周宇

內(nèi)容摘要：文化創(chuàng)意產(chǎn)業(yè)是目前最具發(fā)展?jié)摿Φ某柈a(chǎn)業(yè)，其發(fā)展對經(jīng)濟(jì)增長有著很大的推動作用。本文選取1996-2011年相關(guān)數(shù)據(jù)作文化創(chuàng)意產(chǎn)業(yè)發(fā)展與我國經(jīng)濟(jì)增長的計量分析，以相關(guān)數(shù)據(jù)為基礎(chǔ)，進(jìn)行主成分分析。通過檢驗可知，文化創(chuàng)意產(chǎn)業(yè)發(fā)展對經(jīng)濟(jì)增長確實有促進(jìn)作用，兩者之間有長期穩(wěn)定的均衡關(guān)系，文化創(chuàng)意產(chǎn)業(yè)的發(fā)展能夠直接促進(jìn)經(jīng)濟(jì)增長。

關(guān)鍵詞：文化創(chuàng)意產(chǎn)業(yè) 經(jīng)濟(jì)增長 多元線性回歸分析 因子分析 協(xié)整檢驗

文化創(chuàng)意產(chǎn)業(yè)是以創(chuàng)作、創(chuàng)造、創(chuàng)新為根本手段，以文化內(nèi)容和創(chuàng)意成果為核心價值，以知識產(chǎn)權(quán)實現(xiàn)或消費為交易特征，為社會公眾提供文化體驗的具有內(nèi)在聯(lián)系的行業(yè)集群。就我國而言，文化創(chuàng)意產(chǎn)業(yè)在整個產(chǎn)業(yè)體系中所占的地位日趨重要，文化創(chuàng)意產(chǎn)業(yè)作為新興產(chǎn)業(yè)、朝陽產(chǎn)業(yè)、先導(dǎo)產(chǎn)業(yè)對中國經(jīng)濟(jì)增長也產(chǎn)生了重要的作用。

現(xiàn)代經(jīng)濟(jì)形勢下發(fā)展文化創(chuàng)意產(chǎn)業(yè)的優(yōu)勢

隨著經(jīng)濟(jì)的發(fā)展，要素及技術(shù)所能給經(jīng)濟(jì)帶來的作用已經(jīng)日漸走低，如何找到促進(jìn)經(jīng)濟(jì)發(fā)展的新的來源是各界人士都關(guān)注的話題。文化創(chuàng)意產(chǎn)業(yè)以其近乎于0的邊際成本和低廉的固定資本投資成為新的經(jīng)濟(jì)增長點；并且其發(fā)展也大大順應(yīng)了消費者消費水平的發(fā)展趨勢，文化創(chuàng)意產(chǎn)業(yè)的發(fā)展既是自身優(yōu)勢的發(fā)揮，同時通過回顧效應(yīng)和旁側(cè)效應(yīng)對經(jīng)濟(jì)規(guī)模產(chǎn)生根本的擴(kuò)散效應(yīng)，這樣能有效促進(jìn)經(jīng)濟(jì)增長。

而且，值得一提的是，相對于其他產(chǎn)業(yè)，文化創(chuàng)意產(chǎn)業(yè)發(fā)展的穩(wěn)定性更好，受經(jīng)濟(jì)波動的影響更小，這在經(jīng)濟(jì)不景氣時期更能凸顯出來。實踐證明，雖然2008年的全球金融危機(jī)影響了各國的整個經(jīng)濟(jì)實體，但是對于不同的產(chǎn)業(yè)影響程度是不一樣的，厲無畏在中國北京文化創(chuàng)意產(chǎn)業(yè)博覽會主辦的“中國文化創(chuàng)意產(chǎn)業(yè)投資論壇”上引用了美、日、韓三國文化創(chuàng)意產(chǎn)業(yè)在經(jīng)濟(jì)危機(jī)中逆市而上的案例，指出1998年的亞洲金融危機(jī)直接刺激了日本、韓國的文化產(chǎn)業(yè)發(fā)展；而在美國經(jīng)濟(jì)最糟糕的1929年，好萊塢舉辦了第一屆奧斯卡頒獎禮，每張門票售價10美元，至今已成為在影響力和商業(yè)效益方面最成功的電影節(jié)慶。由此，厲無畏提出了“創(chuàng)意產(chǎn)業(yè)是經(jīng)濟(jì)寒冬中的暖流”的觀點。而在金融危機(jī)時期從北京、上海、深圳等地的投資和收益總體情況來看，也是文化創(chuàng)意產(chǎn)業(yè)投資的投資及收益所占的比重較大，遠(yuǎn)遠(yuǎn)高于整體經(jīng)濟(jì)情況。我們能夠通過數(shù)據(jù)看出文化創(chuàng)意產(chǎn)業(yè)在經(jīng)濟(jì)危機(jī)時期的逆市發(fā)展的效果。

文化創(chuàng)意產(chǎn)業(yè)發(fā)展與經(jīng)濟(jì)增長的計量分析

本文運用基于誤差修正模型的格蘭杰因果檢驗進(jìn)行實證分析。Grange曾指出若非平穩(wěn)的兩個時間變量之間是協(xié)整的，則兩者之間至少存在一個方向上的格蘭杰因果關(guān)系。格蘭杰因果檢驗實際上是通過分析當(dāng)期的Y在多大程度上被滯后期的X解釋，即在回歸模型中加了X的滯后值是否可以提升Y的解釋程度。如果X的滯后值加入后提升了Y的解釋程度，或在對Y的回歸方程中X的滯后值在統(tǒng)計上顯著，這就表明X是Y的格蘭杰原因。反之同理。因此，本文運用誤差修正模型形式的格蘭杰因果檢驗來對文化創(chuàng)意產(chǎn)業(yè)發(fā)展與經(jīng)濟(jì)增長之間的因果關(guān)系進(jìn)行檢驗，模型具體形式如下：

（1）

（2）

其中△表示一階差分，p為滯后期數(shù)。在上述兩個模型中，如果（1）式中的INI的對數(shù)差分滯后項是顯著的，就表明在短期內(nèi)，文化創(chuàng)意產(chǎn)業(yè)發(fā)展是經(jīng)濟(jì)增長變動的格蘭杰原因；如果（1）式中的ecm滯后項是顯著的，就表明長期內(nèi)文化創(chuàng)意產(chǎn)業(yè)發(fā)展是經(jīng)濟(jì)增長變動的格蘭杰原因，經(jīng)濟(jì)增長變動也是文化創(chuàng)意產(chǎn)業(yè)發(fā)展的格蘭杰原因，也就是說二者長期存在雙向的格蘭杰因果關(guān)系；如果（2）式中的Y的對數(shù)差分滯后項是顯著的，這就表明經(jīng)濟(jì)增長變動是文化創(chuàng)意產(chǎn)業(yè)發(fā)展的格蘭杰原因；如果（2）式中的ecm滯后項是顯著的，就表明長期內(nèi)文化創(chuàng)意產(chǎn)業(yè)發(fā)展是經(jīng)濟(jì)增長變動的格蘭杰原因，經(jīng)濟(jì)增長變動也是文化創(chuàng)意產(chǎn)業(yè)發(fā)展的格蘭杰原因，即二者長期存在雙向的格蘭杰因果關(guān)系。

