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一、理論預(yù)期

文化產(chǎn)業(yè)的發(fā)展離不開金融的支持。金融發(fā)展對(duì)文化產(chǎn)業(yè)的作用機(jī)制可以這樣描述：一方面，金融發(fā)展通過(guò)為文化產(chǎn)業(yè)提供更充足的資金和更便利的投融資渠道，而直接對(duì)文化產(chǎn)業(yè)產(chǎn)生作用；另一方面，金融發(fā)展通過(guò)對(duì)人們的收入和生活水平以及整個(gè)國(guó)家的經(jīng)濟(jì)環(huán)境產(chǎn)生影響來(lái)影響文化產(chǎn)品的供求狀況，從而對(duì)文化產(chǎn)業(yè)產(chǎn)生間接影響。在作用機(jī)制的第一方面，隨著金融的發(fā)展，資金的供給更加充分，資金的投融資渠道更加便利，從而使文化產(chǎn)業(yè)的生產(chǎn)者更容易獲得資金，從而使市場(chǎng)上文化產(chǎn)品的供應(yīng)較少受到資金的約束。在作用機(jī)制的第二方面，一般來(lái)說(shuō)，金融發(fā)展對(duì)一國(guó)整體經(jīng)濟(jì)會(huì)產(chǎn)生正向影響，從而對(duì)一國(guó)居民收入也會(huì)產(chǎn)生有利影響，當(dāng)一國(guó)居民的收入提高時(shí)，居民的消費(fèi)需求增加，從而對(duì)文化產(chǎn)品的需求增加。這樣，金融發(fā)展從供給和需求兩方面對(duì)文化產(chǎn)業(yè)產(chǎn)生了有利的影響。

二、模型設(shè)定與指標(biāo)選取

（一）模型設(shè)定與樣本選擇本文采用多元線性回歸模型來(lái)檢驗(yàn)金融發(fā)展對(duì)文化產(chǎn)業(yè)的影響。模型的表達(dá)式如下。其中，yt表示文化產(chǎn)業(yè)的規(guī)模，x1t表示城鎮(zhèn)居民收入，x2t表示農(nóng)村居民收入，x3t表示城鎮(zhèn)居民家庭恩格爾系數(shù)，x4t表示農(nóng)村居民家庭恩格爾系數(shù)，x5t表示金融發(fā)展。考慮到數(shù)據(jù)的可獲得性和整理難度，本文選取中國(guó)1995—2012年的時(shí)間序列數(shù)據(jù)作為樣本數(shù)據(jù)。

（二）指標(biāo)選擇與數(shù)據(jù)說(shuō)明1．文化產(chǎn)業(yè)的規(guī)模。衡量文化產(chǎn)業(yè)的規(guī)模的指標(biāo)一般是文化產(chǎn)業(yè)的產(chǎn)值。但是對(duì)文化產(chǎn)業(yè)的產(chǎn)值一直沒有精確的統(tǒng)計(jì)，李昭贏（2006）、陸彪和徐維（2007）用教育、文化藝術(shù)及廣播電影電視業(yè)的統(tǒng)計(jì)值作為文化產(chǎn)業(yè)的粗略估計(jì)值。但是在教育業(yè)的產(chǎn)值在教育、文化藝術(shù)及廣播電影電視業(yè)的統(tǒng)計(jì)值中占很大比重的情況下，這樣的估計(jì)值很不可靠。因此本文沒有采用文化產(chǎn)業(yè)的產(chǎn)值來(lái)衡量文化產(chǎn)業(yè)的規(guī)模，而是采用文化產(chǎn)業(yè)的從業(yè)人數(shù)來(lái)衡量文化產(chǎn)業(yè)的規(guī)模。文化產(chǎn)業(yè)的從業(yè)人數(shù)來(lái)自于1996—2012年《中國(guó)統(tǒng)計(jì)年鑒》中文化藝術(shù)和文物事業(yè)機(jī)構(gòu)、人員情況這一統(tǒng)計(jì)項(xiàng)目。2．金融發(fā)展。本文借鑒周立、王子明（2002）的做法，將某地區(qū)金融發(fā)展水平定義為“該地區(qū)全部金融機(jī)構(gòu)存貸款總額／該地區(qū)GDP”，這一指標(biāo)又可以稱為金融相關(guān)率（FIR）。本文的中國(guó)金融發(fā)展水平就等于中國(guó)全部金融機(jī)構(gòu)存貸款總額／中國(guó)GDP，而中國(guó)全部金融機(jī)構(gòu)存貸款總額和中國(guó)GDP的數(shù)據(jù)來(lái)自于1996—2012年《中國(guó)統(tǒng)計(jì)年鑒》。3．城鎮(zhèn)居民收入。居民收入決定著對(duì)文化產(chǎn)品的需求，所以居民收入對(duì)文化產(chǎn)業(yè)的規(guī)模有著重要影響。本文選擇以1990年為基期的、以不變價(jià)來(lái)衡量的城鎮(zhèn)居民人均可支配收入來(lái)衡量城鎮(zhèn)居民收入，數(shù)據(jù)來(lái)源于1996—2012年《中國(guó)統(tǒng)計(jì)年鑒》。4．農(nóng)村居民收入。本文選擇以1990年為基期的、以不變價(jià)衡量的農(nóng)村居民人均純收入數(shù)據(jù)來(lái)衡量農(nóng)村居民收入，數(shù)據(jù)來(lái)源于1996—2012年《中國(guó)統(tǒng)計(jì)年鑒》。5．城鎮(zhèn)居民家庭恩格爾系數(shù)。恩格爾系數(shù)衡量的是居民的消費(fèi)結(jié)構(gòu)，而消費(fèi)結(jié)構(gòu)對(duì)居民消費(fèi)文化產(chǎn)品的數(shù)量產(chǎn)生重要影響。城鎮(zhèn)居民家庭恩格爾系數(shù)直接來(lái)源于1996—2012年《中國(guó)統(tǒng)計(jì)年鑒》。6．農(nóng)村家庭恩格爾系數(shù)。數(shù)據(jù)直接來(lái)源于1996—2012年《中國(guó)統(tǒng)計(jì)年鑒》。各項(xiàng)指標(biāo)在樣本區(qū)間的描述性統(tǒng)計(jì)見表1。

