王晗

摘要：中國正處在經(jīng)濟(jì)增長速度換檔期和經(jīng)濟(jì)發(fā)展轉(zhuǎn)型期，作為新興產(chǎn)業(yè)的文化產(chǎn)業(yè)在推動經(jīng)濟(jì)增長過程中發(fā)揮重要作用。本文基于2000—2009年中國30個省份的面板數(shù)據(jù)，采用面板數(shù)據(jù)模型和聯(lián)立方程模型檢驗文化產(chǎn)業(yè)發(fā)展與經(jīng)濟(jì)增長的關(guān)系。研究結(jié)果并不支持文化產(chǎn)業(yè)發(fā)展能夠直接推動經(jīng)濟(jì)增長的假設(shè)，經(jīng)濟(jì)增長的主要動力依然是物質(zhì)資本要素，但文化產(chǎn)業(yè)與物質(zhì)資本要素、人力資本要素等結(jié)合能夠共同推動經(jīng)濟(jì)增長，即文化產(chǎn)業(yè)與物質(zhì)資本要素、人力資本要素之間可以實現(xiàn)優(yōu)勢互補(bǔ)。根據(jù)研究結(jié)果，筆者提出了相應(yīng)的政策建議。

關(guān)鍵詞：文化產(chǎn)業(yè)；經(jīng)濟(jì)增長；物質(zhì)資本；人力資本

中圖分類號：F124；G124文獻(xiàn)標(biāo)識碼：A

文章編號：1000176X（2016）05004806

一、引言

文化產(chǎn)業(yè)發(fā)展能夠推動競爭、促進(jìn)結(jié)構(gòu)調(diào)整、擴(kuò)大就業(yè)機(jī)會和提升國家軟實力。20世紀(jì)90年代，發(fā)達(dá)國家紛紛通過相關(guān)政策支持本國文化產(chǎn)業(yè)發(fā)展。英國政府選定了13個文化產(chǎn)業(yè)在財稅方面進(jìn)行支持，經(jīng)過十多年的發(fā)展，文化產(chǎn)業(yè)已經(jīng)在英國經(jīng)濟(jì)居于舉足輕重的地位，創(chuàng)造的國內(nèi)生產(chǎn)總值僅次于金融業(yè)，吸引了百萬計的從業(yè)人員。美國政府支持文化產(chǎn)業(yè)的主要政策手段是提供寬松的創(chuàng)作環(huán)境，文化產(chǎn)業(yè)的從業(yè)人員在創(chuàng)作方面享有高度自由。目前美國文化產(chǎn)業(yè)約占其經(jīng)濟(jì)總量的一成，電影票房收入占世界票房收入的一半多，文化強(qiáng)國成為美國經(jīng)濟(jì)強(qiáng)國的重要元素。20世紀(jì)90年代以后，中國文化產(chǎn)業(yè)開始迅猛發(fā)展并保持了較高的增長速度，不僅高于同期國內(nèi)生產(chǎn)總值的增長速度，還高于同期電子信息等高新技術(shù)產(chǎn)業(yè)的增長速度。進(jìn)入21世紀(jì)以后，中國文化產(chǎn)業(yè)開始從自發(fā)、無序狀態(tài)向自覺、有序狀態(tài)轉(zhuǎn)變。目前中國正處在經(jīng)濟(jì)增長速度換檔期和經(jīng)濟(jì)發(fā)展轉(zhuǎn)型期，正由中國制造向中國創(chuàng)造轉(zhuǎn)變，文化產(chǎn)業(yè)在轉(zhuǎn)型過程中扮演重要角色?；诖耍疚闹饕P(guān)注以下問題：中國文化產(chǎn)業(yè)發(fā)展對經(jīng)濟(jì)增長是否具有顯著的直接推動作用？文化產(chǎn)業(yè)通過什么方式推動經(jīng)濟(jì)增長？

