韓順法，郭新茹

（南京師范大學(xué) 社會(huì)發(fā)展學(xué)院，南京 210097）

我國文化創(chuàng)意產(chǎn)業(yè)對(duì)全要素生產(chǎn)率影響的計(jì)量分析

韓順法，郭新茹

（南京師范大學(xué) 社會(huì)發(fā)展學(xué)院，南京 210097）

文章采用我國文化創(chuàng)意產(chǎn)業(yè)的時(shí)間序列數(shù)據(jù)，計(jì)量分析了文化創(chuàng)意產(chǎn)業(yè)對(duì)全要素生產(chǎn)率的作用效果。結(jié)果表明文化創(chuàng)意產(chǎn)業(yè)與全要素生產(chǎn)率存在長(zhǎng)期的均衡關(guān)系。格蘭杰因果關(guān)系檢驗(yàn)表明，在短期存在著文化創(chuàng)意產(chǎn)業(yè)到全要素生產(chǎn)率的單向因果關(guān)系。這表明我國文化創(chuàng)意產(chǎn)業(yè)對(duì)經(jīng)濟(jì)增長(zhǎng)多重影響是存在的，并且具有一定的持續(xù)性。因此，在制定產(chǎn)業(yè)發(fā)展的政策上，應(yīng)注重文化創(chuàng)意產(chǎn)業(yè)的引致效應(yīng)和長(zhǎng)期效應(yīng)。

文化創(chuàng)意產(chǎn)業(yè)；全要素生產(chǎn)率；協(xié)整；格蘭杰因果

文化創(chuàng)意產(chǎn)業(yè)是一種知識(shí)密集型產(chǎn)業(yè)，它的經(jīng)濟(jì)作用突出表現(xiàn)為對(duì)文化、知識(shí)、設(shè)計(jì)等要素整合，使它們能夠應(yīng)用于現(xiàn)實(shí)生產(chǎn)活動(dòng)中，并成為商業(yè)經(jīng)濟(jì)不可或缺的元素。另外，文化創(chuàng)意產(chǎn)業(yè)還可以通過人力資本深化、知識(shí)生產(chǎn)和創(chuàng)新能力提升途徑支撐經(jīng)濟(jì)的內(nèi)生性增長(zhǎng)以及經(jīng)濟(jì)效率的提升。從這個(gè)角度講，文化創(chuàng)意產(chǎn)業(yè)與經(jīng)濟(jì)增長(zhǎng)的關(guān)系比一般產(chǎn)業(yè)更加重要、更加復(fù)雜。

已有研究已經(jīng)從多個(gè)角度分析了文化創(chuàng)意產(chǎn)業(yè)與經(jīng)濟(jì)增長(zhǎng)的關(guān)系?？傮w上，對(duì)兩者關(guān)系進(jìn)行計(jì)量分析的研究多數(shù)是圍繞文化創(chuàng)意產(chǎn)業(yè)對(duì)經(jīng)濟(jì)增長(zhǎng)量的貢獻(xiàn)而展開的，但對(duì)文化創(chuàng)意產(chǎn)業(yè)對(duì)經(jīng)濟(jì)增長(zhǎng)的間接作用仍然停留在對(duì)經(jīng)濟(jì)功能的認(rèn)識(shí)上，即從理念或現(xiàn)象上做定性說明，至于多大程度上間接貢獻(xiàn)于經(jīng)濟(jì)增長(zhǎng)的計(jì)量分析較為少見。

因此，本文將實(shí)證分析文化創(chuàng)意產(chǎn)業(yè)與全要素生產(chǎn)率之間的內(nèi)在關(guān)系，以此說明文化創(chuàng)意產(chǎn)業(yè)對(duì)經(jīng)濟(jì)增長(zhǎng)效率的影響。

