譚偉,張建升

(重慶三峽學(xué)院 a.民族學(xué)系；b.經(jīng)濟與管理學(xué)院 ,重慶404000)

一、引言

旅游業(yè)作為國民經(jīng)濟中的一個綜合性行業(yè),具有產(chǎn)業(yè)關(guān)聯(lián)度大、經(jīng)濟效益好、就業(yè)范圍廣的特點,其快速發(fā)展直接或間接地帶動了其他經(jīng)濟部門發(fā)展,并促進了旅游地居民收入和政府稅收的增加,推動了區(qū)域經(jīng)濟增長。隨著我國對外開放程度的提高,國際旅游業(yè)發(fā)展迅速,從1978年至2008年,入境旅游人數(shù)由180.9萬人次增長到13 002.74萬人次,增長72倍；國際旅游外匯收入由2.63億美元增長到396.95億美元,增長151倍。

隨著入境旅游的快速發(fā)展,有關(guān)國際旅游業(yè)發(fā)展和經(jīng)濟增長之間的關(guān)系問題也成為我國旅游業(yè)界和學(xué)界討論和研究的重要問題。從相關(guān)研究來看,大多集中于兩者因果關(guān)系的實證檢驗,研究結(jié)論總體可以分為3種觀點:一是經(jīng)濟增長引致國際旅游業(yè)發(fā)展,反之不成立。持有該觀點的學(xué)者認為,旅游目的地經(jīng)濟的長期持續(xù)增長為旅游業(yè)提供了發(fā)展所需要的基礎(chǔ)設(shè)施,如航空、道路、酒店和旅游景點等,增強了旅游目的地國家的長期吸引力,從而促進入境旅游的發(fā)展。黃偉力、安莉采用協(xié)整檢驗和弱外生性分析,認為經(jīng)濟增長是入境旅游發(fā)展的長期的Granger因,而旅游發(fā)展不是經(jīng)濟增長的Granger因[1],支持了Oh關(guān)于韓國入境旅游發(fā)展與經(jīng)濟增長之間關(guān)系的研究結(jié)論[2]。二是經(jīng)濟增長與國際旅游業(yè)發(fā)展之間不存在因果關(guān)系。楊勇等學(xué)者采用VAR模型進行實證研究,就得出了無論從長期還是短期來看,兩者之間均不存在穩(wěn)定因果關(guān)系的結(jié)論[3]。柳思維、吳忠才的因果關(guān)系檢驗同樣證明了入境旅游與經(jīng)濟增長之間不存在因果關(guān)系[4]。三是國際旅游業(yè)發(fā)展與經(jīng)濟增長互為因果關(guān)系。該觀點認為國際旅游是服務(wù)貿(mào)易出口的重要組成部分,其發(fā)展可為當(dāng)?shù)貏?chuàng)造就業(yè)機會、增加旅游外匯收入,進而促進地區(qū)經(jīng)濟增長,而經(jīng)濟增長為旅游業(yè)發(fā)展提供了必要的外部環(huán)境和持續(xù)的投入,二者相互促進。持這種觀點的學(xué)者較多,段玉、劉迎輝、武春友等學(xué)者的研究結(jié)論大都支持這一觀點[5-7]。

縱觀相關(guān)文獻,我們認為尚存在以下不足:一是對于入境旅游與經(jīng)濟增長的研究大都是靜態(tài)或均衡分析,采用固定參數(shù)模型反映入境旅游對產(chǎn)出的影響。由于入境旅游和經(jīng)濟增長兩者之間的關(guān)系受多種變量關(guān)系的影響,而這些變量又處于不斷變化之中,因此,入境旅游和經(jīng)濟增長之間不可能是一種長期穩(wěn)定的線性均衡關(guān)系,故采用固定參數(shù)模型不適合反映二者之間的關(guān)系,而變參數(shù)模型則更適合反映這種關(guān)系。二是由于我國幅員遼闊,各地區(qū)的旅游資源稟賦、社會經(jīng)濟、交通區(qū)位、基礎(chǔ)設(shè)施等在空間上呈現(xiàn)出嚴(yán)重的非均衡性,因此,對入境旅游的經(jīng)濟增長效應(yīng)必須考慮可能的區(qū)域差異,不能一概而論。

