黃偉力，安 莉

（1.暨南大學(xué) 管理學(xué)院，廣州 510632；2.廣東郵電職業(yè)技術(shù)學(xué)院，廣州 510630）

1 問(wèn)題的提出

隨著國(guó)際旅游業(yè)的發(fā)展，國(guó)際旅游業(yè)的發(fā)展和經(jīng)濟(jì)增長(zhǎng)之間的關(guān)系問(wèn)題成為旅游業(yè)界和學(xué)界討論和研究的重要問(wèn)題?？疾煅芯慷咧g關(guān)系的文獻(xiàn)后發(fā)現(xiàn)，當(dāng)前學(xué)界對(duì)旅游發(fā)展和經(jīng)濟(jì)增長(zhǎng)之間關(guān)系的認(rèn)識(shí)可概述為三個(gè)基本假說(shuō)。第一，旅游業(yè)發(fā)展引致經(jīng)濟(jì)增長(zhǎng)假說(shuō)（TLEG）。該假說(shuō)是基于出口引致經(jīng)濟(jì)增長(zhǎng)假說(shuō)（ELG）的衍生假說(shuō)提出來(lái)的，其基本思路是：國(guó)際旅游是服務(wù)貿(mào)易出口的重要組成部分，國(guó)際旅游的發(fā)展除了為當(dāng)?shù)貏?chuàng)造就業(yè)機(jī)會(huì)外，也能增加旅游外匯收入；而外匯收入有利于發(fā)展中國(guó)家進(jìn)口資本設(shè)備和中間產(chǎn)品，進(jìn)而促進(jìn)本國(guó)的經(jīng)濟(jì)增長(zhǎng)。第二，經(jīng)濟(jì)增長(zhǎng)導(dǎo)致旅游業(yè)發(fā)展假說(shuō)。該假說(shuō)認(rèn)為，一方面，旅游目的地國(guó)經(jīng)濟(jì)的長(zhǎng)期持續(xù)的增長(zhǎng)為旅游業(yè)提供了發(fā)展所需要的基礎(chǔ)設(shè)施，如航空、道路、酒店和旅游景點(diǎn)等，增強(qiáng)了旅游目的地國(guó)家的長(zhǎng)期吸引力，從而促進(jìn)入境旅游的發(fā)展。例如，一國(guó)的經(jīng)濟(jì)增長(zhǎng)將導(dǎo)致國(guó)際貿(mào)易和投資的增長(zhǎng)，反過(guò)來(lái)這又將促進(jìn)商務(wù)旅游的發(fā)展。另一方面，盡管旅游決策是旅游者做出的自主決策，但旅游決策亦會(huì)受到宏觀經(jīng)濟(jì)景氣循環(huán)的影響，如收入和價(jià)格波動(dòng)的影響。因此，從因果關(guān)系上而言是經(jīng)濟(jì)增長(zhǎng)導(dǎo)致了旅游業(yè)的發(fā)展（聶建中和周明智，2002）。第三個(gè)假說(shuō)是前兩個(gè)假說(shuō)的綜合，認(rèn)為國(guó)際旅游業(yè)發(fā)展和經(jīng)濟(jì)增長(zhǎng)之間的關(guān)系是雙向的，二者之間存在雙向的因果關(guān)系。

本文的目的是利用中國(guó)經(jīng)濟(jì)增長(zhǎng)和國(guó)際旅游發(fā)展的有關(guān)數(shù)據(jù)對(duì)上述三個(gè)假說(shuō)進(jìn)行實(shí)證檢驗(yàn)。具體地，我們將探討歷年中國(guó)的國(guó)內(nèi)生產(chǎn)總值、消費(fèi)者物價(jià)指數(shù)、以及匯率的波動(dòng)等三個(gè)宏觀經(jīng)濟(jì)變量和我國(guó)歷年旅游外匯收入之間的相互影響模式，研究的結(jié)果可作為旅游決策部門(mén)的參考。為探討各變量之間的長(zhǎng)、短期互動(dòng)行為，本文將完整綜合新近發(fā)展的多種時(shí)間序列方法，包括：（1）在對(duì)變量進(jìn)行單位根檢驗(yàn)的基礎(chǔ)上，運(yùn)用 Johansen（1988，1990，1994）四變量 VAR 模型進(jìn)行協(xié)整檢驗(yàn)，檢驗(yàn)諸變量之間是否具有長(zhǎng)期均衡關(guān)系；（2）采用Granger（1988）考慮誤差修正項(xiàng)的ECM模型進(jìn)行短期Granger因果關(guān)系檢驗(yàn)和變量的弱外生性檢驗(yàn)。

