基于VAR模型的我國新聞出版業(yè)發(fā)展?jié)摿εc資本投入相關性研究

張亞楠

摘要：研究中國新聞出版行業(yè)發(fā)展?jié)摿εc資本投入的關系，對于準確把握我國新聞出版行業(yè)的發(fā)展地位與水平，探究資本投入如何有效促進新聞出版行業(yè)的有序平穩(wěn)發(fā)展，從而更加有力的促進國民經濟的快速發(fā)展有著重大的理論和現(xiàn)實意義。本文主要采用實證分析的方法，通過構建VAR模型，進行了平穩(wěn)性檢驗、協(xié)整關系檢驗以及格蘭杰因果檢驗來分析我國新聞出版業(yè)發(fā)展?jié)摿εc資本投入的相關關系，并根據實證結論提出我國新聞出版行業(yè)的發(fā)展方向和政策建議。

關鍵詞：新聞出版業(yè);資本投入;VAR模型;相關性

一、選題背景及研究的目的和意義

近年來，傳統(tǒng)新聞出版行業(yè)為順應時代發(fā)展的新潮流和行業(yè)新挑戰(zhàn)，加大了資本投入的力度，包括人力資本、固定資產投入等，通過吸引高端人才，促進設備更新?lián)Q代，加快發(fā)展模式轉變，開拓更多盈利點等手段以期來紛繁復雜的行業(yè)形勢下立于不敗之地。

資本投入對于一個行業(yè)乃至整個實體經濟有著顯著的推動和促進作用。在此背景下，研究我國新聞出版行業(yè)發(fā)展?jié)摿εc資本投入的關系，對于準確把握我國新聞出版行業(yè)的發(fā)展地位與水平，探究資本投入如何有效促進新聞出版行業(yè)的有序平穩(wěn)發(fā)展，引領傳統(tǒng)新聞出版業(yè)經營模式創(chuàng)新與變革，從而更加有力的促進國民經濟的快速發(fā)展有著重大的學術和現(xiàn)實意義。

二、VAR模型簡介

向量自回歸模型，簡稱VAR模型，把系統(tǒng)中每一個內生變量作為系統(tǒng)中所有內生變量的滯后值的函數(shù)來構造模型，從而將單變量自回歸模型推廣到由多元時間序列變量組成的“向量”自回歸模型，主要用于預測和分析隨機擾動項對系統(tǒng)變量的動態(tài)沖擊，從而解決了經濟系統(tǒng)中各變量間相互沖擊產生的影響，用于結構分析。

三、變量的選擇與數(shù)據來源

本文所研究的新聞出版業(yè)主要指圖書、期刊和報紙三大模塊的傳統(tǒng)新聞出版，綜合考慮數(shù)據的可獲取性和回歸分析的合理性，實證研究部分本文選取新聞出版業(yè)的年度定價總金額（P）作為我國新聞出版業(yè)發(fā)展?jié)摿Φ脑u價指標，選擇新聞出版業(yè)的年度固定資產投資完成額（I）作為資本投入的代表指標建立VAR模型進行回歸分析，樣本區(qū)間為2003年-2016年。所有樣本數(shù)據來源于國家統(tǒng)計局發(fā)布的《中國統(tǒng)計年鑒》、國家新聞出版廣電總局發(fā)布的《中國新聞出版統(tǒng)計資料匯編》和《新聞出版產業(yè)發(fā)展分析報告》以及中國經濟社會發(fā)展統(tǒng)計數(shù)據庫和國家地方統(tǒng)計局等權威網站中的專項數(shù)據。

四、平穩(wěn)性檢驗

（一）原理方法

則稱yt為平穩(wěn)序列。由定義知，平穩(wěn)序列的均值、方差都是與t無關的常數(shù);自然協(xié)方差函數(shù)只與期數(shù)k有關，而與時間t無關。在對時間序列進行協(xié)整檢驗之前，必須進行平穩(wěn)性檢驗。只有平穩(wěn)的時間序列才能進行VAR模型的擬合。

ADF檢驗建立在下面方程式基礎上：

三個模型檢驗的原假設和備擇假設都是：H0： δ=0;H1： δ<0。只要上述三個模型中有一個能拒絕原假設，則可判斷原序列是平穩(wěn)的;若三個模型都接受了原假設，則說明原序列是非平穩(wěn)的，進而需要對其一階差分序列再進行平穩(wěn)性檢驗。