鑒于此,本文在已有文獻的基礎(chǔ)上做如下改進:一是采用變參數(shù)的狀態(tài)空間模型研究入境旅游與經(jīng)濟增長的動態(tài)關(guān)系,即研究入境旅游的產(chǎn)出彈性隨時間的變動情況；二是除了對全國入境旅游與經(jīng)濟增長的關(guān)系進行分析外,還以東部地區(qū)入境旅游收入最高的廣東省和西部地區(qū)入境旅游收入最高的云南省為例,分析兩者的地區(qū)差異。

二、變量說明與模型的設(shè)定

(一)變量說明

本文樣本區(qū)間為 1980—2008年,經(jīng)濟增長用GDP指標(biāo)表示,入境旅游用旅游外匯收入指標(biāo)表示(tr),為了使GDP和旅游外匯收入單位一致,把旅游外匯收入(億美元)通過歷年人民幣匯率轉(zhuǎn)換為人民幣,并再通過居民消費價格指數(shù)進行數(shù)據(jù)調(diào)整(1980=100)。為盡量消除每個變量的異方差,對tr和gdp兩個指標(biāo)取對數(shù)形式,其中,全國入境旅游收入和經(jīng)濟增長變量標(biāo)記為nltr和nlgdp,廣東省入境旅游收入和經(jīng)濟增長變量標(biāo)記為gdltr和gdlgdp,云南省入境旅游收入和經(jīng)濟增長變量標(biāo)記為 ynltr和ynlgdp,本文所有數(shù)據(jù)均來源于《新中國五十五年統(tǒng)計資料匯編》以及歷年《中國統(tǒng)計年鑒》。

(二)模型的設(shè)定

在計量經(jīng)濟學(xué)中,狀態(tài)空間模型(State Space Model)被用來估計不可觀測的時間變量:測量誤差、理性預(yù)期和不可觀測因素(趨勢和循環(huán)要素)[8]。

由于狀態(tài)空間模型是動態(tài)模型的一般形式,由一組量測(observation)方程和狀態(tài)(state)方程構(gòu)成,因此,以狀態(tài)空間模型考察入境旅游與經(jīng)濟增長的動態(tài)關(guān)系,可建立如下模型:

式(1)是量測方程(或信號方程),表示要素之間的投入產(chǎn)出關(guān)系。參數(shù)αt為狀態(tài)變量,反映了各個時點上經(jīng)濟增長對入境旅游的敏感程度,即要素的產(chǎn)出彈性。雖然αt為不可觀測變量,但可表示成一階Markov過程,本文中將狀態(tài)方程采取遞歸形式進行定義。εt為擾動項,服從均值為0,方差為常數(shù)的正態(tài)分布。利用Kalman濾波算法可以得到時變參數(shù)αt的估計值。

三、實證分析

(一)數(shù)據(jù)的平穩(wěn)性檢驗

首先對入境旅游和經(jīng)濟增長兩個指標(biāo)數(shù)據(jù)的平穩(wěn)性進行檢驗,采用擴展的Dickey Fuller(ADF)的檢驗方法,利用AIC與SC準(zhǔn)則確定變量的滯后階數(shù),并根據(jù)數(shù)據(jù)特點,對原序列選擇具有截距項和趨勢項的檢驗形式。結(jié)果表明,原水平數(shù)據(jù)都不能拒絕存在單位根的原假設(shè),而所有數(shù)據(jù)的一階差分,都分別在5%或10%的顯著性水平上拒絕了存在單位根的原假設(shè),這表明所有變量均為一階單整序列,即I(1)。檢驗結(jié)果如表1所示:

表1 各指標(biāo)的平穩(wěn)性檢驗

(二)協(xié)整檢驗

雖然6個變量的原始序列都是非平穩(wěn)序列,序列的矩(均值、方差和協(xié)方差)隨時間而變化,但是由于變量的一階差分序列都是平穩(wěn)的,皆為I(1)序列,因此,其線性組合可能有不隨時間變化的性質(zhì),即存在某種協(xié)整關(guān)系。本文采用拓展的Engle-Granger兩步法檢驗其協(xié)整關(guān)系。首先利用OLS估計長期均衡方程 lgdpt=α0+β0ltrt+μt,保留殘差,然后運用ADF方法檢驗回歸殘差序列的單位根,如果序列為平穩(wěn)序列,則ltr和lgdp具有協(xié)整關(guān)系；反之,則不具有協(xié)整關(guān)系。根據(jù)殘差序列特征,選擇有截距項和趨勢項的檢驗形式,滯后階數(shù)同樣根據(jù)AIC準(zhǔn)則和SC準(zhǔn)則選取,檢驗結(jié)果表明,3個回歸方程的殘差都在5%的水平上通過顯著性檢驗,即 nltr和 nlgdp、gdltr和 gdlgdp 、ynltr和ynlgdp之間存在協(xié)整關(guān)系。

