居民收入結(jié)構(gòu)對(duì)文化消費(fèi)增長(zhǎng)的影響研究

孫 豪 毛中根

(1.浙江工商大學(xué) 經(jīng)濟(jì)學(xué)院，浙江 杭州 310018； 2.西南財(cái)經(jīng)大學(xué) 消費(fèi)經(jīng)濟(jì)研究所，四川 成都 611130)

一、引言及相關(guān)文獻(xiàn)回顧

目前，我國(guó)文化消費(fèi)滯后于經(jīng)濟(jì)社會(huì)發(fā)展，居民收入結(jié)構(gòu)不斷變化。一方面，我國(guó)文化消費(fèi)增長(zhǎng)迅速，但文化消費(fèi)總量與潛在規(guī)模之間存在巨大缺口*中國(guó)文化消費(fèi)指數(shù)首次發(fā)布，http://www.ccdy.cn/zhuanti/2013zt/wenhuachina/redian/201311/t20131115_803627.htm。。國(guó)家統(tǒng)計(jì)局抽樣調(diào)查數(shù)據(jù)顯示，我國(guó)城鄉(xiāng)居民文化消費(fèi)占總消費(fèi)的比重偏低，2014年人均文化和娛樂(lè)消費(fèi)支出為671元，僅占總消費(fèi)支出的4.6%，低于發(fā)達(dá)國(guó)家10%～12%的一般水平*2014年我國(guó)人均文化消費(fèi)增長(zhǎng)16.4%，http://news.xinhuanet.com/politics/2015-12/10/c_128515065.htm。。因此，如何擴(kuò)大居民文化消費(fèi)，成為現(xiàn)實(shí)而緊迫的研究課題。另一方面，我國(guó)城鄉(xiāng)居民收入快速增長(zhǎng)，收入結(jié)構(gòu)不斷變化。城鎮(zhèn)居民人均可支配收入從2002年的7702.8元增加到2012年的24564.7元，工資性收入比重降低，經(jīng)營(yíng)性收入比重上升。同期，農(nóng)村居民人均純收入從2475.6元增加到7916.6元，工資性收入比重上升，經(jīng)營(yíng)性收入比重降低。隨著城鎮(zhèn)化和市場(chǎng)化的深入，城鎮(zhèn)居民收入更多地受市場(chǎng)力量支配，農(nóng)民獲得越來(lái)越多的進(jìn)城務(wù)工機(jī)會(huì)和增收渠道，城鄉(xiāng)居民收入結(jié)構(gòu)將繼續(xù)變化。在這種條件下，擴(kuò)大居民文化消費(fèi)，有必要探究城鄉(xiāng)居民不同類別收入對(duì)文化消費(fèi)增長(zhǎng)的影響。提高什么性質(zhì)或來(lái)源的收入最有利于文化消費(fèi)增長(zhǎng)？不同性質(zhì)或來(lái)源的收入對(duì)城鎮(zhèn)和農(nóng)村居民文化消費(fèi)的影響是否相同？這正是本文要研究的問(wèn)題。

收入是影響消費(fèi)最基礎(chǔ)性的因素，這在經(jīng)典消費(fèi)函數(shù)理論、預(yù)防性儲(chǔ)蓄理論、流動(dòng)性約束理論中已得到充分體現(xiàn)，無(wú)論這種收入是絕對(duì)收入、相對(duì)收入、當(dāng)期收入還是持久性收入。Keynes(1936)提出的絕對(duì)收入假說(shuō)中，將可支配收入作為影響消費(fèi)最主要的因素。Duesenberry(1949)認(rèn)為，除可支配收入外，消費(fèi)行為還受“棘輪效應(yīng)”和“示范效應(yīng)”影響，由此提出相對(duì)收入假說(shuō)。Modigliani et al.(1954)提出的生命周期假說(shuō)認(rèn)為，人們會(huì)通過(guò)平滑一生的消費(fèi)，實(shí)現(xiàn)效用最大化，因此，消費(fèi)不僅取決于當(dāng)期收入，還取決于消費(fèi)者一生的總收入。Friedman(1957)提出的持久收入假說(shuō)則認(rèn)為，決定消費(fèi)的不是當(dāng)期收入，而是持久性收入。Deaton(1991)認(rèn)為，由于收入的流動(dòng)性約束，當(dāng)期收入對(duì)消費(fèi)的影響大于持久性收入假說(shuō)或生命周期假說(shuō)的預(yù)言。預(yù)防性儲(chǔ)蓄理論認(rèn)為，人們厭惡未來(lái)消費(fèi)下降，會(huì)為預(yù)防不確定性導(dǎo)致的消費(fèi)下降而進(jìn)行儲(chǔ)蓄(Leland，1968)。同時(shí)，流動(dòng)性約束也是引致預(yù)防性儲(chǔ)蓄的原因之一(Zeldes，1989)。

由此可見(jiàn)，收入對(duì)消費(fèi)具有重要影響，但不同性質(zhì)或來(lái)源的收入對(duì)消費(fèi)的影響并不相同。Thaler(1985)提出的“心理賬戶”理論是對(duì)收入結(jié)構(gòu)與消費(fèi)之間關(guān)系的最好注解。該理論認(rèn)為，人們會(huì)根據(jù)收入的性質(zhì)或來(lái)源、收入與支出的對(duì)應(yīng)關(guān)系等劃分出多個(gè)心理賬戶，按照每個(gè)賬戶的預(yù)算及支配規(guī)則進(jìn)行消費(fèi)決策，且不同心理賬戶之間具有非替代性特征。這種非替代性表現(xiàn)為對(duì)收入來(lái)源賬戶的劃分及對(duì)支出類別賬戶的劃分(李愛(ài)梅 等，2004)。我國(guó)消費(fèi)者內(nèi)隱的心理賬戶系統(tǒng)相對(duì)穩(wěn)定，包括三個(gè)收入賬戶、四個(gè)開(kāi)支賬戶和兩個(gè)存儲(chǔ)賬戶(李愛(ài)梅 等，2007)。在收入來(lái)源方面，我國(guó)農(nóng)民將工資性收入、經(jīng)營(yíng)性收入、財(cái)產(chǎn)性收入和轉(zhuǎn)移性收入歸類為不同的心理賬戶，消費(fèi)差異依賴于收入結(jié)構(gòu)差異(周建 等，2013)。在收入性質(zhì)方面，相對(duì)于暫時(shí)性收入，農(nóng)村居民消費(fèi)對(duì)持久性收入更敏感(李銳 等，2004)。

