教育深化與文化產業發展非線性關系的理論機制與實證檢驗

/教育深化與文化產業發展非線性關系的理論機制與實證檢驗【摘要】教育在推動文化產業高質量發展中發揮著重要作用，然而其影響機制始終是一個“黑箱”。通過構建包含文化產業部門的結構轉型一般均衡模型，分析教育深化對文化產業發展的影響。研究表明，教育通過消費需求結構影響文化產業比重，而收入效應與價格效應是教育作用于消費需求結構的兩個渠道，當收入效應為負向、價格效應為正向時，總效應隨著收入水平的提高逐漸由負轉正，教育水平與文化產業發展之間呈非線性關系。模型很好地解釋了中國省份數據的特征事實。進一步，利用CHFS數據從微觀層面對理論模型結論進行了定量估計和實證檢驗，在考慮內生性問題之后，兩者間的非線性關系依然穩健。利用門檻模型的估計更細致地刻畫了這一非線性關系，發現收入帶來的調節效應當其跨過雙重門檻值后會產生較大的跳躍。【關鍵詞】教育深化；文化產業；結構轉型模型；非線性關系

一、引言 伴隨著中國經濟結構轉型升級以及新型供需關系重構，文化產業逐漸成為穩增長、調結構的重要力量。文化產業的健康發展，是滿足人民日益增長的精神文化需求，不斷提升國家文化軟實力和中華文化影響力的根本途徑。黨的二十大報告指出，堅持中國特色社會主義文化發展道路，推進文化自信自強，就必須繁榮發展文化事業和文化產業，不斷健全現代文化產業體系和市場體系①。作為橫跨第二、三產業的一種高端產業形態，文化產業具有集約型、低能耗、創新性的特點，是發展新動能、提高經濟效率的重要驅動力。文化產業的轉型發展，不僅是經濟總量的要求，也是改善經濟結構，拉動就業增長的主要手段，其第二產業和第三產業就業彈性分別為0.2和0.12②。自黨的十七大以來，推動文化產業又好又快發展始終是黨的經濟工作的重要內容，文化及相關產業產出占比逐年增加，由2004年的2.13％到2012年的3.36％，再到2019年的4.50％③，在其自身蓬勃發展的同時也對推動經濟結構轉型、加快新舊動能轉換起到了積極作用。 主要工業經濟體的跨國經驗表明，教育發展與產業結構轉型之間存在著密切聯系。一方面，勞動者受教育水平的提高能夠促進消費需求迭代升級；另一方面，人力資本是推動產業結構轉型的重要支撐，而教育是人力資本積累的主要途徑。改革開放以來，我國教育事業穩步發展，人均受教育年限由2004年的8.01年提高至2020年的9.91年；高等教育毛入學率在2021年更是達到了57.8％，高出世界平均水平15個百分點④。教育水平的提高為產業結構轉型帶來了“紅利效應”，特別是對于依賴消費認知和創意資本的文化產業而言，教育的“紅利效應”更加凸顯⑤。在文化經濟學內生增長模型框架下，教育是形成人力資本和文化資本的重要途徑，也對文化消費產生重要的影響。盡管整體而言，教育水平對文化產業發展有著積極影響，但基于微觀數據的實證研究卻存在著不同的結論。部分關于美國、西班牙和法國藝術博物館、音樂表演、古典藝術參與的跨國研究文獻表明，居民文化消費和文化參與度的提高與整體教育水平密切相關⑥⑦⑧。基于中國、日本的時間序列數據分析也存在著相似結論⑨。但Seaman的研究表明教育的作用可能并不如預計得那么突出甚至并不顯著⑩(11)，Palma等學者針對西班牙狂歡節的研究表明，與大多數其他文化決定因素相反，傳統的社會經濟變量如教育、收入的作用似乎不重要(12)，Notten等學者的跨國研究在控制了個人的讀寫能力后，教育的凈效應顯著降低(13)。歸納分析上述文獻可以發現，教育水平高的個體在收集和使用與文化消費決策有關的信息方面更有效率，從而降低了文化產品的影子價格，提高了個人的真實收入(14)；然而，文化產品區別于普通產品，具有接受、理解和欣賞差異的多重屬性特征，不同個體文化消費的影子價格并不相同，因此，受教育程度不同的個體在文化消費方面的價格效應和收入效應將不再是簡單的線性變化，進而導致教育水平對文化產業影響的非線性。 本文結合中國省份面板數據的特征事實驗證了上述推斷，教育水平的邊際影響隨著經濟發展存在著由負轉正的現象。