1、居民文化消费与教育关系研究摘要：为促进我国居民文化消费，本文利用协整分析和误差修正模型，基于 19952012 年居民文化消费和高等学校招生人数的数据，研究居民文化消费和教育之间的长期均衡关系以及短期波动的影响，结果显示居民文化消费和高等学校招生人数之间呈现出共同的增长趋势，高等学校招生人数的变化对居民文化消费具有正面的影响。 关键词：居民文化消费；教育；协整分析；误差修正模型 一、引言 文化消费是指人们为了满足精神文化生活需要而以各种方式消费精神文化用品和服务的行为。其中文化用品消费主要是指购买电视机、音响、钢琴、书报等物品的支出，文化服务消费主要是指用于参观游览、健身娱乐、团体旅游等活动的
2、支出。引导居民文化消费，提高消费水平和改善消费结构，对于扩大内需、推进产业结构升级、提高国民素质、构建和谐社会等具有重要意义、对实现全面小康社会目标具有重要作用。要发展居民文化消费就必须提高消者素质，提高居民素质的关键是发展教育。2012 年中华人民共和国财政司采用调查问卷的方式对我国居民文化消费状况进行分析，结果表明我国居民的文化消费水平和能力不断提高，展现出强烈的文化消费意愿和巨大的文化消费潜力；宴才群根据当前文化经济发展提出文化消费是正在兴起的消费热点；罗晓玲、王绪朗对近年来我国文化消费所取得的成果分析研究了其中所存在的不足，采用调查问卷的方式对高等院校教师家庭文化消费现状进行了研究。改
3、革开放以来，我国居民文化消费水平快速提高，但还存在着一些问题，国内关于文化消费的研究多是宏观上的定性分析，即使定量分析也多采用问卷调查的方式进行，现就促进我国文化消费，本文采用定量分析的方法从教育方面来分析教育和城镇居民文化消费之间的关系，为相关政策的制定提供参考依据。 二、理论方法 经典回归模型是建立在平稳数据变量基础上的，对于非平稳变量，不能使用经典回归模型，否则会出现虚假回归等诸多问题。但是具有协整关系的经济变量间具有长期的稳定关系，是可以使用经典回归模型方法建立回归模型的。具体来说，协整分析过程如下。 （一）单位根检验 单位根检验是统计检验中检验时间序列平稳性普遍应用的一种检验方法。本
4、文采用 ADF（Augment Dickey-Fuller test）检验变量的平稳性，要检验时间序列 Y 是否含有单位根（平稳性） ，即进行如下回归 Yt=1+2t+Yt-1+?Yt-i+t （二）协整检验 为检验两变量 xt、yt 是否协整，Engle 和 Granger 于 1987 年提出了两步检验法，称为 EG 检验。对同是 d 阶单整的序列 xt、yt，用一个变量对另一个变量回归，即 yt=+xt+t 用琢赞和茁赞表示回归系数的估计值，则模型残差估计值为： 着赞=yt-琢赞-茁赞 xt 若经检验，着赞为平稳时间序列或 I（0）的特征，则两变量 xt、yt之间是协整关系，存在长期均衡
5、关系，不属于伪回归。 （三）误差修正（ECM）模型 根据格兰杰定理，如果变量 X 与 Y 是协整的，则它们间的短期非均衡关系总能由一个误差修正模型表述，即 Yt=lagged（Y，X）-ecmt-1+t（01）式中，ecmt是非均衡误差项或长期均衡偏差项， 是短期调整参数。 三、实证分析 （一）变量的选择、数据来源 本文选取了 19952012 年的中国城镇居民文化消费（文化消费包括文化娱乐用品和文化娱乐服务消费）和全国高等学校招生人数的数据，数据来源于历年来中国统计年鉴数据，见表 1。 （二）数据分析过程 单位根检验。本文采用计量经济学软件 Eviews6.0 软件中常用的 ADF单位根检验
