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党的十九大报告指出:“满足人民过上美好生活的新期待, 必须提供丰富的精神食粮”。近些年, 我国文化体制改革持续深化推进, 城镇居民文化获得感进一步增强。按照国际经验, 文化娱乐消费必然随着经济的增长而不断扩大, 且这种变化具有阶段性特征, 即人均国民生产产值超过3000美元后, 文化娱乐消费将迎来高速增长(毛中根、孙豪, 2016)。然而, 我国城镇家庭文化娱乐消费却没有实现与可支配收入相匹配的增长(李效熙, 2012; 祁述裕, 2016; 毛中根、孙豪, 2016)。据国家统计局数据, 2008至2017年, 城镇居民家庭人均可支配收入由15549元涨至36396元, 年均增长9.91%;人均文化娱乐消费支出由1358元涨至2847元, 年均增长仅为8.57%。以美国、欧盟、日韩等为代表的发达国家与地区的文化产业发展相对成熟, 文化娱乐消费非常活跃。以美国为例, 据美国劳工统计局数据, 2015-2017年, 美国人均税前平均收入由69627美元涨至73573美元, 增幅为5.7%, 而人均文化娱乐消费支出由4157美元涨至4694美元, 增幅达到12.9%。
关于我国居民文娱消费偏低的解释, 现有研究大多基于经济社会深刻转型以及文化体制深度改革的时代背景, 主要从城镇化、信息化水平、文化传播媒介、政府投入、收入分配制度、社会保障体系等视角提出宏观政策建议(王宋涛, 2014; 姜宁、赵邦茗, 2015; 祁述裕, 2016; 车树林、顾江, 2018; 朱清贞等, 2019)。而基于微观视角深入探讨文娱消费低迷的内在原因, 仍缺乏规范严谨的经验论证。本文认为, 探究当前我国文娱消费低迷的奥秘需要考虑当前我国家庭人口年龄结构的变迁, 这一点往往被研究者所忽视。伴随城镇居民消费能力的不断提升, 我国人口“少子化”与“老龄化”也已较早地来临。据国家统计局数据, 自2011年开始, 全国人口总抚养比终结了三十多年的下降态势, 快步进入上升通道。截至2017年底, 我国65岁及以上人口已达1.58亿人, 占总人口的11.4%;0-14岁人口仅为2.33亿人, 占总人口16.8%。其中, 少儿抚养比在1982至2010年间逐年下降, 累计从54.6%下降到22.3%。在2013年、2015年国家相继出台“单独二孩”、“全面二孩”政策后, “少子”形势有所缓解, 但并未出现根本性反弹。
那么, 在我国经济与人口深度转型的双重制度环境下, 城镇家庭人口年龄结构与居民文娱消费呈现出什么样的联系呢？换句话说, 当前“少子化”、“老龄化”的家庭人口结构变动对居民文娱消费能够产生影响吗？如果有影响, 将会产生什么样的影响呢？这正是本文的研究主题。本文的边际贡献在于:一是区别于以往部分研究泛泛论述我国居民文娱消费偏低的宏观性因素, 将研究切入点转向家庭人口年龄结构, 为我国文娱消费增长低迷提供了一个新的人口学分析视角。二是关于文娱消费的经验研究, 大多是采用时间序列、省级乃至国家层面数据(张苏秋、顾江, 2015), 或者选取地区样本进行阐释(车树林、顾江, 2018), 本文将采用家庭层面的微观数据——中国家庭追踪调查的最新数据(CFPS 2016)作为研究样本展开深入探讨, 为寻找我国居民文娱消费低迷的根源提供一些新的微观证据。在此基础上, 本文提出一些思路性政策建议。
二、研究假说自生命周期假说(LCH)模型和家庭储蓄需求模型(HDSM)提出后的几十年, 国内外关于人口年龄结构与居民消费的研究一度成为经济学界的热点, 但经验研究过度关注居民消费总量问题, 单独针对文娱消费的研究非常少。学术界对文娱消费的定义范围相对较窄, 一般认为文娱消费是人们通过一定载体和方式, 获得一定精神文化享受的消费行为(李效熙, 2012)。从经济学角度分析, 文化产品或服务消费满足普通商品消费的一般属性。但与物质消费的最大不同在于:文娱消费具有非消耗性和非丧失性, 消费过程的终结正是蕴含在文化产品或服务中的文化元素积累和积淀(范玉刚, 2016)。与物质需求相比, 人的精神文化需求更加广阔无垠。因此, 文娱消费需求无止境, 在基本物质需求得到基本满足后, 文娱消费的收入弹性逐步增大, 甚至超过了物质消费。另外, 文娱消费是对文化产品和服务的理解与欣赏, 关乎个人情感与经验, 不同知识背景、教育程度和消费品位的消费主体会产生截然不同的文娱消费体验与感知。