1 指標(biāo)選取與數(shù)據(jù)說明

1.1 指標(biāo)選取

為了更好的說明文化創(chuàng)意產(chǎn)業(yè)的經(jīng)濟(jì)增長(zhǎng)效應(yīng)，在做計(jì)量分析時(shí)用全要素生產(chǎn)率（TFP）來說明經(jīng)濟(jì)增長(zhǎng)的效率。在這里，文化創(chuàng)意產(chǎn)業(yè)的增加值是由所涵蓋行業(yè)增加值的加總得到的，表示為CI。在行業(yè)選擇上，文化創(chuàng)意產(chǎn)業(yè)選取第三產(chǎn)業(yè)中與文化創(chuàng)意生產(chǎn)相關(guān)的幾個(gè)產(chǎn)業(yè)類別。2002年以前采用教育、文化藝術(shù)和廣播電影電視業(yè)、科學(xué)研究和科學(xué)技術(shù)服務(wù)業(yè)以及郵電通信業(yè)四個(gè)行業(yè)的增加值；在2003年，我國行業(yè)分類標(biāo)準(zhǔn)做了重新調(diào)整，但在第三產(chǎn)業(yè)內(nèi)部與文化創(chuàng)意產(chǎn)業(yè)相關(guān)聯(lián)行業(yè)的變動(dòng)并不大。行業(yè)調(diào)整后，我們采用文化、體育和娛樂業(yè)、教育、科學(xué)研究與技術(shù)服務(wù)業(yè)以及信息傳輸、計(jì)算機(jī)服務(wù)和軟件業(yè)?？梢钥闯觯M管采用行業(yè)不完全相同，但對(duì)統(tǒng)計(jì)數(shù)據(jù)結(jié)果并沒帶來實(shí)質(zhì)性的影響，數(shù)值的波動(dòng)在正常范圍內(nèi)。計(jì)量分析中所使用數(shù)據(jù)來源于《中國統(tǒng)計(jì)年鑒》（1994～2010年）。

1.2 統(tǒng)計(jì)數(shù)據(jù)

1.2.1 全要素增長(zhǎng)率的數(shù)值估算

當(dāng)前估算全要素生產(chǎn)率的模型比較多，具體包括代數(shù)指數(shù)法、Solow殘差法、隱性變量法等。如果根據(jù)全要素生產(chǎn)率的估算時(shí)間，最受經(jīng)濟(jì)學(xué)界認(rèn)可的方法是Solow殘差法。本文將采用Solow殘差法計(jì)算我國近年來的全要素生產(chǎn)率。依照C-D生產(chǎn)函數(shù)，公式為：

式內(nèi)，At代表一國在t時(shí)間的技術(shù)水平，Yt、Kt、Lt分別表示為產(chǎn)出、實(shí)物資本、勞動(dòng)。α、β是生產(chǎn)函數(shù)中的參數(shù)，將全要素生產(chǎn)率TFP定義為Yt/KtαLtβ。假設(shè)規(guī)模報(bào)酬不變的，那么，α+β=1，上述方程最終可以演算為：

在計(jì)算TFP前，將統(tǒng)計(jì)數(shù)據(jù)做如下處理：（1）各年份總產(chǎn)出Yt是以1990年不變價(jià)格處理各年份GDP得到的。（2）每年社會(huì)從業(yè)人員數(shù)作為勞動(dòng)投入L統(tǒng)計(jì)量。（3）因?yàn)閲也淮嬖谡鎸?shí)資本存量的具體數(shù)值，物質(zhì)資本K的衡量較為復(fù)雜，我們將運(yùn)用永續(xù)盤存法測(cè)算物質(zhì)資本K，測(cè)算公式是：Kt=(1-δ)Kt-1+It。公式內(nèi)，Kt、It代表第T期的資本存量和資本增量，δ代表幾何折舊率，結(jié)合我國的具體情況，幾何折舊率選取為9.6%。接下來，通過Eview6.0對(duì)雙對(duì)數(shù)模型做OLS估計(jì)，最終運(yùn)算結(jié)果如下：