如果實證檢驗得出文化創(chuàng)意產(chǎn)業(yè)發(fā)展是經(jīng)濟(jì)增長變動的格蘭杰原因，且文化創(chuàng)意產(chǎn)業(yè)發(fā)展與經(jīng)濟(jì)增長之間存在長期協(xié)整關(guān)系，則筆者可以以經(jīng)濟(jì)增長為因變量，文化創(chuàng)意產(chǎn)業(yè)發(fā)展為自變量構(gòu)建二元回歸模型，并基于該模型來分析文化創(chuàng)意產(chǎn)業(yè)對經(jīng)濟(jì)增長的貢獻(xiàn)作用。

（3）

若（3）式中變量lnINIt是顯著的，則表明文化創(chuàng)意產(chǎn)業(yè)對經(jīng)濟(jì)增長影響是顯著的，而為文化創(chuàng)意產(chǎn)業(yè)增長率對經(jīng)濟(jì)增長率的貢獻(xiàn)份額。

（一）指標(biāo)選取與數(shù)據(jù)檢驗

1.指標(biāo)選取。本文實證研究所涉及的變量包括兩個部分：一是文化創(chuàng)意產(chǎn)業(yè)發(fā)展的代理指標(biāo)。對于文化創(chuàng)意產(chǎn)業(yè)，根據(jù)北京市劃分文化創(chuàng)意產(chǎn)業(yè)的類別，本文選取9 組數(shù)據(jù)進(jìn)行分析，分別是國際旅游收入（億美元）、國內(nèi)旅游收入（億元）、文化藝術(shù)從業(yè)人員（萬人）、藝術(shù)表演團(tuán)體收入（億元）、全國廣播電視總收入（億元）、全國廣播電視從業(yè)人員數(shù)（萬人）、全國電影綜合收入（億元）、出版圖書種類（萬種）、生產(chǎn)故事片（部）。這些指標(biāo)的數(shù)據(jù)來源于中國統(tǒng)計年鑒。二是經(jīng)濟(jì)增長代理指標(biāo)。筆者選取國內(nèi)生產(chǎn)總值作為經(jīng)濟(jì)增長的代理變量，該指標(biāo)的數(shù)據(jù)來源于新中國六十年統(tǒng)計年鑒。

2.數(shù)據(jù)樣本的相關(guān)性檢驗。文化創(chuàng)意產(chǎn)業(yè)發(fā)展的評估指標(biāo)體系包含了較多指標(biāo)，這些指標(biāo)多包涵的信息之間可能存在重復(fù)覆蓋性，為此筆者需要對評估指標(biāo)體系中的指標(biāo)間的相關(guān)性加以檢驗。表1是文化創(chuàng)意產(chǎn)業(yè)發(fā)展評估指標(biāo)體系中指標(biāo)間的相關(guān)性檢驗結(jié)果。由該表可知，文化創(chuàng)意產(chǎn)業(yè)發(fā)展的評估指標(biāo)間具有較強(qiáng)的相關(guān)性，指標(biāo)間相關(guān)系數(shù)最低的是0.701377，最高的是0.986099。一般而言，當(dāng)指標(biāo)間的相關(guān)系數(shù)高于0.5時，就可以認(rèn)定這兩個指標(biāo)相關(guān)性較強(qiáng)，可能包含重復(fù)信息。為此，文化創(chuàng)意產(chǎn)業(yè)發(fā)展的綜合指標(biāo)需要通過主成分分析或者因子分析的方法來加以提煉。

（二）經(jīng)濟(jì)增長代理變量的平穩(wěn)性檢驗

表2是經(jīng)濟(jì)增長變量的平穩(wěn)性檢驗結(jié)果。從檢驗結(jié)果可以看出，經(jīng)濟(jì)增長代理變量是一階平穩(wěn)的，也就是說該指標(biāo)是一階單位根過程。endprint

（三）文化創(chuàng)意產(chǎn)業(yè)發(fā)展綜合指標(biāo)體系構(gòu)建與檢驗

1.文化創(chuàng)意產(chǎn)業(yè)發(fā)展綜合指標(biāo)的構(gòu)建。根據(jù)數(shù)據(jù)相關(guān)性檢驗結(jié)果可知，文化創(chuàng)意產(chǎn)業(yè)代理指標(biāo)之間相關(guān)性較強(qiáng)，筆者通過構(gòu)建主成分分析模型，用不同主成分的方差貢獻(xiàn)率作為權(quán)重，利用加權(quán)和的思想來提煉文化創(chuàng)意產(chǎn)業(yè)發(fā)展綜合指標(biāo)。在該模型中，筆者以特征值大于1為標(biāo)準(zhǔn)來選擇相應(yīng)的主成分。表3是文化創(chuàng)意產(chǎn)業(yè)發(fā)展評估指標(biāo)體系的主成分分析結(jié)果。

由表3可知，第一主成分的方差貢獻(xiàn)率就為92.41%，已能很好地反映該組變量的總體變動情況，而且從特征值也可以發(fā)現(xiàn)，第一主成分的特征值為6.468872，顯著大于1，而其他主成分的特征值均小于1，同時第一個特征值幾乎是后六個特征值的20倍以上。因此，筆者提取第1主成分作為我國文化創(chuàng)意產(chǎn)業(yè)綜合指標(biāo)的代表。

表4是文化創(chuàng)意產(chǎn)業(yè)發(fā)展評估指標(biāo)體系的主成分的構(gòu)成情況，由該表可知構(gòu)成第一主成分的變量的權(quán)重大小。筆者將該主成分定義為文化創(chuàng)意產(chǎn)業(yè)發(fā)展綜合指標(biāo)，并將該指標(biāo)記作INI，則文化創(chuàng)意產(chǎn)業(yè)綜合指標(biāo)INI的計算公式如下：