相关文献指出, 文娱消费作为消费者的重要支出类别, 个人收入水平(Kraaykamp, 2010; 孙豪、毛中根, 2018)、文化产品和服务价格(Dewenter, 2005)、文化供给(邹晓东, 2007)等供求性因素是制约文娱消费的重要变量。但是, 文娱消费是更高级的精神需求和智力消费, 关乎个人审美情趣与精神品位, 属于居民消费的高级阶段, 只有当基本物质消费需求得到较大程度满足后, 才会表现对文娱消费需求的迫切性(毛中根、孙豪, 2016)。因此, 文娱消费具有一定的独特性。现有国外文献主要从消费者个人特征视角讨论文娱消费的影响因素, 主要包括:(1)收入因素。有研究表明收入水平与文娱消费之间存在正相关关系, 但增加收入仅仅会增加对艺术品需求, 对戏剧或博物馆等耗时较长的文化产品和服务需求的影响则不显著(Diniz and Machado, 2011)。(2)性别因素。Bihagen and Katz-Gerro(2000)在研究性别在塑造瑞典文娱消费模式中的作用中发现, 文娱消费中的性别差异显著且稳定, 女性在高级文化领域比男性更活跃, 而男性在低级消费指数上的平均分数更高。(3)教育背景。相关研究发现, 受教育程度较高的人比受教育程度较低的人在文娱消费上更活跃(Kraaykamp and Niewbeerta, 2000)。对此有两种解释(Gans, 2008):其一, 文化尤其是高雅文化(highbrow culture)往往具有复杂性、创新性或实验性, 只有需要具备特定的文化能力(cultural competencies)的人才能欣赏、享受并理解。因此, 受教育程度较高的消费者可能会相对频繁地参与高雅文化活动; 其二, 不同教育层级的学校对文化艺术教育的重视程度存在显著差异, 拥有更好教育背景的人, 其就读学校给予的文化投入会更多, 自身拥有的文化资源愈加丰富。(4)社会阶层和地位。部分国外研究发现, 父母教育水平和家庭社会化(Nagel and Ganzeboom, 2002)、职业类别(Katz-Gerro, 2002)、社会流动(van Hek and Kraaykamp, 2013)等因素都会影响文娱消费, 而这些因素都与社会阶层和地位问题有关(Kraaykamp et al., 2010)。此外, 还有部分研究关注消费者个人预期和成瘾性心理特征等对文化产品消费的影响(Situmean et al., 2014)。综上所述, 现有国内外研究普遍忽略了家庭人口年龄结构变迁在文娱消费中发挥的重要作用。
当前, 我国家庭人口年龄结构发生一个明显的变动, 即每个家庭中孩子平均数量趋势性减少所导致的少儿抚养比下降。新生代儿童成长于国家经济社会转型期, 随着全球经济一体化的推进, 大众传播手段的创新以及西方消费文化的深度渗透, 造就了他们新的消费特征。第一, 在中国“4-2-1”式的核心家庭中, “独一代”成长为中国新生代父母, 他们普遍将子女作为家庭消费的核心, 这既是极富牺牲精神的中国父母的消费理念, 也是面临残酷竞争下的集体性焦虑与渴望。父母在孩子消费中表现出的非理性、竞争性或炫耀性消费也可能会加大儿童文娱消费(Waerdahl, 2010)。第二, 子女的文娱消费往往不仅局限于自身, 长辈的加入使围绕儿童文娱消费的数量和规模也得到有效拓展。比如, 儿童成长过程中的娱乐趣味、外出旅游、亲子活动、艺术教育、合家欢乐型等文娱消费正蓬勃增长, 成为拉动新一轮居民消费的重要引擎。此外, 教育、医疗等市场化改革, 导致儿童文娱产品与服务成本过高, 一定程度助推了消费成本的攀升。基于以上论述, 本文从我国“少子化”的家庭年龄结构变迁维度, 提出第一个假说:基于现实国情, 提高城镇家庭少儿人口占比, 有助于促进家庭文娱消费, 即城镇家庭“多子化”具有正的文娱消费需求效应。
