■ 李 偉 博士(長江師范學(xué)院財經(jīng)學(xué)院 重慶 408100)
農(nóng)村居民文化消費的空間溢出效應(yīng)分析
■ 李偉博士(長江師范學(xué)院財經(jīng)學(xué)院重慶408100)
本文利用Moran’I指數(shù)在檢驗我國農(nóng)村居民文化消費是否存在空間相關(guān)性的基礎(chǔ)上,進一步建立空間滯后模型(SAR),分析了我國農(nóng)村居民文化消費的空間溢出效應(yīng)以及農(nóng)村居民純收入、消費傾向、城鎮(zhèn)化水平和基礎(chǔ)設(shè)施狀況對農(nóng)村居民文化消費的影響。實證分析的結(jié)果表明,我國農(nóng)村居民文化消費存在明顯的空間溢出效應(yīng),一個地區(qū)農(nóng)村居民文化消費將通過“示范效應(yīng)”對鄰近地區(qū)農(nóng)村居民文化消費產(chǎn)生正向影響。此外,農(nóng)村居民的純收入、消費傾向、城鎮(zhèn)化水平和基礎(chǔ)設(shè)施狀況對農(nóng)村居民文化消費均具有顯著的正向影響。
農(nóng)村居民文化消費空間溢出效應(yīng)空間滯后模型
文化消費是指居民為獲得知識、藝術(shù)熏陶、精神享受與滿足,通過教育學(xué)習(xí)、藝術(shù)欣賞、休閑娛樂活動而實施的消費行為。文化消費不僅可以顯示出社會主體的精神狀況,同時還可以通過影響社會主體的精神狀況來影響社會秩序與經(jīng)濟秩序。黨的十八大報告提出:“讓人民享有健康豐富的精神文化生活,是全面建成小康社會的重要內(nèi)容”。隨著我國經(jīng)濟的快速發(fā)展,人們對文化消費的需求日益擴大,但是城鄉(xiāng)居民在文化消費支出方面存在巨大差距,2013年城鎮(zhèn)居民用于文化、教育和娛樂的人均消費支出為2294元,而農(nóng)村居民只有486元。城鄉(xiāng)居民在文化消費支出上的差距遠大于城鄉(xiāng)居民在收入上的差距。目前農(nóng)村文化建設(shè)滯后、農(nóng)村居民精神文化生活匱乏問題十分嚴(yán)重,已成為我國社會主義新農(nóng)村建設(shè)的重要障礙。
表1 變量描述性統(tǒng)計
目前已有許多學(xué)者對制約我國農(nóng)村居民文化消費的因素開展了大量研究。李釩和孫林霞(2013)利用1990-2011年的時間序列數(shù)據(jù),通過建立誤差修正模型分析影響西部地區(qū)農(nóng)村居民文化消費因素,其研究結(jié)果表明收入水平、消費結(jié)構(gòu)和消費傾向是影響農(nóng)村居民文化消費的主要因素,其中文化消費對收入的反應(yīng)并不是很敏感。劉曉紅(2013)利用ELES模型對江蘇省農(nóng)村居民文化消費進行了實證分析,結(jié)果表明農(nóng)村居民純收入是影響其文化消費的主要因素。陸立新(2009)利用我國1993-2006年的省域面板數(shù)據(jù),通過建立動態(tài)面板模型分析影響我國農(nóng)村居民文化消費的因素,其研究結(jié)果表明當(dāng)期的農(nóng)村居民收入、滯后一期的農(nóng)村居民收入和滯后一期的文化消費對當(dāng)期農(nóng)村居民的文化消費具有顯著的正向影響。向明(2015)利用我國2005-2013年的省域面板數(shù)據(jù)分析了影響我國農(nóng)村居民文化消費的因素,其研究結(jié)果表明農(nóng)村居民純收入對文化消費具有顯著正向影響,地區(qū)基礎(chǔ)設(shè)施建設(shè)水平對農(nóng)村居民文化消費具有顯著負向影響,而農(nóng)村文化設(shè)施建設(shè)水平對農(nóng)村居民文化消費具有顯著正向影響。