國外已有許多學(xué)者關(guān)注到文化產(chǎn)業(yè)發(fā)展與經(jīng)濟(jì)增長的關(guān)系，大部分支持文化產(chǎn)業(yè)發(fā)展能夠推動經(jīng)濟(jì)增長的觀點。Kibbe等[1]較早注意到文化產(chǎn)業(yè)的外溢性，認(rèn)為文化產(chǎn)業(yè)發(fā)展能夠正向影響人力資本水平，其對經(jīng)濟(jì)增長的間接拉動作用遠(yuǎn)遠(yuǎn)大于直接拉動作用。Beyers [2]發(fā)現(xiàn)美國家庭消費(fèi)模式已經(jīng)出現(xiàn)顯著變化，即在文化產(chǎn)品和文化服務(wù)上的支出明顯增加，而這與可支配收入的增加、閑暇時間的增加和人口年齡結(jié)構(gòu)的變化有關(guān)。基于1980—1996年OECD國家樣本的實證研究，Beyers發(fā)現(xiàn)OECD國家文化產(chǎn)業(yè)發(fā)展對經(jīng)濟(jì)增長的正面影響是顯著的，因而認(rèn)為文化產(chǎn)業(yè)發(fā)展能夠推動經(jīng)濟(jì)增長。Power[3]采用產(chǎn)業(yè)系統(tǒng)的方法界定文化產(chǎn)業(yè)的口徑，然后將其運(yùn)用到瑞典文化產(chǎn)業(yè)統(tǒng)計中，與其他行業(yè)相比，瑞典文化產(chǎn)業(yè)的就業(yè)人數(shù)和公司數(shù)量增長較快，瑞典文化產(chǎn)業(yè)發(fā)展對瑞典經(jīng)濟(jì)增長和勞動市場穩(wěn)定發(fā)揮了積極作用。Scott[4]觀察到很多國家文化產(chǎn)業(yè)發(fā)展所帶來的收入增加和就業(yè)增加占很大份額，因而對于政策制定者而言，文化產(chǎn)業(yè)為區(qū)域經(jīng)濟(jì)振興提供了一個重要機(jī)會。對于中等收入和低收入國家而言，參與發(fā)達(dá)國家主導(dǎo)的“新文化經(jīng)濟(jì)”是發(fā)揮后發(fā)優(yōu)勢的重要途徑。

國內(nèi)研究基本支持文化產(chǎn)業(yè)發(fā)展能夠推動經(jīng)濟(jì)增長的觀點。陳湘舸和江勝玉[5]認(rèn)為文化產(chǎn)業(yè)不僅能夠提供精神消費(fèi)，還能夠帶來經(jīng)濟(jì)效益和提供工作機(jī)會。童澤望和郭建平[6]認(rèn)為文化集群有利于提高文化產(chǎn)業(yè)的競爭力，從而有利于經(jīng)濟(jì)的可持續(xù)發(fā)展。李玲玲[7]研究了長沙市文化產(chǎn)業(yè)與城市經(jīng)濟(jì)發(fā)展的關(guān)系，認(rèn)為城市經(jīng)濟(jì)發(fā)展能夠促進(jìn)文化產(chǎn)業(yè)的成熟和壯大，文化產(chǎn)業(yè)發(fā)展也能夠影響城市經(jīng)濟(jì)結(jié)構(gòu)和城市產(chǎn)業(yè)升級，進(jìn)而影響到城市本身的競爭力。李懷亮等[8]認(rèn)為文化產(chǎn)業(yè)發(fā)展對產(chǎn)業(yè)結(jié)構(gòu)升級具有重要意義，因為文化產(chǎn)業(yè)處于產(chǎn)業(yè)鏈的中后端，屬于新興的朝陽產(chǎn)業(yè)，而產(chǎn)業(yè)中心向下游移動是世界經(jīng)濟(jì)發(fā)展的規(guī)律。杜傳忠等[9]使用2001—2011年中國31個省份文化產(chǎn)業(yè)的數(shù)據(jù)，分析文化產(chǎn)業(yè)對經(jīng)濟(jì)增長的影響，認(rèn)為固定資產(chǎn)投資和人力資本投資是推動中國經(jīng)濟(jì)增長的主要因素，但文化產(chǎn)業(yè)的作用已經(jīng)開始顯現(xiàn)。劉立云和雷宏振[10]使用ISM模型分析了文化產(chǎn)業(yè)集聚與經(jīng)濟(jì)增長的關(guān)系，發(fā)現(xiàn)文化產(chǎn)業(yè)有較強(qiáng)的關(guān)聯(lián)效應(yīng)和波及效應(yīng)，其影響力在三大產(chǎn)業(yè)中最高，對整體經(jīng)濟(jì)的拉動作用也較大。