1.2.2 TFP和文化創(chuàng)意產(chǎn)業(yè)增加值的數(shù)值處理

我們采集到的原始數(shù)據(jù)直接帶入公式進(jìn)行估算不會(huì)得到精確結(jié)果，為此必須對(duì)原始數(shù)據(jù)做相應(yīng)的處理。在這里，首先對(duì)文化創(chuàng)意產(chǎn)業(yè)增加值（CI）在1990年為基期的居民消費(fèi)價(jià)格指數(shù)基礎(chǔ)上平減，如此就消除了物價(jià)因素帶來的干擾。除此以外，原始數(shù)據(jù)依然有異方差現(xiàn)象，必須通過對(duì)兩個(gè)變量取自然對(duì)數(shù)來處理，然后得到LnTFP、LnCI，它們對(duì)應(yīng)的差分序列分別是ΔLnTFP、ΔLnCI，處理數(shù)據(jù)結(jié)果見表1。

表1 原始數(shù)據(jù)及數(shù)據(jù)處理統(tǒng)計(jì)表

2 計(jì)量結(jié)果分析

2.1 單位根檢驗(yàn)

通常，宏觀經(jīng)濟(jì)數(shù)據(jù)具有非平穩(wěn)性特征，所以，針對(duì)上表中的數(shù)據(jù)有必要進(jìn)行單位根檢驗(yàn)。單位根檢驗(yàn)?zāi)軌蛴行z驗(yàn)時(shí)間序列的平穩(wěn)性。DF檢驗(yàn)、ADF檢驗(yàn)和PP檢驗(yàn)是三種具體的檢驗(yàn)方法。在單位根檢驗(yàn)中ADF檢驗(yàn)和PP檢驗(yàn)較為常用。這里使用EViews6.0，依次對(duì)lnTFP、lnCI、△lnTFP、△lnCI序列作ADF檢驗(yàn)，檢驗(yàn)結(jié)果見表2。

表2 ADF單位根檢驗(yàn)

數(shù)據(jù)表明，lnTFP、lnCI的 ADF統(tǒng)計(jì)值分別大于1～10%顯著水平的臨界值，因此無法否定原序列擁有一個(gè)單位根的原假設(shè)，可以判定上述變量均為非平穩(wěn)序列。而△lnTFP和△lnCI的ADF統(tǒng)計(jì)量都小于它們對(duì)應(yīng)的5%臨界值，故否定原假設(shè)，一階差分之后這些變量序列變?yōu)槠椒€(wěn)。根據(jù)AIC和SC評(píng)價(jià)準(zhǔn)則，在EViews的檢驗(yàn)結(jié)果中，所得數(shù)值越小，也就越有效。表2中檢驗(yàn)結(jié)果是按照AIC和SC最小準(zhǔn)則估算出的，從數(shù)值上看，檢驗(yàn)效果非常好，而且兩個(gè)之間存在同階單整的關(guān)系，具備進(jìn)行協(xié)整檢驗(yàn)的條件?？芍瑑蓚€(gè)變量都是一階單整（I1）序列。

2.2 協(xié)整檢驗(yàn)結(jié)果分析

文化創(chuàng)意產(chǎn)業(yè)發(fā)展與全要素之間是否存在長(zhǎng)期的均衡關(guān)系是我們驗(yàn)證的最終目標(biāo)。因此，這里著手對(duì)統(tǒng)計(jì)量文化創(chuàng)意產(chǎn)業(yè)變量與TPF變量作協(xié)整分析。已經(jīng)得知LnTFP、LnCI兩個(gè)變量序列都是一階單整，即LnTFP～I(xiàn)(1)，LnCI～I(xiàn)(1)。它們具備作協(xié)整檢驗(yàn)基本條件。那么，我們可以采用兩步法對(duì)LnTFP、LnCI兩個(gè)變量之間作協(xié)整關(guān)系檢驗(yàn)，以驗(yàn)證雙方是否存在協(xié)整關(guān)系。

第一步：列出LnTFPt對(duì)LnCIt的回歸方程，協(xié)整回歸模型是：將兩個(gè)序列的相關(guān)數(shù)據(jù)帶入回歸方程，進(jìn)行OLS估計(jì)后得：

