依靠要素?zé)o限投入的方式難以實(shí)現(xiàn)文化產(chǎn)業(yè)的持續(xù)增長(zhǎng)，這就要求在一定的技術(shù)水平下通過(guò)提高技術(shù)效率來(lái)實(shí)現(xiàn)全要素生產(chǎn)率的提升。因此，研究我國(guó)的文化產(chǎn)業(yè)技術(shù)效率有著重要的理論及現(xiàn)實(shí)意義。

國(guó)內(nèi)外學(xué)者對(duì)文化產(chǎn)業(yè)技術(shù)效率及其影響因素問(wèn)題進(jìn)行了卓有成效的研究^[1]-[4]。Bishop 和 Brand^[5]運(yùn)用隨機(jī)前沿方法估計(jì)了英格蘭西南地區(qū)博物館的技術(shù)效率水平，結(jié)果顯示該技術(shù)效率水平值較低，過(guò)高的公共基金和志愿者行為對(duì)技術(shù)效率有顯著的負(fù)向影響;Francisco^[6]運(yùn)用DEA模型實(shí)證檢驗(yàn)了作為西班牙劇院技術(shù)效率重要影響因素的管理效率的作用，他認(rèn)為提升城市演藝業(yè)管理者能力是增進(jìn)效率的根本;Marco和Yrausell^[7]對(duì)西班牙文化和休閑產(chǎn)業(yè)進(jìn)行了實(shí)證檢驗(yàn)，結(jié)論表明文化產(chǎn)業(yè)生產(chǎn)率的提高主要來(lái)源于技術(shù)進(jìn)步和規(guī)模效率的提升，而技術(shù)效率對(duì)其影響并不明顯。王家庭和張容^[8]運(yùn)用三階段DEA模型研究了2004年我國(guó)31個(gè)省市文化產(chǎn)業(yè)效率，發(fā)現(xiàn)剔除環(huán)境因素和隨機(jī)因素后，我國(guó)文化產(chǎn)業(yè)技術(shù)效率水平整體偏低;袁海和吳振榮^[9]利用BCC模型和超效率DEA模型測(cè)算了2004—2008年我國(guó)省域文化產(chǎn)業(yè)效率水平，發(fā)現(xiàn)近年來(lái)我國(guó)文化產(chǎn)業(yè)效率在穩(wěn)步提高，純技術(shù)效率相對(duì)規(guī)模效率而言，對(duì)文化產(chǎn)業(yè)效率的提升作用更大，同時(shí)地區(qū)間差異較為明顯;董亞娟^[10]運(yùn)用隨機(jī)前沿生產(chǎn)函數(shù)模型對(duì)我國(guó)2004—2009年31個(gè)省份的數(shù)據(jù)進(jìn)行了實(shí)證檢驗(yàn)，發(fā)現(xiàn)產(chǎn)業(yè)政策等因素顯著提高了文化產(chǎn)業(yè)技術(shù)效率，但落后的產(chǎn)業(yè)基礎(chǔ)設(shè)施則明顯制約了技術(shù)效率的提高。

盡管上述文獻(xiàn)從不同視角對(duì)文化產(chǎn)業(yè)的技術(shù)效率問(wèn)題進(jìn)行了有益的探索，但鮮有文獻(xiàn)對(duì)我國(guó)文化產(chǎn)業(yè)進(jìn)行區(qū)域性劃分，并將我國(guó)文化體制改革這一影響因素納入具體研究中。為此，本文參照2011年國(guó)家統(tǒng)計(jì)局對(duì)我國(guó)31個(gè)省市的四大區(qū)域劃分，考察區(qū)域文化產(chǎn)業(yè)的技術(shù)效率差異，以期彌補(bǔ)現(xiàn)有文獻(xiàn)只進(jìn)行省市技術(shù)效率對(duì)比的不足，同時(shí)本文將文化產(chǎn)業(yè)技術(shù)效率的考察置于文化體制改革的三階段時(shí)間框架之下，對(duì)文化產(chǎn)業(yè)技術(shù)效率及其影響因素進(jìn)行了深入分析。