上述研究對認(rèn)識我國農(nóng)村居民文化消費的規(guī)律具有重要作用,但是上述研究存在一個重要的缺陷,即未考慮農(nóng)村居民文化消費的空間溢出效應(yīng)。Goodchild(1992)指出,空間數(shù)據(jù)幾乎都具有空間自相關(guān)特征,一個地區(qū)空間單元的某種經(jīng)濟地理現(xiàn)象與鄰近地區(qū)空間單元上同一現(xiàn)象往往是相關(guān)的。LeSage(1999)認(rèn)為,空間相關(guān)是事物和現(xiàn)象本身所固有的屬性,是地理空間現(xiàn)象和空間過程的本質(zhì)特征。由于相鄰地區(qū)在經(jīng)濟文化方面具有相似的特征,并且在文化消費上會相互學(xué)習(xí),因此農(nóng)村居民文化消費可能會存在空間相關(guān)性。如果在實證分析中忽略了農(nóng)村居民文化消費的空間相關(guān)性,將不能準(zhǔn)確估計各種影響因素對農(nóng)村居民文化消費的邊際效應(yīng)。本文利用我國2013年31個?。ㄊ?、自治區(qū))的截面數(shù)據(jù),集中考察我國農(nóng)村居民文化消費是否存在空間相關(guān)性,并在此基礎(chǔ)上分析其它因素對我國農(nóng)村居民文化消費的影響。本文的研究對于進一步認(rèn)識我國農(nóng)村居民文化消費規(guī)律和促進我國農(nóng)村居民文化消費,具有一定的參考意義。
(一)空間權(quán)重矩陣構(gòu)建
空間權(quán)重矩陣是進行空間數(shù)據(jù)分析的重要前提。在目前有關(guān)空間計量分析的文獻中,最為常見是的0-1鄰接權(quán)重矩陣。為了使實證分析的結(jié)果更具有穩(wěn)健性,本文除了使用0-1鄰接權(quán)重矩陣外,還將使用地理距離空間權(quán)重矩陣。
1.0-1鄰接權(quán)重矩陣。0-1鄰接權(quán)重矩陣是根據(jù)地理空間單元是否“相鄰”來進行設(shè)置,地理位置相鄰的地區(qū)取值為1,否則取值為0。相鄰的方式一般有兩種,一種是車相鄰(rook),一種是后相鄰(queen)。車相鄰(rook)是指兩個地區(qū)有共同的邊,后相鄰(queen)是指兩個地區(qū)有共同的邊或頂點。本文采用的是車相鄰(rook)的方式,該權(quán)重矩陣的元素定義如下:
2.地理距離權(quán)重矩陣。如果空間單元之間的聯(lián)系僅僅是因為位置是否相鄰,那么用0-1鄰接矩陣對空間數(shù)據(jù)進行分析就足夠了。事實上,兩個地區(qū)的位置并不相鄰,由于其地理距離比較近,這兩個地區(qū)也有可能發(fā)生聯(lián)系。地理學(xué)第一定律認(rèn)為:任何事物均與其周圍事物存在聯(lián)系,而距離越近的事物總比距離較遠的事物聯(lián)系更為緊密。本文基于這樣的事實構(gòu)建了地理距離權(quán)重矩陣,該權(quán)重矩陣的元素定義如下:
其中,dij為兩地區(qū)中心位置的經(jīng)緯度距離。
為了消除或減少區(qū)域之間的外在影響,本文對以上兩種空間權(quán)重矩陣進行了行標(biāo)準(zhǔn)化處理,使得空間權(quán)重矩陣每一行的元素之和等于1。
(二)空間自相關(guān)檢驗
2013年我國農(nóng)村居民人均文化消費支出在700元以上的分別是北京、浙江、江蘇、上海和天津,不足300元的分別是新疆、廣西、青海、云南和西藏。表明農(nóng)村居民文化消費存在顯著的空間分異,又呈現(xiàn)出顯著的空間集聚,本文用Moran's I指數(shù)檢驗農(nóng)村居民文化消費的空間相關(guān)性。Moran's I的值在-1和1之間,如果Moran's I的值大于0,則表明地區(qū)之間存在正自相關(guān);如果小于0,則表明地區(qū)之間存在負自相關(guān)。Moran's I指數(shù)的計算公式為:
本文基于0-1鄰接權(quán)重矩陣計算的Moran's I值為0.442,對應(yīng)的p值為0.000,基于地理距離權(quán)重矩陣計算的Moran's I值為0.203,對應(yīng)的p值為0.000。無論是使用0-1鄰接權(quán)重矩陣還是地理距離權(quán)重矩陣,Moran's I檢驗均拒絕了我國農(nóng)村居民文化消費不存在空間自相關(guān)的原假設(shè),即我國農(nóng)村居民的文化消費具有顯著的空間溢出效應(yīng)。當(dāng)然Moran's I檢驗只是對我國農(nóng)村居民文化消費是否具有空間自相關(guān)的初步認(rèn)識,更深入的分析還有待于建立正式的空間計量模型。
(一)空間計量模型的設(shè)定
本文使用2013年全國31個省(市、自治區(qū))的橫截面數(shù)據(jù)進行實證分析,如果不考慮農(nóng)村居民文化消費的空間效應(yīng),則傳統(tǒng)的線性回歸模型為:
其中,Y為N×1階向量,表示被解釋變量。ιN是一個N×1階單位向量,α是與之相關(guān)的估計參數(shù)。X是一個N×k階外生解釋變量矩陣,β是與之相關(guān)的 k×1階參數(shù)估計向量。ε=(ε1,…,εN)T為干擾項向量,假設(shè)εi服從獨立同分布,并且期望為零方差為σ2。這種模型通常都使用普通最小二乘(OLS)進行估計,因此被稱為OLS模型。
遵循Anselin(1988)的思路,可以將農(nóng)村居民文化消費支出的空間效應(yīng)納入上述OLS模型中。根據(jù)空間因素引入的方式不同,可將空間計量模型分為兩種:一種是反映被解釋變量之間空間相關(guān)性的空間滯后模型(spatial lag model,SAR),另一種是反映誤差項之間存在空間相關(guān)性的空間誤差模型(spatial error model,SEM)。
空間滯后模型(SAR)的一般形式為:
其中,W為預(yù)先設(shè)定的 N×N維空間權(quán)重矩陣。WY為N×1階空間滯后被解釋變量向量,ρ是與之相關(guān)的空間滯后參數(shù)。如果ρ的取值不顯著異于零,表明被解釋變量之間不存在空間相關(guān)性,空間滯后模型(SAR)可簡化為OLS模型。
空間誤差模型(SEM)的一般形式為:
Y=αιN+ Xβ+μ,μ=λWμ+ε
其中,μ表示空間自相關(guān)的誤差項向量,λ為空間誤差系數(shù)。如果λ的取值不顯著異于零,則空間誤差模型(SEM)可簡化為OLS模型。
在實踐中,還需要對應(yīng)該選擇空間滯后模型(SAR)還是空間誤差模型(SEM)做出判斷。Anselin and Rey(1991)給出了判斷準(zhǔn)則。他們認(rèn)為如果空間滯后模型(SAR)的拉格朗日乘子檢驗(LM)及穩(wěn)健的拉格朗日乘子檢驗(Robust LM)比空間誤差模型(SEM)更顯著,則設(shè)立空間滯后模型(SAR)更為恰當(dāng),反之則設(shè)立空間誤差模型(SEM)更加恰當(dāng)。
(二)變量選擇及數(shù)據(jù)來源