2.文化創(chuàng)意產(chǎn)業(yè)發(fā)展綜合指標(biāo)的平穩(wěn)性檢驗。表5是文化創(chuàng)意產(chǎn)業(yè)發(fā)展綜合指標(biāo)的單位根檢驗結(jié)果。從檢驗結(jié)果可以看出，文化創(chuàng)意產(chǎn)業(yè)發(fā)展綜合指標(biāo)是一階平穩(wěn)的，即該指標(biāo)是一階單位根過程。

（四）文化創(chuàng)意產(chǎn)業(yè)發(fā)展與經(jīng)濟(jì)增長的因果關(guān)系分析

協(xié)整檢驗。由表2和表5可知，lnINI和lnY均為一階單位根過程，即I（1）過程。為此在構(gòu)建回歸模型前，筆者先檢驗這兩個變量之間是否存在協(xié)整關(guān)系。表6是經(jīng)濟(jì)增長與文化創(chuàng)意產(chǎn)業(yè)發(fā)展間的協(xié)整檢驗結(jié)果。

由表6可知，二者之間存在長期協(xié)整關(guān)系，為此，筆者構(gòu)建經(jīng)濟(jì)增長與文化創(chuàng)意產(chǎn)業(yè)發(fā)展之間的協(xié)整方程。

協(xié)整方程的構(gòu)建。以lnY為被解釋變量，lnINI為解釋變量構(gòu)建協(xié)整方程A，其估計結(jié)果為：

（4）

以lnINI為被解釋變量，lnY為解釋變量構(gòu)建協(xié)整方程B，其估計結(jié)果為：

（5）

誤差修正項提?。?/p>

基于誤差修正模型的格蘭杰因果檢驗。在以上分析的基礎(chǔ)上，筆者利用OLS方法對式（4）和式（5）進(jìn)行估計，得出誤差修正模型的估計結(jié)果如下：

（6）

（7）

通過計算可知，在以經(jīng)濟(jì)增長對數(shù)差分項為被解釋變量的誤差修正模型中，文化創(chuàng)意產(chǎn)業(yè)發(fā)展綜合指標(biāo)的對數(shù)值的差分項和經(jīng)濟(jì)增長對數(shù)值的差分項均顯著，這表明短期內(nèi)，文化創(chuàng)意產(chǎn)業(yè)發(fā)展是經(jīng)濟(jì)增長的格蘭杰原因，即文化創(chuàng)意產(chǎn)業(yè)發(fā)展會推動經(jīng)濟(jì)增長。同時，誤差修正項是顯著的，這表明文化創(chuàng)意產(chǎn)業(yè)發(fā)展對經(jīng)濟(jì)增長的影響是長期的。而且△lnINIt-1項的系數(shù)為正，這就說明文化創(chuàng)意產(chǎn)業(yè)發(fā)展對經(jīng)濟(jì)增長的影響是正向的。

由計算可知，在以文化創(chuàng)意產(chǎn)業(yè)發(fā)展綜合指標(biāo)的對數(shù)差分項為被解釋變量的誤差修正模型中，經(jīng)濟(jì)增長的對數(shù)差分滯后項是不顯著的，這就表明經(jīng)濟(jì)增長在短期內(nèi)不是文化創(chuàng)意產(chǎn)業(yè)發(fā)展的格蘭杰原因，即短期內(nèi)，經(jīng)濟(jì)增長的變化不會促進(jìn)文化創(chuàng)意產(chǎn)業(yè)的發(fā)展。同時，誤差修正項也是不顯著的，這就表明在長期，經(jīng)濟(jì)增長也不是文化創(chuàng)意產(chǎn)業(yè)發(fā)展的格蘭杰原因。

綜上所述，無論是短期還是長期，文化創(chuàng)意產(chǎn)業(yè)發(fā)展都會促進(jìn)經(jīng)濟(jì)增長，但是經(jīng)濟(jì)增長不會帶來文化創(chuàng)意產(chǎn)業(yè)的變化。這一結(jié)論就印證了筆者在前面所作出文化創(chuàng)意產(chǎn)業(yè)的擴(kuò)散效應(yīng)的假設(shè)是成立的，即文化創(chuàng)意產(chǎn)業(yè)的發(fā)展能夠直接促進(jìn)經(jīng)濟(jì)增長。

（五）文化創(chuàng)意產(chǎn)業(yè)對經(jīng)濟(jì)增長的貢獻(xiàn)份額分析

筆者在上一部分研究證實了文化創(chuàng)意產(chǎn)業(yè)的發(fā)展會促進(jìn)經(jīng)濟(jì)增長，但是并未對其貢獻(xiàn)份額加以研究。因此，本文將通過協(xié)整方程來分析文化創(chuàng)意產(chǎn)業(yè)對經(jīng)濟(jì)增長的貢獻(xiàn)份額。

筆者以經(jīng)濟(jì)增長的對數(shù)值為被解釋變量，文化創(chuàng)意產(chǎn)業(yè)發(fā)展綜合指數(shù)為解釋變量構(gòu)建二元回歸模型，其OLS估計結(jié)果如下：

為了使結(jié)果更加清晰，筆者給出了文化創(chuàng)意產(chǎn)業(yè)對經(jīng)濟(jì)增長的貢獻(xiàn)份額研究模型的估計結(jié)果。

模型結(jié)果的穩(wěn)健性需要通過該模型估計的殘差來加以分析，筆者從殘差的平穩(wěn)性和自相關(guān)性方面來分析模型的估計有效性。表7是文化創(chuàng)意產(chǎn)業(yè)對經(jīng)濟(jì)增長的貢獻(xiàn)份額研究模型殘差的平穩(wěn)性檢驗，圖1是文化創(chuàng)意產(chǎn)業(yè)對經(jīng)濟(jì)增長的貢獻(xiàn)份額研究模型殘差的自相關(guān)性檢驗圖。

由表7和圖1可知，文化創(chuàng)意產(chǎn)業(yè)對經(jīng)濟(jì)增長的貢獻(xiàn)份額研究模型殘差是平穩(wěn)且不相關(guān)的。同時， F統(tǒng)計量是顯著的。這表明模型的估計結(jié)果是穩(wěn)健有效的。

由計算可知，文化創(chuàng)意產(chǎn)業(yè)對經(jīng)濟(jì)增長的影響系數(shù)為0.719175，這表明文化創(chuàng)意產(chǎn)業(yè)綜合指標(biāo)增加1%，會帶來經(jīng)濟(jì)增長增加0.719175。筆者在模型設(shè)定中的文化創(chuàng)意產(chǎn)業(yè)增長率對經(jīng)濟(jì)增長率的貢獻(xiàn)份額為，故文化創(chuàng)意產(chǎn)業(yè)發(fā)展對經(jīng)濟(jì)增長的貢獻(xiàn)份額為 。