二、數(shù)據(jù)來(lái)源及變量說(shuō)明

本文研究采用了我國(guó)30個(gè)省市（因西藏大量數(shù)據(jù)缺失，予以剔除）1998—2012年的數(shù)據(jù)，數(shù)據(jù)來(lái)源為《中國(guó)文化文物統(tǒng)計(jì)年鑒》、《中國(guó)文化產(chǎn)業(yè)發(fā)展報(bào)告》和《中國(guó)統(tǒng)計(jì)年鑒》。其中，《中國(guó)文化文物統(tǒng)計(jì)年鑒》的編制起點(diǎn)為1997年，另?yè)?jù)鄭世林和葛珺沂^[11]按照重要時(shí)間節(jié)點(diǎn)對(duì)我國(guó)文化體制改革的三階段劃分，將1998年作為改革試點(diǎn)的起點(diǎn)。因此，選取1998—2012年的數(shù)據(jù)進(jìn)行研究具有一定的代表意義。相關(guān)變量描述及說(shuō)明，如表1所示。本文選擇文化產(chǎn)業(yè)增加值作為產(chǎn)出指標(biāo);選取文化產(chǎn)業(yè)固定資本存量和文化產(chǎn)業(yè)從業(yè)人員數(shù)作為投入變量;選取文化產(chǎn)業(yè)從業(yè)人員中中高級(jí)（副高+正高）職稱(chēng)人員比重、地區(qū)居民人均文化消費(fèi)與全國(guó)人均文化消費(fèi)之比、城鎮(zhèn)化率、市場(chǎng)化指數(shù)、互聯(lián)網(wǎng)普及率、文化事業(yè)費(fèi)占財(cái)政支出比重、各類(lèi)文化事業(yè)機(jī)構(gòu)數(shù)以及文化市場(chǎng)管理人數(shù)作為測(cè)算變量。同時(shí)，根據(jù)我國(guó)世界遺產(chǎn)與歷史文化名城分布數(shù)量^[12]，將北京、山東、江蘇、浙江、山西、河南、陜西、甘肅、云南以及四川劃歸為歷史文化資源大省，而其他作為非文化資源大省，將文化資源特征作為控制變量納入方程中。

為保證計(jì)量測(cè)算的準(zhǔn)確性，本文對(duì)數(shù)據(jù)做如下處理：一是鑒于文化產(chǎn)業(yè)總產(chǎn)出中包含中間投入品，本文采用文化產(chǎn)業(yè)增加值衡量文化產(chǎn)業(yè)產(chǎn)出，同時(shí)以1998年為基期用“各地區(qū)娛樂(lè)、教育、文化用品及服務(wù)價(jià)格指數(shù)”進(jìn)行平減，以消除價(jià)格變動(dòng)對(duì)增加值的影響，確保指標(biāo)的可比性;二是資本投入無(wú)法從既有統(tǒng)計(jì)資料中獲得，根據(jù)張軍等^[14]提出的對(duì)起始點(diǎn)物質(zhì)資本存量估算的永續(xù)盤(pán)存法（其基本估算原理是在穩(wěn)態(tài)條件下，資本存量的增長(zhǎng)率等于產(chǎn)出的增長(zhǎng)率），基期文化產(chǎn)業(yè)固定資本存量可由Kt=It/[（Yt+1/Yt-1）+δ]估算求得，而后續(xù)年份文化產(chǎn)業(yè)固定資本存量的數(shù)值則依據(jù)Kt+1=It+（1-δit）Kt求得，δ統(tǒng)一取為5%;三是文化產(chǎn)業(yè)從業(yè)人員數(shù)亦無(wú)法從統(tǒng)計(jì)資料中獲得，根據(jù)文化及相關(guān)產(chǎn)業(yè)（藝術(shù)業(yè)、圖書(shū)館業(yè)、群眾文化業(yè)、文化市場(chǎng)經(jīng)營(yíng)、藝術(shù)教育科研業(yè)以及其他產(chǎn)業(yè)）分類(lèi)統(tǒng)計(jì)數(shù)據(jù)中的從業(yè)人數(shù)合計(jì)求得文化產(chǎn)業(yè)從業(yè)人員數(shù);四是對(duì)于部分省份個(gè)別數(shù)據(jù)的缺失，本文采用國(guó)內(nèi)外通行的做法，采用差值或平移的方法加以預(yù)測(cè)和補(bǔ)充。