作為一種消費(fèi)需求，文化消費(fèi)具有一般意義上的消費(fèi)特征，除文化產(chǎn)業(yè)、文化供給、社會(huì)保障水平等對(duì)文化消費(fèi)的影響外(Richards，1996；Urrutiaguer，2002；王亞南，2010；鄒曉東，2007)，收入依然是影響文化消費(fèi)最基礎(chǔ)性的因素(Brito et al.，2005；Diniz et al.，2011；韓海燕，2012；郭俊華，2013)。區(qū)別于一般性的消費(fèi)，文化消費(fèi)又具有其自身的消費(fèi)行為特征。尹世杰(1994)認(rèn)為，文化消費(fèi)是物質(zhì)性與精神性的統(tǒng)一。文化消費(fèi)主體與客體之間具有較強(qiáng)的互動(dòng)作用，表現(xiàn)出明顯的外部效應(yīng)(張為付 等，2014)。文化消費(fèi)具有非必需性，即居民只有在基本的、必需的消費(fèi)需求得到較好滿足之后，文化消費(fèi)需要的迫切性才得以顯現(xiàn)(毛中根 等，2016)。文化消費(fèi)增長(zhǎng)增加了消費(fèi)的服務(wù)化特性，有助于改善居民消費(fèi)結(jié)構(gòu)(趙迪 等，2016)。對(duì)不同收入組農(nóng)民文化消費(fèi)的研究發(fā)現(xiàn)，只有達(dá)到一定收入水平后，收入才對(duì)文化消費(fèi)有顯著影響，即文化消費(fèi)具有一定的收入門檻(葛繼紅，2012)。徐和清等(2013)研究了城鎮(zhèn)居民文化娛樂(lè)服務(wù)消費(fèi)對(duì)不同來(lái)源收入的需求收入彈性及區(qū)域差異。

關(guān)于收入結(jié)構(gòu)對(duì)消費(fèi)影響的研究已有很多，但收入結(jié)構(gòu)對(duì)文化消費(fèi)影響的研究則較少。我國(guó)城鄉(xiāng)居民收入水平及結(jié)構(gòu)均存在較大差異，城鄉(xiāng)居民不同類別的收入對(duì)文化消費(fèi)的影響有可能不同。擴(kuò)大居民文化消費(fèi)，需要區(qū)分不同類別的收入對(duì)文化消費(fèi)影響的差異，有針對(duì)性地改善居民收入結(jié)構(gòu)。本文依據(jù)收入性質(zhì)和來(lái)源對(duì)居民總收入進(jìn)行兩種分離，并分別考察每一類別的收入對(duì)城鄉(xiāng)居民文化消費(fèi)的影響。

二、收入類別的劃分及描述

(一)收入性質(zhì)結(jié)構(gòu)

按照收入性質(zhì)可以將收入劃分為持久性收入和暫時(shí)性收入，這種劃分最早源于Friedman(1957)的持久收入假說(shuō)。暫時(shí)性收入指非連續(xù)的、帶有偶然性的收入，持久性收入指可以預(yù)期到的、長(zhǎng)期的收入。分離持久性收入與暫時(shí)性收入的方法一般有兩種，一是自估計(jì)方法，二是弗里德曼提出的長(zhǎng)期收入平均值法。這兩種方法均以分離持久性收入為標(biāo)準(zhǔn)，暫時(shí)性收入為當(dāng)期收入與持久性收入之差。

在自估計(jì)方法中，持久性收入是當(dāng)期收入及前期收入的加權(quán)值，該估計(jì)方法見(jiàn)式(1)—(3)。

(1)

(2)

tempt=incot-perst

(3)

其中，incot為當(dāng)期收入(income)，incot-i為前i期收入，perst為當(dāng)期持久性收入(persistent income)，tempt為當(dāng)期暫時(shí)性收入(temporary income)，wi為單調(diào)遞減的權(quán)重，表示距離當(dāng)期越遠(yuǎn)的收入對(duì)當(dāng)期消費(fèi)的影響越小。根據(jù)各期收入序列，估計(jì)式(1)中參數(shù)wi的值，即可估算出各期持久性收入，進(jìn)而求出各期暫時(shí)性收入。

在長(zhǎng)期收入平均值法中，持久性收入是個(gè)人或家庭可以預(yù)期到的長(zhǎng)期收入，這里的長(zhǎng)期一般至少為三年。該方法的計(jì)算公式見(jiàn)式(4)和式(5)，其中，n為預(yù)期到的期數(shù)。

(4)

tempt=incot-perst

(5)

圖1城鄉(xiāng)居民持久性收入比重和暫時(shí)性收入比重

上述兩種分離方法具有相通的思想，即通過(guò)過(guò)去的實(shí)際收入估算持久性收入，區(qū)別在于前期收入在預(yù)測(cè)當(dāng)期持久性收入中的權(quán)重大小，自估計(jì)方法中各期收入的權(quán)重不同，長(zhǎng)期收入平均值法中各期的權(quán)重相同。參考已有研究(李銳 等，2004)，這兩種方法的計(jì)算結(jié)果差異不大，因此，本文采用長(zhǎng)期收入平均值法計(jì)算持久性收入和暫時(shí)性收入，并設(shè)定預(yù)期到的期數(shù)為三期，即式(4)中n=2。