（二）數(shù)據計量分析

運用Eviews 6.0，分別對歷年新聞出版業(yè)定價總金額（P）和固定資產投資完成額（I）進行ADF檢驗，結果如表1、表2：

通過表1和表2可以看出，在1%、5%和10%的顯著性水平下，時間序列P的ADF檢驗統(tǒng)計量t值為0.895499均大于相應置信水平的臨界值，時間序列I的ADF檢驗統(tǒng)計量t值為5.673591也均大于相應置信水平的臨界值，表明接受了存在單位根的原假設，所以P和I時間序列是非平穩(wěn)的，需要對P和I時間序列的一階差分序列再進行平穩(wěn)性檢驗，經過分析一階差分序列仍是非平穩(wěn)的，需要再對二階差分序列進行平穩(wěn)性檢驗。檢驗結果如表3、表4：

檢驗結果表明：經過二階差分后的D（P， 2）時間序列的ADF檢驗統(tǒng)計量t值-3.418816均小于1%、5%和10%顯著性水平的臨界值，二階差分后的D（I， 2）時間序列的ADF檢驗統(tǒng)計量t值-3.249985也均小于1%、5%和10%顯著性水平的臨界值，說明D（P， 2）和D（I， 2）時間序列都是二階單整的，P、I～I（2），即P和I的二階滯后時間序列都是平穩(wěn)的。

五、協(xié)整檢驗

（一）原理方法

由于本文著重討論兩變量之間的關系，所以著重介紹Engle-Granger法，又稱EG檢驗。具體步驟如下：

第一步，用單位根方法求出兩變量的單整階數(shù)，若兩變量的單整階數(shù)相同，進入下一步;若兩變量的單整的階不同，則兩變量不是協(xié)整的;若兩變量是平穩(wěn)的，則檢驗停止，直接進行回歸處理。

第二步，若兩變量是同階單整的，如I（1），則用OLS法估計長期均衡方程（成為協(xié)整回歸）yt=β0+β1 xt+εt，將殘差et作為

均衡誤差εt的估計值。

第三步，用ADF檢驗測定et的單整性。如果et為平穩(wěn)序列，則認為變量yt，xt為（1，1）階協(xié)整;如果et為1階單整，則認為變量yt，xt為（2，1）階協(xié)整。

（二）數(shù)據計量分析

在上述數(shù)據計量分析中，由于時間序列P和I都是二階單整的，運用Eviews6.0軟件采用OLS法估計P和I的長期均衡方程（表5）為：P=0.002384I+ 698.2503+εt，R2=0.858982，同時得到了時間序列。接下來對該序列進行ADF檢驗以確定其單整性，通過表6可以看出殘差et的ADF檢驗統(tǒng)計量t值為-3.667638均小于1%、5%和10%顯著性水平下的臨界值，說明殘差et的時間序列為平穩(wěn)序列，所以變量P和I為（2， 2）階協(xié)整，表明P和I之間存在長期平穩(wěn)的協(xié)整關系。

六、格蘭杰因果關系檢驗

（一）原理方法

格蘭杰因果檢驗的基本依據是：將來不能預測過去，如果y的變化是由x引起的，則x的變化應該發(fā)生在y的變化之前。如果x是引起y變化的原因，則x應有助于預測y，即在關于y的歸去值的回歸中，添加x的過去值，應該能顯著增加回歸的解釋能力。此時成為x是y的格蘭杰原因。如果添加x的滯后變量后，沒有顯著增加模型的解釋能力，則x不是y的格蘭杰原因。

即統(tǒng)計量F服從第一自由度為m、第二自由度為n-（k+m+1）的F分布。若F檢驗值大于標準F分布的臨界值，則拒絕原假設，說明X的變化是Y變化的格蘭杰原因。

（二）數(shù)據計量分析

運用Eviews6.0軟件得到結果如表7所示：可以看出，當顯著性水平α=5%時，P和I之間存在單項格蘭杰因果原因，由于P=0.0483小于顯著性水平0.05，所以拒絕原假設，I是P變動的格蘭杰原因，即新聞出版業(yè)固定資產投資完成額的變動會對發(fā)行定價總金額產生影響，但是影響并不是十分顯著;由于P=0.6524大于0.05，所以接受原假設，P不是I變動的格蘭杰原因，即新聞出版業(yè)發(fā)行定價總金額并不是固定資產投資完成額變化的原因，這也與實際情況是相符的。

七、滯后階數(shù)的確定和VAR模型的建立

（一）滯后階數(shù)p的確定

VAR模型通常采用OLS法或極大似然法進行估計，但是在估計前需要確定模型的滯后階數(shù)p。本文對于滯后階數(shù)p的確定采用了多準則聯(lián)合確定法，需要綜合考慮既保證有足夠多的滯后項，又有足夠數(shù)目的自由度。通過運用Eviews6.0軟件可得到如下結果，如表8所示，可見最優(yōu)的滯后階數(shù)應為3階，所以應建立VAR（3）模型。