三、實(shí)證檢驗(yàn)

（一）用OLS法估計(jì)模型用最小二乘法（OLS）得出的回歸方程如下：由于R2較大，而且F＝6．776268＞F0．05（5，7）＝3．97，故認(rèn)為文化產(chǎn)業(yè)規(guī)模與上述解釋變量間總體線性關(guān)系顯著。但是由于其中x3、x4的系數(shù)估計(jì)值未能通過(guò)t檢驗(yàn)，故認(rèn)為解釋變量之間存在多重共線性。

（二）檢驗(yàn)簡(jiǎn)單相關(guān)系數(shù)由表中數(shù)據(jù)可以發(fā)現(xiàn)x1、x2、x3、x4、x5之間都存在高度相關(guān)性，而且它們的相關(guān)系數(shù)超過(guò)了樣本可決系數(shù)，這表明模型存在嚴(yán)重的多重共線性。

（三）找出最簡(jiǎn)單的回歸形式可見，文化產(chǎn)業(yè)規(guī)模受金融發(fā)展的影響最大，因此以x5為自變量的模型作為初始的回歸模型。

（四）逐步回歸將變量x1、x2、x3、x4逐步添加到回歸模型中，得到的參數(shù)估計(jì)結(jié)果如下表所示。

（五）最優(yōu)模型的確定從第（四）部分知道，在引入x2、x3、x4后，回歸方程R軍2的都有提高，但是引入x3比引入x4對(duì)R軍2和變量的t值有更明顯的提高，考慮到在式（2）中，x3、x4的t值都不顯著，因此去掉x4保留x3。雖然在引入x1后，回歸方程R軍2的下降了，同時(shí)t值也不顯著，但是去掉x1后的y＝f（x5，x2，x3）與y＝f（x5，x1，x2，x3）比較，不僅R軍2有明顯的下降，而且變量的t值也明顯下降，所以考慮到方程總體的擬合優(yōu)度，保留x1，因此，在前面一系列步驟的基礎(chǔ)上，確定最優(yōu)模型為y＝f（x5，x1，x2，x3），得出的回歸方程如下。