三、研究模型

隨機(jī)前沿分析（Stochastic Frontier Analysis，以下簡(jiǎn)稱(chēng)SFA）模型用于測(cè)度技術(shù)效率，通過(guò)將偏離生產(chǎn)可能性邊界的生產(chǎn)非效率因素分為表示統(tǒng)計(jì)噪聲的隨機(jī)擾動(dòng)項(xiàng)和表示技術(shù)非效率的非負(fù)隨機(jī)誤差項(xiàng)。選擇SFA模型考察文化產(chǎn)業(yè)技術(shù)效率及其相關(guān)因素的影響，相對(duì)于Malmquist指數(shù)方法和DEA等非參數(shù)方法，基于參數(shù)方法建立的SFA模型能對(duì)文化產(chǎn)業(yè)的技術(shù)效率進(jìn)行考察，分析更全面且更接近于真實(shí)效率值，同時(shí)SFA模型具有統(tǒng)計(jì)特性，能夠?qū)δＰ捅旧砗凸烙?jì)參數(shù)值進(jìn)行統(tǒng)計(jì)檢驗(yàn)。為此，模型的基本形式可以表示為：

Y=f（X;β）exp（V-U）（1）

其中，Y代表經(jīng)濟(jì)的產(chǎn)出水平;X代表一組要素投入變量;β代表一組待估參數(shù);exp（V-U）代表復(fù)合誤差項(xiàng);V代表影響生產(chǎn)的隨機(jī)因素，V～N（0，σ2V）;U（非負(fù)）為技術(shù)無(wú)效率項(xiàng)，U～N+（M，σ2u）;技術(shù)效率（TE）用exp（-U）來(lái)表示，當(dāng)U=0時(shí)，TE=1，表示處于完全技術(shù)有效狀態(tài)，當(dāng)U>0時(shí)，TE介于0—1之間，表示處于技術(shù)非有效狀態(tài)。

本文借鑒Battese和Coelli^[15]的模型原理，構(gòu)建超越對(duì)數(shù)生產(chǎn)函數(shù)，具體形式如式（2）、式（3）所示：

lnYit=β0+lnf（Xit;β）+Vit-Uit （2）

lnYit=β0+βklnKit+βllnLit+βTlnTit+12βKK（lnKit）2+12βLL（lnLit）2

+βTTT2+βKL（12lnKitlnLit）+βTK（TlnKit）+βTL（TlnLit）+Vit-Uit （3）

其中，Yit，Kit，Lit分別表示第i個(gè)省在第t年的文化產(chǎn)出、資本投入和勞動(dòng)投入;β為待估計(jì)的未知參數(shù)，表示各投入要素的產(chǎn)出彈性。同時(shí)，技術(shù)效率函數(shù)模型可表示為：

TEit=exp（-Uit）（4）

Uit=δ0+δ1lnHRSit+δ2lnDOCit+δ3lnLOUit+δ4lnLOMit+δ5lnLOIit

+δ6lnFSTit+δ7lnINSit+δ8lnPOMit+δ9D0+εit （5）

其中，δ0為常數(shù)項(xiàng)，δ1—δ9為待估參數(shù)，反映各因素對(duì)技術(shù)效率的影響程度，如果δ1為負(fù)，則表示其對(duì)技術(shù)效率的影響為正，反之亦然;γ=σ2u/（σ2v+σ2u），γ∈ [0，1]，表示生產(chǎn)非效率中技術(shù)非效率所占的比重，即實(shí)際產(chǎn)出與生產(chǎn)前沿面之間的差距中技術(shù)非效率所占份額，γ趨近于0，則誤差項(xiàng)主要來(lái)源于不可控的隨機(jī)因素，采用OLS估計(jì)，如果γ越大，表示實(shí)際產(chǎn)出與潛在最大產(chǎn)出之間的差距主要來(lái)源于技術(shù)非效率，此時(shí)適用SFA模型。