中国人口结构动态变化的另一趋势是老年人口数量增加导致的老年抚养比增加。人生进入老年阶段后, 生理、心理状况发生转变, 价值观、消费观、消费结构与其他年龄段的人群存在显著性差异。就文娱消费而言, 老年人的消费意愿和动机会增强, 这主要受以下因素影响:一是补偿性心理。退休后老人的生活圈变窄, 但闲暇时间相对丰裕, 工作期间无法满足的精神文娱消费需求需要释放。在这种补偿心理作用下, 老年人在子女成人、家庭负担减轻后, 会试图补偿过去未能实现的消费愿望, 报文艺兴趣班, 组团外出旅游、参与志愿者活动等文娱休闲活动成为老年人实现自我的重要体验和表达。二是较强的经济支付能力。中国城镇家庭的退休老年人除了领取退休养老金外, 中年时期的储蓄积累以及子女回馈也构成老年人的物质财富。根据2010年全国人口普查资料, 60岁以上的老人中, 超过一半(达到55.7%)是依靠离退休金养老金、最低生活保障金、财产性收入等来源生活。三是社会心理性因素。中国人普遍注重家庭和教育, 老年人的世界与子孙后代紧密相连, 他们将自身的幸福寄托于子孙后代, 受利他性消费心理影响, 老年人会普遍加大对子孙辈的文娱消费支付, 换取自我满足感和获得感。
但另一方面, 老年人也可能会进一步降低文娱消费。首先, 由于消费存在代际效应, 我国巨大的社会变迁给不同年代出生的群体打上了深深的时代烙印(余玲铮, 2015)。当前进入老年阶段的这一代经历过饥荒、物资匮乏、文革动乱以及改革开放时代, 跌宕起伏的生活经验和历史记忆深刻影响老年人的消费(或储蓄)偏好和行为, 他们普遍具有更强的储蓄倾向和更低的消费倾向, 尽可能压低所谓非必需支出(程令国、张晔, 2011)。第二, 进入老年阶段后, 食品消费、医疗保健、护理服务消费成为日常主要消费需求。退休后, 老年人对收入增长的预期降低, “退休－消费”之谜可能普遍存在(邓婷鹤等, 2016), 这会削弱与社交有关的文娱消费。第三, 老年人文娱方式的理性调整。步入老年阶段后, 其成熟稳健的消费习惯会淡化中青年时的消费冲动与任性, 像出国旅游、观看演唱会、溜冰滑雪等年青人常态化的文娱活动不再是老年人的首选, 他们也缺乏足够的体能支撑。老人讲究实惠, 兼顾家庭, 注重社交, 更愿意选择近距离、高频次、低廉甚至免费的休闲娱乐方式, 如参加志愿者活动、社区活动等传统文娱项目, 对新潮的文娱消费反应较为不敏感。此外, 政府通过加大城市公共文化产品供给, 完善公共文化硬件基础设施以及文娱消费软环境, 更多地吸引老年人参与社交性、公共性的免费文娱活动, 对其它需要一定物质支出的文娱消费方式形成一定的挤压效应。基于以上论述, 本文从我国“老龄化”的家庭年龄结构变迁维度, 提出第二个假说:在当前阶段, 我国城镇家庭老年人抚养比增加(老龄化加剧)对家庭文娱消费存在一定的影响, 但总消费效应取决于正负效应的比较。
三、研究设计 (一) 数据来源与样本选择本文所使用的数据来自北京大学中国社会科学调查中心建立的《中国家庭追踪调查(CFPS)》2016年基线调查数据库①。本文研究主要涉及城镇家庭, 首先根据国家统计局城乡划分标准, 在CFPS2016调查数据库中抽取城镇家庭户, 并选取家庭收入和各类消费支出、家庭资产、社区类型、所属省份等数据。其次, 获取家庭成员表中各家庭成员的年龄和教育背景等数据信息, 计算每一个家庭中14岁及以下人口占比和65岁及以上人口占比, 同时提取同一个家庭不同成员教育背景的数据, 识别出最高教育程度的数据。最后, 将家庭成员表与经济关系表进行匹配合并, 形成新的数据集, 最终得到有效城镇家庭样本6907户②。本文选择城镇家庭作为分析单元, 是因为家庭作为社会结构的基本单位, 会对家庭成员的个性特征、消费观念、生活方式、消费习惯等产生持久深刻影响, 家庭成员容易导致相似的消费行为, 并形成特定的家庭行为特征。