為了清楚地分析這一貢獻(xiàn)份額的變化情況，筆者在圖2中給出了文化創(chuàng)意產(chǎn)業(yè)增長率對經(jīng)濟(jì)增長率的貢獻(xiàn)份額變化情況。

由圖2可知，自1996年以來文化創(chuàng)意產(chǎn)業(yè)增長率對經(jīng)濟(jì)增長率的貢獻(xiàn)呈遞增趨勢，由1996年的0.483976增加到0.550613。這印證了筆者關(guān)于文化創(chuàng)意產(chǎn)業(yè)發(fā)展的擴(kuò)散效應(yīng)的假設(shè)。文化創(chuàng)意產(chǎn)業(yè)發(fā)展將直接促進(jìn)經(jīng)濟(jì)增長。不過，盡管在增長率的貢獻(xiàn)份額上，文化創(chuàng)意產(chǎn)業(yè)的貢獻(xiàn)較大，但是在絕對量上，文化創(chuàng)意產(chǎn)業(yè)對經(jīng)濟(jì)增長的貢獻(xiàn)不足，有待進(jìn)一步發(fā)展。

結(jié)論

筆者通過構(gòu)建基于誤差修正模型的格蘭杰因果檢驗來分析文化創(chuàng)意產(chǎn)業(yè)發(fā)展與經(jīng)濟(jì)增長之間的因果關(guān)系，并構(gòu)建協(xié)整方程來分析文化創(chuàng)意產(chǎn)業(yè)增長率對經(jīng)濟(jì)增長率的貢獻(xiàn)份額。通過本文的研究，筆者得出以下結(jié)論：

第一，文化創(chuàng)意產(chǎn)業(yè)發(fā)展綜合指標(biāo)是通過主成分分析法在文化創(chuàng)意產(chǎn)業(yè)發(fā)展指標(biāo)體系中提煉而得，并且文化創(chuàng)意產(chǎn)業(yè)發(fā)展綜合指標(biāo)是一階單位根過程。

第二，在以經(jīng)濟(jì)增長對數(shù)差分項為被解釋變量的誤差修正模型中，文化創(chuàng)意產(chǎn)業(yè)發(fā)展綜合指標(biāo)的對數(shù)值的差分項和經(jīng)濟(jì)增長對數(shù)值的差分項均顯著，這表明短期內(nèi)，文化創(chuàng)意產(chǎn)業(yè)發(fā)展會推動經(jīng)濟(jì)增長。同時，誤差修正項是顯著的，這表明文化創(chuàng)意產(chǎn)業(yè)發(fā)展對經(jīng)濟(jì)增長的影響是長期的。而且△lnINIt-1項的系數(shù)為正，這就說明文化創(chuàng)意產(chǎn)業(yè)發(fā)展對經(jīng)濟(jì)增長的影響是正向的。

第三，在以文化創(chuàng)意產(chǎn)業(yè)發(fā)展綜合指標(biāo)的對數(shù)差分項為被解釋變量的誤差修正模型中，經(jīng)濟(jì)增長的對數(shù)差分滯后項是不顯著的，這就表明經(jīng)短期內(nèi)，經(jīng)濟(jì)增長的變化不會促進(jìn)文化創(chuàng)意產(chǎn)業(yè)的發(fā)展。同時，誤差修正項也是不顯著的，這就表明在長期，經(jīng)濟(jì)增長也不是文化創(chuàng)意產(chǎn)業(yè)發(fā)展的格蘭杰原因。

第四，在文化創(chuàng)意產(chǎn)業(yè)對經(jīng)濟(jì)增長貢獻(xiàn)份額研究額協(xié)整方程中，文化創(chuàng)意產(chǎn)業(yè)對經(jīng)濟(jì)增長的影響系數(shù)為0.719175，這表明文化創(chuàng)意產(chǎn)業(yè)綜合指標(biāo)增加1%，會使經(jīng)濟(jì)增長增加0.719175。也就是文化創(chuàng)意產(chǎn)業(yè)的發(fā)展對經(jīng)濟(jì)增長具有擴(kuò)散效應(yīng)，文化創(chuàng)意產(chǎn)業(yè)發(fā)展能直接促進(jìn)經(jīng)濟(jì)增長。

第五，自1996年以來文化創(chuàng)意產(chǎn)業(yè)增長率對經(jīng)濟(jì)增長率的貢獻(xiàn)呈現(xiàn)遞增的趨勢，由1996年的0.483976增加到0.550613。不過，盡管在增長率的貢獻(xiàn)份額上，文化創(chuàng)意產(chǎn)業(yè)的貢獻(xiàn)較大，但是在絕對量上，文化創(chuàng)意產(chǎn)業(yè)對經(jīng)濟(jì)增長的貢獻(xiàn)有待進(jìn)一步研究。

參考文獻(xiàn)：

1.北京市統(tǒng)計局，國家統(tǒng)計局北京調(diào)查總隊.《北京市文化創(chuàng)意產(chǎn)業(yè)分類標(biāo)準(zhǔn)》及測算結(jié)果[EB/OL].http：//www.bjstats.gov.cn/tjys/sjzd/200612/t20061214_78499.htm，2006-12-13

2.厲無畏.創(chuàng)意產(chǎn)業(yè)是經(jīng)濟(jì)寒冬中的暖流[EB/OL].http：//finance.sina.com.cn/hy/20081217/15505649249.shtml，2008-12-17endprint

（三）文化創(chuàng)意產(chǎn)業(yè)發(fā)展綜合指標(biāo)體系構(gòu)建與檢驗

1.文化創(chuàng)意產(chǎn)業(yè)發(fā)展綜合指標(biāo)的構(gòu)建。根據(jù)數(shù)據(jù)相關(guān)性檢驗結(jié)果可知，文化創(chuàng)意產(chǎn)業(yè)代理指標(biāo)之間相關(guān)性較強(qiáng)，筆者通過構(gòu)建主成分分析模型，用不同主成分的方差貢獻(xiàn)率作為權(quán)重，利用加權(quán)和的思想來提煉文化創(chuàng)意產(chǎn)業(yè)發(fā)展綜合指標(biāo)。在該模型中，筆者以特征值大于1為標(biāo)準(zhǔn)來選擇相應(yīng)的主成分。表3是文化創(chuàng)意產(chǎn)業(yè)發(fā)展評估指標(biāo)體系的主成分分析結(jié)果。