四、模型估計(jì)及實(shí)證結(jié)果

1.SFA模型的估算結(jié)果

本文使用Frontier 4.1軟件采用極大似然法得出SFA模型超越對(duì)數(shù)生產(chǎn)函數(shù)模型參數(shù)估計(jì)和假設(shè)檢驗(yàn)。

表2的結(jié)果顯示：（1）方差σ2的值為0.099，且t值在1%的統(tǒng)計(jì)水平上通過(guò)檢驗(yàn)，說(shuō)明本文使用傳統(tǒng)的C—D生產(chǎn)函數(shù)并不能充分利用研究數(shù)據(jù);（2）γ的值為0.673，且t值在1%的統(tǒng)計(jì)水平上顯著，說(shuō)明我國(guó)文化產(chǎn)業(yè)的實(shí)際產(chǎn)出與可能的最大產(chǎn)出之間的差距主要來(lái)源于技術(shù)的非有效性，有67%的因素可以用技術(shù)非效率來(lái)解釋?zhuān)S機(jī)誤差的變異占33%;（3）參數(shù)η的值為-0.054，且t值在1%的統(tǒng)計(jì)水平上顯著，說(shuō)明我國(guó)文化產(chǎn)業(yè)中技術(shù)效率會(huì)隨著時(shí)間的變化而得到明顯的提高和改善;（4）極大似然對(duì)數(shù)值LR的值為-20.334，說(shuō)明其服從混合卡方分布。

從表2可知，文化產(chǎn)業(yè)從業(yè)人員（βL）和物質(zhì)資本存量（βK）的系數(shù)均為正值，且βL>βK，說(shuō)明增加生產(chǎn)要素投入能夠有效提高文化產(chǎn)業(yè)產(chǎn)出效率，勞動(dòng)力投入在文化產(chǎn)業(yè)增長(zhǎng)中起主要作用;兩者系數(shù)之和小于1，說(shuō)明當(dāng)前我國(guó)文化產(chǎn)業(yè)尚未實(shí)現(xiàn)規(guī)模經(jīng)濟(jì)。技術(shù)進(jìn)步的系數(shù)βT為正值，說(shuō)明我國(guó)文化產(chǎn)業(yè)中存在技術(shù)進(jìn)步效應(yīng)，技術(shù)進(jìn)步平方項(xiàng)的系數(shù)βTT亦為正值，說(shuō)明技術(shù)進(jìn)步隨時(shí)間的變化有不斷增長(zhǎng)的趨勢(shì)。LnL平方影響項(xiàng)的系數(shù)

為負(fù)值，說(shuō)明產(chǎn)出并沒(méi)有隨勞動(dòng)力投入的增加呈現(xiàn)加快增長(zhǎng)的趨勢(shì)，反而受資源配置和技術(shù)進(jìn)步等因素的制約，產(chǎn)出增速有所放緩。LnL×LnK的系數(shù)為正值，說(shuō)明文化產(chǎn)業(yè)勞動(dòng)力從業(yè)人員與物資資本存量之間存在互補(bǔ)效應(yīng)。T×LnL的系數(shù)為正值，說(shuō)明隨著時(shí)間的推移文化產(chǎn)業(yè)從業(yè)人員會(huì)呈現(xiàn)邊際產(chǎn)出能力增強(qiáng)的趨勢(shì)。

為說(shuō)明使用超越對(duì)數(shù)生產(chǎn)函數(shù)的合理性，本文采用廣義似然比檢驗(yàn)各個(gè)零假設(shè)條件，檢驗(yàn)結(jié)果如表3所示。

