電視廣告與GDP關系研究

于靜，吳正鵬，解忠誠

(中國傳媒大學 理工學部，北京 100024)

1 引言

中國廣告業是中國社會、經濟、產業的一個組成部分，它對中國經濟的快速發展起到了不容忽視的積極促進作用，廣告業的發展往往與整體經濟發展呈現很強的相關性，通常將廣告比喻為經濟發展的晴雨表。十七屆六中全會第一次把廣告納入了文化產業，而當下正是一個文化產業大發展大繁榮的時代。權威部門公布的去年統計數據也顯示，我國廣告經營額首次超過了5000億，增長了6.84%，經營的戶數比2012年增加了17%以上，顯示了中國廣告業的蓬勃發展，但是關于廣告業的電視廣告發展在一定程度上是否會促進經濟增長即國內生產總值(GDP)?本文就針對這個問題對中國1983年至2011年電視廣告市場的現實數據和GDP之間的關系進行了定量的分析。電視廣告研究的基礎性數據為電視廣告經營額數據，是所有在國家工商局廣告管理機構登記的電視廣告經營單位的年營業額收入總額，是在國內外中國廣告研究中被廣泛使用的官方權威數據。本文首先對GDP數據和電視廣告營業額數據進行協整分析，檢驗GDP和電視廣告之間的確有長期均衡的關系，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影響，來考察中國電視廣告和GDP之間的關系。

2 文獻綜述

關于廣告和宏觀經濟以及廣告業的研究從很早就已經引起了學術界的關注，丁俊杰[1]在中國廣告業的路徑判斷與選擇中客觀而全面地審視了中國廣告業，并在深刻分析其產業困惑的基礎上，對中國廣告業發展的路徑進行了探尋和判斷；Jung和Seldon[2]利用1947—1988年美國廣告總量與消費總量的年度數據，通過協整分析得出消費不僅影響廣告，而且廣告也會影響消費；鄭燕寧[3]利用1981年至2008年的中國國內生產總值和廣告經營額數據研究了中國廣告與GDP之間的關系，研究發現廣告與GDP之間具有正向的關系，它對中國經濟的快速發展起到了不容忽視的積極促進作用。學術界對廣告與宏觀經濟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，發現了總的廣告營業額與經濟增長之間的關系，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濟增長之間的關系研究還較少。對于媒體而言，媒體如果掌握了電視廣告與GDP的關系，對媒體的經營與發展是很有幫助的，這樣就可以根據某個城市GDP的水平來預測那個城市的電視廣告規模，從而為來年的媒介計劃做很好的指導，因此掌握了電視廣告收入與GDP的關系，對媒體的市場決策起著重要的導向作用?；谝陨锨闆r，為了得到中國電視廣告與GDP之間的關系，本文嘗試給出中國電視廣告和GDP關系的定量研究。

3 研究方法

經典回歸模型是建立在平穩數據變量基礎上的，對于非平穩變量，不能使用經典回歸模型，否則會出現虛假回歸，但是具有協整關系的經濟變量間具有長期的穩定關系，是可以使用經典回歸模型方法建立回歸模型的。1987年Engle 和Granger提出的協整理論及方法為非平穩時間序列的研究提供了另一種途徑：當非平穩時間序列的線性組合是平穩序列時，可以認為這些非平穩時間序列存在長期的均衡關系，即協整關系。具體來說，協整分析過程如下：

(1)單位根檢驗

單位根檢驗是統計檢驗中檢驗時間序列平穩性普遍應用的一種檢驗方法。本文采用ADF(Augment Dickey-Fuller test)檢驗變量的平穩性，要檢驗時間序列Y是否含有單位根(平穩性)，即進行如下回歸：

(2)協整檢驗

為檢驗兩變量xt、yt是否協整，Engle 和Granger于1987年提出了兩步檢驗法，稱為EG檢驗。對同是d階單整的序列xt、yt，用一個變量對另一個變量回歸，即

yt=α+βxt+εt

(3)誤差修正(ECM)模型

根據格蘭杰定理，如果變量X與Y是協整的，則它們間的短期非均衡關系總能由一個誤差修正模型表述，即

△Yt=lagged(△Y，△X)-λ·ecmt-1+εt，0<λ<1

式中，ecmt是非均衡誤差項或者說成是長期均衡偏差項，λ是短期調整參數。

4 實證研究分析

(1)變量的選擇、數據來源

本文選取了1983年至2011年的中國國內生產總值(GDP)和電視廣告經營額數據，其中GDP數據來源于《中國統計年鑒》1983年至2011年GDP年度數據，電視廣告經營額數據來源于《中國廣告年鑒》1983年至2011年電視廣告經營額年度數據，單位是萬元人民幣。