本文的被解釋變量為農(nóng)村居民的文化消費支出(COLCON),包括農(nóng)村居民用于教育、文化和娛樂方面的支出。參考其他學(xué)者的研究,本文將農(nóng)村居民人均純收入(INCOME)、農(nóng)村居民的消費傾向(PROCON)、城鎮(zhèn)化水平(URBANI)和基礎(chǔ)設(shè)施狀況(INFRAS)作為解釋變量引入計量模型。其中農(nóng)村居民消費傾向用農(nóng)村居民人均消費支出占農(nóng)村居民人均純收入的比重表示,城鎮(zhèn)化水平用城鎮(zhèn)常住人口比重占總?cè)丝诘谋戎乇硎荆A(chǔ)設(shè)施狀況用各地區(qū)單位國土面積的公路密度表示。本文用于計量分析的數(shù)據(jù)均來自《中國農(nóng)村統(tǒng)計年鑒》(2014)和《中國統(tǒng)計年鑒》(2014)。為了消除或減少異方差的影響,本文對所有解釋變量均取對數(shù),變量的描述性統(tǒng)計如表1所示。
表2 LM以及穩(wěn)健的LM檢驗結(jié)果
(一)模型估計
根據(jù)Anselin(1988)和Anselin and Bera(1998)等的研究,對于SAR模型,OLS估計不但有偏而且是不一致的。對于SEM模型,OLS雖然能得到無偏估計量,但不是最有效的。因此OLS方法不適合SAR和SEM等空間計量模型的估計,而極大似然估計法(ML)可以克服以上問題,本文將采用極大似然估計法(ML)對空間計量模型進行估計。
表3 估計結(jié)果
在估計之前,還需要根據(jù)Anselin and Rey(1991)提出的判斷準(zhǔn)則,對應(yīng)該選擇空間滯后模型(SAR)還是空間誤差模型(SEM)做出判斷。從表2可以看出,在0-1鄰接權(quán)重矩陣下,空間滯后模型(SAR)的LM檢驗以及robust LM檢驗在10%的水平上都是顯著的,而空間誤差模型(SEM)的LM檢驗以及robust LM檢驗均不顯著,表明空間滯后模型(SAR)更為恰當(dāng)。在地理距離權(quán)重矩陣下,空間滯后模型(SAR)的LM檢驗在10%的水平上是顯著的,robust LM檢驗在5%的水平上都是顯著的,而空間誤差模型(SEM)的LM檢驗以及robust LM檢驗都不顯著,表明空間滯后模型(SAR)仍然是最合適的選擇。
本文運用Matlab2012b軟件及其Spatial econometric模塊采用極大似然估計法(ML)分別對基于0-1鄰近權(quán)重矩陣和地理距離權(quán)重矩陣的空間滯后模型(SAR)進行估計,同時為了對比分析,本文還對不包括空間滯后項的傳統(tǒng)線性回歸模型進行了普通最小二乘(OLS)估計,具體的估計結(jié)果如表3所示。
(二)估計結(jié)果分析
基于0-1鄰接權(quán)重矩陣的空間自相關(guān)系數(shù)的值為0.219,基于地理距離權(quán)重矩陣的空間自相關(guān)系數(shù)為0.528,并且其在5%的水平上均是顯著的,表明我國農(nóng)村居民文化消費存在顯著的空間溢出效應(yīng),當(dāng)一個地方的農(nóng)村居民具有較高的文化消費支出時,會導(dǎo)致鄰近地區(qū)的農(nóng)村居民也具有較高的文化消費支出。杜森貝利(Duesenberry,1949)的相對收入消費理論認(rèn)為人們的消費行為具有“示范效應(yīng)”,即消費者的消費行為要受周圍人們消費水準(zhǔn)的影響。本文的研究也從一個側(cè)面驗證了杜森貝利的這一理論。
從表3可以看出,模型(2)和模型(3)對收入、消費傾向、城鎮(zhèn)化水平和基礎(chǔ)設(shè)施狀況的估計系數(shù)非常接近,并且都通過了1%的顯著性水平檢驗,表明農(nóng)村居民純收入、消費傾向、城鎮(zhèn)化水平和基礎(chǔ)設(shè)施狀況對農(nóng)村居民文化消費具有顯著正向影響。收入對農(nóng)村居民文化消費具有正向影響,這與其他學(xué)者的研究結(jié)論一致。目前我國農(nóng)村居民收入水平還較低,通過提高農(nóng)村居民收入水平從而促進農(nóng)村居民文化消費還具有很大空間。目前我國農(nóng)村居民在食品和衣著等物質(zhì)上的需求已基本得到滿足,其在消費支出上的增加將更多地用于文教娛樂和醫(yī)療保健等方面,因此農(nóng)村居民消費傾向的提高可以促進農(nóng)村居民文化消費。由于城鎮(zhèn)化可以提供更豐富的文化娛樂設(shè)施,基礎(chǔ)設(shè)施越好,可以使農(nóng)村居民文化消費更為便捷,因此城鎮(zhèn)化水平和基礎(chǔ)設(shè)施狀況對農(nóng)村居民的文化消費具有顯著正向影響。
