中國(guó)經(jīng)濟(jì)增長(zhǎng)與廣告支出關(guān)系的實(shí)證研究

摘要：本文運(yùn)用協(xié)整檢驗(yàn)和Granger因果檢驗(yàn)對(duì)經(jīng)濟(jì)增長(zhǎng)與廣告支出之間的關(guān)系在中國(guó)背景之下進(jìn)行實(shí)證研究，旨在探明中國(guó)經(jīng)濟(jì)增長(zhǎng)與廣告支出之間是否具有協(xié)整關(guān)系和因果關(guān)系。

關(guān)鍵詞：經(jīng)濟(jì)增長(zhǎng) 廣告支出 實(shí)證研究 協(xié)整檢驗(yàn) Granger因果檢驗(yàn)

引言

改革開(kāi)放以來(lái)，中國(guó)經(jīng)濟(jì)呈現(xiàn)高速發(fā)展的態(tài)勢(shì)。據(jù)國(guó)家統(tǒng)計(jì)局?jǐn)?shù)據(jù)顯示，2011年中國(guó)GDP總值為471564億元，比上年增長(zhǎng)9.2%。與此同時(shí)，中國(guó)傳媒業(yè)也進(jìn)入大發(fā)展時(shí)期。隨著我國(guó)傳媒體制改革逐步深入，中國(guó)傳媒產(chǎn)業(yè)發(fā)展迅速。2011年，中國(guó)傳媒產(chǎn)業(yè)的總產(chǎn)值為6379億元，比上年增長(zhǎng)12.5%。作為傳媒產(chǎn)業(yè)核心收入來(lái)源的廣告收入也呈逐年上升趨勢(shì)。國(guó)家工商總局相關(guān)統(tǒng)計(jì)數(shù)據(jù)顯示，2011年中國(guó)廣告收入已突破3000億元。

本文對(duì)經(jīng)濟(jì)增長(zhǎng)與廣告支出之間的關(guān)系進(jìn)行協(xié)整關(guān)系和Granger因果關(guān)系檢驗(yàn)，以期探明在中國(guó)的語(yǔ)境之下二者之間呈現(xiàn)何種關(guān)系，旨在進(jìn)一步檢驗(yàn)和發(fā)展已有的理論。

大量的已有文獻(xiàn)對(duì)經(jīng)濟(jì)增長(zhǎng)與廣告支出之間的關(guān)系進(jìn)行研究（Simon，1970；Jones，1985；Swerdlow Blessios，1993；Chang Chan-Olmsted，2005；Robert G. Picard，2008；）。但已有的研究仍存爭(zhēng)論，主要集中于兩個(gè)方面：一方面，經(jīng)濟(jì)增長(zhǎng)與廣告支出之間是否存在相關(guān)關(guān)系；另一方面，二者之間的因果關(guān)系方向也是一個(gè)爭(zhēng)論的焦點(diǎn)。

經(jīng)濟(jì)增長(zhǎng)與廣告支出之間的因果關(guān)系方向是已有研究爭(zhēng)論的另一個(gè)焦點(diǎn)問(wèn)題。有學(xué)者認(rèn)為經(jīng)濟(jì)增長(zhǎng)影響廣告支出；相反，廣告支出對(duì)經(jīng)濟(jì)增長(zhǎng)的影響則是微小的（Ashley， Granger， Schmalensee， 1980; Schmalensee， 1972）。也有學(xué)者認(rèn)為二者之間呈現(xiàn)雙向因果關(guān)系。（Ashley，Granger，Schmalensee，1980）。

一、經(jīng)濟(jì)計(jì)量方法及數(shù)據(jù)來(lái)源

（一）計(jì)量經(jīng)濟(jì)方法

本文首先對(duì)經(jīng)濟(jì)增長(zhǎng)與廣告支出之間的關(guān)系進(jìn)行協(xié)整檢驗(yàn)。在進(jìn)行協(xié)整檢驗(yàn)之前，為了避免時(shí)間序列模型中存在的虛假回歸問(wèn)題，因而先對(duì)時(shí)間序列模型的變量進(jìn)行單位根檢驗(yàn)以確定各變量的平穩(wěn)性。本文使用ADF方法對(duì)GDP和廣告支出進(jìn)行單位根檢驗(yàn)。

根據(jù)協(xié)整理論，如果被解釋變量與解釋變量之間存在協(xié)整關(guān)系，則兩個(gè)變量存在穩(wěn)定均衡的關(guān)系。常見(jiàn)的協(xié)整檢驗(yàn)方法有兩變量的EG兩步檢驗(yàn)法以及多變量的JJ檢驗(yàn)法。基于本文中只存在兩個(gè)變量即GDP與廣告支出，所以本文采取EG兩步法對(duì)經(jīng)濟(jì)增長(zhǎng)與廣告支出的關(guān)系進(jìn)行協(xié)整檢驗(yàn)。