由表3可知，第一主成分的方差貢獻(xiàn)率就為92.41%，已能很好地反映該組變量的總體變動情況，而且從特征值也可以發(fā)現(xiàn)，第一主成分的特征值為6.468872，顯著大于1，而其他主成分的特征值均小于1，同時第一個特征值幾乎是后六個特征值的20倍以上。因此，筆者提取第1主成分作為我國文化創(chuàng)意產(chǎn)業(yè)綜合指標(biāo)的代表。

表4是文化創(chuàng)意產(chǎn)業(yè)發(fā)展評估指標(biāo)體系的主成分的構(gòu)成情況，由該表可知構(gòu)成第一主成分的變量的權(quán)重大小。筆者將該主成分定義為文化創(chuàng)意產(chǎn)業(yè)發(fā)展綜合指標(biāo)，并將該指標(biāo)記作INI，則文化創(chuàng)意產(chǎn)業(yè)綜合指標(biāo)INI的計算公式如下：

2.文化創(chuàng)意產(chǎn)業(yè)發(fā)展綜合指標(biāo)的平穩(wěn)性檢驗。表5是文化創(chuàng)意產(chǎn)業(yè)發(fā)展綜合指標(biāo)的單位根檢驗結(jié)果。從檢驗結(jié)果可以看出，文化創(chuàng)意產(chǎn)業(yè)發(fā)展綜合指標(biāo)是一階平穩(wěn)的，即該指標(biāo)是一階單位根過程。

（四）文化創(chuàng)意產(chǎn)業(yè)發(fā)展與經(jīng)濟(jì)增長的因果關(guān)系分析

協(xié)整檢驗。由表2和表5可知，lnINI和lnY均為一階單位根過程，即I（1）過程。為此在構(gòu)建回歸模型前，筆者先檢驗這兩個變量之間是否存在協(xié)整關(guān)系。表6是經(jīng)濟(jì)增長與文化創(chuàng)意產(chǎn)業(yè)發(fā)展間的協(xié)整檢驗結(jié)果。

由表6可知，二者之間存在長期協(xié)整關(guān)系，為此，筆者構(gòu)建經(jīng)濟(jì)增長與文化創(chuàng)意產(chǎn)業(yè)發(fā)展之間的協(xié)整方程。

協(xié)整方程的構(gòu)建。以lnY為被解釋變量，lnINI為解釋變量構(gòu)建協(xié)整方程A，其估計結(jié)果為：

（4）

以lnINI為被解釋變量，lnY為解釋變量構(gòu)建協(xié)整方程B，其估計結(jié)果為：

（5）

誤差修正項提?。?/p>

基于誤差修正模型的格蘭杰因果檢驗。在以上分析的基礎(chǔ)上，筆者利用OLS方法對式（4）和式（5）進(jìn)行估計，得出誤差修正模型的估計結(jié)果如下：

（6）

（7）

通過計算可知，在以經(jīng)濟(jì)增長對數(shù)差分項為被解釋變量的誤差修正模型中，文化創(chuàng)意產(chǎn)業(yè)發(fā)展綜合指標(biāo)的對數(shù)值的差分項和經(jīng)濟(jì)增長對數(shù)值的差分項均顯著，這表明短期內(nèi)，文化創(chuàng)意產(chǎn)業(yè)發(fā)展是經(jīng)濟(jì)增長的格蘭杰原因，即文化創(chuàng)意產(chǎn)業(yè)發(fā)展會推動經(jīng)濟(jì)增長。同時，誤差修正項是顯著的，這表明文化創(chuàng)意產(chǎn)業(yè)發(fā)展對經(jīng)濟(jì)增長的影響是長期的。而且△lnINIt-1項的系數(shù)為正，這就說明文化創(chuàng)意產(chǎn)業(yè)發(fā)展對經(jīng)濟(jì)增長的影響是正向的。

由計算可知，在以文化創(chuàng)意產(chǎn)業(yè)發(fā)展綜合指標(biāo)的對數(shù)差分項為被解釋變量的誤差修正模型中，經(jīng)濟(jì)增長的對數(shù)差分滯后項是不顯著的，這就表明經(jīng)濟(jì)增長在短期內(nèi)不是文化創(chuàng)意產(chǎn)業(yè)發(fā)展的格蘭杰原因，即短期內(nèi)，經(jīng)濟(jì)增長的變化不會促進(jìn)文化創(chuàng)意產(chǎn)業(yè)的發(fā)展。同時，誤差修正項也是不顯著的，這就表明在長期，經(jīng)濟(jì)增長也不是文化創(chuàng)意產(chǎn)業(yè)發(fā)展的格蘭杰原因。

綜上所述，無論是短期還是長期，文化創(chuàng)意產(chǎn)業(yè)發(fā)展都會促進(jìn)經(jīng)濟(jì)增長，但是經(jīng)濟(jì)增長不會帶來文化創(chuàng)意產(chǎn)業(yè)的變化。這一結(jié)論就印證了筆者在前面所作出文化創(chuàng)意產(chǎn)業(yè)的擴(kuò)散效應(yīng)的假設(shè)是成立的，即文化創(chuàng)意產(chǎn)業(yè)的發(fā)展能夠直接促進(jìn)經(jīng)濟(jì)增長。

（五）文化創(chuàng)意產(chǎn)業(yè)對經(jīng)濟(jì)增長的貢獻(xiàn)份額分析

筆者在上一部分研究證實了文化創(chuàng)意產(chǎn)業(yè)的發(fā)展會促進(jìn)經(jīng)濟(jì)增長，但是并未對其貢獻(xiàn)份額加以研究。因此，本文將通過協(xié)整方程來分析文化創(chuàng)意產(chǎn)業(yè)對經(jīng)濟(jì)增長的貢獻(xiàn)份額。

筆者以經(jīng)濟(jì)增長的對數(shù)值為被解釋變量，文化創(chuàng)意產(chǎn)業(yè)發(fā)展綜合指數(shù)為解釋變量構(gòu)建二元回歸模型，其OLS估計結(jié)果如下：

為了使結(jié)果更加清晰，筆者給出了文化創(chuàng)意產(chǎn)業(yè)對經(jīng)濟(jì)增長的貢獻(xiàn)份額研究模型的估計結(jié)果。

模型結(jié)果的穩(wěn)健性需要通過該模型估計的殘差來加以分析，筆者從殘差的平穩(wěn)性和自相關(guān)性方面來分析模型的估計有效性。表7是文化創(chuàng)意產(chǎn)業(yè)對經(jīng)濟(jì)增長的貢獻(xiàn)份額研究模型殘差的平穩(wěn)性檢驗，圖1是文化創(chuàng)意產(chǎn)業(yè)對經(jīng)濟(jì)增長的貢獻(xiàn)份額研究模型殘差的自相關(guān)性檢驗圖。