(三)因果關(guān)系檢驗

協(xié)整檢驗結(jié)果說明,入境旅游與經(jīng)濟增長之間存在長期均衡關(guān)系,運用Granger因果關(guān)系檢驗法,對全國以及廣東、云南兩省經(jīng)濟增長與入境旅游進行因果關(guān)系檢驗,結(jié)果如下:

表2 因果關(guān)系檢驗

表2結(jié)果表明,在滯后2期時,全國入境旅游和經(jīng)濟增長之間不存在因果關(guān)系；廣東省、云南省經(jīng)濟增長是入境旅游發(fā)展的原因,反之則不成立,即兩個地區(qū)入境旅游不是經(jīng)濟增長的Granger原因。為保證結(jié)果的可靠性,我們同時檢驗了滯后1期和3期情況下兩者的因果關(guān)系,結(jié)果表明,除了在滯后1期的情況下,全國經(jīng)濟增長是入境旅游發(fā)展的原因外,其他情況下的檢驗均同表2檢驗結(jié)果一致。

(四)狀態(tài)空間模型估計

對式(1)、(2)采用Kalman濾波算法得到狀態(tài)空間模型估計結(jié)果如下(圖1—圖3):

圖1 全國入境旅游對經(jīng)濟增長的產(chǎn)出彈性

圖2 廣東省入境旅游對經(jīng)濟增長的產(chǎn)出彈性

圖3 云南省入境旅游對經(jīng)濟增長的產(chǎn)出彈性

圖1 —圖3給出了時變參數(shù)αt在1980—2008年期間的變化趨勢,隨著時間的變動,參數(shù)αt波動較大,說明采用變參數(shù)模型描述入境旅游與經(jīng)濟增長關(guān)系的必要性。由于早期的αt不能真實地反映入境旅游和經(jīng)濟增長的關(guān)系,因此本文從1985年開始對變參數(shù)αt進行討論。

全國和云南省入境旅游的產(chǎn)出彈性變化趨勢基本相同,從1985年至2000年,入境旅游的產(chǎn)出彈性系數(shù)值不斷下降,全國平均為0.670,云南省平均為0.316,說明這一時間段內(nèi),入境旅游對經(jīng)濟增長的影響逐漸縮?。?000—2008年,產(chǎn)出彈性緩慢提高,分析認為,這可能與國家的西部大開發(fā)戰(zhàn)略有關(guān),通過加強對中西部地區(qū)的基礎(chǔ)設(shè)施投資,使中西部地區(qū)的旅游資源得到進一步開發(fā),因此,入境旅游的產(chǎn)出彈性逐漸提高。而廣東省從1985年到2008年,入境旅游產(chǎn)出彈性變化很小,說明入境旅游對廣東經(jīng)濟增長的影響較為穩(wěn)定。

從產(chǎn)出彈性值看,全國以及兩個省份的產(chǎn)出彈性系數(shù)值都小于1,表示經(jīng)濟增長對入境旅游的變化不敏感,這驗證了格蘭杰因果關(guān)系的結(jié)論,即入境旅游對經(jīng)濟增長的影響較小。而從入境旅游對經(jīng)濟增長的平均產(chǎn)出彈性值對比來看,全國為0.670,廣東省為0.894,云南省僅為0.316,這說明入境旅游對經(jīng)濟增長的影響具有較大的地區(qū)差異,入境旅游每增長1%,廣東省經(jīng)濟增長0.894%,高于全國的0.670%,更遠遠大于云南省的0.316%。

四、結(jié)論及啟示

利用1980—2008年的數(shù)據(jù),采用變參數(shù)的狀態(tài)空間模型分析了我國入境旅游與經(jīng)濟增長的動態(tài)關(guān)系,即入境旅游的產(chǎn)出彈性隨時間的變動情況,并以東部地區(qū)入境旅游收入最高的廣東省和西部地區(qū)入境旅游收入最高的云南省為例,分析兩者關(guān)系的地區(qū)差異。得出以下結(jié)論:

1.就全國整體而言,入境旅游與經(jīng)濟增長之間存在長期均衡關(guān)系,但Granger因果檢驗結(jié)果表明,二者之間不存在嚴(yán)格的雙向因果關(guān)系；入境旅游對經(jīng)濟增長的產(chǎn)出彈性波動較大,平均值為0.670,從現(xiàn)有數(shù)據(jù)統(tǒng)計來看,雖然入境旅游對經(jīng)濟增長有一定影響,但這種影響較小,因此,在短期內(nèi),期望通過增加入境旅游收入來拉動當(dāng)?shù)亟?jīng)濟持續(xù)增長的愿望是難以實現(xiàn)的。

2.從廣東省與云南省的比較來看,廣東省入境旅游對經(jīng)濟增長的平均產(chǎn)出彈性值遠大于云南省,說明入境旅游對經(jīng)濟增長的影響存在顯著的地區(qū)差異；同時,Granger因果檢驗結(jié)果表明,廣東省、云南省經(jīng)濟增長分別是其入境旅游發(fā)展的原因,這一結(jié)論支持了黃偉力、安莉、Oh等學(xué)者的研究,地區(qū)經(jīng)濟的長期持續(xù)增長為旅游業(yè)提供了發(fā)展所需要的基礎(chǔ)設(shè)施,如航空、道路、酒店和旅游景點建設(shè)等,增強了地區(qū)的長期吸引力,從而促進入境旅游的發(fā)展。

旅游業(yè)并非是一個低投入、高產(chǎn)出的行業(yè),而是一個高投入、高產(chǎn)出的行業(yè),其發(fā)展究竟能否促進地區(qū)經(jīng)濟增長取決于其帶來的經(jīng)濟收益是否大于所需要的成本。Palmer和Riera在他們的研究中就指出,盡管旅游業(yè)的發(fā)展會給目的地帶來巨大經(jīng)濟收益,但其發(fā)展也要求目的地付出一定的經(jīng)濟、社會及環(huán)境成本。另外,旅游業(yè)的蓬勃發(fā)展促使旅游目的地進行的基礎(chǔ)建設(shè)投資也可以認為是旅游業(yè)發(fā)展所需要的經(jīng)濟成本。因此,旅游業(yè)的發(fā)展可能并非總是促進目的地的經(jīng)濟增長[9]。

根據(jù)我國各省市編制的《旅游業(yè)發(fā)展“十一五”規(guī)劃綱要》,目前,共有 24個省、市、自治區(qū)將旅游業(yè)定位為“國民經(jīng)濟支柱產(chǎn)業(yè)”[10],而本文結(jié)論對盲目將旅游業(yè)作為本地區(qū)經(jīng)濟發(fā)展的支柱產(chǎn)業(yè)提出了質(zhì)疑,并認為這是政府主導(dǎo)型旅游發(fā)展戰(zhàn)略和政府長官意識下盲目跟風(fēng)相互作用的結(jié)果。對于旅游業(yè)發(fā)展在地區(qū)經(jīng)濟發(fā)展中的作用,各地區(qū)應(yīng)根據(jù)地區(qū)資源稟賦特點、經(jīng)濟發(fā)展水平等,冷靜分析,以制定促進國際旅游業(yè)與經(jīng)濟協(xié)調(diào)發(fā)展的策略。

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[5]段玉.區(qū)域旅游業(yè)收入與區(qū)域經(jīng)濟增長關(guān)系的Granger檢驗[J].統(tǒng)計與決策,2009,(14):115—116.

[6]劉迎輝,郝索.國內(nèi)旅游與入境旅游對促進我國經(jīng)濟增長的比較研究[J].統(tǒng)計與決策,2009,(14):120—122.

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[9]Palmert,Rieraa.Tourism and Environmental Taxes:with Special Reference to the Balearic Ecotax[J].Tourism M anagemen,tourism Management.2003,24(6):665-673.

[10]國家旅游局.中國旅游業(yè)發(fā)展“十一五”規(guī)劃綱要?地方篇[M].北京:中國旅游出版社,2008.