已有研究多采用單方程分析方法，沒有考察文化產(chǎn)業(yè)發(fā)展與其他要素的相互作用，因而估計結(jié)果的可靠性不足。為此，本文基于2000—2009年中國30個省份的面板數(shù)據(jù)（西藏的數(shù)據(jù)缺失），采用面板數(shù)據(jù)模型和聯(lián)立方程模型檢驗文化產(chǎn)業(yè)發(fā)展的影響因素以及文化產(chǎn)業(yè)發(fā)展與經(jīng)濟(jì)增長的關(guān)系。

二、模型與方法

本文主要從人力、財力和市場三方面分析文化產(chǎn)業(yè)發(fā)展的影響因素。在分析方法上，本文使用30個省份的面板數(shù)據(jù)進(jìn)行回歸分析。

假設(shè)文化產(chǎn)品的生產(chǎn)函數(shù)為：

C=AKαLβMγ（1）

其中，C為文化產(chǎn)業(yè)產(chǎn)出，A為技術(shù)進(jìn)步，L為人力資本要素，K為物質(zhì)資本要素，M為市場要素。對式（1）兩邊取對數(shù)得到：

lnC=lnA+αlnK+βlnL+γlnM（2）

其中，α、β和γ分別為物質(zhì)資本要素、人力資本要素和市場要素對文化產(chǎn)業(yè)發(fā)展的貢獻(xiàn)。為考察文化產(chǎn)業(yè)發(fā)展對經(jīng)濟(jì)增長的貢獻(xiàn)，設(shè)定如下生產(chǎn)函數(shù)：

Y=BCωKψLθ （3）

其中，B為技術(shù)進(jìn)步，同樣對式（3）兩邊取對數(shù)得到：

lnY=lnB+ωlnC+ψlnK+θlnL（4）

文化是一種特殊要素，主要通過和其他生產(chǎn)要素結(jié)合共同影響經(jīng)濟(jì)增長，因而本文設(shè)定如下模型：

lnY=lnB+ψln（K×C）+θln（L×C） （5）

在面板數(shù)據(jù)的具體估計過程中，需要設(shè)定計量經(jīng)濟(jì)模型，為了控制固定效應(yīng)，本文設(shè)定如下計量經(jīng)濟(jì)模型：

y=Xβ+（τTIN）η+（INτT）μ+ε（6）

其中，y為NT維的文化產(chǎn)業(yè)產(chǎn)出列向量，X為NT×3維的解釋變量矩陣，列分別包括人力資本要素、物質(zhì)資本要素和市場要素，η為各省份的截面固定效應(yīng)（或個體異質(zhì)性），μ為時間固定效應(yīng)，τT為長度為T、元素為1的列向量，IN為N×N維的單位矩陣。在面板數(shù)據(jù)模型的估計過程中，如果固定效應(yīng)η或μ與解釋變量X相關(guān)，若未加控制導(dǎo)致其進(jìn)入隨機(jī)誤差項，那么隨機(jī)誤差項將與解釋變量相關(guān)，從而出現(xiàn)缺失變量偏誤。在這種情況下，為了控制固定效應(yīng)，有兩種估計策略可以選擇：一是將η或μ直接作為啞變量進(jìn)行估計，稱之為最小二乘啞變量估計（LSDV）；二是首先將數(shù)據(jù)去均值化，然后再使用最小二乘估計，稱之為固定效應(yīng)估計（FE）。如果固定效應(yīng)與解釋變量X正交，那么固定效應(yīng)η或μ可以進(jìn)入隨機(jī)誤差項，估計過程中需要對方差—協(xié)方差矩陣做出假設(shè)，相應(yīng)的估計方法被稱為隨機(jī)效應(yīng)估計（RE）。固定效應(yīng)估計更穩(wěn)健，但有效性不夠，隨機(jī)效應(yīng)估計有效性好，但穩(wěn)健性不夠。究竟采用哪一種估計結(jié)果，一般基于Hausman檢驗這一統(tǒng)計檢驗方法[11]進(jìn)行判斷。具體做法是比較固定效應(yīng)和隨機(jī)效應(yīng)在統(tǒng)計上是否接近，如果足夠接近，取隨機(jī)效應(yīng)的估計結(jié)果，如果相差太遠(yuǎn)，則取固定效應(yīng)的估計結(jié)果。