本文統(tǒng)計(jì)并分離了2002—2012年城鎮(zhèn)居民總收入*由于下文中使用的工資性收入、經(jīng)營(yíng)性收入、財(cái)產(chǎn)性收入與轉(zhuǎn)移性收入之和為城鎮(zhèn)居民總收入，因此，為保持與下文數(shù)據(jù)的一致性，這里使用城鎮(zhèn)居民總收入，而非城鎮(zhèn)居民可支配收入。和農(nóng)村居民純收入，數(shù)據(jù)來(lái)源于《中國(guó)住戶調(diào)查年鑒》。城鄉(xiāng)居民持久性收入和暫時(shí)性收入占總收入的比重如圖1所示。2002—2012年，城鎮(zhèn)居民持久性收入占總收入的88.7%左右，暫時(shí)性收入占總收入的11.3%左右，二者比例保持相對(duì)穩(wěn)定。同期，農(nóng)村居民持久性收入比重從95.5%下降到87.6%，暫時(shí)性收入比重從4.5%上升到12.4%，收入波動(dòng)性增強(qiáng)。

(二)收入來(lái)源結(jié)構(gòu)

按照收入來(lái)源可以將收入劃分為工資性收入、經(jīng)營(yíng)性收入、財(cái)產(chǎn)性收入和轉(zhuǎn)移性收入四類。這與國(guó)家統(tǒng)計(jì)局進(jìn)行的城鄉(xiāng)住戶調(diào)查統(tǒng)計(jì)口徑相一致，因此，可以直接獲得這四類收入數(shù)據(jù)。城鄉(xiāng)居民四類收入占總收入的比重見(jiàn)圖2和圖3。2002—2012年，城鎮(zhèn)居民工資性收入比重從70.0%下降到65.0%，經(jīng)營(yíng)性收入比重從4.1%上升到8.7%，財(cái)產(chǎn)性收入比重從1.1%上升到2.2%，轉(zhuǎn)移性收入比重相對(duì)穩(wěn)定，維持在23.8%左右，城鎮(zhèn)居民收入結(jié)構(gòu)變化的顯著特點(diǎn)是工資性收入比重下降和經(jīng)營(yíng)性收入比重上升。同期，農(nóng)村居民工資性收入比重從33.9%上升到43.5%，經(jīng)營(yíng)性收入比重從60.0%下降到44.6%，財(cái)產(chǎn)性收入比重從2.0%上升到3.1%，轉(zhuǎn)移性收入比重從4.0%上升到8.7%，農(nóng)村居民收入結(jié)構(gòu)變化的顯著特點(diǎn)是經(jīng)營(yíng)性收入比重下降與工資性收入比重上升。

圖2城鎮(zhèn)居民不同來(lái)源收入占總收入的比重

圖3農(nóng)村居民不同來(lái)源收入占總收入的比重

三、研究假設(shè)

(一)不同性質(zhì)的收入對(duì)文化消費(fèi)的影響

分析不同性質(zhì)的收入對(duì)居民文化消費(fèi)的影響，既要區(qū)分收入性質(zhì)，又要考慮文化消費(fèi)特征。按照持久性收入假說(shuō)，理性的消費(fèi)者依據(jù)持久性收入決定自己的消費(fèi)，而非暫時(shí)性收入。因此，持久性收入可能會(huì)對(duì)居民文化消費(fèi)產(chǎn)生顯著影響。

城鎮(zhèn)居民與農(nóng)村居民的收入水平和消費(fèi)結(jié)構(gòu)存在差異，進(jìn)而使城鄉(xiāng)居民文化消費(fèi)對(duì)暫時(shí)性收入的反應(yīng)出現(xiàn)差異。城鎮(zhèn)居民收入水平相對(duì)較高，暫時(shí)性收入在總收入中的比重較為穩(wěn)定，且所占比例較小。隨著住房、醫(yī)療等剛性支出的增加，城鎮(zhèn)居民消費(fèi)越來(lái)越理性，更可能將一次性獲得的收入進(jìn)行預(yù)防性儲(chǔ)蓄，或?qū)⑵鋭澣雱傂韵M(fèi)的心理賬戶。因此，城鎮(zhèn)居民暫時(shí)性收入對(duì)文化消費(fèi)的影響可能不顯著。

已有研究表明，農(nóng)村居民文化消費(fèi)具有一定的收入門檻，即收入增長(zhǎng)對(duì)高收入農(nóng)村居民的促進(jìn)作用大于低收入農(nóng)村居民(葛繼紅，2012)。該研究結(jié)論并沒(méi)有區(qū)分收入性質(zhì)。由于農(nóng)村居民持久性收入占總收入的比重較高(約為90%)，暫時(shí)性收入占總收入的比重較低(約為10%)，且暫時(shí)性收入具有偶然性，因此，農(nóng)村居民文化消費(fèi)的收入門檻效應(yīng)主要指持久性收入對(duì)文化消費(fèi)增長(zhǎng)的影響效果。 2017年諾貝爾經(jīng)濟(jì)學(xué)獎(jiǎng)獲得者Thaler(1985)認(rèn)為，人們?cè)谛睦砩蠈⑹杖雱澐譃椴煌男睦碣~戶，且不同的心理賬戶之間具有非替代性。心理賬戶的非替代性影響消費(fèi)者對(duì)支出類別賬戶的劃分。現(xiàn)有的文化消費(fèi)支出主要是農(nóng)村居民在持久性收入預(yù)算約束下的消費(fèi)決策。農(nóng)村居民文化消費(fèi)水平較低，迫切需要增加文化消費(fèi)。由于食品、衣著、居住等消費(fèi)需要屬于剛性消費(fèi)，為保證剛性消費(fèi)需求得到滿足，居民一般將持久性收入作為剛性需求的心理賬戶。農(nóng)村居民偶然性地獲得一筆意外之財(cái)，使農(nóng)村居民有機(jī)會(huì)滿足非剛性消費(fèi)需求，即擁有了建立非剛性消費(fèi)心理賬戶的基礎(chǔ)。因此，對(duì)于暫時(shí)性收入，農(nóng)村居民更可能將其劃入進(jìn)行文化消費(fèi)的心理預(yù)算賬戶，增加原本消費(fèi)支出較低但有迫切需要的文化消費(fèi)，進(jìn)而顯著影響文化消費(fèi)。

我國(guó)城鄉(xiāng)、區(qū)域經(jīng)濟(jì)發(fā)展不平衡，居民收入和消費(fèi)水平差異較大，因此，不同性質(zhì)的收入對(duì)文化消費(fèi)的影響可能存在城鄉(xiāng)差異和區(qū)域差異。綜上，本文提出以下研究假設(shè)：