本文利用我國2013年31個?。ㄊ?、自治區(qū))的橫截面數(shù)據(jù),分別使用0-1鄰接權(quán)重矩陣和地理距離權(quán)重矩陣,在對我國農(nóng)村居民文化消費是否存在空間相關(guān)性進行檢驗的基礎(chǔ)上,進一步建立空間滯后模型(SAR),分析了我國農(nóng)村居民文化消費的空間溢出效應(yīng)以及農(nóng)村居民人均純收入、消費傾向、城鎮(zhèn)化水平、基礎(chǔ)設(shè)施狀況對農(nóng)村居民文化消費的影響。實證分析結(jié)果表明,我國農(nóng)村居民文化消費存在明顯的空間溢出效應(yīng),某個地區(qū)農(nóng)村居民文化消費將通過“示范效應(yīng)”對鄰近地區(qū)農(nóng)村居民文化消費產(chǎn)生正向影響。此外,農(nóng)村居民純收入、消費傾向、城鎮(zhèn)化水平和基礎(chǔ)設(shè)施狀況對農(nóng)村居民文化消費均具有顯著正向影響。
以上研究結(jié)論具有明顯的政策含義:第一,各地區(qū)在制定促進農(nóng)村居民文化消費的政策時,要注意加強與鄰近地區(qū)的溝通與交流,保持相互之間政策的協(xié)調(diào)性,充分利用文化消費的空間溢出效應(yīng),提高政策實施效果。第二,收入水平仍然是影響農(nóng)村居民文化消費的重要因素,當(dāng)前要通過大力發(fā)展現(xiàn)代農(nóng)業(yè)和為農(nóng)村剩余勞動力提供更多就業(yè)機會,不斷提高農(nóng)村居民農(nóng)業(yè)經(jīng)營收入和工資性收入,從而為農(nóng)村居民文化消費提供經(jīng)濟基礎(chǔ)。第三,我國城鄉(xiāng)居民在文化消費支出上的差距要遠大于城鄉(xiāng)居民的收入差距,農(nóng)村居民消費傾向低是重要原因之一。目前我國農(nóng)村居民在醫(yī)療和養(yǎng)老等問題上還存在較大壓力,因此需要進一步健全農(nóng)村社會保障體系,解除農(nóng)村居民的后顧之憂,有助于提高農(nóng)村居民消費傾向,從而提高農(nóng)村居民文化消費水平。第四,繼續(xù)推進城鎮(zhèn)化發(fā)展和加強交通等基礎(chǔ)設(shè)施建設(shè)力度,為農(nóng)村居民文化消費提供更多的便捷性。
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教育部人文社會科學(xué)研究規(guī)劃基金項目“基于風(fēng)險管理的農(nóng)地流轉(zhuǎn)中農(nóng)民權(quán)益保障研究”(13YJA630042);重慶市社會科學(xué)規(guī)劃項目“新型城鎮(zhèn)化中農(nóng)民群體分化與農(nóng)民權(quán)益保障研究”(2015YBSH042);長江師范學(xué)院科研創(chuàng)新團隊建設(shè)計劃資助項目“武陵山片區(qū)區(qū)域發(fā)展與扶貧攻堅科研創(chuàng)新團隊”(2014XJTD03)
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