（六）對(duì)檢驗(yàn)結(jié)果的解釋從最優(yōu)的模型可以看出，各個(gè)變量的t值在5％的顯著性水平上都是顯著的，方程的F值通過(guò)了檢驗(yàn)，可決系數(shù)也較高，這表明方程總體性顯著。此外，通過(guò)懷特檢驗(yàn)和LM檢驗(yàn)，驗(yàn)證模型不存在異方差和序列相關(guān)性，所以方程的擬合效果較好。從模型中可以看出，城鎮(zhèn)居民可支配收入對(duì)文化產(chǎn)業(yè)規(guī)模存在顯著的負(fù)向影響，而農(nóng)村居民家庭人均純收入對(duì)文化產(chǎn)業(yè)規(guī)模存在顯著的正向影響，城鎮(zhèn)居民恩格爾系數(shù)對(duì)文化產(chǎn)業(yè)規(guī)模存在正向影響，而金融發(fā)展對(duì)文化產(chǎn)業(yè)規(guī)模存在顯著的正向影響。金融發(fā)展對(duì)文化產(chǎn)業(yè)規(guī)模存在正向的影響，這與預(yù)期的結(jié)果一致，金融越發(fā)展，文化產(chǎn)業(yè)越能有效地得到資金的支持，于是文化產(chǎn)業(yè)的規(guī)模越大。而農(nóng)村居民家庭人均純收入與文化產(chǎn)業(yè)規(guī)模正相關(guān)也是可以理解的，因?yàn)槭杖朐礁撸用駥?duì)文化產(chǎn)業(yè)的消費(fèi)能力越強(qiáng)，從而對(duì)文化產(chǎn)業(yè)的需求越高，進(jìn)而拉動(dòng)文化產(chǎn)業(yè)的發(fā)展。然而城鎮(zhèn)居民可支配收入對(duì)文化產(chǎn)業(yè)存在負(fù)向影響以及城鎮(zhèn)居民恩格爾系數(shù)對(duì)文化產(chǎn)業(yè)規(guī)模存在正向影響，卻有一點(diǎn)難以理解。有兩個(gè)原因可以用來(lái)解釋這兩個(gè)現(xiàn)象。一是城鎮(zhèn)居民對(duì)文化產(chǎn)業(yè)的消費(fèi)觀念發(fā)生了變化。例如，以前人們喜歡看藝術(shù)團(tuán)體的表演，而現(xiàn)在卻喜歡到電影院看電影，而一個(gè)藝術(shù)團(tuán)體的從業(yè)人數(shù)顯然要比電影放映的從業(yè)人數(shù)要多，由此導(dǎo)致文化產(chǎn)業(yè)的從業(yè)人數(shù)的下降。另一個(gè)原因是科技的發(fā)展，使得原來(lái)需要十個(gè)人做的工作現(xiàn)在可能只需要一個(gè)人來(lái)做，而科技在城鎮(zhèn)進(jìn)步最快，所以導(dǎo)致城鎮(zhèn)居民的收入對(duì)文化產(chǎn)業(yè)的從業(yè)人數(shù)產(chǎn)生負(fù)向影響，以及城鎮(zhèn)居民恩格爾系數(shù)對(duì)文化產(chǎn)業(yè)的規(guī)模產(chǎn)生正向影響。

四、結(jié)論及政策建議

本文運(yùn)用中國(guó)1995—2012年的數(shù)據(jù)，以文化產(chǎn)業(yè)從業(yè)人數(shù)為被解釋變量，以金融發(fā)展、城鎮(zhèn)居民可支配收入、農(nóng)村居民家庭人均純收入、城鎮(zhèn)居民恩格爾系數(shù)為解釋變量，建立了一個(gè)多元線性回歸模型，實(shí)證檢驗(yàn)了金融發(fā)展對(duì)文化產(chǎn)業(yè)的影響。結(jié)果顯示，金融發(fā)展對(duì)文化產(chǎn)業(yè)規(guī)模有顯著的正向影響，城鎮(zhèn)居民可支配收入對(duì)文化產(chǎn)業(yè)規(guī)模有顯著的負(fù)向影響，農(nóng)村居民家庭人均純收入對(duì)文化產(chǎn)業(yè)規(guī)模有顯著的正向的影響，城鎮(zhèn)居民恩格爾系數(shù)對(duì)文化產(chǎn)業(yè)規(guī)模有顯著的正向影響。基于此，本文提出以下一些政策建議。

（一）加大對(duì)文化產(chǎn)業(yè)的資金支持力度，將有利于文化產(chǎn)業(yè)的發(fā)展。既然金融發(fā)展對(duì)文化產(chǎn)業(yè)有顯著的正向影響，那么金融對(duì)文化產(chǎn)業(yè)的傾斜對(duì)文化產(chǎn)業(yè)的發(fā)展是非常有利的。我國(guó)文化產(chǎn)業(yè)正處在一個(gè)增長(zhǎng)階段，而這一階段對(duì)資金的需求是很旺盛的。可以預(yù)期，如果我國(guó)的文化產(chǎn)業(yè)發(fā)展能夠獲得充裕的資金支持，那么我國(guó)的文化產(chǎn)業(yè)將迎來(lái)一個(gè)持續(xù)的增長(zhǎng)期。

（二）探索適合文化產(chǎn)業(yè)的投融資機(jī)制對(duì)促進(jìn)金融發(fā)展與文化產(chǎn)業(yè)的互動(dòng)十分重要。在金融發(fā)展和文化產(chǎn)業(yè)之間還有一個(gè)中間環(huán)節(jié)，那就是文化產(chǎn)業(yè)的投融資機(jī)制。文化產(chǎn)業(yè)的投融資有著自身的特點(diǎn)，這也就導(dǎo)致了文化產(chǎn)業(yè)需要有一個(gè)適合自己的投融資機(jī)制。只有建立這樣一個(gè)適合文化產(chǎn)業(yè)的投融資機(jī)制，資金才能順利地從金融市場(chǎng)流向文化產(chǎn)業(yè)。

作者：劉孝斌單位：中共湖州市委黨校