本文采用聯(lián)立方程模型進(jìn)行估計，首先考慮方程的識別問題。在式（2）和式（5）構(gòu)成的聯(lián)立方程中，每個方程都包含一個其他方程所不包含的變量，因而方程是可識別的。識別問題解決后，需要考慮估計方法的選擇。常用方法是二階段最小二乘法和三階段最小二乘法。二階段最小二乘法是單方程估計方法，沒有考慮擾動項之間的協(xié)方差，當(dāng)兩個方程的擾動項之間不相關(guān)時，二階段最小二乘法比較合適。三階段最小二乘法考慮到擾動項之間的協(xié)方差，一般說來也更有效，三階段最小二乘法的原理是二階段最小二乘法和廣義最小二乘法的結(jié)合：首先用兩階段最小二乘法估計聯(lián)立方程中的每一個方程，獲得方差—協(xié)方差矩陣的估計。其次基于方差—協(xié)方差矩陣使用廣義最小二乘法估計整個模型系統(tǒng)。在已有面板數(shù)據(jù)聯(lián)立方程的文獻(xiàn)中，大部分采用固定效應(yīng)估計來控制個體效應(yīng)，做法是先對數(shù)據(jù)取均值，然后作為截面數(shù)據(jù)采用聯(lián)立方程的估計方法，既避免了隨機(jī)效應(yīng)中對協(xié)方差矩陣的設(shè)定，估計結(jié)果又能夠滿足一致性，本文也采用這一做法。

三、變量與數(shù)據(jù)

1文化產(chǎn)業(yè)產(chǎn)出

本文使用文化產(chǎn)業(yè)增加值表示文化產(chǎn)業(yè)產(chǎn)出，數(shù)據(jù)來自歷年《中國文化文物統(tǒng)計年鑒》。2009年之后我國不再公布各省份的文化產(chǎn)業(yè)增加值，除了增加值又找不到其他更好的替代指標(biāo)（工業(yè)總產(chǎn)值也不再公布），因而只能使用2000—2009年的數(shù)據(jù)。為了剔除通貨膨脹因素，本文使居民消費(fèi)價格指數(shù)進(jìn)行平減。為了控制不同省份人口規(guī)模的影響，本文將這一指標(biāo)除以當(dāng)?shù)厝丝跀?shù)，得到人均文化產(chǎn)業(yè)增加值。

2人力資本存量

人力資本存量使用各地六歲以上人口的人均受教育年限表示，《中國統(tǒng)計年鑒》按照受教育程度提供了各省份六歲以上人口的分類，將小學(xué)受教育年限賦值為6，初中受教育年限賦值為9，高中受教育年限賦值為12，大專以上受教育年限賦值為16。采用分段函數(shù)將受教育年限乘以相應(yīng)的人口數(shù)得到總?cè)丝谑芙逃晗?，再除以六歲以上人口數(shù)得到人均受教育年限。