表3模型假設(shè)檢驗(yàn)結(jié)果

原假設(shè)H0H0含義l（H0）λ值臨界值檢驗(yàn)結(jié)果

βTT=βKK=βLL=βTK=βTL=βT=0使用C—D生產(chǎn)函數(shù)-84.153127.63814.169拒絕H0***

βT=βTT=βTK=βTL=0無(wú)技術(shù)進(jìn)步效應(yīng)-57.64274.61612.463拒絕H0**

η=0技術(shù)非效率不隨時(shí)間變化-125.765210.8627.376拒絕H0***

從表3可知，原假設(shè)βTT=βKK=βLL=βTK=βTL=βT=0在1%的統(tǒng)計(jì)水平上被拒絕，說(shuō)明柯布—道格拉斯生產(chǎn)函數(shù)并不適合本文分析，應(yīng)該考慮使用超越對(duì)數(shù)生產(chǎn)函數(shù);原假設(shè)βT=βTT=βTK=βTL=0在5%的統(tǒng)計(jì)水平上被拒絕，說(shuō)明本文使用的生產(chǎn)函數(shù)中應(yīng)該存在技術(shù)進(jìn)步效應(yīng);原假設(shè)η=0在1%的統(tǒng)計(jì)水平上亦被拒絕，說(shuō)明本文不能直接使用普通最小二乘估計(jì)（OLS）對(duì)面板數(shù)據(jù)進(jìn)行估計(jì)，故本文使用SFA模型超越對(duì)數(shù)生產(chǎn)函數(shù)是可行的。

此外，本文把對(duì)區(qū)域文化產(chǎn)業(yè)技術(shù)效率的考察納入文化體制改革的三階段時(shí)間框架之下，依據(jù)鄭世林和葛珺沂^[11]的觀(guān)點(diǎn)，確立1998—2002年為改革前期階段、2003—2005年為改革階段、2006—2012年為改革推廣階段。由表4可知，1998—2012年我國(guó)文化產(chǎn)業(yè)平均技術(shù)效率僅為0.603，說(shuō)明整體技術(shù)效率水平不高。從各區(qū)域來(lái)看，東部地區(qū)文化產(chǎn)業(yè)平均技術(shù)效率水平高于全國(guó)平均水平，而東北、中部和西部地區(qū)則低于全國(guó)平均水平，0說(shuō)明我國(guó)文化產(chǎn)業(yè)技術(shù)效率水平與經(jīng)濟(jì)社會(huì)發(fā)展?fàn)顩r息息相關(guān)，經(jīng)濟(jì)社會(huì)發(fā)展?fàn)顩r良好地區(qū)能夠提供足夠的勞動(dòng)、資本要素支撐文化產(chǎn)業(yè)技術(shù)效率水平的提高。從各省市來(lái)看，上海、浙江、廣東、江蘇、遼寧和湖南等地技術(shù)效率水平較高，除受當(dāng)?shù)亟?jīng)濟(jì)社會(huì)發(fā)展水平較高影響之外，上述省市基本都處在2002年文化部確立的首批文化體制改革試點(diǎn)地區(qū)名單內(nèi)，也為其技術(shù)效率的提高提供了良好契機(jī)。

從表4中可以看出，從時(shí)間變動(dòng)趨勢(shì)來(lái)看，我國(guó)文化產(chǎn)業(yè)技術(shù)效率在整體上呈現(xiàn)出逐步上升的趨勢(shì)，從1998—2002年的0.577增加到2006—2012年的0.625，增幅為8.320%;而從各省份文化產(chǎn)業(yè)技術(shù)效率變動(dòng)趨勢(shì)來(lái)看，除了上海、浙江、廣東、海南、陜西、寧夏、新疆和甘肅等8個(gè)省份表現(xiàn)出一定的時(shí)間波動(dòng)性之外，其他省份文化產(chǎn)業(yè)技術(shù)效率均隨時(shí)間變化而不斷上升，其中，湖南增幅最大（21.090%），廣東最?。?4.610%），這與湖南自2003年以來(lái)啟動(dòng)的以?xún)?nèi)部整合為目標(biāo)的廣電改革和文化體制機(jī)制創(chuàng)新有關(guān)。