基于此，本文試圖進一步剖析教育對文化產業發展的影響機制：首先，通過建立一個包含兩部門的產業結構轉型一般均衡模型，從理論上分析教育提高文化消費比重進而推動文化產業發展的內在機理；接著，利用家戶調查數據從微觀層面對兩者的相關關系進行定量估計和實證檢驗。當前，主流文獻對結構轉型動因的解釋主要立足于消費需求結構的變動：一是在需求側方面的收入效應，指的是收入增長因產品收入彈性差異而導致的消費需求結構變動(15)；二是在供給側方面的價格效應，即技術進步或資本深化改變不同部門產品相對價格從而導致的消費需求結構變動(16)(17)。就本文的研究而言，受教育水平不同的群體其文化產品消費的需求收入彈性和替代彈性是不一致的：一方面，高學歷的個體更愿意參與到信息豐富復雜的文化消費中來，并會獲得更多的愉悅和滿足感；另一方面，文化產品具有的成癮性特征使得高學歷個體在最大化跨期效用函數下，愿意更多地進行文化消費累積文化資本，從而提高了未來文化產品的消費傾向。因此，收入效應和價格效應在不同教育水平群體之間具有差異化影響。那么，教育深化就可能通過影響消費需求結構的渠道影響文化產業發展。 本文對已有研究的邊際貢獻主要有兩個方面。第一，本文在結構轉型理論框架下拓展了文化產業發展動因的研究。當前，結構轉型理論在國際貿易、投資結構、產業結構和勞動政策等議題發展迅速(18)(19)(20)(21)，但直接關注文化產業發展的研究十分有限，類似的文獻主要側重于服務業研究(22)。事實上，文化產品作為滿足精神心理需求的產品具有多重屬性，區別于普通產品消費，不同教育水平的個體其文化消費行為存在顯著差異，那么教育便可以從收入效應和價格效應影響消費需求結構進而影響文化產業發展。基于此，本文嘗試從理論上對上述經濟機制進行刻畫，這是對文化產業發展動因研究的邊際貢獻。 其次，結合理論分析結論，本文進一步利用微觀數據豐富了教育與文化消費的定量研究。現有文獻指出，經濟發展水平、城鎮化水平、人口結構、收入分配等因素對文化消費具有重要作用(23)(24)(25)，但多為使用地區或行業層面數據的研究，基于微觀層面數據的實證檢驗并不多見。同時，本文充分考慮到模型估計可能存在的內生性問題以及非線性關系，通過構造工具變量以及利用門檻模型進行了深入分析，加強了結論的穩健性與解釋力。 二、教育水平與文化產業發展的特征事實 當前文化經濟學主流觀點認為，教育、收入、地位等影響文化資本積累的特征變量對文化產業的作用機制主要通過文化消費的渠道。在文化產品成癮性模型中，學者們引入文化資本的目的在于分析文化消費行為，而非局限在“生產工具”意義上，因此文化產品成癮性理論也被稱為文化資本積累理論(26)(27)。在諸如戲劇、音樂會、博物館、影視欣賞等文化消費參與行為中，不同的社會群體存在著嚴重分化，不僅包括財富與職業，在教育方面也更為突出(28)(29)，這一結論也得到了“地位假說”(30)和“認知假說”(31)的支持。根據“認知假說”，文化消費活動取決于個體的認知能力，對于那些能夠更好地處理復雜信息的個體回報更高(32)，因此文化消費的教育分層尤為明顯。同時，考慮到人們參與文化生活是作為其社會地位的一種重要表達，那么文化消費的教育分層效應在不同社會發展階段和不同收入階層中可能并不相等。在低收入水平下，文化消費特別是高雅文化消費的社會群體十分有限，因此，文化參與中的教育差異效應并不明顯；而隨著收入水平不斷提升，文化消費成為一種普遍的消費模式，此時，文化消費的“地位效應”會進一步擴大教育分層的影響(33)。由上可見，教育水平對于文化消費以及文化產業的發展不能簡單地局限于線性認知，其理論機制分析仍需進一步探索。 接下來，我們利用中國省份2016-2019年面板數據來刻畫教育水平與文化產業發展的特征事實。其中，被解釋變量分別由文化產業產出比重(文化及相關產業增加值占GDP之比)和文化消費比重(居民人均文化娛樂消費支出占人均可支配收入之比)來衡量。教育水平()為高學歷人口占比，即大專及以上學歷人口與6歲以上總人口之比。收入水平為人均GDP的對數。