3物質(zhì)資本存量

官方公開的統(tǒng)計資料中找不到這一數(shù)據(jù)，可以找到歷年的固定資產(chǎn)投資額，如果有基期的物質(zhì)資本存量數(shù)據(jù)，就可以以此為基礎(chǔ)遞推各年的物質(zhì)資本存量，但基期的物質(zhì)資本存量也無法獲得。本文使用如下方法匡算基期的物質(zhì)資本存量，假設(shè)物質(zhì)資本存量是從無窮遠(yuǎn)期到0期的新增固定資產(chǎn)投資之和，其中固定資產(chǎn)投資以不變的速度增長，那么0期的物質(zhì)資本存量K（0）可以表示如下：

K（0）=∫0-∞I（0）×ertdt=I（0）r（7）

其中，I（0）為0期的固定資產(chǎn)投資額，r為固定資產(chǎn)投資的增長速度，它們無法通過觀察得到。但I(xiàn)（0）和r可以進(jìn)行如下計算，因為t期的投資為I（t）=I（0）ert，對兩邊取對數(shù)得到：

lnI（t）=lnI（0）+r×t（8）

對式（8）進(jìn)行回歸可以得到I（0）和r。代入式（7）可以計算出基期的物質(zhì)資本存量K（0）。采用歷年《中國統(tǒng)計年鑒》提供的固定資產(chǎn)投資額，取折舊率為03，使用永續(xù)盤存法可以計算各期物質(zhì)資本存量。對于固定資產(chǎn)投資數(shù)據(jù)，本文使用固定資產(chǎn)投資價格指數(shù)進(jìn)行平減，將其調(diào)整為2000年不變價格。與文化產(chǎn)業(yè)增加值類似，本文也將這一指標(biāo)除以當(dāng)?shù)厝丝跀?shù)，得到人均物質(zhì)資本存量。

4市場潛力

市場潛力是新經(jīng)濟(jì)地理理論中的一個關(guān)鍵變量，由Harris[12]首次提出。Harris將地區(qū)市場潛力定義為周邊地區(qū)購買力的加權(quán)平均，用于衡量美國各地區(qū)的市場可進(jìn)入性。遵循已有研究基礎(chǔ)，本文將市場潛力分為內(nèi)部潛力和外部潛力，內(nèi)部潛力是各省級行政區(qū)域的購買力，外部潛力是臨近省份的購買力。對于外部潛力，本文用運(yùn)輸成本進(jìn)行加權(quán)，省份i的市場潛力為：

MPi=Gi+∑nj=1Gjdij（9）

其中，Gi為本省人均國內(nèi)生產(chǎn)總值，Gj為臨近省份的人均國內(nèi)生產(chǎn)總值，dij為本省和臨近省份行政中心間的距離。

5區(qū)域經(jīng)濟(jì)增長

本文使用區(qū)域人均國內(nèi)生產(chǎn)總值的增長速度表示區(qū)域經(jīng)濟(jì)增長。歷年《中國統(tǒng)計年鑒》公布了各省份不變價格計算的人均國內(nèi)生產(chǎn)總值指數(shù)，使用這一指數(shù)可以方便地計算各地區(qū)人均國內(nèi)生產(chǎn)總值的增長速度。變量的描述性統(tǒng)計如表1所示。

四、估計結(jié)果

1文化產(chǎn)業(yè)發(fā)展的影響因素

在估計文化產(chǎn)業(yè)發(fā)展的影響因素時，由于聯(lián)立方程估計結(jié)果和單方程估計結(jié)果一致，所以本文沒有采用聯(lián)立方程。表2是固定效應(yīng)估計結(jié)果。由表2可知，人力資本存量的系數(shù)為負(fù)，但不顯著。物質(zhì)資本存量的系數(shù)為正，符合預(yù)期，但勉強(qiáng)通過顯著性檢驗，彈性系數(shù)的估計值較小，物質(zhì)資本存量增加1%，文化產(chǎn)業(yè)增加值僅增加024%；市場潛力的系數(shù)為正，符合預(yù)期，并且在1%的水平上顯著，彈性系數(shù)的估計值較大，市場潛力增加1%，文化產(chǎn)業(yè)增加值增加116%。物質(zhì)資本存量的影響大于人力資本存量的影響，市場潛力的影響大于物質(zhì)資本存量的影響。