由表7和圖1可知，文化創(chuàng)意產(chǎn)業(yè)對經(jīng)濟(jì)增長的貢獻(xiàn)份額研究模型殘差是平穩(wěn)且不相關(guān)的。同時， F統(tǒng)計量是顯著的。這表明模型的估計結(jié)果是穩(wěn)健有效的。

由計算可知，文化創(chuàng)意產(chǎn)業(yè)對經(jīng)濟(jì)增長的影響系數(shù)為0.719175，這表明文化創(chuàng)意產(chǎn)業(yè)綜合指標(biāo)增加1%，會帶來經(jīng)濟(jì)增長增加0.719175。筆者在模型設(shè)定中的文化創(chuàng)意產(chǎn)業(yè)增長率對經(jīng)濟(jì)增長率的貢獻(xiàn)份額為，故文化創(chuàng)意產(chǎn)業(yè)發(fā)展對經(jīng)濟(jì)增長的貢獻(xiàn)份額為 。

為了清楚地分析這一貢獻(xiàn)份額的變化情況，筆者在圖2中給出了文化創(chuàng)意產(chǎn)業(yè)增長率對經(jīng)濟(jì)增長率的貢獻(xiàn)份額變化情況。

由圖2可知，自1996年以來文化創(chuàng)意產(chǎn)業(yè)增長率對經(jīng)濟(jì)增長率的貢獻(xiàn)呈遞增趨勢，由1996年的0.483976增加到0.550613。這印證了筆者關(guān)于文化創(chuàng)意產(chǎn)業(yè)發(fā)展的擴(kuò)散效應(yīng)的假設(shè)。文化創(chuàng)意產(chǎn)業(yè)發(fā)展將直接促進(jìn)經(jīng)濟(jì)增長。不過，盡管在增長率的貢獻(xiàn)份額上，文化創(chuàng)意產(chǎn)業(yè)的貢獻(xiàn)較大，但是在絕對量上，文化創(chuàng)意產(chǎn)業(yè)對經(jīng)濟(jì)增長的貢獻(xiàn)不足，有待進(jìn)一步發(fā)展。

結(jié)論

筆者通過構(gòu)建基于誤差修正模型的格蘭杰因果檢驗來分析文化創(chuàng)意產(chǎn)業(yè)發(fā)展與經(jīng)濟(jì)增長之間的因果關(guān)系，并構(gòu)建協(xié)整方程來分析文化創(chuàng)意產(chǎn)業(yè)增長率對經(jīng)濟(jì)增長率的貢獻(xiàn)份額。通過本文的研究，筆者得出以下結(jié)論：

第一，文化創(chuàng)意產(chǎn)業(yè)發(fā)展綜合指標(biāo)是通過主成分分析法在文化創(chuàng)意產(chǎn)業(yè)發(fā)展指標(biāo)體系中提煉而得，并且文化創(chuàng)意產(chǎn)業(yè)發(fā)展綜合指標(biāo)是一階單位根過程。

第二，在以經(jīng)濟(jì)增長對數(shù)差分項為被解釋變量的誤差修正模型中，文化創(chuàng)意產(chǎn)業(yè)發(fā)展綜合指標(biāo)的對數(shù)值的差分項和經(jīng)濟(jì)增長對數(shù)值的差分項均顯著，這表明短期內(nèi)，文化創(chuàng)意產(chǎn)業(yè)發(fā)展會推動經(jīng)濟(jì)增長。同時，誤差修正項是顯著的，這表明文化創(chuàng)意產(chǎn)業(yè)發(fā)展對經(jīng)濟(jì)增長的影響是長期的。而且△lnINIt-1項的系數(shù)為正，這就說明文化創(chuàng)意產(chǎn)業(yè)發(fā)展對經(jīng)濟(jì)增長的影響是正向的。

第三，在以文化創(chuàng)意產(chǎn)業(yè)發(fā)展綜合指標(biāo)的對數(shù)差分項為被解釋變量的誤差修正模型中，經(jīng)濟(jì)增長的對數(shù)差分滯后項是不顯著的，這就表明經(jīng)短期內(nèi)，經(jīng)濟(jì)增長的變化不會促進(jìn)文化創(chuàng)意產(chǎn)業(yè)的發(fā)展。同時，誤差修正項也是不顯著的，這就表明在長期，經(jīng)濟(jì)增長也不是文化創(chuàng)意產(chǎn)業(yè)發(fā)展的格蘭杰原因。

第四，在文化創(chuàng)意產(chǎn)業(yè)對經(jīng)濟(jì)增長貢獻(xiàn)份額研究額協(xié)整方程中，文化創(chuàng)意產(chǎn)業(yè)對經(jīng)濟(jì)增長的影響系數(shù)為0.719175，這表明文化創(chuàng)意產(chǎn)業(yè)綜合指標(biāo)增加1%，會使經(jīng)濟(jì)增長增加0.719175。也就是文化創(chuàng)意產(chǎn)業(yè)的發(fā)展對經(jīng)濟(jì)增長具有擴(kuò)散效應(yīng)，文化創(chuàng)意產(chǎn)業(yè)發(fā)展能直接促進(jìn)經(jīng)濟(jì)增長。

第五，自1996年以來文化創(chuàng)意產(chǎn)業(yè)增長率對經(jīng)濟(jì)增長率的貢獻(xiàn)呈現(xiàn)遞增的趨勢，由1996年的0.483976增加到0.550613。不過，盡管在增長率的貢獻(xiàn)份額上，文化創(chuàng)意產(chǎn)業(yè)的貢獻(xiàn)較大，但是在絕對量上，文化創(chuàng)意產(chǎn)業(yè)對經(jīng)濟(jì)增長的貢獻(xiàn)有待進(jìn)一步研究。

參考文獻(xiàn)：

1.北京市統(tǒng)計局，國家統(tǒng)計局北京調(diào)查總隊.《北京市文化創(chuàng)意產(chǎn)業(yè)分類標(biāo)準(zhǔn)》及測算結(jié)果[EB/OL].http：//www.bjstats.gov.cn/tjys/sjzd/200612/t20061214_78499.htm，2006-12-13

2.厲無畏.創(chuàng)意產(chǎn)業(yè)是經(jīng)濟(jì)寒冬中的暖流[EB/OL].http：//finance.sina.com.cn/hy/20081217/15505649249.shtml，2008-12-17endprint