2 計(jì)量方法和實(shí)證結(jié)果

真實(shí)國(guó)內(nèi)生產(chǎn)總值、消費(fèi)者物價(jià)指數(shù)、人民幣對(duì)美元的名義匯率以及旅游外匯收入等變量均是重要的宏觀經(jīng)濟(jì)變量，是經(jīng)濟(jì)學(xué)研究的重點(diǎn)。以往的研究采用的是傳統(tǒng)的回歸分析，但是當(dāng)變量的時(shí)間序列是非平穩(wěn)時(shí)，傳統(tǒng)的回歸方法將導(dǎo)致謬誤回歸問(wèn)題。因?yàn)?，在回歸分析中，假設(shè)殘差必須滿(mǎn)足白噪聲的條件，其回歸式的殘差項(xiàng)也是非平穩(wěn)的，所以使用傳統(tǒng)的方法進(jìn)行分析將產(chǎn)生嚴(yán)重的偏誤。因此，本研究先探討各變量的時(shí)間序列屬性，然后再進(jìn)行相關(guān)的探討。文中變量的數(shù)據(jù)均取自中國(guó)統(tǒng)計(jì)年鑒與旅游年鑒各期，數(shù)據(jù)的時(shí)間跨度為1980～2006年。在實(shí)際分析中所有的數(shù)據(jù)均取其自然對(duì)數(shù)以消除異方差的影響。

2.1 變量的單位根檢驗(yàn)

由于非平穩(wěn)時(shí)間序列的方差隨著時(shí)間的推移而增加，并不符合經(jīng)典回歸模型的假設(shè)條件，所以無(wú)法使用回歸模型來(lái)表示經(jīng)濟(jì)現(xiàn)象和預(yù)測(cè)未來(lái)變化。因此，在進(jìn)行確定或估計(jì)各種時(shí)間序列之前，為了獲得可靠一致的結(jié)果，必須利用單位根檢驗(yàn)以確定時(shí)間序列的單整階數(shù)，以此先行確定時(shí)間序列為一穩(wěn)態(tài)的序列。依據(jù)Schwert(1989)對(duì)單位根檢驗(yàn)的整理比較，發(fā)現(xiàn)高級(jí)自回歸檢驗(yàn)法最合適，故本研究采用ADF檢驗(yàn)對(duì)各變量序列進(jìn)行單位根檢驗(yàn)。

Dickey和Fuler(1981)在DF回歸方程右邊加入滯后項(xiàng)，成為單位根檢驗(yàn)，共有三個(gè)模型：

其統(tǒng)計(jì)量分別為 τ，τu，τt。 對(duì)于滯后階數(shù) L的選擇，我們參考Doldado,Jenkinson,and Sosvilla-Rivero (1990)ADF模型選擇的建議，先考慮含截距項(xiàng)和趨勢(shì)項(xiàng)之模型三，檢驗(yàn)式（3）中系數(shù) r，若不顯著，則進(jìn)一步選擇模型（2），檢驗(yàn)式（2）中的α，如果均不顯著，則以模型（1）進(jìn)行單位根檢驗(yàn)。ADF假設(shè)檢驗(yàn)為：

若經(jīng)ADF檢驗(yàn)發(fā)現(xiàn)變量無(wú)法拒絕零假設(shè)，表示此變量為非平穩(wěn)的，要將變量進(jìn)行一次差分后，再做一次ADF檢驗(yàn)，經(jīng)檢驗(yàn)后，如果拒絕H0，則表示變量的一次差分是平穩(wěn)的變量，而原始變量為I(1)的時(shí)間序列。ADF單位根檢驗(yàn)的結(jié)果見(jiàn)表1。

