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      電視廣告與GDP關系研究

      2014-09-12 11:06:58于靜吳正鵬解忠誠
      關鍵詞:廣告業(yè)電視廣告協(xié)整

      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(yè)是中國社會、經(jīng)濟、產(chǎn)業(yè)的一個組成部分,它對中國經(jīng)濟的快速發(fā)展起到了不容忽視的積極促進作用,廣告業(yè)的發(fā)展往往與整體經(jīng)濟發(fā)展呈現(xiàn)很強的相關性,通常將廣告比喻為經(jīng)濟發(fā)展的晴雨表。十七屆六中全會第一次把廣告納入了文化產(chǎn)業(yè),而當下正是一個文化產(chǎn)業(yè)大發(fā)展大繁榮的時代。權威部門公布的去年統(tǒng)計數(shù)據(jù)也顯示,我國廣告經(jīng)營額首次超過了5000億,增長了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,但是關于廣告業(yè)的電視廣告發(fā)展在一定程度上是否會促進經(jīng)濟增長即國內(nèi)生產(chǎn)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(xiàn)實數(shù)據(jù)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(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構登記的電視廣告經(jīng)營單位的年營業(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威數(shù)據(jù)。本文首先對GDP數(shù)據(jù)和電視廣告營業(yè)額數(shù)據(jù)進行協(xié)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(jīng)濟以及廣告業(yè)的研究從很早就已經(jīng)引起了學術界的關注,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)困惑的基礎上,對中國廣告業(yè)發(fā)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(shù)據(jù),通過協(xié)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(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之間的關系,研究發(fā)現(xiàn)廣告與GDP之間具有正向的關系,它對中國經(jīng)濟的快速發(fā)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(jīng)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(fā)現(xiàn)了總的廣告營業(yè)額與經(jīng)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(jīng)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(jīng)營與發(fā)展是很有幫助的,這樣就可以根據(jù)某個城市GDP的水平來預測那個城市的電視廣告規(guī)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(jīng)典回歸模型是建立在平穩(wěn)數(shù)據(jù)變量基礎上的,對于非平穩(wěn)變量,不能使用經(jīng)典回歸模型,否則會出現(xiàn)虛假回歸,但是具有協(xié)整關系的經(jīng)濟變量間具有長期的穩(wěn)定關系,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)時間序列的研究提供了另一種途徑:當非平穩(wěn)時間序列的線性組合是平穩(wěn)序列時,可以認為這些非平穩(wěn)時間序列存在長期的均衡關系,即協(xié)整關系。具體來說,協(xié)整分析過程如下:

      (1)單位根檢驗

      單位根檢驗是統(tǒng)計檢驗中檢驗時間序列平穩(wěn)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(wěn)性,要檢驗時間序列Y是否含有單位根(平穩(wěn)性),即進行如下回歸:

      (2)協(xié)整檢驗

      為檢驗兩變量xt、yt是否協(xié)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(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(diào)整參數(shù)。

      4 實證研究分析

      (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:本文采用計量經(jīng)濟學軟件Eviews6.0軟件中常用的ADF單位根檢驗法對國內(nèi)生產(chǎn)總值(GDP)變量和電視廣告經(jīng)營額(TAD)變量進行平穩(wěn)性檢驗,為了克服數(shù)據(jù)中的異方差,對各數(shù)據(jù)序列進行取對數(shù)變換,分別記為LGDP和LTAD,且同時取對數(shù)不影響序列的協(xié)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(xié)整檢驗的條件,所以,下面可以對它們進行協(xié)整檢驗。

      協(xié)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(xié)整檢驗。協(xié)整關系主要用來說明時間序列變量間是否存在長期穩(wěn)定的關系。根據(jù)定義,協(xié)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(wěn)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(xiàn)=545.4788

      其中,圓括號內(nèi)為相應參數(shù)的T檢驗值,R2是可決系數(shù),由上式的檢驗結果可以看出,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(wěn)性檢驗,從而來判定兩變量之間是否為協(xié)整關系,若其為平穩(wěn)序列則說明兩變量存在協(xié)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(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(xiàn)=3.67238

      其中,圓括號內(nèi)為相應參數(shù)的T檢驗值,R2是可決系數(shù)。其中的誤差項反映了長期均衡對短期波動的影響,其系數(shù)的大小反映了對偏離長期均衡的調(diào)整力度,誤差修正項的系數(shù)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(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%,說明當電視廣告營業(yè)額偏離它與GDP之間的長期均衡關系時,從非均衡狀態(tài)向長期均衡狀態(tài)調(diào)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(diào)整,因此,短期內(nèi)電視廣告對GDP起促進作用。

      5 結論

      從上面建立的計量經(jīng)濟學模型可以看出國內(nèi)生產(chǎn)總值(GDP)與電視廣告經(jīng)營額之間存在協(xié)整關系,GDP和電視廣告經(jīng)營額之間仍然存在著長期的均衡關系,GDP和電視廣告呈現(xiàn)出共同的增長趨勢,在我國電視廣告經(jīng)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(xiàn)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(jīng)營額的增加會對國內(nèi)生產(chǎn)總值(GDP)有促進作用,會產(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關系:中國實證研究[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).

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