表3是隨機(jī)效應(yīng)估計結(jié)果。由表3可知，人力資本存量的系數(shù)為負(fù)，說明人力資本存量較高地區(qū)的文化產(chǎn)業(yè)增加值反而較低，結(jié)果與常理和預(yù)期相反，但這一變量不顯著。物質(zhì)資本存量的系數(shù)為正，并且在1%的水平上顯著，說明物質(zhì)資本存量能夠正向影響文化產(chǎn)業(yè)增加值。市場潛力的系數(shù)為正，也在1%的水平上顯著，說明市場潛力能夠正向影響文化產(chǎn)業(yè)增加值。市場潛力的影響大于物質(zhì)資本存量和人力資本存量的影響。由此計算得到的Hausman統(tǒng)計量較小，說明隨機(jī)效應(yīng)估計的結(jié)果充分接近固定效應(yīng)估計的結(jié)果。如果更強(qiáng)調(diào)有效性的話，可以接受隨機(jī)效應(yīng)的估計結(jié)果。

2文化產(chǎn)業(yè)與經(jīng)濟(jì)增長

在估計之前首先需要解決識別問題，式（2）和式（4）構(gòu)成了一個嵌套模型，根據(jù)聯(lián)立方程識別法則，這樣的方程是可識別的 [13]。表4中方程（1）為截面固定效應(yīng)的三階段最小二乘估計，在文化產(chǎn)業(yè)發(fā)展的影響因素方程中，系數(shù)的估計值與表2基本一致，這是因為方程右邊不包含被解釋變量，方程本身不存在內(nèi)生性，而不存在內(nèi)生性也就無需借助其他變量作為工具變量，或者說工具變量集合與方程本身的解釋變量集合一致。但系數(shù)的顯著性水平發(fā)生變化，如物質(zhì)資本存量的顯著性水平有所下降，由原來的在10%的水平上顯著變?yōu)樵?%的水平上顯著，類似的現(xiàn)象也出現(xiàn)在常數(shù)項。這是由于對方差—協(xié)方差矩陣的假設(shè)不同所導(dǎo)致，在三階段最小二乘估計的第三個階段，引入了方差—協(xié)方差矩陣，即利用第二階段的殘差來估計方差—協(xié)方差矩陣，然后采用廣義最小二乘法GLS重新估計模型。這一估計結(jié)果中，物質(zhì)資本要素仍然是文化產(chǎn)業(yè)發(fā)展的重要影響因素，人力資本要素依然不顯著，市場要素也是文化產(chǎn)業(yè)發(fā)展的重要影響因素，并且在1%的水平上顯著。

在文化產(chǎn)業(yè)發(fā)展與區(qū)域經(jīng)濟(jì)增長的估計結(jié)果中，沒有發(fā)現(xiàn)文化產(chǎn)業(yè)發(fā)展能夠直接推動經(jīng)濟(jì)增長的證據(jù)，文化產(chǎn)業(yè)增加值的系數(shù)為負(fù)，但不顯著。物質(zhì)資本存量的系數(shù)為正，并且在5%的水平上顯著，物質(zhì)資本存量增加1%，經(jīng)濟(jì)增長025%。物質(zhì)資本要素是經(jīng)濟(jì)增長的重要影響因素，可見無論是文化產(chǎn)業(yè)發(fā)展，還是區(qū)域經(jīng)濟(jì)增長，倚重的仍然是物質(zhì)資本要素。表4中方程（2）控制了時間固定效應(yīng)，仍然采用三階段最小二乘估計，也沒有發(fā)現(xiàn)文化產(chǎn)業(yè)發(fā)展能夠直接推動經(jīng)濟(jì)增長的證據(jù)。