表1 單位根檢驗(yàn)

2.2 變量之間的協(xié)整分析

Granger(1981)提出協(xié)整的概念，用來(lái)探討兩個(gè)變量之間的長(zhǎng)期均衡關(guān)系。Granger(1987)指出兩個(gè)或多個(gè)單整階數(shù)相同的非平穩(wěn)序列，可能存在著一個(gè)或多個(gè)長(zhǎng)期共同的隨機(jī)趨勢(shì)，使變量之間的線性組合能成為一個(gè)平穩(wěn)序列，這意味著變量之間存在著長(zhǎng)期穩(wěn)定均衡關(guān)系。因此，探討變量之間是否具有協(xié)整關(guān)系，即是在探討變量之間是否存在長(zhǎng)期均衡關(guān)系。

本研究對(duì)于協(xié)整檢驗(yàn)所采用的模型為Johansen(1988,1990,1994)提出的基于完全信息最大似然法的五個(gè)誤差修正的多變量Gaussian VAR模型。其模型設(shè)定與假設(shè)檢驗(yàn)如下所示：

模型一：

表2 國(guó)內(nèi)生產(chǎn)總值、消費(fèi)者物價(jià)指數(shù)、匯率以和旅游外匯收入的協(xié)整檢驗(yàn)與估計(jì)

適當(dāng)模型的選取按照Nieh和Lee（2001）的決策法則加以選擇，由左至右進(jìn)行篩檢，從模型一的第一個(gè)零假設(shè)開(kāi)始檢驗(yàn)，直到不拒絕零假設(shè)為止，以得到各變量之間的協(xié)整向量以及所適用的模型。根據(jù)以上程序，我們選擇模型三來(lái)檢驗(yàn)四變量系統(tǒng)中可能存在的長(zhǎng)期均衡關(guān)系；同時(shí)，基于VAR的殘差判斷并根據(jù)AIC和SBC等信息標(biāo)準(zhǔn)確定四變量VAR系統(tǒng)的最優(yōu)滯后階數(shù)取2。基于上述分析，對(duì)真實(shí)國(guó)內(nèi)生產(chǎn)總值、消費(fèi)者物價(jià)指數(shù)、匯率以及旅游外匯收入做協(xié)整檢驗(yàn)，其結(jié)果列入表2。

從表2可知，刻畫(huà)旅游發(fā)展和經(jīng)濟(jì)增長(zhǎng)的協(xié)整方程為

其中vt表示對(duì)長(zhǎng)期穩(wěn)定的偏差，constant為常數(shù)沒(méi)有經(jīng)濟(jì)意義。由式（10）可以發(fā)現(xiàn)，經(jīng)濟(jì)增長(zhǎng)促進(jìn)了國(guó)際旅游發(fā)展，真實(shí)GDP增長(zhǎng)1%，旅游外匯收入增長(zhǎng)1.1379%；人民幣對(duì)美元貶值1%導(dǎo)致旅游外匯收入減少0.3198%；代表景氣循環(huán)的消費(fèi)者價(jià)格指數(shù)上漲1%,導(dǎo)致旅游外匯收入增加0.984%。為了進(jìn)一步探討協(xié)整方程的穩(wěn)定性，我們對(duì)協(xié)整關(guān)系β^中的變量進(jìn)行排他性檢驗(yàn)。具體地，記式（10）中的確定性協(xié)整向量為，其中 βi為對(duì)應(yīng)變量的系數(shù)，所謂排他性檢驗(yàn)的原假設(shè)為β中的一個(gè)或多個(gè)分量約束為零，使用這種檢驗(yàn)使用極大似然統(tǒng)計(jì)量，即

LR=-2(lR-lU)～x2(j)，j為約束個(gè)數(shù)

對(duì) 于 本 文 而 言 ， 對(duì) 原 假 設(shè) H0:β=(β1,0,β3,β4)，H0:β=(β1,β2,0，β4)以及 H0:β=(β1,β2,β3，0)進(jìn)行檢驗(yàn)，檢驗(yàn)結(jié)果列入表 3。

表3 對(duì)協(xié)整關(guān)系的排他性檢驗(yàn)