其次，在對(duì)經(jīng)濟(jì)增長(zhǎng)與廣告支出進(jìn)行協(xié)整檢驗(yàn)之后，如果發(fā)現(xiàn)二者之間存在著協(xié)整關(guān)系，則意味著經(jīng)濟(jì)增長(zhǎng)與廣告支出之間存在某種因果關(guān)系。為了檢驗(yàn)兩者之間因果關(guān)系的方向，本文再對(duì)經(jīng)濟(jì)增長(zhǎng)與廣告支出之間的關(guān)系進(jìn)行Granger因果檢驗(yàn)。

（二）數(shù)據(jù)來(lái)源

本文所使用的數(shù)據(jù)的樣本期為1979-2010年，由于數(shù)據(jù)的方便性與可得性，本文選用年度數(shù)據(jù)進(jìn)行實(shí)證研究，其中，1983-2003廣告支出數(shù)據(jù)來(lái)源于由丁漢青編著的《廣告流——理論與實(shí)證分析》中的數(shù)據(jù)。1979-1982年廣告支出數(shù)據(jù)以及2004-2010年廣告支出數(shù)據(jù)均來(lái)自于國(guó)家工商總局統(tǒng)計(jì)數(shù)據(jù)。1979-2010年度GDP數(shù)據(jù)來(lái)自于國(guó)家統(tǒng)計(jì)局的《中國(guó)統(tǒng)計(jì)年鑒》。為了使變量趨于平穩(wěn)，本文對(duì)廣告支出和GDP時(shí)間序列數(shù)據(jù)均進(jìn)行對(duì)數(shù)處理。

二、計(jì)量經(jīng)濟(jì)分析與實(shí)證結(jié)果

（一）單位根檢驗(yàn)

如上所述，為了避免時(shí)間序列模型中存在的虛假回歸問(wèn)題，本文使用Eviews6統(tǒng)計(jì)軟件對(duì)經(jīng)濟(jì)增長(zhǎng)和廣告支出進(jìn)行單位根檢驗(yàn)，檢驗(yàn)結(jié)果如下：

從檢驗(yàn)結(jié)果（表1）可以看出，在1%、5%、10%三個(gè)顯著性水平下，單位根檢驗(yàn)的臨界值分別為-3.679322、-2.967767、-2.622989， ADF檢驗(yàn)值-2.565471均大于相應(yīng)臨界值，表明廣告支出是非平穩(wěn)序列。

表1 原序列LNAD的單位根檢驗(yàn)結(jié)果

對(duì)廣告支出的一階差分序列進(jìn)行單位根檢驗(yàn)，發(fā)現(xiàn)廣告支出序列的一階差分仍然是非平穩(wěn)序列。再對(duì)廣告支出的二階差分序列進(jìn)行單位根檢驗(yàn)，從檢驗(yàn)結(jié)果（表2）可以看出，在1%、5%、10%三個(gè)顯著性水平下，單位根檢驗(yàn)的臨界值分別為-3.689194、-2.961853、-2.625121， ADF檢驗(yàn)值-4.006441均小于相應(yīng)臨界值，表明廣告支出是二階單整，但差分序列是零階單整。

表2 二階差分序列Δ2LNAD的單位根檢驗(yàn)結(jié)果

本文同樣采取ADF檢驗(yàn)方法對(duì)時(shí)間序列GDP進(jìn)行單位根檢驗(yàn)，可以發(fā)現(xiàn)原時(shí)間序列GDP和一階差分后的GDP時(shí)間序列是非平穩(wěn)序列。再對(duì)二階差分后的GDP時(shí)間序列進(jìn)行單位根檢驗(yàn)，從檢驗(yàn)結(jié)果（表3）可以發(fā)現(xiàn)，在1%、5%、10%三個(gè)顯著性水平下，單位根檢驗(yàn)的臨界值分別為-3.711457、-2.981038、-2.629906， ADF檢驗(yàn)值-4.006316均小于相應(yīng)臨界值，表明GDP是二階單整，但差分序列是零階單整。

表3 二階差分序列Δ2LNGDP的單位根檢驗(yàn)結(jié)果

（二）協(xié)整檢驗(yàn)

為了檢驗(yàn)GDP與廣告支出之間的協(xié)整關(guān)系，首先建立GDP對(duì)廣告支出的回歸方程，進(jìn)行回歸估計(jì)。然后對(duì)回歸估計(jì)后的殘差序列進(jìn)行ADF單位根檢驗(yàn)，檢驗(yàn)結(jié)果如下：