6、法对城镇居民文化消费（U）变量和高等学校招生人数（H）变量进行平稳性检验，为了克服数据中的异方差，对各数据序列进行取对数变换，分别记为 LU 和 LH，且同时取对数不影响序列的协整关系。具体结果如表 2。 由表 2 可知，序列 LU 和 LH 都是 I（1）单整序列，满足协整检验的条件，下面可以对它们进行协整检验。 协整检验。协整检验可以分两步进行，第一步对 LRC 和 LAD 进行普通最小二乘回归，第二步，检验残差项序列的平稳性。我们得到居民消费和广告之间关系模型的估计结果为 其中，圆括号内为相应参数的 t 检验值，R2 是可决系数，由上式的检验结果可以看出，模型的拟合优度很高，t 检验值大
7、于 5%显著性水平下临界值，F 检验值大于 1%显著性水平下临界值，表明回归模型是显著的。下面对上述模型的残差进行平稳性检验，从而来判定两变量之间是否为协整关系，若其为平稳序列则说明两变量存在协整关系，反之就不存在。仍采用 ADF 检验。残差序列 着赞 t=LU-1，114491LH-10.51844 对着赞 t 进行 ADF 检验，结果如下表 3. 由检验结果可知，残差序列是平稳的，说明变量 LU 和 LH 是协整的，即存在长期均衡关系。 误差修正模型。由于城镇居民文化消费（R）和高等学校招生数（H）序列经过差分以后具有协整性，按照误差修正模型，得到模型估计结果如下 其中，圆括号内为相应参数
8、的 t 检验值，R2 是可决系数。其中的误差项反映了长期均衡对短期波动的影响，其系数的大小反映了对偏离长期均衡的调整力度，误差修正项的系数为负，符合反向修正机制，符合实际意义。从估计结果来看，误差纠正项的系数不太显著，为 0.0780，表明纠正上一期非均衡的程度约为 7.8%，说明当高等学校招生数偏离它与城镇居民文化消费之间的长期均衡关系时，从非均衡状态向长期均衡状态调增的速度比较慢。但是并不能否认存在从 LH 到 LU 方向的格兰杰因果关系，滞后一期的非均衡误差以 0.078 的比率对本年度的城镇居民文化消费做出修正，同时 LH 对 LU 的变化在同一时期就立即进行调整，因此短期内，高校招生
9、人数对城镇居民文化消费起促进作用。 四、结论 从上面建立的计量经济学模型可以看出城镇居民文化消费和高校招生人数之间存在着长期的均衡关系，居民文化消费和高校招生人数呈现出共同的增长趋势，在我国高校招生人数的变化对居民文化消费具有正面的影响，人数每增加 100 元，居民消费相应增加 111.4 元。高校招生人数的增加对城镇居民文化消费具有拉动和促进的作用，会产生积极的影响。通过对误差修正模型的研究发现高校招生人数现期的变化对居民消费的影响是即期的。可见高等学校每年的招生数和城镇居民文化消费之间具有显著的关系，受教育程度高的人数的增加会促进城镇居民的文化消费，教育的投入扩招会对城镇居民文化消费具有拉
10、动的作用。 参考文献： 1财务司.我国居民文化消费状况分析DB/OL.中华人民共和国文化部网站，2012-11-07. 2晏才群.文化正在兴起的消费热点J.消费经济，2000（01）. 3罗晓玲.近年我国文化消费研究述评J.华中农业大学学报（社会科学版）.2004（03）. 4罗晓玲，王绪朗. 高等院校教师家庭文化消费现状研究对武汉地区高校教师家庭的调查J.理论与改革，2004（06）. 5杨海燕.大学生消费文化现状与高校德育导向研究J.现代商贸工业，2009（21）. 6易丹辉.数据分析与 Eviews 应用M.北京：中国人民大学出版社，2008. 7李子奈，潘文卿.计量经济学M.北京：高等教育出版社，2009. 8中国统计年鉴.中国统计年鉴 1995-2012M.北京：中国统计出版社，1995-2012. （作者单位：中国传媒大学理工学部理学院）