從表3可知，當(dāng)β2=0即將真實(shí)GDP的參數(shù)約束為零時(shí)，其 X2（1）=6.9322，在 1%顯著水平拒絕 β2=0的原假設(shè)；相反，當(dāng)β3=0和β4=0即將名義匯率和消費(fèi)者價(jià)格指數(shù)的參數(shù)約束為零時(shí)，其x2(1)分別為0.86629和3.212，均在5%的顯著水平上無(wú)法拒絕β3=0和β4=0的原假設(shè)。另一方面，在施加排他性約束時(shí)，除了真實(shí)GDP的參數(shù)估計(jì)值的符號(hào)和大小與不受約束時(shí)真實(shí)GDP的參數(shù)估計(jì)值符號(hào)一致且大小變化不大之外，其他變量的估計(jì)值的符號(hào)和大小變化非常大。由此我們可以得出結(jié)論，旅游業(yè)的發(fā)展與經(jīng)濟(jì)增長(zhǎng)之間存在統(tǒng)計(jì)上的顯著關(guān)系；但二者之間的因果關(guān)系并不能通過(guò)協(xié)整檢驗(yàn)進(jìn)行確定，因?yàn)閰f(xié)整關(guān)系中的任何變量均可作為標(biāo)準(zhǔn)化變量出現(xiàn)在方程式的左邊，因此有必要通過(guò)Granger因果檢驗(yàn)和弱外生性檢驗(yàn)以確定二者之間的因果關(guān)系。而名義匯率和消費(fèi)者價(jià)格指數(shù)與旅游發(fā)展之間存在一定的關(guān)系，但統(tǒng)計(jì)上并不顯著。

2.3 短期因果關(guān)系和弱外生性檢驗(yàn)

Granger（1988）指出，若變量向量間存在協(xié)整關(guān)系，則原VAR模型應(yīng)加入誤差修正項(xiàng)成為VECM模型，以檢驗(yàn)變量之間的因果關(guān)系。具體地，我們基于下述VECM方程進(jìn)行檢驗(yàn)，由于VAR模型的最優(yōu)滯后階數(shù)為2，故VECM模型的最優(yōu)滯后階數(shù)為1，所估計(jì)的四個(gè)VECM方程為

以上各式中，Vt-1是滯后一階的誤差修正項(xiàng)，括號(hào)中的數(shù)字為標(biāo)準(zhǔn)差。 由于誤差修正模型各方程 （11）、（12）、（13）和（14）的隨機(jī)擾動(dòng)項(xiàng)都具有獨(dú)立同分布的白噪聲性質(zhì)，可以使用F檢驗(yàn)對(duì)誤差修正模型各方程滯后項(xiàng)系數(shù)的顯著性進(jìn)行聯(lián)合檢驗(yàn)并用t檢驗(yàn)對(duì)誤差修正項(xiàng)系數(shù)的顯著性進(jìn)行檢驗(yàn)，來(lái)判定各變量之間的因果關(guān)系的方向。基于以上四個(gè)方程的Granger因果關(guān)系和弱外生性檢驗(yàn)結(jié)果見(jiàn)表4。

表4 Granger因果關(guān)系和弱外生性檢驗(yàn)結(jié)果

根據(jù)表4，我們可以發(fā)現(xiàn)，在短期內(nèi)，入境旅游發(fā)展不是經(jīng)濟(jì)增長(zhǎng)的Granger因，同樣，經(jīng)濟(jì)增長(zhǎng)也不是入境旅游發(fā)展的Granger因，二者相互之間不存在短期的因果關(guān)系。另一方面，在短期內(nèi)，經(jīng)濟(jì)增長(zhǎng)和通貨膨脹之間存在雙向的因果關(guān)系，經(jīng)濟(jì)增長(zhǎng)每增加1個(gè)百分點(diǎn)導(dǎo)致通貨膨脹率增加1.44個(gè)百分點(diǎn)，而通貨膨脹率增加1個(gè)百分點(diǎn)導(dǎo)致經(jīng)濟(jì)增長(zhǎng)減少0.16個(gè)百分點(diǎn)。這一結(jié)論符合我國(guó)經(jīng)濟(jì)增長(zhǎng)的特征事實(shí)。