2.技術(shù)效率影響因素估計(jì)結(jié)果

從規(guī)模因素估計(jì)結(jié)果來(lái)看，根據(jù)表5所示，1998—2012年全國(guó)范圍內(nèi)人力資本對(duì)技術(shù)效率損失的參數(shù)值δ1為-0.185，但回歸結(jié)果并未通過(guò)統(tǒng)計(jì)性檢驗(yàn)。從區(qū)域?qū)用鎭?lái)看，東部地區(qū)和東北地區(qū)的回歸結(jié)果驗(yàn)證了人力資本水平的提高能夠促進(jìn)文化產(chǎn)業(yè)效率提升的結(jié)論，這是由于東部地區(qū)和東北地區(qū)文化產(chǎn)業(yè)門(mén)類(lèi)豐富，知識(shí)共享與傳遞平臺(tái)較為完善，人力資本對(duì)文化產(chǎn)業(yè)效率的提升作用顯著;但就中部地區(qū)、西部地區(qū)而言，人力資本水平對(duì)文化產(chǎn)業(yè)效率的影響不顯著。市場(chǎng)文化需求對(duì)技術(shù)效率損失的參數(shù)值δ2為-0.072，且其t值在1%的顯著性水平上通過(guò)統(tǒng)計(jì)檢驗(yàn)。就區(qū)域而言，這種影響在東部地區(qū)和中部地區(qū)表現(xiàn)較為明顯，東北地區(qū)次之，西部地區(qū)影響較小且回歸結(jié)果不顯著?？赡艿脑蛟谟跂|部地區(qū)、中部地區(qū)文化產(chǎn)業(yè)集聚程度和專(zhuān)業(yè)化水平較高，同時(shí)對(duì)于文化商品和服務(wù)的需求規(guī)模較大，能夠充分利用本地市場(chǎng)效應(yīng)

本地市場(chǎng)效應(yīng)（Home Market Effect），是指對(duì)規(guī)模收益遞增產(chǎn)品有相對(duì)大需求的區(qū)域會(huì)有更大比例的產(chǎn)出，通過(guò)吸引企業(yè)在地區(qū)集聚，使產(chǎn)出的增加大于需求的增長(zhǎng)，進(jìn)而使該地區(qū)成為該種產(chǎn)品的凈出口地。實(shí)現(xiàn)文化生產(chǎn)與服務(wù)效率的提高。而西部地區(qū)自身文化消費(fèi)需求較低，主要依靠外部省市文化消費(fèi)的支撐帶動(dòng)，因而當(dāng)?shù)厥袌?chǎng)文化需求對(duì)文化產(chǎn)業(yè)效率的提升效果有限。