H1：城鎮(zhèn)居民持久性收入對(duì)文化消費(fèi)的影響顯著，暫時(shí)性收入對(duì)文化消費(fèi)的影響不顯著。

H2：農(nóng)村居民持久性收入和暫時(shí)性收入對(duì)文化消費(fèi)都有顯著影響。

H3：城鄉(xiāng)居民不同性質(zhì)的收入對(duì)文化消費(fèi)的影響存在城鄉(xiāng)差異和區(qū)域差異。

(二)不同來(lái)源的收入對(duì)文化消費(fèi)的影響

人們可能將不同來(lái)源的收入劃分為不同的心理賬戶，使不同來(lái)源的收入對(duì)文化消費(fèi)的影響產(chǎn)生差異。城鎮(zhèn)居民工資性收入是總收入的主體部分，占總收入的比重接近70%，可能對(duì)文化消費(fèi)產(chǎn)生顯著影響。轉(zhuǎn)移性收入主要包括養(yǎng)老金、離退休金、失業(yè)救濟(jì)金、賠償、住房公積金等，占總收入的比重超過(guò)20%，是城鎮(zhèn)居民收入的另一主要來(lái)源。城鎮(zhèn)居民更容易將轉(zhuǎn)移性收入劃為用于保障基本生活或剛性支出的心理賬戶，進(jìn)行生活必需性消費(fèi)，因此，轉(zhuǎn)移性收入對(duì)非必需性文化消費(fèi)的影響可能不顯著。財(cái)產(chǎn)性收入和經(jīng)營(yíng)性收入占城鎮(zhèn)居民總收入的比重較低，且經(jīng)營(yíng)性收入具有較高的不確定性(魏世勇 等，2014)，因此，二者對(duì)文化消費(fèi)的影響可能不顯著。

隨著農(nóng)村居民進(jìn)城務(wù)工數(shù)量增多，越來(lái)越多的農(nóng)民參與市場(chǎng)經(jīng)濟(jì)活動(dòng)，導(dǎo)致工資性收入比重逐漸提高，以農(nóng)業(yè)生產(chǎn)為主的經(jīng)營(yíng)性收入比重逐漸降低。農(nóng)村居民工資性收入和經(jīng)營(yíng)性收入是總收入的主體部分，二者約占總收入的90%，因此，工資性收入和經(jīng)營(yíng)性收入可能對(duì)文化消費(fèi)產(chǎn)生顯著影響。財(cái)產(chǎn)性收入指家庭擁有的動(dòng)產(chǎn)(銀行存款、有價(jià)證券等)、不動(dòng)產(chǎn)(房屋、土地等)所獲得的收入。農(nóng)村居民財(cái)產(chǎn)性收入比重較低，但財(cái)產(chǎn)性收入的獲取過(guò)程相對(duì)輕松，農(nóng)村居民傾向于將財(cái)產(chǎn)性收入劃為進(jìn)行文化娛樂(lè)消費(fèi)的心理賬戶，進(jìn)而，其對(duì)文化消費(fèi)產(chǎn)生顯著影響。2006年國(guó)家全面取消農(nóng)業(yè)稅，同時(shí)增加了對(duì)農(nóng)民的財(cái)政補(bǔ)貼，進(jìn)而使農(nóng)村居民的轉(zhuǎn)移性收入比重上升。具有生產(chǎn)者和消費(fèi)者雙重身份的農(nóng)村居民。更傾向于將免繳納的農(nóng)業(yè)稅和增加的種糧補(bǔ)貼用于農(nóng)業(yè)生產(chǎn)(張秋慧 等，2010)，因此，雖然轉(zhuǎn)移性收入比重上升，但對(duì)農(nóng)村居民文化消費(fèi)的影響可能不顯著。

另外，我國(guó)城鄉(xiāng)、區(qū)域差異較大，可能會(huì)引起居民不同來(lái)源的收入對(duì)文化消費(fèi)的影響效果存在城鄉(xiāng)差異和區(qū)域差異。綜上，本文提出以下研究假設(shè)：

H4：城鎮(zhèn)居民工資性收入對(duì)文化消費(fèi)有顯著影響，經(jīng)營(yíng)性收入、財(cái)產(chǎn)性收入和轉(zhuǎn)移性收入對(duì)文化消費(fèi)的影響不顯著。

H5：農(nóng)村居民工資性收入、經(jīng)營(yíng)性收入和財(cái)產(chǎn)性收入對(duì)文化消費(fèi)有顯著影響，轉(zhuǎn)移性收入對(duì)文化消費(fèi)的影響不顯著。

H6：城鄉(xiāng)居民不同來(lái)源的收入對(duì)文化消費(fèi)的影響存在城鄉(xiāng)差異和區(qū)域差異。

四、收入結(jié)構(gòu)對(duì)居民文化消費(fèi)影響的實(shí)證研究

(一)模型設(shè)定

識(shí)別不同類別的收入對(duì)文化消費(fèi)的影響效果，有助于針對(duì)性地提高居民收入，促進(jìn)文化消費(fèi)增長(zhǎng)。為研究不同類別收入對(duì)文化消費(fèi)增長(zhǎng)的影響，檢驗(yàn)上文提出的6個(gè)假設(shè)，本文設(shè)計(jì)如下計(jì)量模型：

cultit=β0+β1persit+β2tempit+ui+εit

(6)

cultit=β0+β1salait+β2busiit+β3propit+β4tranit+ui+εit

(7)

其中，cultit表示i省區(qū)t年的人均文化消費(fèi)(cultural consumption)，persit、tempit、salait、busiit、propit、tranit分別表示i省區(qū)t年的持久性收入(persistent income)、暫時(shí)性收入(temporary income)、工資性收入(salary income)、經(jīng)營(yíng)性收入(business income)、財(cái)產(chǎn)性收入(property income)、轉(zhuǎn)移性收入(transfer income)，β為待估計(jì)參數(shù)，ui為個(gè)體效應(yīng)，εit為隨機(jī)誤差項(xiàng)。式(6)用于檢驗(yàn)城鄉(xiāng)居民不同性質(zhì)的收入對(duì)文化消費(fèi)的影響，式(7)用于檢驗(yàn)城鄉(xiāng)居民不同來(lái)源的收入對(duì)文化消費(fèi)的影響。