為了捕捉文化產(chǎn)業(yè)與其他要素的交互效果，本文將文化產(chǎn)業(yè)變量和資本變量等相乘，納入到方程中重新估計。為了便于解釋，本文將文化產(chǎn)業(yè)增加值由連續(xù)變量變?yōu)殡x散變量，如果文化產(chǎn)業(yè)增加值高于平均水平，取值為1，反之，取值為0。表5是納入交互項的方程估計結(jié)果。表5中方程（1）控制了個體效應(yīng)，在文化產(chǎn)業(yè)發(fā)展的影響因素方程中，物質(zhì)資本存量和人力資本存量的系數(shù)估計值與表2基本一致，物質(zhì)資本要素仍然是文化產(chǎn)業(yè)發(fā)展的重要影響因素，市場要素也是文化產(chǎn)業(yè)發(fā)展的重要影響因素，人力資本要素依然不顯著。在文化產(chǎn)業(yè)發(fā)展與區(qū)域經(jīng)濟(jì)增長的估計方程中，物質(zhì)資本存量的系數(shù)仍然為正，并且在1%的水平上顯著；人力資本存量依然不顯著；物質(zhì)資本存量和文化產(chǎn)業(yè)發(fā)展的交互項的系數(shù)為正，并且在1%的水平上顯著，表明文化產(chǎn)業(yè)發(fā)展得越快，越會促進(jìn)物質(zhì)資本要素發(fā)揮作用；人力資本存量與文化產(chǎn)業(yè)發(fā)展的交互項的系數(shù)為正，并且在1%的水平上顯著，說明文化產(chǎn)業(yè)與人力資本要素交互影響經(jīng)濟(jì)增長，文化產(chǎn)業(yè)發(fā)展會增強(qiáng)人力資本要素的作用。這一發(fā)現(xiàn)與Kibbe等[1]的實證分析結(jié)果一致，說明文化產(chǎn)業(yè)與人力資本要素、物質(zhì)資本要素之間能夠?qū)崿F(xiàn)優(yōu)勢互補(bǔ)。表5中方程（2）為控制時間固定效應(yīng)的聯(lián)立模型估計，變量的符號和顯著性水平基本沒有變化。

五、結(jié)論與政策建議

本文研究結(jié)果顯示，文化產(chǎn)業(yè)發(fā)展的重要影響因素是物質(zhì)資本要素和市場要素，人力資本要素對文化產(chǎn)業(yè)發(fā)展的影響不大。沒有發(fā)現(xiàn)文化產(chǎn)業(yè)發(fā)展能夠直接推動經(jīng)濟(jì)增長的證據(jù)，經(jīng)濟(jì)增長的主要動力依然是物質(zhì)資本要素。現(xiàn)階段中國文化產(chǎn)業(yè)本身對經(jīng)濟(jì)增長的影響有限，主要原因可能是中國文化產(chǎn)業(yè)的整體規(guī)模小、實力弱，占GDP的比重低，不足以作為骨干產(chǎn)業(yè)支撐經(jīng)濟(jì)。但納入交互項的聯(lián)立方程估計結(jié)果顯示，中國文化產(chǎn)業(yè)可以通過與其他生產(chǎn)要素結(jié)合，即文化產(chǎn)業(yè)與人力資本要素、物質(zhì)資本要素之間能夠?qū)崿F(xiàn)優(yōu)勢互補(bǔ)，生產(chǎn)要素與文化產(chǎn)業(yè)之間可以相互滲透、相互促進(jìn)，共同推動經(jīng)濟(jì)增長。基于上述分析結(jié)果，筆者提出以下政策建議：

第一，加大對文化產(chǎn)業(yè)的政策支持。中國政府早在“十五”發(fā)展規(guī)劃中就提到要高度重視和大力提倡文化產(chǎn)業(yè)，2004出臺了《文化產(chǎn)業(yè)及其相關(guān)分類》，2009年出臺了《文化產(chǎn)業(yè)振興規(guī)劃》。在資金投入方面，自2011年以來中央財政累計安排國有資本經(jīng)營預(yù)算資金三十多億元。但目前中國文化產(chǎn)業(yè)產(chǎn)值的占比仍然較低，一個重要原因是文化產(chǎn)品缺乏創(chuàng)意，產(chǎn)品模仿成分大于原創(chuàng)成分，不能有效激發(fā)消費(fèi)群體的消費(fèi)欲望。因此，要實現(xiàn)文化產(chǎn)業(yè)的跨越式發(fā)展，政策扶持和保障必不可少。文化產(chǎn)業(yè)是一個投入大、周期長的產(chǎn)業(yè)，成功的文化創(chuàng)意需要持續(xù)的人力和物力投入。這就要求政府在產(chǎn)業(yè)發(fā)展初期進(jìn)行政策“輸血”，在中期進(jìn)行政策“保健”，在成熟期政策扶持才能退出。