控制變量包括財政支出占GDP比重、進出口總額占GDP比重、機構存貸款余額占GDP比重。數據來源于相關年份《中國統計年鑒》和《中國文化及相關產業統計年鑒》。估計模型如下所示： 上式中，i，t分別為省份與時間標識，為擾動項。在估計過程中，我們引入教育水平與收入水平的交互項來反映特征事實，并控制時間固定效應和省份固定效應。具體結果顯示，是否控制時間和省份固定效應并不會改變教育水平及其與收入水平交互項的系數和顯著性。教育水平的估計系數為負，而交互項系數為正，這表明隨著收入水平的提高，教育水平與文化產業比重的關系由負向轉向正向，這一非單調關系在我們的估計中是穩健的。因此，省級層面的經驗證據表明，教育水平與文化產業發展的關系受到經濟發展水平的影響，伴隨著經濟發展，作用關系由負轉正。 三、理論模型 (一)包含文化產業部門的結構轉型模型與求解 本部分建立一個一般均衡模型。生產方面分為文化產品和非文化產品兩個產業部門，分別用下標j=｛c，n｝區分。每個產業部門由一家代表性企業在完全競爭市場下雇傭人力資本組織生產完全同質的產品，生產技術滿足： (2)式通過外生勞動生產率和線性技術來定義代表性企業生產行為。參考(34)、Cai(35)關于勞動生產率和結構轉型文獻的思路，(2)式可以理解為全要素生產率和物質資本包含在了勞動生產率中。進一步，用表示產品價格，表示有效勞動工資，那么企業利潤最大化問題為： 給出其一階最優化條件： 考慮到非市場因素導致的勞動力流動壁壘存在，引入勞動力市場摩擦因子τ來刻畫兩個產業部門之間存在的有效勞動工資差異，滿足： 進而可知，部門間產品相對價格為： 家庭部門由一個代表性家庭來刻畫。該家庭由受教育水平不同的兩部分成員組成，我們用下標i=｛0，1｝加以區分，分別表示低學歷成員和高學歷成員。為了便于衡量教育深化，我們將低學歷成員數量標準化為1，高學歷成員數量為θ。家庭消費包括了非文化產品消費和文化產品消費，數量記為eji，并以常替代彈性形式組成復合消費，滿足： 其中，參數為常數；參數，衡量了兩個產業部門產品之間的替代彈性。非位似項表明了偏好的非位似性，如果＜0，則表明家庭對非文化產品存在最低消費水平，此時非文化產品的消費需求收入彈性小于文化產品。為了體現不同學歷成員消費的需求收入彈性和替代彈性存在差異性，決定家庭成員偏好的參數均可有差異。 家庭總效用由低學歷成員效用和高學歷成員效用加總得到。考慮家庭效用函數中不同學歷成員權重并不相同，引入常參數β＞0來加以衡量。家庭總效應滿足： 家庭低學歷成員和高學歷成員文化產品消費占比各自滿足： 將(4)(5)(6)(14)式代入勞動力市場出清條件，可有文化產業就業比重滿足： (二)理論分析 綜合(2)(6)(17)和(19)式可知，文化產業產出比重(Yc/Y)與就業比重(Lc/L)均受到消費比重pc的影響，而影響渠道來自收入效應與價格效應。同時，(19)式表明，收入效應與價格效應與教育深化程度θ相關，這就給出了教育深化通過影響消費比重pc進而影響文化產業產出比重與就業比重，即文化產業發展水平的機制路徑。具體而言，文化產業發展水平取決于如下幾個關鍵“信息”：反映產業部門間技術水平變化的相對勞動生產率An/Ac，反映人均收入(消費)水平的e，反映勞動力市場摩擦和壁壘的τ，以及我們所關注的教育深化程度θ。 1.收入效應、價格效應與文化產業消費比重。在(19)式等號右端第一部分和第二部分，分別體現了Kongsamut等提出的收入效應(37)和Ngai和Pissarides提出的價格效應(38)。可見，產生收入效應的原因在于人均收入和人均消費的增長，產生價格效應的原因在于產品相對價格的波動。 可知，隨著人均收入和消費水平的提高，文化產業消費比重將上升。因為家庭成員對非文化產品存在最低消費量，那么必然小于0，非文化產品的消費需求收入彈性會低于文化產品。故而當人均收入提高時，文化產品的消費支出會上升得更快，導致文化產業消費比重提高。同時，收入效應大小受到e的“調節作用”影響，e越大，其影響越小。 (23)和(24)式表明，文化產品相對價格的提高對文化產業消費比重的影響，取決于非文化產品與文化產品之間的替代彈性，若替代彈性小于1時，則文化產業消費比重將上升，反則反之。具體原因為：消費支出等于價格與數量的乘積，但相對價格的提高會導致消費數量的下降，當部門間產品替代彈性較高(＞1)時，文化產品更高的相對價格將促使家庭更多地消費非文化產品來替代文化產品，此時文化產品消費的實際數量將更大幅度下降，從而導致消費比重下降。反之，若文化產品帶來的效用很難被非文化產品替代(＜1)，此時相對價格上升幅度將大于消費實際數量的下降幅度，于是文化產業消費比重上升。 2.教育深化與收入效應、價格效應。考慮到低學歷成員與高學歷成員對不同部門產品的需求收入彈性()和替代彈性()可以存在差異，那么，教育深化θ將通過收入效應和價格效應影響消費結構，進而影響文化產業比重。由(19)(20)和(22)式可有： 上述結論可以很好地解釋前文關于教育水平與文化產業比重之間變動關系的特征事實。總結模型求解結果，并結合不同人群的消費特征以及文化產品自身屬性，可以得到以下基本結論：如果教育水平在收入效應渠道上影響為負，在價格效應渠道上影響為正，那么教育水平對文化產業發展的最終影響程度將取決于兩種渠道的相對大小。在人均收入處于低位時，收入效應渠道影響更大，教育水平的總效應為負；但隨著人均收入的不斷提高，價格效應逐漸成為主導機制，教育水平的總效應亦由負轉正。 那么，結構轉型模型關于教育水平與文化產業消費比重之間的非線性關系推斷，能否在微觀層面得到經驗證據的支持?如果可以驗證，這一非線性關系又如何受到收入水平的調節影響?接下來，我們將基于中國家庭金融調查項目(CHFS)來回答上述問題。 四、來自CHFS的微觀證據 (一)數據描述 本文使用CHFS項目2019年數據。2019年調查樣本最終搜集了34643戶家庭，涉及29個省市343個縣(區)，1360個村(居)委會，共計107008個家庭成員信息。為了得到研究所需的數據集，對原始數據進行了初步清理：首先，考慮到CHFS調查中戶主界定為家庭經濟來源的主要承擔者或家庭主事者，因此保留了戶主的年齡、性別、婚姻、戶籍等人口學特征信息，而非問卷受訪者；其次，保留了16歲以上所有家庭成員的最高學歷信息，并結合家庭規模得到每個家庭的平均受教育年限；最后，保留了家庭年可支配收入、家庭消費總支出非負的樣本，并在上下1％處進行縮尾處理排除異常值的影響。最終，本文共獲得33658個家庭有效樣本，樣本描述性統計見下頁表1。 (二)模型設定及估計 本文設定交互項模型來進行基準回歸，實證模型如下： 其中，家庭文化消費支出占比或文化消費支出作為被解釋變量。2019年CHFS項目調查問卷詳細詢問了家庭平均每個月在文化娛樂方面的支出數額，由于部分家庭文化娛樂支出為0，我們對消費支出為0的數值加1，再對數化處理。表示家庭的平均受教育年限，由家庭中16歲以上人口受教育年限總和除以家庭規模得到。表示家庭年可支配收入，我們對原始數據加1后再取對數。X是一系列控制變量，包括戶主的年齡、年齡平方、性別、婚姻、戶籍等人口學特征，以及家庭中65歲以上人口占比(撫養比)。為了控制無法觀測的省級層面政策的影響，在部分回歸中引入省份固定效應。 上述估計存在一個潛在的擔心是內生性問題的影響。一方面，文化氛圍濃厚的家庭可能更加重視子女教育和成年人再教育培訓，兩者之間的聯動性是產生內生性的重要根源；另一方面，諸如戶主個人能力等無法觀測的遺漏變量可能同時影響教育水平和文化消費支出，從而導致估計有偏。因此，本文利用1986年實施的《義務教育法》導致的教育水平外生變動構造工具變量，重新對(26)式進行2SLS估計。圍繞《義務教育法》的政策外生性構造教育的工具變量是已有文獻中較為成熟的做法(39)。《義務教育法》強制要求法定年齡段的兒童必須接受九年義務教育，因而，年齡在16周歲以下的兒童都將受到《義務教育法》的影響，特別是失學兒童需要重返校園完成義務教育階段的學習，而16周歲以上兒童將不受影響。