① 官方网站:http://www.isss.pku.edu.cn。
② 城乡的划分按照国家统计局城镇、农村住户调查方案的定义, 即以行政区划为基础, 以民政部门确认的居民委员会和村民委员会辖区为划分对象, 以实际建设为划分依据。
(二) 模型设定与变量选择根据理论分析与假设, 本节构建估计模型实证检验家庭人口年龄结构与文娱消费之间的关系。文中的文娱消费是指满足居民精神愉悦的文化产品与服务, 体现为消费者在消费过程中对产品和服务的精神享受与文化认同, 并不涉及发展或投资性消费的蕴意。家庭进行文娱消费决策一般分为两步, 第一步决定是否进行文娱消费, 如果要消费, 第二步才决定消费规模及类型。因此, 本文首先使用Probit模型, 用以检验人口年龄结构对文娱消费倾向(是否进行文娱消费)的影响, 因此通过设定二元虚拟变量是否参与文娱消费(ec_dy)进行度量。文中其它三个被解释变量分别为:家庭文娱消费占总支出比(ec_pce)③、文娱支出占家庭消费总支出比(ec_exp)及文娱支出占家庭纯收入比(ec_inc)。以上三个指标虽然都是连续变量, 但其取值大于等于0, 属于截断型数据。倘若采用最小二乘法容易导致估计不一致, 倘若仅使用进行了文娱消费的家庭样本又会产生样本选择问题, 损失大量信息。因此, 本文继续运用Tobit回归模型, 检验人口年龄结构对文娱消费占比的影响。我们没有直接采用家庭文娱消费绝对值, 是考虑到文娱消费波动性较大, 且各地区消费水平不易跨区比较。计量模型设计如下:
③ 在CFPS2016家庭成员问卷中, 本文选取该数据作为文化娱乐支出——FP502“文化娱乐支出(元)”过去12个月, 包括购买书报杂志, 看电影、看戏等, 您家用于文化娱乐的支出是多少？
| $ \mathsf{ P(ec_dy=1|X)=α_1you+α_2old+βcontrol} $ | (1) |
| $ \mathsf{ec\_pce=α_1you+α_2old+βcontrol+u, (ec\_pce^*=max(0, ec_pce)} $ | (2) |
其中, u~N(0, δ2), 公式(1)为Probit模型, 公式(2)为截取的Tobit模型。在公式(1)中, ec_dy是被解释变量, 表示家庭是否进行文娱消费, 如果参与了文娱消费取值为1, 否则为0。在公式(2)中, ec_pce也作为被解释变量, 表示家庭文娱消费占总支出比, ec_pce*表示家庭文娱消费占总支出比大于0的部分; 被解释变量ec_pce可以替换为家庭文娱支出占消费总支出比(ec_exp)以及家庭文娱支出占纯收入比(ec_inc)。在上述公式中, 变量you指代每个城镇家庭中14岁以下人口占家庭总人口数比重, 变量old指代每个城镇家庭65岁及以上人口占比, 这两个指标是衡量家庭人口年龄结构变迁的核心变量。control表示引入公式中的控制变量。借鉴汪伟、刘玉飞(2017)、李涛等(2018)的研究成果, 并基于现有数据, 本文主要选择反映家庭经济社会特征的指标, 具体包括:(1)家庭经济资本。本文采用调查问卷中的家庭居民纯收入(finc)衡量经济资本。凯恩斯绝对收入假说认为收入是影响居民消费的最重要因素之一。该模型中的收入是指居民暂时性收入或者即期收入。根据边际消费倾向递减规律, 家庭收入在达到一定水平之后, 将会降低其消费率。但文娱消费作为享受型支出, 不同于普通产品, 消费规模也可能会伴随收入水平增加而逐步上升。因此, 家庭收入水平对文娱消费的影响并不明确。此外, 本文还引入家庭收入的平方项作为控制变量。(2)家庭人力资本。