基于廣東省1996—2017年體育彩票銷(xiāo)量與居民消費(fèi)能力的時(shí)間序列數(shù)據(jù),建立了VAR模型和誤差修正模型,并對(duì)體育彩票銷(xiāo)量與居民消費(fèi)能力的長(zhǎng)期均衡關(guān)系和短期動(dòng)態(tài)關(guān)系進(jìn)行了實(shí)證分析。結(jié)果表明:廣東省體育彩票銷(xiāo)量和居民消費(fèi)能力的原始序列均為非平穩(wěn)的,屬于一階單整序列;兩者之間存在長(zhǎng)期均衡關(guān)系,居民消費(fèi)能力對(duì)體育彩票銷(xiāo)量的長(zhǎng)期彈性為2.735;一旦兩者短期關(guān)系發(fā)生偏離時(shí),誤差修正機(jī)制將以0.271的調(diào)整力度將其拉回到長(zhǎng)期均衡關(guān)系;滯后1期時(shí),體育彩票銷(xiāo)量是居民消費(fèi)能力的格蘭杰原因;滯后2、4、5、6期時(shí),居民消費(fèi)能力是體育彩票銷(xiāo)量的格蘭杰原因;居民消費(fèi)能力對(duì)體育彩票銷(xiāo)量的帶動(dòng)效應(yīng)較大,但存在一定滯后期;而體育彩票銷(xiāo)量對(duì)居民消費(fèi)能力有一定的帶動(dòng)作用,但帶動(dòng)效應(yīng)不大。

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圖1VAR(2)模型穩(wěn)定性檢驗(yàn)結(jié)果

VAR(2)方程式如下：(二)誤差修正模型估計(jì)

圖2居民消費(fèi)能力對(duì)體育彩票銷(xiāo)量的脈沖響應(yīng)

從圖2的脈沖響應(yīng)值的軌跡可以看出體育彩票銷(xiāo)量受到居民消費(fèi)支出一個(gè)正向沖擊后，初期的影響不是特別明顯，緊接著開(kāi)始下行為負(fù)值，并在第2期達(dá)到最小值(-0.07)；然后開(kāi)始上揚(yáng)并在第3期響應(yīng)值由負(fù)值轉(zhuǎn)變?yōu)檎担蠐P(yáng)到第5期時(shí)達(dá)到最大值(0.06)，隨后保持在6%的水平上保持，一直持續(xù)到....

圖3體育彩票銷(xiāo)量對(duì)居民消費(fèi)能力的脈沖響應(yīng)

圖2居民消費(fèi)能力對(duì)體育彩票銷(xiāo)量的脈沖響應(yīng)從圖3來(lái)看，當(dāng)本期居民消費(fèi)能力投入一個(gè)正向沖擊后，初期表現(xiàn)出較弱的負(fù)向響應(yīng)(-0.001)，隨后開(kāi)始上揚(yáng)并在進(jìn)入第2期時(shí)由負(fù)向響應(yīng)變?yōu)檎蝽憫?yīng)；接著，持續(xù)上揚(yáng)到第4期時(shí)達(dá)到最大值(0.008)；然后在第6期時(shí)正向響應(yīng)值稍有下降(0.007....

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