（二）VAR模型的建立

運用Eviews6.0建立時間序列P和I的3階VAR模型，方程參數(shù)估計與檢驗結果如表9所示。

將表9表示的VAR（3）模型改寫成矩陣形式：

代數(shù)模型表達式如下：

可以看出，可決系數(shù)R2的值較大，越接近于1，表明模型的擬合程度越好。

八、實證結論

1.通過運用ADF法對時間序列進行平穩(wěn)性檢驗，可以發(fā)現(xiàn)我國新聞出版業(yè)發(fā)展?jié)摿Υ碇笜恕l(fā)行定價總金額（P）和資本投入的代理指標——固定資產投資完成額（I）的時間序列都是非平穩(wěn)時間序列，但是它們都是二階單整的，即P、I～I（2），所以，P和I的二階滯后時間序列是平穩(wěn)的，這保證了協(xié)整檢驗的進行和VAR模型的建立。

2.通過運用EG檢驗法發(fā)現(xiàn)，P和I為（2，2）階協(xié)整，這表明我國新聞出版業(yè)發(fā)行定價總金額與固定資產投資完成額之間存在著長期穩(wěn)定的協(xié)整關系。

3.由于協(xié)整檢驗只能說明發(fā)行定價總金額與固定資產投資完成額之間存在長期穩(wěn)定的關系，但不能說明兩者間的因果關系。借助格蘭杰因果關系檢驗，看出發(fā)行定價總金額與固定資產投資完成額之間存在著單向格蘭杰因果原因，即固定資產投資完成額是發(fā)行定價總金額波動的格蘭杰原因。

4.在相關檢驗的基礎上，確定了VAR模型的最優(yōu)滯后階數(shù)為3階，建立了VAR模型。

5.通過實證發(fā)現(xiàn)固定資產投資完成額對發(fā)行定價總金額的影響并不是十分顯著，本文認為原因如下：（1）影響新聞出版業(yè)發(fā)展?jié)摿Φ囊蛩赜泻芏?，包括內部因素和外部因素，資本投入只是影響新聞出版業(yè)發(fā)展?jié)摿Φ囊粋€影響因素，但不是決定因素;（2）考慮到數(shù)據的可獲取性，本文實證分析選取的樣本區(qū)間為2003年-2016年的年度數(shù)據，樣本區(qū)間較窄，樣本數(shù)據較少，回歸結果可能較差;（3）在新古典經濟增長理論中，資本投入只會對經濟增長或行業(yè)發(fā)展產生短期影響，長期來看，必須依靠技術進步才能帶來長遠增長。

九、政策建議

從全球來看，傳統(tǒng)紙媒正在積極擁抱互聯(lián)網和移動互聯(lián)網的洶涌浪潮，嘗試數(shù)字化媒體的轉型道路，希望借此尋求到新的盈利模式。對于同樣面臨諸多機遇與挑戰(zhàn)的中國新聞出版業(yè)而言，必須多管齊下，轉變發(fā)展方式，在促進國民經濟增長的同時更好的滿足廣大人民群眾日益增長的文化需求。

第一，加快轉變發(fā)展方式，實現(xiàn)產業(yè)結構優(yōu)化升級。加快新聞出版業(yè)發(fā)展由主要依靠資源擴張向主要依靠科技進步、文化創(chuàng)新和提高勞動者素質轉變，真正實現(xiàn)新聞出版業(yè)發(fā)展方式由粗放型向效益型轉變，由數(shù)量型向質量型轉變，由擴張型向科技型轉變。加快新聞出版產品結構、產業(yè)結構、企業(yè)組織結構、所有制結構、區(qū)域布局結構、技術結構的調整，建立和完善新聞出版產業(yè)體系，全面提升產業(yè)水平和國際競爭力。

第二，順應數(shù)字化、信息化、網絡化趨勢，加強政策支持與引導。加大政府投入，爭取國家財政加大對國家出版基金、農家書屋工程可持續(xù)發(fā)展資金、民族文字出版專項資金、“走出去”專項資金等的支持力度。在新聞出版企業(yè)層面，積極引導企業(yè)與國有銀行、證券金融機構的戰(zhàn)略合作，適度引入戰(zhàn)略投資者。

第三，加快推進新聞出版業(yè)科技進步和人才隊伍建設。推動科技創(chuàng)新和科技成果轉化，研發(fā)一批擁有自主知識產權、具有戰(zhàn)略性、引導性和帶動性的前沿技術，掌握一批具有支撐作用、保障作用的基礎技術。確立人才優(yōu)先發(fā)展戰(zhàn)略，以培養(yǎng)新聞出版各類領軍人物為目標，統(tǒng)籌抓好領導人才、經營管理人才、專業(yè)技術人才特別是復合型人才與行業(yè)緊缺和急需人才隊伍建設，造就一批名作者、名編輯、名記者、行業(yè)技術專家和出版家、企業(yè)家。

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