人力资本是指存在于个体的具有经济价值的知识、技能和体力等因素之和, 全方面的人力资本应该包含健康、教育和工作经验等对生产活动有影响的一系列因素(Schultz, 1961; Becker, 1966)。本文界定的家庭人力资本包括:①家庭教育程度(edu)。国外大量经验研究表明, 消费者的认知水平、文化鉴赏力会影响文娱消费数量和质量。因此, 具备较高教育背景的家庭有助于增加其文娱消费水平, 本文采用调查问卷中家庭成员中最高教育程度近似替代整个家庭教育背景。①②家庭健康状况(health)。由于子女数量可以控制遗赠动机对家庭消费(储蓄)的影响(黄少安、孙涛, 2005), 但健康状况可以在一定程度上控制预防性储蓄动机, 因此家庭健康状况也是影响居民消费规模及结构的重要因素。参照汪伟、刘玉飞(2017)的做法, 采用户主的健康状况水平进行度量家庭健康状况。在CFPS2016家庭经济问卷中, “健康状况”分为1-7个等级, 分别表示从很差到很好7种类型, 数值越高表示健康状况越好。(3)家庭人口规模(fm), 家庭人口规模与消费支出一般呈现正相关关系, 但对文娱消费的影响比较模糊, 一方面家庭人口规模有助于发挥“规模经济效应”, 平摊后的各类消费支出会下降; 但是因消费人数较多导致潜在文娱需求出现多样化, 甚至因攀比心理作祟导致文娱消费支出会相应增加。因此, 家庭人口规模对文娱消费的影响有待进一步检验。(4)家庭金融资产(fina), 与家庭收入因素类似, 家庭金融资产对文娱消费需求可能也存在正反效应。此外, 在回归方程中, 我们还控制了家庭所属社区类型(fa)、区域变量(region)②, 并控制了省份效应(pro)等因素。
① 在CFPS2016家庭成员问卷中, 【受教育程度选项简表】包括:1.文盲/半文盲; 2.小学; 3.初中; 4.高中/中专/技校/职高; 5.大专; 6.大学本科; 7.硕士; 8.博士。
② 根据样本所属地区分为四大区域, 分别为东部地区(京、津、冀、鲁、苏、沪、浙、闽、粤、琼)(港、澳、台除外)、东北部地区(黑、吉、辽)、中部地区(晋、豫、皖、鄂、赣、湘)以及西部地区(川、滇、贵、藏、渝、陕、甘、青、新、宁、蒙、桂、鄂、湘)。
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表 1 主要变量描述性统计 |
本节首先对家庭人口年龄结构影响居民文娱消费做基准回归, 估计结果见表 2。表 2第1列为Probit估计, 第2~4列为Tobit估计。结果显示, 第1列少儿人口占比(you)的边际效应系数为0.382, 且在1%的水平显著为正, 表明家庭抚养少儿数量增加有助于提升文娱消费的概率。第2~4列少儿人口占比(you)的边际效应系数都在1%的水平显著为正, 即家庭增加少儿数量能显著提升文娱支出占总消费比(ec_pce)、文娱支出占家庭总支出比(ec_exp)以及文娱支出占家庭纯收入比(ec_inc)。以上估计结果验证了前文的理论推断, 且与LCH模型推论基本一致。对此解释可以结合现实国情。首先, 中国家庭有重视子女教育的优良传统, 尤其在“独一代”成为新核心家庭的父母们之后, 面临新的商业消费文化冲击以及家庭亲子关系主轴化, 家长对孩子的文娱消费毫不吝啬。比如:迅速增长的“一拖二”“一拖三”式的合家欢乐型消费(如儿童剧、亲子游等)拓展延伸家庭消费产业链。其次, 中国教育及文化市场正经历深刻改革, 体制机制有待进一步完善, 电影、儿童娱乐、教育培训、亲子游等文化产品和服务价格仍偏高, 造成家庭的文娱消费支出负担较重。
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表 2 基准回归结果 |