(二)數(shù)據(jù)說(shuō)明及描述

本文以2002—2012年*國(guó)家統(tǒng)計(jì)局自2013年起開(kāi)展了城鄉(xiāng)一體化住戶收支與生活狀況調(diào)查，調(diào)查數(shù)據(jù)不再區(qū)分城鎮(zhèn)與農(nóng)村。根據(jù)研究需要，本文選取了2002—2012年獨(dú)立開(kāi)展的城鄉(xiāng)住戶抽樣調(diào)查數(shù)據(jù)。中國(guó)30個(gè)省(自治區(qū)、直轄市)城鄉(xiāng)居民家庭收支面板數(shù)據(jù)為研究對(duì)象，不包含港、澳、臺(tái)數(shù)據(jù)，因西藏部分?jǐn)?shù)據(jù)缺失，為獲得平齊數(shù)據(jù)，剔除西藏樣本，共得到330個(gè)城鎮(zhèn)樣本和330個(gè)農(nóng)村樣本。數(shù)據(jù)來(lái)源于歷年《中國(guó)統(tǒng)計(jì)年鑒》和《中國(guó)住戶調(diào)查年鑒》。所有數(shù)據(jù)依據(jù)居民消費(fèi)價(jià)格指數(shù)和居民消費(fèi)價(jià)格分類指數(shù)進(jìn)行剔除價(jià)格因素處理，換算為以2002年為基期的數(shù)據(jù)。

表1 變量描述性統(tǒng)計(jì)

注：均值、最小值與最大值的單位為元。

本文研究的被解釋變量為居民文化消費(fèi)，分別對(duì)應(yīng)于“城鎮(zhèn)居民家庭人均文教娛樂(lè)服務(wù)消費(fèi)支出”和“農(nóng)村居民家庭平均每人文教娛樂(lè)消費(fèi)支出”，解釋變量包括從“城鎮(zhèn)居民人均總收入”和“農(nóng)村居民家庭人均純收入”分解得到的持久性收入和暫時(shí)性收入，以及城鄉(xiāng)居民工資性收入、經(jīng)營(yíng)性收入、財(cái)產(chǎn)性收入和轉(zhuǎn)移性收入。各變量的描述性統(tǒng)計(jì)結(jié)果見(jiàn)表1。

(三)不同性質(zhì)的收入對(duì)文化消費(fèi)的影響

表2報(bào)告了城鎮(zhèn)和農(nóng)村居民不同性質(zhì)的收入對(duì)文化消費(fèi)影響的估計(jì)結(jié)果，所有回歸均為OLS的穩(wěn)健估計(jì)結(jié)果。根據(jù)Hausman檢驗(yàn)結(jié)果，將模型區(qū)分為個(gè)體固定效應(yīng)模型和個(gè)體隨機(jī)效應(yīng)模型。表2同時(shí)報(bào)告了不同區(qū)域的回歸結(jié)果。

表2 不同性質(zhì)的收入對(duì)居民文化消費(fèi)影響的估計(jì)結(jié)果

注：*、**、***分別表示在10%、5%、1%的水平下顯著；括號(hào)內(nèi)為t統(tǒng)計(jì)量。下同。

由表2模型(1)可知，城鎮(zhèn)居民持久性收入對(duì)文化消費(fèi)的影響顯著，邊際消費(fèi)傾向?yàn)?.093，暫時(shí)性收入對(duì)文化消費(fèi)的影響不顯著。由表2模型(5)可知，農(nóng)村居民持久性收入和暫時(shí)性收入對(duì)文化消費(fèi)均有顯著影響，邊際消費(fèi)傾向分別為0.06和0.084。雖然暫時(shí)性收入占農(nóng)村居民收入的比重不高，但文化消費(fèi)對(duì)暫時(shí)性收入的邊際消費(fèi)傾向卻高于持久性收入，這可能與農(nóng)村居民將非連續(xù)的、偶然獲得的“意外之財(cái)”劃為進(jìn)行文化消費(fèi)的心理賬戶有關(guān)。這些“意外之財(cái)”并非農(nóng)村居民用于基本生活消費(fèi)的預(yù)期收入，從而將之用于娛樂(lè)性文化消費(fèi)。表2模型(1)和模型(5)的比較表明，城鄉(xiāng)居民不同性質(zhì)的收入對(duì)文化消費(fèi)的影響存在城鄉(xiāng)差異。

表2模型(2)—(4)顯示：不同區(qū)域的城鎮(zhèn)居民文化消費(fèi)均對(duì)持久性收入反應(yīng)敏感，且東部地區(qū)的邊際消費(fèi)傾向高于中、西部地區(qū)，中部又高于西部；東部地區(qū)城鎮(zhèn)居民文化消費(fèi)對(duì)暫時(shí)性收入的反應(yīng)不敏感，中、西部城鎮(zhèn)居民則反應(yīng)敏感。表2模型(6)—(8)顯示：不同區(qū)域的農(nóng)村居民文化消費(fèi)均對(duì)持久性收入反應(yīng)敏感；東部地區(qū)農(nóng)村居民文化消費(fèi)對(duì)暫時(shí)性收入反應(yīng)敏感，中、西部農(nóng)村居民則反應(yīng)不敏感。綜上，H1-H3成立。

