于靜，吳正鵬，解忠誠

(中國傳媒大學(xué) 理工學(xué)部，北京 100024)

1 引言

中國廣告業(yè)是中國社會(huì)、經(jīng)濟(jì)、產(chǎn)業(yè)的一個(gè)組成部分，它對(duì)中國經(jīng)濟(jì)的快速發(fā)展起到了不容忽視的積極促進(jìn)作用，廣告業(yè)的發(fā)展往往與整體經(jīng)濟(jì)發(fā)展呈現(xiàn)很強(qiáng)的相關(guān)性，通常將廣告比喻為經(jīng)濟(jì)發(fā)展的晴雨表。十七屆六中全會(huì)第一次把廣告納入了文化產(chǎn)業(yè)，而當(dāng)下正是一個(gè)文化產(chǎn)業(yè)大發(fā)展大繁榮的時(shí)代。權(quán)威部門公布的去年統(tǒng)計(jì)數(shù)據(jù)也顯示，我國廣告經(jīng)營額首次超過了5000億，增長(zhǎng)了6.84%，經(jīng)營的戶數(shù)比2012年增加了17%以上，顯示了中國廣告業(yè)的蓬勃發(fā)展，但是關(guān)于廣告業(yè)的電視廣告發(fā)展在一定程度上是否會(huì)促進(jìn)經(jīng)濟(jì)增長(zhǎng)即國內(nèi)生產(chǎn)總值(GDP)?本文就針對(duì)這個(gè)問題對(duì)中國1983年至2011年電視廣告市場(chǎng)的現(xiàn)實(shí)數(shù)據(jù)和GDP之間的關(guān)系進(jìn)行了定量的分析。電視廣告研究的基礎(chǔ)性數(shù)據(jù)為電視廣告經(jīng)營額數(shù)據(jù)，是所有在國家工商局廣告管理機(jī)構(gòu)登記的電視廣告經(jīng)營單位的年?duì)I業(yè)額收入總額，是在國內(nèi)外中國廣告研究中被廣泛使用的官方權(quán)威數(shù)據(jù)。本文首先對(duì)GDP數(shù)據(jù)和電視廣告營業(yè)額數(shù)據(jù)進(jìn)行協(xié)整分析，檢驗(yàn)GDP和電視廣告之間的確有長(zhǎng)期均衡的關(guān)系，然后建立誤差修正模型研究GDP和電視廣告之間的短期波動(dòng)影響，來考察中國電視廣告和GDP之間的關(guān)系。

2 文獻(xiàn)綜述

關(guān)于廣告和宏觀經(jīng)濟(jì)以及廣告業(yè)的研究從很早就已經(jīng)引起了學(xué)術(shù)界的關(guān)注，丁俊杰[1]在中國廣告業(yè)的路徑判斷與選擇中客觀而全面地審視了中國廣告業(yè)，并在深刻分析其產(chǎn)業(yè)困惑的基礎(chǔ)上，對(duì)中國廣告業(yè)發(fā)展的路徑進(jìn)行了探尋和判斷；Jung和Seldon[2]利用1947—1988年美國廣告總量與消費(fèi)總量的年度數(shù)據(jù)，通過協(xié)整分析得出消費(fèi)不僅影響廣告，而且廣告也會(huì)影響消費(fèi)；鄭燕寧[3]利用1981年至2008年的中國國內(nèi)生產(chǎn)總值和廣告經(jīng)營額數(shù)據(jù)研究了中國廣告與GDP之間的關(guān)系，研究發(fā)現(xiàn)廣告與GDP之間具有正向的關(guān)系，它對(duì)中國經(jīng)濟(jì)的快速發(fā)展起到了不容忽視的積極促進(jìn)作用。學(xué)術(shù)界對(duì)廣告與宏觀經(jīng)濟(jì)的研究多在于宏觀上的定性分析，或者是總體上的定量研究，發(fā)現(xiàn)了總的廣告營業(yè)額與經(jīng)濟(jì)增長(zhǎng)之間的關(guān)系，但是廣告分為很多類，而與各階層居民接觸最為廣泛的電視廣告與經(jīng)濟(jì)增長(zhǎng)之間的關(guān)系研究還較少。對(duì)于媒體而言，媒體如果掌握了電視廣告與GDP的關(guān)系，對(duì)媒體的經(jīng)營與發(fā)展是很有幫助的，這樣就可以根據(jù)某個(gè)城市GDP的水平來預(yù)測(cè)那個(gè)城市的電視廣告規(guī)模，從而為來年的媒介計(jì)劃做很好的指導(dǎo)，因此掌握了電視廣告收入與GDP的關(guān)系，對(duì)媒體的市場(chǎng)決策起著重要的導(dǎo)向作用?；谝陨锨闆r，為了得到中國電視廣告與GDP之間的關(guān)系，本文嘗試給出中國電視廣告和GDP關(guān)系的定量研究。