第2~4列中的老年人口占比(old)系数至少在10%的水平上显著为负, 这意味着, 就全样本而言, 城镇家庭老年人口占比增加(老龄化加剧)对家庭文娱消费形成挤出效应。一般而言, 老年人的消费结构基本以医疗保健、健康护理为主, 会挤掉包括文化休闲娱乐消费在内的其它消费支出。根据《2017中国老年消费习惯白皮书》的数据, 2015年全国城乡失能、半失能老年人占老年人口的比例达到了19%, 这些老人对护理服务需求极为迫切。此外, 老年人的文娱休闲方式也会发生转变。中国家庭正处于剧烈转型期, 其赡养功能弱化, 大部分城镇老年人退休后, 对社交、邻里互动、陪伴和精神慰藉的需求更强烈(李涛等, 2018)。因此, 老年人更加偏好以情感交流、放松休闲为主的文娱方式, 如逛公园、下棋打牌、跳广场舞等, 这类活动低廉甚至免费, 客观上减少家庭文娱消费支出。综上, 估计结果表明中国城镇家庭老龄化加剧降低了家庭进行文娱消费的概率, 对文娱消费形成一定的挤压效应。
控制变量方面, 收入水平(lnfinc)边际效应系数, 除第4列在5%的显著水平下为负, 在其他模型中符号为负, 但不显著。这意味着, 对于样本整体而言, 收入水平对城镇居民的文娱消费表现出弱的负显著性。原因可能是边际消费倾向递减规律发挥了作用, 在家庭收入水平达到一定程度后, 对包括文娱产品在内的消费需求倾向会出现下降。家庭金融资产(lnfina)的回归系数大部分不显著, 这一结论与乔智(2018)的研究结论不一致。一般而言, 拥有较高金融资产的家庭能够有效促进家庭消费, 尤其是对家庭享受性消费的影响更为显著。以上估计结果表明, 金融财产并非是我国当前城镇家庭文娱消费的主要决定因素。在家庭人力资本方面, 家庭教育程度(edu)的边际效应系数为正, 且具有较强显著性, 表明家庭教育水平的提高能够有效促进家庭文娱消费, 这与经济现实相吻合。首先, 高人力资本的家庭一般都存在较高的收入预期, 具有较高的边际消费倾向和较强的财富效应, 其消费水平也相对较高(周弘, 2011; 张学敏、陈星, 2016)。更重要的是, 受教育程度越高的家庭, 掌握了较多的消费知识和技能, 其消费观念更能与时俱进, 对新文娱消费形式的接受度较高, 且在文娱消费中获得更多的精神满足和愉悦。另一个家庭人力资本指标——家庭健康状况(health)系数显著为正, 表明家庭健康水平对其文娱消费能产生显著的促进效应。身体健康状况优的家庭相比身体状况欠佳的家庭, 面临较小的医疗、保健支出压力, 文娱享受型消费空间潜力巨大。家庭人口规模(fm)的系数显著为负, 这意味着相对小家庭, 文娱消费支出在大家庭可能会受挤压。对此可能的解释在于:大家庭内各成员的消费更加差异化、多元化, 可能会挤出文娱消费支出; 此外, 不同于小家庭个性化的娱乐方式, 大家庭的文娱消费可能更加保守一些。
(二) 稳健性检验(1) 部分研究普遍将教育培训消费也作为文化娱乐消费的重要类别①, 但根据消费性质和特征, 教育培训消费属于投资型或发展型消费。文娱服务和文娱用品则侧重享受型(李蕊, 2013)。因此, 本文定义的文娱消费范围应不包含教育培训消费的内容。但为保证估计结果稳健性, 遵循一些学者的做法, 我们也对教育培训支出与文娱消费并不作区分, 一并作为家庭文娱消费进行统计。本文选取CFPS2016家庭经济表中的城镇家庭“文教娱乐支出”替代文娱消费, 具体包括:是否有文教娱乐消费(eec_dy)、文教娱乐消费占总消费比(eec_pce)、文教娱乐消费占家庭总支出比(eec_exp)及文教娱乐消费占家庭总收入比(eec_inc)作为被解释变量, 估计方法与基准模型相同。从估计结果表 3第1~4列发现, 少儿人口占比边际效应系数全部显著为正, 老年人口占比系数全部显著为负。这意味着估计结果具有稳健性。此外, 如果把教育培训支出这一项单独估计, 在表 3第5~8列的估计结果中发现, 少儿人口占比系数变成不显著, 这从侧面反映本文选择文娱消费指标具有一定的合理性。
① 根据《中国城市(镇)生活与价格年鉴》, 文化消费支出共分为文化娱乐用品、参观展览、健身活动、团体旅游、其他文娱活动、文娱用品修理服务费、教材和教育费用这八个细项。
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表 3 以文教娱乐消费与教育培训为因变量的估计结果 |