從環(huán)境因素估計(jì)結(jié)果來(lái)看，城鎮(zhèn)化率對(duì)技術(shù)效率損失的參數(shù)值δ3為-0.141，說(shuō)明城鎮(zhèn)化水平提高能夠促進(jìn)文化產(chǎn)業(yè)技術(shù)效率水平提升。就區(qū)域而言，城鎮(zhèn)化率水平的提高對(duì)文化產(chǎn)業(yè)生產(chǎn)效率均具有正向影響，對(duì)西部地區(qū)影響最大，原因在于城鎮(zhèn)化水平的推進(jìn)有助于增加農(nóng)民對(duì)多種文化商品與服務(wù)的消費(fèi)，這將直接刺激文化產(chǎn)業(yè)規(guī)模的提升和文化產(chǎn)業(yè)技術(shù)效率水平的提高。市場(chǎng)化率對(duì)技術(shù)效率損失的參數(shù)值δ4為-0.259，說(shuō)明市場(chǎng)化改革對(duì)文化產(chǎn)業(yè)技術(shù)效率具有正效應(yīng)。從區(qū)域?qū)用鎭?lái)看，西部地區(qū)雖然顯著性水平較低，但其絕對(duì)值較大，說(shuō)明市場(chǎng)化改革對(duì)其產(chǎn)業(yè)技術(shù)效率的提升影響較大，其他地區(qū)市場(chǎng)化水平對(duì)技術(shù)效率水平影響顯著為正。信息化率對(duì)技術(shù)效率損失的參數(shù)值δ5為-0.019，說(shuō)明信息化水平對(duì)技術(shù)效率水平的提高具有正效應(yīng)。信息技術(shù)作為實(shí)現(xiàn)文化生產(chǎn)與消費(fèi)對(duì)接的重要工具，實(shí)現(xiàn)了文化商品與服務(wù)的快速傳播，同時(shí)也降低了文化產(chǎn)品的管理、傳播和銷(xiāo)售環(huán)節(jié)的成本，有效解除區(qū)域限制，實(shí)現(xiàn)跨地區(qū)發(fā)展。

從文化體制改革因素估計(jì)結(jié)果來(lái)看，政府財(cái)政支持對(duì)技術(shù)效率損失的參數(shù)值δ6為-0.078，說(shuō)明政府財(cái)政支持對(duì)文化產(chǎn)業(yè)技術(shù)效率提升具有正效應(yīng)。政府對(duì)公共文化的支持，是文化產(chǎn)業(yè)發(fā)展的重要保障。各類(lèi)文化事業(yè)機(jī)構(gòu)數(shù)對(duì)技術(shù)效率損失的參數(shù)值δ7為0.036，說(shuō)明文化事業(yè)機(jī)構(gòu)情況對(duì)技術(shù)效率水平的提高具有抑制作用。這一結(jié)果看似不合理，實(shí)際上與我國(guó)文化體制改革下文化事業(yè)基礎(chǔ)薄弱、文化產(chǎn)業(yè)發(fā)展不強(qiáng)、人民文化需求沒(méi)有完全激發(fā)的現(xiàn)狀相符。文化事業(yè)機(jī)構(gòu)數(shù)的多少反映了文化產(chǎn)業(yè)發(fā)展的基礎(chǔ)設(shè)施情況和環(huán)境氛圍，一直以來(lái)我國(guó)文化產(chǎn)業(yè)基礎(chǔ)設(shè)施和建設(shè)落后，這成為阻礙文化產(chǎn)業(yè)生產(chǎn)效率提高的硬性約束。從區(qū)域來(lái)看，東部地區(qū)系數(shù)顯著為負(fù)但絕對(duì)值很小，東北地區(qū)、中部地區(qū)、西部地區(qū)為正，也從某種程度上證實(shí)了我們的猜測(cè)。文化市場(chǎng)管理人員數(shù)對(duì)技術(shù)效率損失的參數(shù)值δ8為0.018。從區(qū)域來(lái)看，只有中部地區(qū)和西部地區(qū)在10%的水平上通過(guò)統(tǒng)計(jì)性檢驗(yàn)，且值為負(fù)，這說(shuō)明選擇文化市場(chǎng)管理人員數(shù)作為衡量文化市場(chǎng)管理水平的指標(biāo)有待商榷，可能會(huì)對(duì)估計(jì)結(jié)果造成誤差。