(2)數據分析過程

單位根檢驗：本文采用計量經濟學軟件Eviews6.0軟件中常用的ADF單位根檢驗法對國內生產總值(GDP)變量和電視廣告經營額(TAD)變量進行平穩性檢驗，為了克服數據中的異方差，對各數據序列進行取對數變換，分別記為LGDP和LTAD，且同時取對數不影響序列的協整關系。具體結果如表1。

表1 ADF單位根檢驗值

由表1可知，序列LGDP和LTAD都是I(2)單整序列，滿足進行協整檢驗的條件，所以，下面可以對它們進行協整檢驗。

協整檢驗：從上文的ADF單位根檢驗結果可知，兩個時間序列變量都是同階單整，所以可以對它們進行協整檢驗。協整關系主要用來說明時間序列變量間是否存在長期穩定的關系。根據定義，協整檢驗可以分兩步進行，第一步對LGDP和LTAD進行普通最小二乘回歸，第二步，檢驗殘差項序列的平穩性。我們得到GDP和電視廣告之間關系模型的估計結果為：

LGDP=0.504740LTAD+13.67910+εt

(23.35549) (48.02708)

R2=0.952837，D.W.=0.104384，F=545.4788

其中，圓括號內為相應參數的T檢驗值，R2是可決系數，由上式的檢驗結果可以看出，模型的擬合優度很高，調整后的擬合優度為0.951090，T檢驗值大于5%顯著性水平下自由度為29的臨界值1.699、F檢驗值大于1%顯著性水平下臨界值7.6。模型通過了F檢驗和T檢驗，表明回歸模型是顯著的。下面對上述模型的殘差進行平穩性檢驗，從而來判定兩變量之間是否為協整關系，若其為平穩序列則說明兩變量存在協整關系，反之就不存在，仍采用ADF檢驗。殘差序列

表2 ADF單位根檢驗值

誤差修正模型：由于國內生產總值(GDP)和電視廣告(TAD)序列經過差分以后具有協整性，按照誤差修正模型，得到模型估計結果如下：

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

(2.698609) (-0.549383)(5.809240)

R2=0.227078，D.W.=0.897771，F=3.67238

其中，圓括號內為相應參數的T檢驗值，R2是可決系數。其中的誤差項反映了長期均衡對短期波動的影響，其系數的大小反映了對偏離長期均衡的調整力度，誤差修正項的系數為負，符合反向修正機制，符合實際意義。從估計結果來看，誤差糾正項的系數不太顯著，為0.022，表明糾正上一期非均衡的程度約為2.2%，說明當電視廣告營業額偏離它與GDP之間的長期均衡關系時，從非均衡狀態向長期均衡狀態調增的速度比較慢。但是并不能否認存在從LTAD到LGDP方向的格蘭杰因果關系，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的比率對本年度的GDP做出修正，同時LTAD對LGDP的變化在同一時期就立即進行調整，因此，短期內電視廣告對GDP起促進作用。

5 結論

從上面建立的計量經濟學模型可以看出國內生產總值(GDP)與電視廣告經營額之間存在協整關系，GDP和電視廣告經營額之間仍然存在著長期的均衡關系，GDP和電視廣告呈現出共同的增長趨勢，在我國電視廣告經營額的變化對GDP具有正面的影響，電視廣告每增加100元，GDP相應增加50.47元。 電視廣告的現期變化對GDP的影響是即期的，說明電視廣告的投入對GDP具有拉動和促進的作用，總的來說電視廣告經營額的增加會對國內生產總值(GDP)有促進作用，會產生積極的影響。

[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關系：中國實證研究[J].現代傳播，2011(3).

[4]丁俊杰，張樹庭，李末檸.視網融合背景下的電視節目影響力評估體系創新初探[J].現代傳播，2010(11)：99-102.

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