（三）文化創(chuàng)意產(chǎn)業(yè)發(fā)展綜合指標(biāo)體系構(gòu)建與檢驗

1.文化創(chuàng)意產(chǎn)業(yè)發(fā)展綜合指標(biāo)的構(gòu)建。根據(jù)數(shù)據(jù)相關(guān)性檢驗結(jié)果可知，文化創(chuàng)意產(chǎn)業(yè)代理指標(biāo)之間相關(guān)性較強(qiáng)，筆者通過構(gòu)建主成分分析模型，用不同主成分的方差貢獻(xiàn)率作為權(quán)重，利用加權(quán)和的思想來提煉文化創(chuàng)意產(chǎn)業(yè)發(fā)展綜合指標(biāo)。在該模型中，筆者以特征值大于1為標(biāo)準(zhǔn)來選擇相應(yīng)的主成分。表3是文化創(chuàng)意產(chǎn)業(yè)發(fā)展評估指標(biāo)體系的主成分分析結(jié)果。

由表3可知，第一主成分的方差貢獻(xiàn)率就為92.41%，已能很好地反映該組變量的總體變動情況，而且從特征值也可以發(fā)現(xiàn)，第一主成分的特征值為6.468872，顯著大于1，而其他主成分的特征值均小于1，同時第一個特征值幾乎是后六個特征值的20倍以上。因此，筆者提取第1主成分作為我國文化創(chuàng)意產(chǎn)業(yè)綜合指標(biāo)的代表。

表4是文化創(chuàng)意產(chǎn)業(yè)發(fā)展評估指標(biāo)體系的主成分的構(gòu)成情況，由該表可知構(gòu)成第一主成分的變量的權(quán)重大小。筆者將該主成分定義為文化創(chuàng)意產(chǎn)業(yè)發(fā)展綜合指標(biāo)，并將該指標(biāo)記作INI，則文化創(chuàng)意產(chǎn)業(yè)綜合指標(biāo)INI的計算公式如下：

2.文化創(chuàng)意產(chǎn)業(yè)發(fā)展綜合指標(biāo)的平穩(wěn)性檢驗。表5是文化創(chuàng)意產(chǎn)業(yè)發(fā)展綜合指標(biāo)的單位根檢驗結(jié)果。從檢驗結(jié)果可以看出，文化創(chuàng)意產(chǎn)業(yè)發(fā)展綜合指標(biāo)是一階平穩(wěn)的，即該指標(biāo)是一階單位根過程。

（四）文化創(chuàng)意產(chǎn)業(yè)發(fā)展與經(jīng)濟(jì)增長的因果關(guān)系分析

協(xié)整檢驗。由表2和表5可知，lnINI和lnY均為一階單位根過程，即I（1）過程。為此在構(gòu)建回歸模型前，筆者先檢驗這兩個變量之間是否存在協(xié)整關(guān)系。表6是經(jīng)濟(jì)增長與文化創(chuàng)意產(chǎn)業(yè)發(fā)展間的協(xié)整檢驗結(jié)果。

由表6可知，二者之間存在長期協(xié)整關(guān)系，為此，筆者構(gòu)建經(jīng)濟(jì)增長與文化創(chuàng)意產(chǎn)業(yè)發(fā)展之間的協(xié)整方程。

協(xié)整方程的構(gòu)建。以lnY為被解釋變量，lnINI為解釋變量構(gòu)建協(xié)整方程A，其估計結(jié)果為：

（4）

以lnINI為被解釋變量，lnY為解釋變量構(gòu)建協(xié)整方程B，其估計結(jié)果為：

（5）

誤差修正項提取：

基于誤差修正模型的格蘭杰因果檢驗。在以上分析的基礎(chǔ)上，筆者利用OLS方法對式（4）和式（5）進(jìn)行估計，得出誤差修正模型的估計結(jié)果如下：

（6）

（7）

通過計算可知，在以經(jīng)濟(jì)增長對數(shù)差分項為被解釋變量的誤差修正模型中，文化創(chuàng)意產(chǎn)業(yè)發(fā)展綜合指標(biāo)的對數(shù)值的差分項和經(jīng)濟(jì)增長對數(shù)值的差分項均顯著，這表明短期內(nèi)，文化創(chuàng)意產(chǎn)業(yè)發(fā)展是經(jīng)濟(jì)增長的格蘭杰原因，即文化創(chuàng)意產(chǎn)業(yè)發(fā)展會推動經(jīng)濟(jì)增長。同時，誤差修正項是顯著的，這表明文化創(chuàng)意產(chǎn)業(yè)發(fā)展對經(jīng)濟(jì)增長的影響是長期的。而且△lnINIt-1項的系數(shù)為正，這就說明文化創(chuàng)意產(chǎn)業(yè)發(fā)展對經(jīng)濟(jì)增長的影響是正向的。

由計算可知，在以文化創(chuàng)意產(chǎn)業(yè)發(fā)展綜合指標(biāo)的對數(shù)差分項為被解釋變量的誤差修正模型中，經(jīng)濟(jì)增長的對數(shù)差分滯后項是不顯著的，這就表明經(jīng)濟(jì)增長在短期內(nèi)不是文化創(chuàng)意產(chǎn)業(yè)發(fā)展的格蘭杰原因，即短期內(nèi)，經(jīng)濟(jì)增長的變化不會促進(jìn)文化創(chuàng)意產(chǎn)業(yè)的發(fā)展。同時，誤差修正項也是不顯著的，這就表明在長期，經(jīng)濟(jì)增長也不是文化創(chuàng)意產(chǎn)業(yè)發(fā)展的格蘭杰原因。

綜上所述，無論是短期還是長期，文化創(chuàng)意產(chǎn)業(yè)發(fā)展都會促進(jìn)經(jīng)濟(jì)增長，但是經(jīng)濟(jì)增長不會帶來文化創(chuàng)意產(chǎn)業(yè)的變化。這一結(jié)論就印證了筆者在前面所作出文化創(chuàng)意產(chǎn)業(yè)的擴(kuò)散效應(yīng)的假設(shè)是成立的，即文化創(chuàng)意產(chǎn)業(yè)的發(fā)展能夠直接促進(jìn)經(jīng)濟(jì)增長。

（五）文化創(chuàng)意產(chǎn)業(yè)對經(jīng)濟(jì)增長的貢獻(xiàn)份額分析

筆者在上一部分研究證實了文化創(chuàng)意產(chǎn)業(yè)的發(fā)展會促進(jìn)經(jīng)濟(jì)增長，但是并未對其貢獻(xiàn)份額加以研究。因此，本文將通過協(xié)整方程來分析文化創(chuàng)意產(chǎn)業(yè)對經(jīng)濟(jì)增長的貢獻(xiàn)份額。

筆者以經(jīng)濟(jì)增長的對數(shù)值為被解釋變量，文化創(chuàng)意產(chǎn)業(yè)發(fā)展綜合指數(shù)為解釋變量構(gòu)建二元回歸模型，其OLS估計結(jié)果如下：