然后，計(jì)算OLS估計(jì)的殘差，得到序列：

第二步：驗(yàn)證殘差項(xiàng)平穩(wěn)性，即檢驗(yàn)εt是否是I(0)序列。

圖1 全要素生產(chǎn)率回歸方程殘差曲線

表3 殘差序列e單位根的ADF檢驗(yàn)表

圖1顯示了協(xié)整回歸方程估計(jì)殘差序列E1的取值。表3列出了序列E1的ADF檢驗(yàn)結(jié)果。具體數(shù)據(jù)顯示，ADF檢驗(yàn)統(tǒng)計(jì)量為-2.8513，該數(shù)值是小于顯著性水平0.05臨界值的，這時(shí)就能夠確定估計(jì)殘差序列E1是平穩(wěn)序列，即ξ～I(xiàn)(0)。因此，LnCIt與LnTFP雙方存在著長(zhǎng)期穩(wěn)定的均衡關(guān)系，即具有協(xié)整關(guān)系。雙方構(gòu)建的協(xié)整向量是（1，-0.5332）。

根據(jù)Engel－Granger兩步法原理，協(xié)整回歸方程的結(jié)果證實(shí)了文化創(chuàng)意產(chǎn)業(yè)對(duì)全要素生產(chǎn)率所產(chǎn)生正向的促進(jìn)作用。數(shù)據(jù)顯示，在文化創(chuàng)意產(chǎn)業(yè)發(fā)生1個(gè)單位的變化時(shí)，全要素生產(chǎn)率將會(huì)提升0.23583個(gè)單位。所以，我們可以得出結(jié)論：文化創(chuàng)意產(chǎn)業(yè)對(duì)經(jīng)濟(jì)增長(zhǎng)效率（TFP）的影響是非常顯著的。

2.3 文化創(chuàng)意產(chǎn)業(yè)與全要素生產(chǎn)率的格蘭杰因果檢驗(yàn)

盡管已經(jīng)確認(rèn)文化創(chuàng)意產(chǎn)業(yè)和全要素生產(chǎn)率之間存在著長(zhǎng)期的均衡關(guān)系，但我們還無法判斷雙方之間是否具有因果關(guān)系，因此我們還需要進(jìn)一步驗(yàn)證。這里采用Granger因果檢驗(yàn)方法，它是檢驗(yàn)兩個(gè)變量是否存在因果關(guān)系有效手段。格蘭杰因果關(guān)系檢驗(yàn)對(duì)于滯后期長(zhǎng)度的選擇很敏感，一般而言，常進(jìn)行不同滯后期長(zhǎng)度的檢驗(yàn)，以檢驗(yàn)?zāi)Ｐ椭须S機(jī)干擾項(xiàng)不存在序列相關(guān)的滯后期長(zhǎng)度來選取滯后期。在這里的因果關(guān)系模型中，滯后期數(shù)分別取1～3，由此計(jì)算出文化創(chuàng)意產(chǎn)業(yè)與全要素生產(chǎn)率之間的格蘭杰因果關(guān)系的檢驗(yàn)結(jié)果，如表4。

表4 我國文化創(chuàng)意產(chǎn)業(yè)與全要素生產(chǎn)率之間的因果關(guān)系檢驗(yàn)

由表4的檢驗(yàn)結(jié)果可以看出，在滯后期為1～2時(shí)，至少在95%的置信水平下，文化創(chuàng)意產(chǎn)業(yè)產(chǎn)值是全要素生產(chǎn)率的Granger原因；在滯后3期時(shí)，文化創(chuàng)意產(chǎn)業(yè)不再是全要素生產(chǎn)率的Granger原因。在兩者相反的關(guān)系上，在滯后期1到3中，全要素生產(chǎn)率都不為文化創(chuàng)意產(chǎn)業(yè)的Granger原因。所以，兩者關(guān)系中，僅存在文化創(chuàng)意產(chǎn)業(yè)對(duì)全要素生產(chǎn)率的單向因果關(guān)系。這一結(jié)果能夠斷定：我國文化創(chuàng)意產(chǎn)業(yè)已經(jīng)是影響全要素增長(zhǎng)率變動(dòng)的原因之一，即文化創(chuàng)意產(chǎn)業(yè)在一定程度上成為促進(jìn)經(jīng)濟(jì)增長(zhǎng)效率提升的因素。