(四)不同來(lái)源的收入對(duì)居民文化消費(fèi)的影響

表3報(bào)告了城鎮(zhèn)和農(nóng)村居民不同來(lái)源的收入對(duì)文化消費(fèi)影響的估計(jì)結(jié)果，同時(shí)報(bào)告了不同區(qū)域的估計(jì)結(jié)果，所有回歸均為OLS的穩(wěn)健估計(jì)結(jié)果。由表3模型(1)可知：城鎮(zhèn)居民工資性收入對(duì)文化消費(fèi)的影響顯著，邊際消費(fèi)傾向?yàn)?.145；經(jīng)營(yíng)性收入、財(cái)產(chǎn)性收入和轉(zhuǎn)移性收入對(duì)文化消費(fèi)的影響不顯著。表3模型(5)顯示：農(nóng)村居民工資性收入、經(jīng)營(yíng)性收入和財(cái)產(chǎn)性收入對(duì)文化消費(fèi)的影響均顯著，邊際消費(fèi)傾向分別為0.043、0.083和0.269；轉(zhuǎn)移性收入對(duì)文化消費(fèi)的影響不顯著。農(nóng)村居民財(cái)產(chǎn)性收入的邊際文化消費(fèi)傾向較高，這與張秋惠等(2010)認(rèn)為農(nóng)村居民財(cái)產(chǎn)性收入具有暫時(shí)性收入特征、對(duì)生活消費(fèi)拉動(dòng)效應(yīng)明顯的研究結(jié)論一致。城鄉(xiāng)居民不同來(lái)源收入對(duì)文化消費(fèi)影響的差異，既與不同來(lái)源收入占總收入的比重有關(guān)，表現(xiàn)為城鎮(zhèn)居民工資性收入的邊際消費(fèi)傾向高于農(nóng)村，也與居民對(duì)收入的心理賬戶劃分有關(guān)，重點(diǎn)表現(xiàn)為城鄉(xiāng)居民財(cái)產(chǎn)性收入對(duì)文化消費(fèi)的影響差異。

不同區(qū)域居民對(duì)不同來(lái)源收入的心理賬戶劃分差異，可能導(dǎo)致不同來(lái)源收入對(duì)文化消費(fèi)的影響存在區(qū)域差異。表3模型(2)—(4)顯示，東、中、西部地區(qū)城鎮(zhèn)居民工資性收入對(duì)文化消費(fèi)影響顯著，東部地區(qū)城鎮(zhèn)居民文化消費(fèi)對(duì)經(jīng)營(yíng)性收入敏感，中部地區(qū)城鎮(zhèn)居民文化消費(fèi)對(duì)財(cái)產(chǎn)性收入敏感，其他估計(jì)結(jié)果均不顯著。表3模型(6)—(8)顯示，東部地區(qū)農(nóng)村居民文化消費(fèi)對(duì)工資性收入和經(jīng)營(yíng)性收入敏感，中部地區(qū)農(nóng)村居民對(duì)經(jīng)營(yíng)性收入和轉(zhuǎn)移性收入敏感，西部地區(qū)農(nóng)村居民文化消費(fèi)對(duì)四種來(lái)源的收入都敏感。綜上，H4-H6成立。

表3 不同來(lái)源的收入對(duì)居民文化消費(fèi)影響的估計(jì)結(jié)果

(五)收入倍增、收入結(jié)構(gòu)調(diào)整與文化消費(fèi)增長(zhǎng)

這一部分基于收入倍增目標(biāo)和收入結(jié)構(gòu)對(duì)文化消費(fèi)的影響，預(yù)測(cè)我國(guó)2020年文化消費(fèi)的增長(zhǎng)情況。國(guó)民收入倍增計(jì)劃的具體內(nèi)容指：按不變價(jià)格計(jì)算，到2020年實(shí)現(xiàn)國(guó)內(nèi)生產(chǎn)總值和城鄉(xiāng)居民人均收入比2010年翻一番。因此，本部分的所有數(shù)據(jù)均以2010年為基期。在計(jì)算居民文化消費(fèi)時(shí)，隱含三個(gè)假設(shè)：第一，2020年實(shí)現(xiàn)了收入倍增目標(biāo)；第二，不考慮消費(fèi)結(jié)構(gòu)升級(jí)、社會(huì)保障完善等引起的消費(fèi)行為變化；第三，收入結(jié)構(gòu)對(duì)文化消費(fèi)的影響保持不變，居民邊際文化消費(fèi)傾向保持不變。

根據(jù)2002—2012年居民收入結(jié)構(gòu)的變動(dòng)性質(zhì)，表4給出了居民收入結(jié)構(gòu)的一個(gè)簡(jiǎn)單預(yù)測(cè)。在進(jìn)行預(yù)測(cè)之前，需要確定收入類別結(jié)構(gòu)的變動(dòng)標(biāo)準(zhǔn)：一是收入類別結(jié)構(gòu)的變動(dòng)方向；二是收入類別結(jié)構(gòu)的變動(dòng)大小。針對(duì)第一個(gè)問(wèn)題：在選擇居民收入結(jié)構(gòu)調(diào)整時(shí)，收入性質(zhì)結(jié)構(gòu)方面，選擇城鎮(zhèn)居民持久性收入比重提高，農(nóng)村居民暫時(shí)性收入比重提高；收入來(lái)源結(jié)構(gòu)方面，城鎮(zhèn)居民工資性收入比重提高，農(nóng)村居民財(cái)產(chǎn)性收入比重提高。這樣的收入結(jié)構(gòu)變動(dòng)與國(guó)家對(duì)居民收入結(jié)構(gòu)的政策導(dǎo)向相符。針對(duì)第二個(gè)問(wèn)題：由于收入性質(zhì)結(jié)構(gòu)變動(dòng)較小，因此，分別以城鄉(xiāng)居民2012年的收入性質(zhì)結(jié)構(gòu)作為2020年的收入性質(zhì)結(jié)構(gòu)；由于收入來(lái)源結(jié)構(gòu)變化較大，因此，分別以城鄉(xiāng)居民2004—2012年的收入比重變化作為2012—2020年的收入比重變化，計(jì)算出2020年的收入來(lái)源結(jié)構(gòu)。依據(jù)上述兩個(gè)標(biāo)準(zhǔn)，即可計(jì)算出2020年城鄉(xiāng)居民文化消費(fèi)及文化消費(fèi)占居民收入的比重(見(jiàn)表4)。

表4 收入結(jié)構(gòu)變動(dòng)與文化消費(fèi)預(yù)測(cè)

注：表中收入和文化消費(fèi)的單位為元，收入性質(zhì)結(jié)構(gòu)和收入來(lái)源結(jié)構(gòu)中各變量的單位為%；“調(diào)整”指收入結(jié)構(gòu)在預(yù)測(cè)基礎(chǔ)上的調(diào)整；“percult”指文化消費(fèi)占居民收入的比重，單位為%。