第二，加大對文化產(chǎn)業(yè)的資金支持。中國政府預(yù)算中包括文化財政支出資金，對于已有的文化財政支出資金，除了需要擴(kuò)大規(guī)模外，還應(yīng)注重效率，發(fā)揮資金的杠桿效應(yīng)。政府資金支持方式主要包括政府補(bǔ)貼、稅收減免和直接購買文化產(chǎn)品。對文化企業(yè)的政府補(bǔ)貼是一種激勵措施，政府可以挑選某些文化骨干企業(yè)，為其產(chǎn)品研發(fā)和市場推廣提供補(bǔ)貼，從而調(diào)動其積極性和激活文化消費(fèi)市場。稅收減免也可以起到與補(bǔ)貼相同的作用，如果財政資金安排不足，可以減免文化企業(yè)的各項稅費(fèi)。直接購買文化產(chǎn)品既可以對文化產(chǎn)業(yè)起到扶持作用，又可以對文化產(chǎn)業(yè)的發(fā)展方向進(jìn)行調(diào)控。如政府可以根據(jù)內(nèi)容采購電影播放權(quán)，向低收入群體免費(fèi)提供電影票，一方面促進(jìn)了電影業(yè)的發(fā)展，激勵電影企業(yè)創(chuàng)造更好的產(chǎn)品，另一方面滿足了公共文化需求。

第三，推動文化產(chǎn)業(yè)與其他產(chǎn)業(yè)的融合。政府應(yīng)積極推動文化產(chǎn)業(yè)與其他產(chǎn)業(yè)的物質(zhì)資本要素、人力資本要素的融合，文化產(chǎn)業(yè)與傳統(tǒng)產(chǎn)業(yè)的融合可以催生很多新的交叉產(chǎn)業(yè)。與傳統(tǒng)產(chǎn)業(yè)相比，這些新興產(chǎn)業(yè)有利于改變?nèi)藗兊南M(fèi)觀念和習(xí)慣。同時，新興產(chǎn)業(yè)還會帶來新的生產(chǎn)方式，有利于經(jīng)濟(jì)結(jié)構(gòu)轉(zhuǎn)型和優(yōu)化，改變經(jīng)濟(jì)增長模式，緩解經(jīng)濟(jì)發(fā)展與能源、環(huán)境之間的緊張關(guān)系。文化產(chǎn)業(yè)與其他產(chǎn)業(yè)融合發(fā)展的關(guān)鍵是創(chuàng)新，一方面推動文化產(chǎn)業(yè)本身的科技創(chuàng)新，延伸文化產(chǎn)業(yè)的產(chǎn)業(yè)鏈，另一方面推動文化產(chǎn)業(yè)與相關(guān)產(chǎn)業(yè)交叉部分的技術(shù)創(chuàng)新，尋求和探索融合點和融合鏈。文化產(chǎn)業(yè)與其他產(chǎn)業(yè)融合發(fā)展也離不開寬松的制度環(huán)境，政府應(yīng)為產(chǎn)業(yè)融合發(fā)展創(chuàng)造寬松的制度環(huán)境，適當(dāng)放松產(chǎn)業(yè)規(guī)制，廢除約束產(chǎn)業(yè)融合發(fā)展的制度，構(gòu)建順應(yīng)產(chǎn)業(yè)融合發(fā)展的新規(guī)制。文化產(chǎn)業(yè)只有與傳統(tǒng)產(chǎn)業(yè)實現(xiàn)深度融合，才能打造出富有吸引力的文化創(chuàng)意產(chǎn)品。

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（責(zé)任編輯：孫艷）