3 研究方法

經(jīng)典回歸模型是建立在平穩(wěn)數(shù)據(jù)變量基礎(chǔ)上的，對(duì)于非平穩(wěn)變量，不能使用經(jīng)典回歸模型，否則會(huì)出現(xiàn)虛假回歸，但是具有協(xié)整關(guān)系的經(jīng)濟(jì)變量間具有長(zhǎng)期的穩(wěn)定關(guān)系，是可以使用經(jīng)典回歸模型方法建立回歸模型的。1987年Engle 和Granger提出的協(xié)整理論及方法為非平穩(wěn)時(shí)間序列的研究提供了另一種途徑：當(dāng)非平穩(wěn)時(shí)間序列的線性組合是平穩(wěn)序列時(shí)，可以認(rèn)為這些非平穩(wěn)時(shí)間序列存在長(zhǎng)期的均衡關(guān)系，即協(xié)整關(guān)系。具體來說，協(xié)整分析過程如下：

(1)單位根檢驗(yàn)

單位根檢驗(yàn)是統(tǒng)計(jì)檢驗(yàn)中檢驗(yàn)時(shí)間序列平穩(wěn)性普遍應(yīng)用的一種檢驗(yàn)方法。本文采用ADF(Augment Dickey-Fuller test)檢驗(yàn)變量的平穩(wěn)性，要檢驗(yàn)時(shí)間序列Y是否含有單位根(平穩(wěn)性)，即進(jìn)行如下回歸：

(2)協(xié)整檢驗(yàn)

為檢驗(yàn)兩變量xt、yt是否協(xié)整，Engle 和Granger于1987年提出了兩步檢驗(yàn)法，稱為EG檢驗(yàn)。對(duì)同是d階單整的序列xt、yt，用一個(gè)變量對(duì)另一個(gè)變量回歸，即

yt=α+βxt+εt

(3)誤差修正(ECM)模型

根據(jù)格蘭杰定理，如果變量X與Y是協(xié)整的，則它們間的短期非均衡關(guān)系總能由一個(gè)誤差修正模型表述，即

△Yt=lagged(△Y，△X)-λ·ecmt-1+εt，0<λ<1

式中，ecmt是非均衡誤差項(xiàng)或者說成是長(zhǎng)期均衡偏差項(xiàng)，λ是短期調(diào)整參數(shù)。

4 實(shí)證研究分析

(1)變量的選擇、數(shù)據(jù)來源

本文選取了1983年至2011年的中國國內(nèi)生產(chǎn)總值(GDP)和電視廣告經(jīng)營額數(shù)據(jù)，其中GDP數(shù)據(jù)來源于《中國統(tǒng)計(jì)年鑒》1983年至2011年GDP年度數(shù)據(jù)，電視廣告經(jīng)營額數(shù)據(jù)來源于《中國廣告年鑒》1983年至2011年電視廣告經(jīng)營額年度數(shù)據(jù)，單位是萬元人民幣。

(2)數(shù)據(jù)分析過程

單位根檢驗(yàn)：本文采用計(jì)量經(jīng)濟(jì)學(xué)軟件Eviews6.0軟件中常用的ADF單位根檢驗(yàn)法對(duì)國內(nèi)生產(chǎn)總值(GDP)變量和電視廣告經(jīng)營額(TAD)變量進(jìn)行平穩(wěn)性檢驗(yàn)，為了克服數(shù)據(jù)中的異方差，對(duì)各數(shù)據(jù)序列進(jìn)行取對(duì)數(shù)變換，分別記為L(zhǎng)GDP和LTAD，且同時(shí)取對(duì)數(shù)不影響序列的協(xié)整關(guān)系。具體結(jié)果如表1。

表1 ADF單位根檢驗(yàn)值

由表1可知，序列LGDP和LTAD都是I(2)單整序列，滿足進(jìn)行協(xié)整檢驗(yàn)的條件，所以，下面可以對(duì)它們進(jìn)行協(xié)整檢驗(yàn)。

協(xié)整檢驗(yàn)：從上文的ADF單位根檢驗(yàn)結(jié)果可知，兩個(gè)時(shí)間序列變量都是同階單整，所以可以對(duì)它們進(jìn)行協(xié)整檢驗(yàn)。協(xié)整關(guān)系主要用來說明時(shí)間序列變量間是否存在長(zhǎng)期穩(wěn)定的關(guān)系。根據(jù)定義，協(xié)整檢驗(yàn)可以分兩步進(jìn)行，第一步對(duì)LGDP和LTAD進(jìn)行普通最小二乘回歸，第二步，檢驗(yàn)殘差項(xiàng)序列的平穩(wěn)性。我們得到GDP和電視廣告之間關(guān)系模型的估計(jì)結(jié)果為：