表4顯示，在其他條件不變的條件下，僅由收入倍增和收入結(jié)構(gòu)變動(dòng)帶來(lái)的文化消費(fèi)增長(zhǎng)情況。在收入性質(zhì)結(jié)構(gòu)方面，2010—2020年城鎮(zhèn)居民文化消費(fèi)占收入的比重(簡(jiǎn)稱為文化消費(fèi)占比)提高0.3個(gè)百分點(diǎn)。如果在這一時(shí)期通過(guò)政策作用使持久性收入比重提高1個(gè)百分點(diǎn)，則文化消費(fèi)占比將額外提高0.1個(gè)百分點(diǎn)。同期，農(nóng)村居民文化消費(fèi)占比提高0.1個(gè)百分點(diǎn)。由于農(nóng)村居民持久性收入和暫時(shí)性收入對(duì)文化消費(fèi)均有顯著影響，只是邊際消費(fèi)傾向有差異，因此，提高暫時(shí)性收入比重對(duì)文化消費(fèi)占比的影響不明顯。

在收入來(lái)源結(jié)構(gòu)方面，2010—2020年城鎮(zhèn)居民文化消費(fèi)占比沒(méi)有提高。如果在這一時(shí)期工資性收入比重提高1個(gè)百分點(diǎn)，則文化消費(fèi)比重將額外提高0.2個(gè)百分點(diǎn)。同期，農(nóng)村居民文化消費(fèi)占比降低0.7個(gè)百分點(diǎn)。如果財(cái)產(chǎn)性收入比重提高1個(gè)百分點(diǎn)，文化消費(fèi)比重將額外少降低0.3個(gè)百分點(diǎn)。農(nóng)村居民文化消費(fèi)占比之所以降低，與文化消費(fèi)發(fā)展階段有關(guān)(毛中根 等，2016)。

五、結(jié)論與建議

城鄉(xiāng)居民不同類別收入對(duì)文化消費(fèi)增長(zhǎng)的影響效果不同。本文研究得出以下結(jié)論：第一，在收入性質(zhì)方面，城鎮(zhèn)居民文化消費(fèi)對(duì)持久性收入反應(yīng)敏感，對(duì)暫時(shí)性收入反應(yīng)不敏感，農(nóng)村居民文化消費(fèi)對(duì)持久性收入和暫時(shí)性收入均反應(yīng)敏感。第二，在收入來(lái)源方面，城鎮(zhèn)居民文化消費(fèi)只對(duì)工資性收入反應(yīng)敏感，農(nóng)村居民文化消費(fèi)對(duì)工資性收入、經(jīng)營(yíng)性收入和財(cái)產(chǎn)性收入均反應(yīng)敏感。第三，收入結(jié)構(gòu)對(duì)居民文化消費(fèi)增長(zhǎng)的影響存在城鄉(xiāng)差異和區(qū)域差異。

本文的研究結(jié)論對(duì)于擴(kuò)大居民文化消費(fèi)具有借鑒意義。新時(shí)期我國(guó)把中高端消費(fèi)作為培育新增長(zhǎng)點(diǎn)、形成新動(dòng)能的重點(diǎn)領(lǐng)域。文化消費(fèi)屬于發(fā)展型、享受型消費(fèi)，屬于中高端消費(fèi)。發(fā)展文化消費(fèi)是發(fā)展中高端消費(fèi)的重要內(nèi)容，也是滿足人們美好生活需要的必要途徑。收入是消費(fèi)的基礎(chǔ)，收入增長(zhǎng)是文化消費(fèi)增長(zhǎng)的前提條件。對(duì)收入結(jié)構(gòu)影響居民文化消費(fèi)增長(zhǎng)的差異分析表明，居民文化消費(fèi)行為、居民對(duì)不同類別收入的心理賬戶劃分和區(qū)域經(jīng)濟(jì)發(fā)展水平是引起其差異的可能原因。根據(jù)文化消費(fèi)對(duì)不同類別收入的邊際消費(fèi)傾向及敏感程度，增加居民收入和擴(kuò)大居民文化消費(fèi)，需要考慮收入結(jié)構(gòu)影響文化消費(fèi)增長(zhǎng)的差異，提高政策措施的針對(duì)性。文化消費(fèi)是消費(fèi)者文化產(chǎn)品需求與文化產(chǎn)品供給均衡的結(jié)果，在改善居民收入結(jié)構(gòu)的同時(shí)，應(yīng)注重提高文化產(chǎn)品供給質(zhì)量。

根據(jù)研究結(jié)論，本文主要從收入的角度提出以下促進(jìn)文化消費(fèi)增長(zhǎng)的政策建議：第一，增加城鎮(zhèn)居民工資性收入占總收入的比重，增強(qiáng)居民收入穩(wěn)定性。我國(guó)房?jī)r(jià)上漲較快，住房在很大程度上具有剛性需求屬性，從而導(dǎo)致居民儲(chǔ)蓄率偏高，不利于居民文化消費(fèi)增長(zhǎng)。因此，深化住房制度改革，堅(jiān)持房子是用來(lái)住的、不是用來(lái)炒的定位，對(duì)于解放居民消費(fèi)、促進(jìn)文化消費(fèi)具有重要意義。第二，推進(jìn)農(nóng)地確權(quán)制度，健全農(nóng)村土地流轉(zhuǎn)交易市場(chǎng)，促進(jìn)農(nóng)戶參與土地流轉(zhuǎn)，增加農(nóng)民財(cái)產(chǎn)性收入。通過(guò)土地流轉(zhuǎn)，從土地中釋放更多的勞動(dòng)力。通過(guò)促進(jìn)要素流動(dòng)，讓農(nóng)村富余勞動(dòng)力進(jìn)城積極參與效率更高的生產(chǎn)活動(dòng)，提高農(nóng)村居民收入水平。提升勞動(dòng)力職業(yè)技能培訓(xùn)服務(wù)，優(yōu)化農(nóng)民工就業(yè)環(huán)境，促進(jìn)農(nóng)業(yè)人口市民化，為進(jìn)城農(nóng)業(yè)人口提供基本的教育、醫(yī)療等公共服務(wù)。第三，縮小居民收入不平等，擴(kuò)大中等收入群體比重，加快形成橄欖型收入結(jié)構(gòu)。區(qū)別不同區(qū)域或群體的收入水平和消費(fèi)能力，重視居民的心理賬戶劃分及文化消費(fèi)行為，有針對(duì)性地改善居民收入結(jié)構(gòu)。第四，深化供給側(cè)結(jié)構(gòu)性改革，促進(jìn)文化創(chuàng)意產(chǎn)業(yè)發(fā)展，推動(dòng)文化產(chǎn)業(yè)集聚發(fā)展，重視文化產(chǎn)品或服務(wù)質(zhì)量，向民眾提供優(yōu)質(zhì)的文化產(chǎn)品，促進(jìn)文化消費(fèi)增長(zhǎng)。