為了使結(jié)果更加清晰，筆者給出了文化創(chuàng)意產(chǎn)業(yè)對經(jīng)濟(jì)增長的貢獻(xiàn)份額研究模型的估計結(jié)果。

模型結(jié)果的穩(wěn)健性需要通過該模型估計的殘差來加以分析，筆者從殘差的平穩(wěn)性和自相關(guān)性方面來分析模型的估計有效性。表7是文化創(chuàng)意產(chǎn)業(yè)對經(jīng)濟(jì)增長的貢獻(xiàn)份額研究模型殘差的平穩(wěn)性檢驗，圖1是文化創(chuàng)意產(chǎn)業(yè)對經(jīng)濟(jì)增長的貢獻(xiàn)份額研究模型殘差的自相關(guān)性檢驗圖。

由表7和圖1可知，文化創(chuàng)意產(chǎn)業(yè)對經(jīng)濟(jì)增長的貢獻(xiàn)份額研究模型殘差是平穩(wěn)且不相關(guān)的。同時， F統(tǒng)計量是顯著的。這表明模型的估計結(jié)果是穩(wěn)健有效的。

由計算可知，文化創(chuàng)意產(chǎn)業(yè)對經(jīng)濟(jì)增長的影響系數(shù)為0.719175，這表明文化創(chuàng)意產(chǎn)業(yè)綜合指標(biāo)增加1%，會帶來經(jīng)濟(jì)增長增加0.719175。筆者在模型設(shè)定中的文化創(chuàng)意產(chǎn)業(yè)增長率對經(jīng)濟(jì)增長率的貢獻(xiàn)份額為，故文化創(chuàng)意產(chǎn)業(yè)發(fā)展對經(jīng)濟(jì)增長的貢獻(xiàn)份額為 。

為了清楚地分析這一貢獻(xiàn)份額的變化情況，筆者在圖2中給出了文化創(chuàng)意產(chǎn)業(yè)增長率對經(jīng)濟(jì)增長率的貢獻(xiàn)份額變化情況。

由圖2可知，自1996年以來文化創(chuàng)意產(chǎn)業(yè)增長率對經(jīng)濟(jì)增長率的貢獻(xiàn)呈遞增趨勢，由1996年的0.483976增加到0.550613。這印證了筆者關(guān)于文化創(chuàng)意產(chǎn)業(yè)發(fā)展的擴(kuò)散效應(yīng)的假設(shè)。文化創(chuàng)意產(chǎn)業(yè)發(fā)展將直接促進(jìn)經(jīng)濟(jì)增長。不過，盡管在增長率的貢獻(xiàn)份額上，文化創(chuàng)意產(chǎn)業(yè)的貢獻(xiàn)較大，但是在絕對量上，文化創(chuàng)意產(chǎn)業(yè)對經(jīng)濟(jì)增長的貢獻(xiàn)不足，有待進(jìn)一步發(fā)展。

結(jié)論

筆者通過構(gòu)建基于誤差修正模型的格蘭杰因果檢驗來分析文化創(chuàng)意產(chǎn)業(yè)發(fā)展與經(jīng)濟(jì)增長之間的因果關(guān)系，并構(gòu)建協(xié)整方程來分析文化創(chuàng)意產(chǎn)業(yè)增長率對經(jīng)濟(jì)增長率的貢獻(xiàn)份額。通過本文的研究，筆者得出以下結(jié)論：

第一，文化創(chuàng)意產(chǎn)業(yè)發(fā)展綜合指標(biāo)是通過主成分分析法在文化創(chuàng)意產(chǎn)業(yè)發(fā)展指標(biāo)體系中提煉而得，并且文化創(chuàng)意產(chǎn)業(yè)發(fā)展綜合指標(biāo)是一階單位根過程。

第二，在以經(jīng)濟(jì)增長對數(shù)差分項為被解釋變量的誤差修正模型中，文化創(chuàng)意產(chǎn)業(yè)發(fā)展綜合指標(biāo)的對數(shù)值的差分項和經(jīng)濟(jì)增長對數(shù)值的差分項均顯著，這表明短期內(nèi)，文化創(chuàng)意產(chǎn)業(yè)發(fā)展會推動經(jīng)濟(jì)增長。同時，誤差修正項是顯著的，這表明文化創(chuàng)意產(chǎn)業(yè)發(fā)展對經(jīng)濟(jì)增長的影響是長期的。而且△lnINIt-1項的系數(shù)為正，這就說明文化創(chuàng)意產(chǎn)業(yè)發(fā)展對經(jīng)濟(jì)增長的影響是正向的。

第三，在以文化創(chuàng)意產(chǎn)業(yè)發(fā)展綜合指標(biāo)的對數(shù)差分項為被解釋變量的誤差修正模型中，經(jīng)濟(jì)增長的對數(shù)差分滯后項是不顯著的，這就表明經(jīng)短期內(nèi)，經(jīng)濟(jì)增長的變化不會促進(jìn)文化創(chuàng)意產(chǎn)業(yè)的發(fā)展。同時，誤差修正項也是不顯著的，這就表明在長期，經(jīng)濟(jì)增長也不是文化創(chuàng)意產(chǎn)業(yè)發(fā)展的格蘭杰原因。

第四，在文化創(chuàng)意產(chǎn)業(yè)對經(jīng)濟(jì)增長貢獻(xiàn)份額研究額協(xié)整方程中，文化創(chuàng)意產(chǎn)業(yè)對經(jīng)濟(jì)增長的影響系數(shù)為0.719175，這表明文化創(chuàng)意產(chǎn)業(yè)綜合指標(biāo)增加1%，會使經(jīng)濟(jì)增長增加0.719175。也就是文化創(chuàng)意產(chǎn)業(yè)的發(fā)展對經(jīng)濟(jì)增長具有擴(kuò)散效應(yīng)，文化創(chuàng)意產(chǎn)業(yè)發(fā)展能直接促進(jìn)經(jīng)濟(jì)增長。

第五，自1996年以來文化創(chuàng)意產(chǎn)業(yè)增長率對經(jīng)濟(jì)增長率的貢獻(xiàn)呈現(xiàn)遞增的趨勢，由1996年的0.483976增加到0.550613。不過，盡管在增長率的貢獻(xiàn)份額上，文化創(chuàng)意產(chǎn)業(yè)的貢獻(xiàn)較大，但是在絕對量上，文化創(chuàng)意產(chǎn)業(yè)對經(jīng)濟(jì)增長的貢獻(xiàn)有待進(jìn)一步研究。

參考文獻(xiàn)：

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