LGDP=0.504740LTAD+13.67910+εt

(23.35549) (48.02708)

R2=0.952837，D.W.=0.104384，F(xiàn)=545.4788

其中，圓括號(hào)內(nèi)為相應(yīng)參數(shù)的T檢驗(yàn)值，R2是可決系數(shù)，由上式的檢驗(yàn)結(jié)果可以看出，模型的擬合優(yōu)度很高，調(diào)整后的擬合優(yōu)度為0.951090，T檢驗(yàn)值大于5%顯著性水平下自由度為29的臨界值1.699、F檢驗(yàn)值大于1%顯著性水平下臨界值7.6。模型通過了F檢驗(yàn)和T檢驗(yàn)，表明回歸模型是顯著的。下面對(duì)上述模型的殘差進(jìn)行平穩(wěn)性檢驗(yàn)，從而來判定兩變量之間是否為協(xié)整關(guān)系，若其為平穩(wěn)序列則說明兩變量存在協(xié)整關(guān)系，反之就不存在，仍采用ADF檢驗(yàn)。殘差序列

表2 ADF單位根檢驗(yàn)值

誤差修正模型：由于國內(nèi)生產(chǎn)總值(GDP)和電視廣告(TAD)序列經(jīng)過差分以后具有協(xié)整性，按照誤差修正模型，得到模型估計(jì)結(jié)果如下：

△LGDP=0.141115△LTAD-0.022εt-1+0.11237+μ

(2.698609) (-0.549383)(5.809240)

R2=0.227078，D.W.=0.897771，F(xiàn)=3.67238

其中，圓括號(hào)內(nèi)為相應(yīng)參數(shù)的T檢驗(yàn)值，R2是可決系數(shù)。其中的誤差項(xiàng)反映了長(zhǎng)期均衡對(duì)短期波動(dòng)的影響，其系數(shù)的大小反映了對(duì)偏離長(zhǎng)期均衡的調(diào)整力度，誤差修正項(xiàng)的系數(shù)為負(fù)，符合反向修正機(jī)制，符合實(shí)際意義。從估計(jì)結(jié)果來看，誤差糾正項(xiàng)的系數(shù)不太顯著，為0.022，表明糾正上一期非均衡的程度約為2.2%，說明當(dāng)電視廣告營業(yè)額偏離它與GDP之間的長(zhǎng)期均衡關(guān)系時(shí)，從非均衡狀態(tài)向長(zhǎng)期均衡狀態(tài)調(diào)增的速度比較慢。但是并不能否認(rèn)存在從LTAD到LGDP方向的格蘭杰因果關(guān)系，并且TAD每增加100元，GDP將增加14.11元左右，滯后一期的非均衡誤差以0.022的比率對(duì)本年度的GDP做出修正，同時(shí)LTAD對(duì)LGDP的變化在同一時(shí)期就立即進(jìn)行調(diào)整，因此，短期內(nèi)電視廣告對(duì)GDP起促進(jìn)作用。

5 結(jié)論

從上面建立的計(jì)量經(jīng)濟(jì)學(xué)模型可以看出國內(nèi)生產(chǎn)總值(GDP)與電視廣告經(jīng)營額之間存在協(xié)整關(guān)系，GDP和電視廣告經(jīng)營額之間仍然存在著長(zhǎng)期的均衡關(guān)系，GDP和電視廣告呈現(xiàn)出共同的增長(zhǎng)趨勢(shì)，在我國電視廣告經(jīng)營額的變化對(duì)GDP具有正面的影響，電視廣告每增加100元，GDP相應(yīng)增加50.47元。 電視廣告的現(xiàn)期變化對(duì)GDP的影響是即期的，說明電視廣告的投入對(duì)GDP具有拉動(dòng)和促進(jìn)的作用，總的來說電視廣告經(jīng)營額的增加會(huì)對(duì)國內(nèi)生產(chǎn)總值(GDP)有促進(jìn)作用，會(huì)產(chǎn)生積極的影響。

[1]丁俊杰.新媒體正在成為核心媒體[J].中國廣告，2011(7)：141-142.

[2]Jung，Chulho，B J Seldon.The Macroeconomic Relationship between Advertising and Consumption[J].Southern Economic Journal，1995(61)：577-587.

[3]鄭燕寧.廣告與GDP關(guān)系：中國實(shí)證研究[J].現(xiàn)代傳播，2011(3).

[4]丁俊杰，張樹庭，李末檸.視網(wǎng)融合背景下的電視節(jié)目影響力評(píng)估體系創(chuàng)新初探[J].現(xiàn)代傳播，2010(11)：99-102.

[5]Ricky Y K Chan.Consumer responses to environmental advertising in China[J].Marketing Intelligence & Planning，2004，22(4).