參考文獻(xiàn)：

葛繼紅. 2012. 農(nóng)民收入與文化消費(fèi)牽扯:江蘇364個(gè)樣本[J]. 改革(3):84-89．

郭俊華. 2013. 京津冀文化消費(fèi)水平實(shí)證研究[J]. 天津大學(xué)學(xué)報(bào)(社會(huì)科學(xué)版)(1):21-25.

韓海燕. 2012. 中國(guó)城鎮(zhèn)居民文化消費(fèi)問(wèn)題實(shí)證研究[J]. 中國(guó)流通經(jīng)濟(jì)(6):93-98.

李愛(ài)梅,凌文輇. 2004. 心理賬戶的非替代性及其運(yùn)算規(guī)則[J]. 心理科學(xué)(4):952-954.

李愛(ài)梅,凌文輇,方俐洛,等. 2007. 中國(guó)人心理賬戶的內(nèi)隱結(jié)構(gòu)[J]. 心理學(xué)報(bào)(4):706-714.

李銳,項(xiàng)海容. 2004. 不同類型的收入對(duì)農(nóng)村居民消費(fèi)的影響[J]. 中國(guó)農(nóng)村經(jīng)濟(jì)(6):9-13.

毛中根,孫豪. 2016. 中國(guó)居民文化消費(fèi)增長(zhǎng)階段性分析:兼論文化消費(fèi)“國(guó)際經(jīng)驗(yàn)”的不適用[J]. 財(cái)經(jīng)科學(xué)(1):111-120.

王亞南. 2010. 提升文化消費(fèi)與健全社會(huì)保障[J]. 云南社會(huì)科學(xué)(2):86-90.

魏世勇,沈利生. 2014. 基于心理賬戶的習(xí)慣形成[J]. 統(tǒng)計(jì)研究(4):72-78.

徐和清,張桂香. 2013. 收入結(jié)構(gòu)對(duì)城鎮(zhèn)居民文化娛樂(lè)服務(wù)消費(fèi)的影響分析[J]. 消費(fèi)經(jīng)濟(jì)(6):51-54.

尹世杰. 1994. 提高精神消費(fèi)力與繁榮精神文化消費(fèi)[J]. 湖南師范大學(xué)社會(huì)科學(xué)學(xué)報(bào)(6):20-24．

張秋惠,劉金星. 2010. 中國(guó)農(nóng)村居民收入結(jié)構(gòu)對(duì)其消費(fèi)支出行為的影響:基于1997—2007年的面板數(shù)據(jù)分析[J]. 中國(guó)農(nóng)村經(jīng)濟(jì) (4):48-54.

張為付,胡雅蓓,張?jiān)廊? 2014. 生產(chǎn)供給、流通載體與文化產(chǎn)品內(nèi)生性需求[J]. 產(chǎn)業(yè)經(jīng)濟(jì)研究(1):51-60．

趙迪,張宗慶. 2016. 文化消費(fèi)推動(dòng)我國(guó)消費(fèi)增長(zhǎng)及其結(jié)構(gòu)改善嗎?基于省際面板數(shù)據(jù)的實(shí)證研究[J]. 財(cái)經(jīng)論叢(2):3-10.

周建,艾春榮,王丹楓,等. 2013. 中國(guó)農(nóng)村消費(fèi)與收入的結(jié)構(gòu)效應(yīng)[J]. 經(jīng)濟(jì)研究(2):122-133.

鄒曉東. 2007. “十五”期間上海市文化消費(fèi)變動(dòng)因素研究[J]. 上海經(jīng)濟(jì)研究(6):59-65.

BRITO P, BARROS C. 2005. Learning-by-consuming and the dynamics of the demand and prices of cultural goods [J]. Journal of Cultural Economics, 29(2):83-106.

DEATON A. 1991. Saving and liquidity constraints [J]. Econometrica, 59(5):1221-1248.

DINIZ S C, MACHADO A F. 2011. Analysis of the consumption of artistic-cultural goods and services in Brazil [J]. Journal of Cultural Economics, 35(1):1-18.

DUESENBERRY J S. 1949. Income, saving, and the theory of consumer behavior [J]. Review of Economics & Statistics, 33(3):111.

FRIEDMAN M. 1957. A theory of the consumption function [M]. Princeton: Princeton University Press.

KEYNES J M. 1936. General theory of employment,interest and money [J]. The American Economics Review, 26(3):490-493．

LELAND H E. 1968. Saving and uncertainty: the precautionary demand for saving [J]. The Quarterly Journal of Economics, 82(3):465-473.

MODIGLIANI F, BRUMBERG R. 1954. Utility analysis and the consumption function: an interpretation of cross-section data [J]. Journal of Post Keynesian Economics, 1：388-436.

RICHARDS G. 1996. Production and consumption of European cultural tourism [J]. Annals of tourism research, 23(2):261-283.

THALER R. 1985. Mental accounting and consumer choice [J]. Marketing Science, 4(3):199-214.

URRUTIAGUER D. 2002. Quality judgements and demand for French public theatre [J]. Journal of Cultural Economics, 26(3):185-202.

ZELDES S P. 1989. Consumption and liquidity constraints: an empirical investigation [J]. The Journal of Political Economy, 97(2):305-346.