3 研究結(jié)論與啟示

在我國1993～2009年原始數(shù)據(jù)資料和計(jì)量研究方法的基礎(chǔ)上，分析了文化創(chuàng)意產(chǎn)業(yè)與全要素生產(chǎn)率之間的實(shí)際聯(lián)系，由此得出下面結(jié)論：

（1）非平穩(wěn)序列LnCIt和LnTFP在一階差分后平穩(wěn)，并且均為一階單整，即 LnCIt～I(xiàn)(1)，LnTFPt～I(xiàn)(1)。雖然LnCIt和LnTFP時(shí)間序列都是非平穩(wěn)序列，但兩者之間的線性組合關(guān)系是平穩(wěn)的，雙方具有協(xié)整關(guān)系，即我國文化創(chuàng)意產(chǎn)業(yè)與全要素生產(chǎn)率之間有著長(zhǎng)期的均衡關(guān)系。協(xié)整回歸方程進(jìn)一步說明了文化創(chuàng)意產(chǎn)業(yè)對(duì)全要素生產(chǎn)率的影響程度，計(jì)算得出的彈性系數(shù)較大，其作用效果非常明顯。

（2）文化創(chuàng)意產(chǎn)業(yè)與全要素生產(chǎn)率之間的格蘭杰因果關(guān)系檢驗(yàn)結(jié)果表明，在一定的滯后期內(nèi)，存在著文化創(chuàng)意產(chǎn)業(yè)到全要素生產(chǎn)率的單向因果關(guān)系。這一結(jié)果進(jìn)一步驗(yàn)證了前面得出的雙方具有協(xié)整關(guān)系的結(jié)論。盡管從數(shù)據(jù)結(jié)果本身無法得知文化創(chuàng)意產(chǎn)業(yè)通過什么途徑影響全要素生產(chǎn)率的，但它能夠證明這種影響是確實(shí)存在的。

由以上研究結(jié)論，我們得出下面幾點(diǎn)啟示：

（1）在發(fā)展文化創(chuàng)意產(chǎn)業(yè)時(shí)，除重視文化創(chuàng)意產(chǎn)業(yè)經(jīng)濟(jì)效益外還應(yīng)重視文化產(chǎn)業(yè)的外部性。尤其是那些有益于人力資本積累、技術(shù)創(chuàng)新和塑造積極價(jià)值觀等文化創(chuàng)意部門，它們的發(fā)展能夠有效提升全要素生產(chǎn)率。

（2）文化創(chuàng)意產(chǎn)業(yè)對(duì)經(jīng)濟(jì)增長(zhǎng)的影響除自身產(chǎn)值的貢獻(xiàn)外，更大的體現(xiàn)在其引致效應(yīng)上面。因此，在我國大力發(fā)展現(xiàn)代服務(wù)業(yè)和產(chǎn)業(yè)結(jié)構(gòu)升級(jí)的背景下，絕不能因文化創(chuàng)意產(chǎn)業(yè)在現(xiàn)有國民經(jīng)濟(jì)體系中所占比例不大，而忽略它的發(fā)展。相反，應(yīng)大力推進(jìn)文創(chuàng)意化產(chǎn)業(yè)，充分發(fā)揮其潛在作用。

（3）從文化創(chuàng)意產(chǎn)業(yè)對(duì)全要素生產(chǎn)率的影響來看，文化創(chuàng)意產(chǎn)業(yè)的政策制定需要著眼于長(zhǎng)期，力求避免一些短視行為，只有如此才能保證其持久的正向效應(yīng)。

[1]Beyers,W.B.Culture,Services and Regional Development[J].Service Industries Journal,2002，(22).

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F222

A

1002-6487（2012）24-0095-03

國家社會(huì)科學(xué)基金資助項(xiàng)目(11CJY006)

韓順法(1979-)，男，山東嘉祥人，博士，講師，研究方向：文化創(chuàng)意產(chǎn)業(yè)與區(qū)域經(jīng)濟(jì)。

（責(zé)任編輯/易永生）