從控制變量因素估計(jì)結(jié)果來(lái)看，地區(qū)文化資源虛擬變量對(duì)技術(shù)效率損失的參數(shù)值δ9為-0.413，且其t值在1%的顯著性水平上通過(guò)統(tǒng)計(jì)檢驗(yàn)，說(shuō)明地區(qū)文化資源稟賦對(duì)于提高文化產(chǎn)業(yè)技術(shù)效率有明顯促進(jìn)作用。從各區(qū)域來(lái)看，東北地區(qū)沒(méi)有通過(guò)統(tǒng)計(jì)性檢驗(yàn)，而其他地區(qū)都通過(guò)了顯著性檢驗(yàn)。本文認(rèn)為，東北地區(qū)的3個(gè)省沒(méi)有一個(gè)被列入歷史文化資源大省，此時(shí)的虛擬變量設(shè)置沒(méi)有意義;東部地區(qū)文化產(chǎn)業(yè)整體實(shí)力較強(qiáng)，主要基于創(chuàng)意的文化生產(chǎn)方式提高了對(duì)技術(shù)、人才以及資本的需求，而歷史文化資源等先天優(yōu)勢(shì)的表現(xiàn)作用不再明顯;西部地區(qū)部分省市歷史文化資源豐厚，資源優(yōu)勢(shì)對(duì)省市文化產(chǎn)業(yè)技術(shù)效率的提升作用較強(qiáng)。

五、結(jié)論

本文使用1998—2012年全國(guó)30個(gè)省市的面板數(shù)據(jù)，采用SFA模型超越對(duì)數(shù)生產(chǎn)函數(shù)測(cè)算了我國(guó)四大區(qū)域文化產(chǎn)業(yè)技術(shù)效率水平以及規(guī)模、環(huán)境和文化體制改革等因素對(duì)文化產(chǎn)業(yè)技術(shù)效率水平的影響程度。研究結(jié)果表明，我國(guó)文化產(chǎn)業(yè)整體平均技術(shù)效率水平較低;就地區(qū)而言，東部地區(qū)相對(duì)較高，而東北地區(qū)、中部地區(qū)和西部地區(qū)低于全國(guó)平均水平，西部地區(qū)最低。從技術(shù)效率變動(dòng)趨勢(shì)來(lái)看，整體上表現(xiàn)出隨時(shí)間變化不斷上升的趨勢(shì)。同時(shí)，隨著文化體制改革的不斷深入和試點(diǎn)范圍的不斷擴(kuò)大，技術(shù)效率水平出現(xiàn)不同程度的提高。從影響文化產(chǎn)業(yè)技術(shù)效率的因素來(lái)看，地區(qū)相對(duì)文化市場(chǎng)需求、城鎮(zhèn)化水平、信息化水平、政府財(cái)政支持和文化事業(yè)機(jī)構(gòu)情況對(duì)文化產(chǎn)業(yè)效率影響顯著為正，而人力資本、市場(chǎng)化和文化市場(chǎng)管理人員狀況對(duì)文化產(chǎn)業(yè)效率的影響存在區(qū)域差異，且地區(qū)文化資源狀況對(duì)文化產(chǎn)業(yè)效率的提升具有重要影響。

基于上述研究結(jié)論，本文提出以下政策建議：一是繼續(xù)深入推進(jìn)文化體制改革，加快政府職能轉(zhuǎn)變，加快構(gòu)建文化市場(chǎng)生產(chǎn)經(jīng)營(yíng)機(jī)制，加強(qiáng)政府支持^[16];二是強(qiáng)化科技型人才對(duì)文化產(chǎn)業(yè)的支撐，為文化產(chǎn)業(yè)技術(shù)效率的提升提供智力支撐和人才保障;三是加快推進(jìn)城市化進(jìn)程，完善地區(qū)文化基礎(chǔ)設(shè)施建設(shè)，形成良好的文化產(chǎn)業(yè)發(fā)展環(huán)境，以城鎮(zhèn)化引領(lǐng)帶動(dòng)農(nóng)村對(duì)文化商品和服務(wù)的需求并驅(qū)動(dòng)文化產(chǎn)業(yè)轉(zhuǎn)型發(fā)展;四是加大對(duì)西部地區(qū)支持，充分利用地區(qū)文化資源優(yōu)勢(shì)，著力縮小地區(qū)文化產(chǎn)業(yè)技術(shù)效率差距，以提高居民收入帶動(dòng)文化商品和服務(wù)消費(fèi)^[17]。

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（責(zé)任編輯：徐雅雯）