對(duì)于變量之間是否存在長(zhǎng)期的因果關(guān)系，可采用弱外生性檢驗(yàn)來(lái)識(shí)別，即通過(guò)極大似然統(tǒng)計(jì)量對(duì)調(diào)節(jié)參數(shù)α=(α1,α2,α3,α4)施加零約束來(lái)進(jìn)行檢驗(yàn)（Granger，1987）。 變量的弱外生性基于模型的關(guān)注參數(shù)而定義，Johansen將弱外生型檢驗(yàn)擴(kuò)展到。從上述四個(gè)方程中對(duì)調(diào)節(jié)參數(shù)的零約束檢驗(yàn)發(fā)現(xiàn)，旅游外匯收入、匯率和消費(fèi)者價(jià)格指數(shù)變量相對(duì)于協(xié)整向量是內(nèi)生的，其誤差滯后系數(shù)的值分別為-0.347、-0.209和-0.11，均在5%的顯著水平拒絕調(diào)節(jié)參數(shù)為零的原假設(shè)；而真實(shí)GDP相對(duì)于協(xié)整向量是外生的，其誤差滯后系數(shù)的值為-0.01，其p值為0.616，無(wú)法拒絕調(diào)節(jié)參數(shù)為零的原假設(shè)，而且極小的調(diào)節(jié)系數(shù)的值說(shuō)明即使偏離長(zhǎng)期均衡，真實(shí)GDP的調(diào)整速度也非常的緩慢。因此，本文認(rèn)為，真實(shí)GDP是關(guān)于協(xié)整向量的弱外生變量，即經(jīng)濟(jì)增長(zhǎng)是旅游發(fā)展的長(zhǎng)期的Granger因，而旅游發(fā)展不是經(jīng)濟(jì)增長(zhǎng)的Granger因 。簡(jiǎn)言之，在我國(guó)是經(jīng)濟(jì)增長(zhǎng)導(dǎo)致了國(guó)際旅游業(yè)的發(fā)展，文章驗(yàn)證了經(jīng)濟(jì)增長(zhǎng)導(dǎo)致旅游業(yè)發(fā)展假說(shuō)。這一結(jié)論與Oh(2005)關(guān)于韓國(guó)入境旅游發(fā)展和經(jīng)濟(jì)增長(zhǎng)之間關(guān)系的研究結(jié)論一致，而與我國(guó)學(xué)者的研究結(jié)論不一致。

3 結(jié)論與政策建議

本文構(gòu)建了一個(gè)包含真實(shí)GDP、旅游外匯收入、匯率和消費(fèi)者價(jià)格指數(shù)的4變量VAR模型，在對(duì)變量進(jìn)行單位根檢驗(yàn)、協(xié)整檢驗(yàn)、Granger因果關(guān)系檢驗(yàn)和弱外生性檢驗(yàn)的基礎(chǔ)上，對(duì)我國(guó)入境旅游的發(fā)展和經(jīng)濟(jì)增長(zhǎng)之間進(jìn)行了實(shí)證研究，得到一個(gè)的基本結(jié)論：真實(shí)GDP是關(guān)于協(xié)整參數(shù)的弱外性變量，也就是說(shuō)經(jīng)濟(jì)增長(zhǎng)是旅游發(fā)展的長(zhǎng)期原因，但二者之間在短期內(nèi)不存在的短期的因果關(guān)系，進(jìn)而驗(yàn)證了經(jīng)濟(jì)增長(zhǎng)促進(jìn)國(guó)際旅游業(yè)發(fā)展的假說(shuō)。反映經(jīng)濟(jì)波動(dòng)的消費(fèi)者價(jià)格指數(shù)和外國(guó)旅游者在我國(guó)消費(fèi)成本的匯率均對(duì)入境旅游的發(fā)展沒(méi)有顯著的影響。從政策層面上看，應(yīng)通過(guò)保持我國(guó)經(jīng)濟(jì)快速平穩(wěn)的增長(zhǎng)來(lái)促進(jìn)入境旅游即旅游出口服務(wù)的發(fā)展。

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