(2) 由于消费存在年龄效应, 个体的认知态度和消费行为会随着年龄和经验的增长而发生改变(肖作平等, 2011)。一般而言, 儿童的消费结构较为清晰, 3岁以下儿童主要集中于食品和医疗消费; 3~6岁主要是食品和文娱消费; 7~14岁是文娱消费更加集中的时期, 消费规模更大更多元。同理, 老年人的生理状况、认知能力伴随年龄增长而出现快速下滑, 文娱消费需求也将出现差异化。基于以上年龄结构变动特征, 本文进一步将少儿人口划分为3岁以下人口、3~6岁人口、7~14岁人口三类, 将老年人口划分为65~74岁人口、75~84岁人口以及85岁以上人口三类, 分别考察其对文娱消费的影响。估计结果表 4第1~4列显示, 伴随少儿年龄段增加, 其文娱消费的边际效应系数由不显著变为显著为正, 且系数值不断增加。这一发现符合现实情况, 即家庭文娱消费需求效应伴随少儿的成长而更加强烈。估计结果表 4第6~8列显示, 65~74岁老年人占比系数在5%水平下显著为负, 而在其他更高年龄段的系数不显著。这反映在人生的老年阶段, 其对文娱消费伴随年岁增长愈加不敏感。
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表 4 细分年龄段的估计结果 |
收入是家庭的经济资本, 是家庭“能消费”的基本前提, 但收入水平是否可以调节家庭年龄结构对文娱消费的影响呢？为验证城镇家庭“少子化”、“老龄化”对文娱消费的收入边际效应, 我们在基准模型中加入少儿人口占比与家庭纯收入交互项(you*lnfinc)以及老年人口占比与家庭纯收入交互项(old*lnfinc)重新估计。从表 5可以发现, 少儿人口占比系数绝大部分显著为正, 老年人口占比系数绝大部分显著为负, 但交互项才是我们关心的核心变量。在表 5第1、第3、第5及第7列中, 交互项old*lnfinc系数都显著为正, 这意味着家庭收入水平可以正向调节老年人的文娱消费需求效应。换言之, 人口老龄化对家庭文娱消费支出的挤出效应在低收入家庭更为明显。背后的政策蕴意是, 在城镇居民收入水平普遍提高之后, 城镇居民的文娱消费潜力将主要集中在中低收入家庭。在表 5第2列、第4列、第6列及第8列中, 交互项you*lnfinc系数都为负, 但不显著, 这意味着家庭收入没有在少儿人口占比与文娱消费之间发挥调节作用。
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表 5 加入家庭收入交互项的估计结果 |
前文已证实, 作为家庭人力资本的两大类型, 教育背景及健康状况都是影响家庭文娱消费的重要因素。本节进一步验证家庭人力资本能否在年龄结构的文娱需求效应中发挥调节作用。
(1) 家庭教育程度的调节效应。我们将家庭少儿人口占比与教育程度交互项(you*edu)以及老年人口占比与家庭教育程度的交互项(old *edu)分别引入模型, 并重新估计。根据表 6第3列和第5列的估计结果, 加入家庭教育背景与老年人口占比交互项(old*edu)系数显著为正。这意味着, 在教育程度更高的家庭, 老龄化产生的负向文娱消费效应得到一定程度的削弱甚至消失。可能的解释是:不同教育程度的家庭塑造着差异化的价值观念和认知模式, 包括文娱消费观念。有研究指出, 受过高等教育的家庭, 在享受性消费支出要显著高于户主未接受高等教育的家庭(刘子兰, 2018)。教育背景更好的家庭可能拥有更广阔的社交圈、更丰富的消费资源和信息源, 会选择上老年大学、聆听音乐会、出国游等支出较高的文娱方式, 而不会选择打麻将等娱乐方式。根据表 6第2列、第4列、第6列及第8列的估计结果, 少儿人口占比与家庭教育程度交互项(you*edu)系数显著为负, 这意味着在教育背景越好的家庭, 少儿人口占比对文娱消费的正面需求效应会受到一定程度抑制。可能的原因是父母们的育儿理念因其自身教育背景不同而存在显著差异, 拥有良好教育背景的父母(通常属于中高收入阶层)更加重视子女的教育, 他们给子女报各类校外辅导班、学习兴趣班等教育培训支出比教育背景一般的家庭要高很多(林晓珊, 2018), 有可能形成对其它文娱消费的挤压效应。