表4 協(xié)整檢驗(yàn)結(jié)果

由協(xié)整檢驗(yàn)結(jié)果（表4）可知，在1%、5%、10%三個(gè)顯著性水平下，單位根檢驗(yàn)的臨界值分別為-4.284580、-3.562882、-3.215267，ADF檢驗(yàn)統(tǒng)計(jì)量值-5.897184小于相應(yīng)臨界值，所以殘差序列是平穩(wěn)的，從而可以認(rèn)定在經(jīng)濟(jì)增長(zhǎng)和廣告支出之間存在協(xié)整關(guān)系，即二者存在長(zhǎng)期穩(wěn)定的均衡關(guān)系。

（三）Granger因果關(guān)系檢驗(yàn)

上述由協(xié)整檢驗(yàn)結(jié)果可以得知在經(jīng)濟(jì)增長(zhǎng)和廣告支出之間存在協(xié)整關(guān)系，為了進(jìn)一步判定二者之間的因果關(guān)系，本文采用Granger因果檢驗(yàn)方法進(jìn)行檢驗(yàn)。Granger因果檢驗(yàn)用來(lái)分析兩個(gè)序列間的因果關(guān)系是否存在。主要看當(dāng)期變量Y能在多大程度上被以前的變量X所解釋，以及加入變量X的滯后期后，是否會(huì)提高對(duì)變量Y的解釋程度。如果X對(duì)預(yù)測(cè)Y有幫助，或者X與Y的相關(guān)關(guān)系在統(tǒng)計(jì)上顯著，那么變量Y就是由變量X引起的。

表5 二階滯后Granger因果檢驗(yàn)結(jié)果

從檢驗(yàn)結(jié)果可以看出，在5%的顯著水平下，GDP是廣告支出的原因，而廣告支出不是GDP的原因。因此，GDP是影響廣告支出的原因，反之，則不成立。但是在二階滯后時(shí)，檢驗(yàn)的模型存在一階自相關(guān)。此外，隨著滯后階數(shù)的增加，拒絕“GDP是廣告支出的原因”的概率變大，而拒絕“廣告支出是經(jīng)濟(jì)增長(zhǎng)的原因”的概率變小，同時(shí)考慮模型的序列相關(guān)性和赤池信息準(zhǔn)則，可以判斷GDP與廣告支出有雙向的格蘭杰因果關(guān)系，即GDP與廣告支出之間存在相互影響的關(guān)系。

結(jié)論

本文通過(guò)對(duì)經(jīng)濟(jì)增長(zhǎng)與廣告支出進(jìn)行協(xié)整檢驗(yàn)、Granger因果檢驗(yàn)可以得出如下結(jié)論：

在1979-2010年間，中國(guó)的GDP與廣告支出之間存在協(xié)整關(guān)系，即二者之間存在長(zhǎng)期穩(wěn)定的關(guān)系。該結(jié)論與國(guó)內(nèi)外部分學(xué)者對(duì)經(jīng)濟(jì)增長(zhǎng)與廣告支出之間的關(guān)系得出的結(jié)論一致。

中國(guó)經(jīng)濟(jì)增長(zhǎng)與廣告支出之間存在雙向因果關(guān)系：一方面，經(jīng)濟(jì)增長(zhǎng)是廣告支出增加的原因。經(jīng)濟(jì)增長(zhǎng)刺激各企業(yè)加大對(duì)廣告支出的投入，進(jìn)而促進(jìn)本企業(yè)產(chǎn)品和服務(wù)的銷售，搶占市場(chǎng)份額；另一方面，廣告支出的增加也是經(jīng)濟(jì)增長(zhǎng)的原因，主要表現(xiàn)為廣告支出本身是經(jīng)濟(jì)增長(zhǎng)的重要組成部分。

最后，需要指出的是，在本文分析中，筆者只考慮了經(jīng)濟(jì)增長(zhǎng)與廣告支出兩個(gè)變量，而把其他因素都納入到外生變量的框架之中。在以后的研究中，可以對(duì)影響廣告支出的多個(gè)變量進(jìn)行分析，探討多變量和廣告支出之間的關(guān)系。此外，GDP與不同媒介形態(tài)下的廣告支出的關(guān)系也是進(jìn)一步研究的方向。

注：

限于篇幅，1979年-2010年廣告支出數(shù)據(jù)、1979年-2010年中國(guó)GDP數(shù)據(jù)、一階差分序列LNAD單位根檢驗(yàn)結(jié)果、原時(shí)間序列LNGDP單位根檢驗(yàn)結(jié)果、一階差分序列LNGDP單位根檢驗(yàn)結(jié)果、取三階——五階格蘭杰檢驗(yàn)結(jié)果未列出，備索。

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[8]國(guó)家工商總局網(wǎng)站http://www.saic.gov.cn/

[9]國(guó)家統(tǒng)計(jì)局網(wǎng)站http://www.stats.gov.cn/

作者簡(jiǎn)介：

陳杰，浙江傳媒學(xué)院管理學(xué)院，杭州，310018。