Page 136 - 《华中农业大学学报（社会科学版）》2025年第3期

第3 期 孙大永 等：文化消费政策如何影响农村居民家庭消费？ 131

惯，触发棘轮效应，形成消费黏性 。中部试点的居民文化消费激励政策，旨在提升居民参与公共文
[31]
化服务积极性的同时，刺激居民自主文化消费，最终达到培育居民文化消费习惯的目的。据此，提出
研究假说。
假说：文化消费试点政策有助于促进农村居民的文化消费。

三、模型设定与数据来源

1.模型设定
本文将中国家庭追踪调查的微观数据与文化消费试点名单相匹配，构造双重差分模型。处理组
①
是进入试点范围的 45个城市 ，控制组是未进入试点名单的其他城市。根据政策背景，文化消费试点
政策在不同的城市是逐步推进的，参照梁超等 的做法，构造的双重差分模型如下：
[32]
（1）
Y ijt = β 0 + β 1 Policy jt + X × δ + θ j + σ t + ε ijt
式（1）中 i表示家庭，j表示所在城市，t表示调查年份； Policy jt = 1 表示在 t年份城市 j实施了文化
消费试点政策，若未实施该政策 Policy jt = 0；X表示家庭层面的控制变量。本文关注文化消费试点政
策对居民的文化消费的影响，被解释变量包括居民的家庭文化消费的水平值和对数值、家庭人均文
化消费的水平值和对数值，以及文化消费占家庭总支出的比例。回归中控制家庭户主的年龄及其平
方项，以控制可能存在的年龄的非线性效应影响。由于男女对文化娱乐和旅游消费的需求可能存在
差异，这里也控制户主的性别。个体的受教育程度以及家庭的收入都可能影响其文化消费，这里分
别加入户主的受教育年限、家庭的年收入水平以及家庭的现金和存款额的对数，以控制家庭收入和
资产因素带来的影响。最后控制城市固定效应和年份固定效应后，系数 β 1 代表的就是文化消费试点
政策的影响。θ j 和 σ t 分别表示城市固定效应和年份固定效应。城市固定效应可以吸收地理等不易随
时间因素变化的影响，而年份固定效应消除了全国层面经济发展、统一政策等因素的影响。本文关
键解释变量 Policy jt 的变化来自于城市-年份层面，考虑到同一城市内部不同家庭之间的相关性，实
证分析中将标准误聚类到城市层面。
2.数据来源

本文所用数据来自中国家庭追踪调查 2012、2014、2016、2018和 2020年数据，之所以未使用 2010
年调查数据，是因为 2010年调查中关于家庭文化娱乐和旅游支出的问题与后面年份调查不一致。考
虑到新冠疫情防控的影响，数据分析亦未使用 2022 年数据。CFPS 是北京大学中国社会科学调查中
心组织的覆盖全国 25 个省市，160 多个县级单位，640 多个村级单位的家户调查，具有良好的全国代
表性。历次 CFPS 调查都问到“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？”和“过去 12 个月，包括旅游的交通费、食宿费、景点门票等，您家的旅游支出是多
少？”，本文根据文化消费的宽泛定义将前者称之为文化娱乐消费，将后者称之为旅游消费，二者加总
作为文化消费的测度。在此基础上，本文还构造出相应的人均消费水平、各类消费占比等变量。
本文关注农村居民家庭的文化消费行为。家庭层面的变量描述如表 1。可以发现，样本期内家
庭平均的文化消费支出达到 1305 元，其中旅游消费支出平均达到 1100 元，文化娱乐消费则较少，家
庭平均支出仅为 206元。家庭整体消费中，文化消费支出占比仅为 2.31%，反映出我国居民的文化消
费仍处于较低水平。从广延边际来看，仅有 35% 的样本家庭有文化消费支出，其中有文化娱乐类消
费的家庭比例仅为 27.7%，21.2% 的家庭有旅游消费支出。这不仅反映出我国农村居民在文化消费
上的不足，也体现出居民之间存在文化消费不平等现象。

四、实证分析

前文的政策背景和理论分析显示，文化消费试点可以带来文化旅游类产品的有效供给，降低其

① 其中有23个城市出现在CFPS的调查中。