4.2构建文化消费模型通过对以上文献仔细研究，概括提出影响陕西文化消费的因素有：居民收入、文化产品及服务价格、消费结构、城乡居民年末储蓄存款余额、消费习惯、爱好等。以文化消费作为被解释变量，以居民收入、文化产品及服务价格、城乡居民年末储蓄存款余额作为解释变量建立文化消费模型。为了能够获得数据，用居民消费价格指数表示文化产品服务价格因素，用恩格尔系数表示消费结构。4.2.1理论模型文化消费包括教育支出、文化用品及服务支出。在本模型中，以人均文化消费支出作为被解释变量，以人均可支配收入、居民消费价格指数、恩格尔系数、城乡居民年末储蓄存款余额作为解释变量，建立多元线性模型为：在该模型中，Y表示人均文化消费，I代表人均可支配收入，人均文化消费与人均可支配收入是以陕西省农业人口和非农业人口计算的加权平均数，P用来表示文化产品及服务价格即居民消费价格指数，S用来表示城乡居民年末储蓄存款余额。表1中的数据为2000—2010年《陕西统计年鉴》。用时间序列数据建立文化消费模型，用SPSS软件对模型中的解释变量进行相关分析发现存在高度线性相关关系。采取逐步回归的方法对该文化消费理论模型进行检验和修正。表1（2000—2009年陕西人均文化消费支出及其影响因素）项目年份人均文化消费支出（元）人均可支配收入（元）居民消费价格指数（上期为100）恩格尔系数城乡居民年末人均储蓄存款（元）2000265.72304.399.143.541782001306.92443112.641.948332002383.82727.6100.437.957372003435.22932.898.939.368292004449.73273.6100.542.479582005496.23628.8100.342.995002006562.24155.196.139.0108902007559.84882.698.236.8114022008612.15856.498.937.4145812009697.16663.498.835.117847以Y为因变量，将人均可支配收入I,恩格尔系数E,价格指数P,人均存款余额S作为自变量，进行多重线性回归。结果分析如下：（1）模型拟合情况（表2）表2修正的可决系数（调整R方）为0.948，说明模型的解释能力很强。（2）方差分析（表3）、表3模型的检验P值（sig.）为0.000，小于0.05，模型整体很显著。（3）回归方程的系数以及系数的检验结果（表4）表4通过以上的多重线性回归分析，可以发现很多变量显著性P值都大于0.05，而调整R方很高，说明各解释变量之间存在严重的多重共线性。由于解释变量之间存在多重共线性，下面采取逐步回归法来克服多重共线性。用被解释变量对每一个解释变量做简单回归，并给解释变量的重要性按可决系数大小排序，经过四次简单回归，结果如下：Y=141.134+0.086IY=1856.036-34.810EY=2055.688-15.728PY=196.549+0.03S通过以上分析结果可以看出，在以Y为因变量，P为自变量的简单回归分析中，P值大于0.05，所以剔除P。以对被解释变量贡献最大的解释变量所对应的回归方程为基础，按解释变量重要性大小为顺序逐个引入其余的解释变量。这个过程会出现3种情形。①若新变量的引入改进了R方，且回归参数的t检验在统计上也是显著的，则该变量在模型中予以保留。②若新变量的引入未能改进方，且对其他回归参数估计值的t检验也未带来什么影响，则认为该变量是多余的，应该舍弃。③若新变量的引入未能改进R方，且显著影响了其他回归参数估计值的符号与数值，同时本身的回归参数也通不过t检验，这说明了出现了严重的多重共线性。舍弃该变量。根据以上简单分析，可以看出解释变量的重要性程度依次为I,S,E.以Y=141.134+0.086I为基础，依次引入S,E,首先把S引入模型，Y=249.480-0.071I+0.054S因为S的引入使各回归系数的t值下降，同时S的系数也未通过t检验，所以应剔除S,接着把E引入模型，Y=245.692+0.083I-2.304E因为E的引入使得R方降低，且其sig=0.800大于0.05不显著，所以也把E剔除。最后确定的模型是：Y=141.134+0.086I结论：通过以上分析，可以看出文化消费主要受人均可支配收入的影响，人均可支配收入每增长100元，就会带来8.6元的文化消费