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表 6 加入家庭教育程度交互项的估计 |
(2) 家庭健康状况的调节效应。本节继续考察家庭健康状况能否在家庭人口年龄结构与文娱消费之间起到调节效应。我们将老年人口占比与家庭健康状况的交互项(old*health)以及少儿人口占比与家庭健康状况交互项(you*health)分别引入模型, 并重新估计。根据表 7第1列、第3列、第5列及第7列的估计结果, 交互项(old*edu)系数不显著, 表明家庭健康状况没有在老龄化与文娱消费之间起到调节效应。根据表 7第4列、第6列和第8列的估计结果, 交互项(you*edu)系数在5%的显著水平下显著为负, 表明家庭健康状况起到负向调节效应, 即健康情况更好的家庭, 增加抚养孩子数量带来的文娱消费需求效应会被部分挤出。
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表 7 加入家庭健康状况交互项的估计 |
文娱消费是提高人民精神需求和社会主义精神文明建设水平的重要抓手。当前, 我国文娱消费已经超越“有没有”的低层次, 迈向消费“好不好”的新阶段。为此, 寻求并突破制约我国居民文娱消费偏低的现实瓶颈, 是推动文娱消费高速增长的必要前提。本文从家庭人口年龄结构视角出发, 以中国家庭追踪调查(CFPS 2016)数据库中的城镇家庭为样本, 经验分析人口少子化和老龄化为特征的城镇人口结构对居民文娱消费的影响。主要研究结论有:第一, 整体而言, 城镇家庭少儿人口占比具有正向显著的文娱消费需求效应, 城镇家庭抚养孩子数量增加有助于提高居民家庭文娱消费水平; 但家庭老年人口占比增大(老龄化加剧)对居民文娱消费需求形成了挤出效应, 家庭“老龄化”阻碍了家庭文娱消费水平的提升。进一步地, 我们还发现, 文娱消费需求效应伴随少儿的成长表现更为旺盛, 而老年阶段的文娱消费需求随着年岁增长愈加不敏感。第三, 城镇家庭收入水平和教育程度能够正向调节家庭老龄化的文娱消费需求效应, 即在家庭收入水平越高、教育程度更优的家庭, 老年人口占比增加所带来对文娱消费的挤出效应越小。但家庭收入水平并不会对家庭少儿数量占比与文娱消费之间产生调节效应。在教育背景、健康状况更优的家庭, 少儿抚养数量增加带来的正向文娱消费需求会被部分挤出。第三, 通过实证检验以往研究者关注的诸多家庭经济社会特征变量, 发现经济资本水平、人力资本水平、人口规模等因素是影响家庭文娱消费的重要因素。
本文经验证实了我国家庭“少子化”、“老龄化”结构变迁深刻影响居民文娱消费市场, 其政策蕴意也很明显, 主要体现在:第一, 以经济高质量发展实现城镇居民收入加快提升, 逐步增强居民文娱消费力, 让更多居民“能消费”、“敢消费”。尤其是通过继续深化收入分配制度改革, 大幅增加低收入群体收入, 扩大中等收入群体, 扩大文娱消费群体的覆盖面。第二, 充分尊重各群体与年龄层的文娱消费选择和消费习惯。顺应人口老龄化趋势, 加大基本公共服务资源向老年人倾斜力度, 进一步培育壮大老年文娱产业和消费市场, 为老年人提供更多高品质、有温度的文娱产品和服务。同时, 尽快调整生育政策, 实现让更多城镇家庭“敢生二孩”、“愿生二孩”, 并通过提供恰当的公共文化服务供给体系, 进一步降低城镇家庭子女文化教育抚养成本。第三, 加快普及国民素质教育, 提高国民文化修养, 在全社会培育营造良好的文娱消费基础与环境, 特别是要关注高学历人群个性化的文娱消费需求。
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