《義務教育法》的實施從根本上提高了我國基礎教育水平，國家統計局數據表明，小學升學率從1986年的69.5％上升到2000年的95％，再到2019年99.5％。可見，《義務教育法》實施將直接影響了教育水平，滿足了工具變量的相關性條件；同時，《義務教育法》作為一項國家層面頒布的法律，必然外生于個人能力等特征變量，不會直接作用于家庭文化消費，符合排除性要求。借鑒趙西亮(40)的思路，如果樣本個體在其所在省份實施《義務教育法》時小于6歲，視為完全受到政策影響，賦值為1；如果樣本個體在其所在省份實施《義務教育法》時大于16歲，則不受影響記為0；如果《義務教育法》實施時樣本個體年齡在6-16歲之間，則記值為(16-義務教育法實施年份+出生年)/9。由于各省份《義務教育法》具體實施時間不同(41)，那么最終構造的工具變量為[0，1]區間取值的連續變量，衡量了《義務教育法》對個體的影響程度。 下頁表2報告了基于(26)式的OLS和2SLS估計結果。在(1)(3)列特別匯報了不加入交互項的估計結果來與前期文獻相比較。可以看到，家庭成員平均受教育年限增加1年，總支出中文化消費支出占比將增加1.7％左右，文化消費金額將上升43％，結論與前期文獻相一致。但是，上述結果反映的是教育對文化消費的全局平均處理效應，而前文理論分析發現，教育的邊際影響會由于收入水平高低而呈現出階段性的變化特征。對此，我們在(2)(4)列通過引入交互項的方式來對收入水平產生的調節作用進行分析。結果表明，教育年限的估計系數為負，而教育與收入交互項的估計系數為正且均統計顯著，說明隨著家庭收入水平的提高，教育水平與文化消費的關系由負相關轉為正相關，結論有力支持了理論模型關于收入效應與價格效應變動關系的推斷。利用工具變量的2SLS結果報告于第(5)列，Sargan弱工具變量檢驗表明《義務教育法》實施從統計意義上是一個有效工具變量。可以看到，在充分考慮內生性后，相關結論依舊穩健。 該部分的實證分析直觀描述了收入水平調節下教育與文化消費之間的非線性變動關系，但估計方法限制了我們更細致地了解具體的變動區間和臨界值分布，接下來，我們將基于截面數據的門檻效應模型展開進一步研究。 (三)門檻模型估計 本部分在Hansen(42)門檻模型基礎上對門檻存在性開展檢驗并估計，從而對非線性調節效應的門檻值和影響程度進行量化分析。截面數據單一門檻的基本設定如下： 其中，γ為特定的門檻值，I(·)為示性函數，相應的條件成立時取值為1，否則取值為0。對于給定的γ值，我們可以采用OIS得到參數δ的一致估計量，即 (28)式估計的殘差平方和會隨著γ接近門檻水平而減小，因此，可以通過最小化殘差平方和得到γ的估計，進一步得到其他參數的估計量。我們設定門檻效應檢驗的MCMC模擬次數為500次，分位數搜索間隔為1/300，置信區間95％，相應得到的門檻效應檢驗結果顯示，收入水平均顯著通過了單重和雙重門檻檢驗，其門檻值分別為收入水平對數取值的10.77和11.60。單重門檻和雙重門檻的F統計量均在1％的水平上顯著，表明收入水平帶來的非線性調節效應存在著顯著的雙重門檻特征。 基于全樣本的截面門檻模型估計結果顯示，當家庭收入水平對數值低于10.77時，教育水平對文化消費占比的估計系數和邊際效應值為-0.093；當收入水平對數值高于10.77但低于11.60時，估計系數為0.154，此時邊際效應值0.061(0.154-0.093)；當收入水平繼續上升，對數值高于11.60時，邊際效應為0.318(0.257+0.154-0.090)，此時，影響效應達到之前的5倍之多；上述估計結果均在1％的水平上顯著。門檻模型估計結果表明，教育水平對文化消費支出的影響隨著收入水平的提高出現由負轉正的趨勢，這一趨勢存在著顯著的雙重門檻特征，即收入水平的調節作用是非線性的，存在著先促降后促升的特征，并且在教育水平更高的經濟中，影響效應成倍增加。門檻估計結果進一步支持了結構轉型模型的理論推斷。 五、結論 本文通過構建包含文化產業部門的結構轉型一般均衡模型，分析了教育影響文化產業比重的經濟機制，并結合中國家