趙朋佳 郝索

摘要：運用協(xié)整檢驗、誤差修正模型、Granger因果關(guān)系檢驗和方差分解等計量經(jīng)濟方法，對陜西省旅游業(yè)與GDP1995—2011年間的時間序列數(shù)據(jù)進行實證分析。結(jié)果表明陜西省旅游業(yè)發(fā)展與GDP增長存在長期動態(tài)的均衡關(guān)系，且在短期內(nèi)存在從經(jīng)濟增長到旅游業(yè)發(fā)展的單向因果關(guān)系。在此基礎(chǔ)上提出了幾點促進陜西省旅游業(yè)發(fā)展的政策建議。

關(guān)鍵詞：旅游發(fā)展；GDP；協(xié)整檢驗；格蘭杰因果檢驗

1.引言

旅游業(yè)經(jīng)過改革開放后30多年的發(fā)展，已逐漸成長為國民經(jīng)濟中的先導產(chǎn)業(yè)和第三產(chǎn)業(yè)中的支柱產(chǎn)業(yè)。其在各地被視作新的經(jīng)濟增長點，受到社會各界的廣泛關(guān)注。學術(shù)界認為旅游業(yè)與經(jīng)濟增長之間在不同的地域范圍內(nèi)有著不同的表現(xiàn)，歸納起來主要存在著四種關(guān)系，即經(jīng)濟增長促進旅游業(yè)發(fā)展、旅游業(yè)發(fā)展促進經(jīng)濟增長、二者相互影響以及二者的因果關(guān)系不顯著。而就陜西省的實際情況來說，二者之間究竟是怎樣的一種關(guān)系？本文即是在陜西省旅游業(yè)以及經(jīng)濟增長有關(guān)數(shù)據(jù)的基礎(chǔ)上對這種關(guān)系進行探討，希望本研究的成果能為陜西省旅游產(chǎn)業(yè)的政策制定提供一定的借鑒。

2.文獻回顧

國外對旅游業(yè)與經(jīng)濟增長關(guān)系的研究始于1899年意大利學者博迪奧發(fā)表的文章《外國人在意大利的移動及其花費》，作者從統(tǒng)計學的角度論述了旅游對國家經(jīng)濟的積極影響作用。在此之后，各國學者從本國或本區(qū)域的地區(qū)性質(zhì)出發(fā)，研究了旅游業(yè)對當?shù)亟?jīng)濟的影響。例如Tang和Jang對美國旅游數(shù)據(jù)的分析得出了經(jīng)濟增長與旅游行業(yè)發(fā)展之間的因果關(guān)系并不明顯。

國內(nèi)學者對旅游經(jīng)濟影響的研究主要開始于改革開放之后。1980年代初期至1990年代末期，學者們主要致力于介紹一些發(fā)達國家旅游經(jīng)濟影響的研究成果，比較我國與國外發(fā)達國家旅游發(fā)展路徑的差異性；從1990年代末至今開始用定量的方法對全國或者具體區(qū)域的旅游發(fā)展與經(jīng)濟增長之間的關(guān)系進行實證研究。很多學者針對具體省份采用時序數(shù)據(jù)對旅游業(yè)與經(jīng)濟增長之間的關(guān)系進行了實證分析，例如鄧祖濤、陸玉麟（2008）對湖北省的實證分析；楊建春（2010）對貴州省的實證分析等。

通過以上綜述可知，國內(nèi)外學者關(guān)于旅游業(yè)與經(jīng)濟增長關(guān)系之間的研究雖然沒有達成一致的共識.我國學者基于不同區(qū)域?qū)Χ哧P(guān)系也進行了大量研究，而采用定量方法對陜西省旅游業(yè)與經(jīng)濟增長關(guān)系之間的實證研究卻很少。本研究選取了陜西省2001-2011年間的最新數(shù)據(jù)，采用協(xié)整檢驗、誤差修正模型和格蘭杰因果檢驗等計量分析方法對此問題進行實證分析。

3.實證分析

3.1 變量選取與樣本數(shù)據(jù)說明

在眾多描述經(jīng)濟增長和旅游業(yè)發(fā)展水平的指標中，考慮到時序數(shù)據(jù)的可靠性、延續(xù)性以及可獲得性，本研究選取陜西省生產(chǎn)總值（GDP）作為經(jīng)濟增長的基本指標，選取陜西省旅游總收入（TR）作為旅游業(yè)發(fā)展水平的變量。樣本數(shù)據(jù)來源于2002—2012年的《陜西省統(tǒng)計年鑒》，選取樣本時段為2001—2011年間。在進行檢驗之前，為了避免時間序列數(shù)據(jù)產(chǎn)生的劇烈波動和消除異方差等情況，首先對原數(shù)據(jù)進行自然對數(shù)處理，這種處理不會影響變量之間的長期穩(wěn)定關(guān)系。在以下分析中，以lnGDP和lnTR來分別表示經(jīng)過對數(shù)處理后的陜西省生產(chǎn)總值（GDP）和旅游總收入（TR），而△LNGDP △LNTR 表示相應的一階差分序列，△2LNGDP△2LNTR表示其二階差分序列。相關(guān)數(shù)據(jù)見表1：

表1 2001-2011年陜西省GDP和旅游總收入及對數(shù)化后的數(shù)據(jù)表

3.2.平穩(wěn)性檢驗

對時間序列數(shù)據(jù)進行平穩(wěn)性檢驗即是對該序列的均值、方差和自協(xié)方差的穩(wěn)定性進行檢驗。因為在進行回歸分析之前，必須要求所使用的變量序列是平穩(wěn)的，如果直接對非平穩(wěn)的時間序列進行回歸分析，會導致“偽回歸”現(xiàn)象的出現(xiàn)，從而使各項統(tǒng)計檢驗失去了原有意義并得出錯誤的結(jié)論。所以平穩(wěn)性檢驗是正確分析數(shù)據(jù)的前提。

本研究選取最常用的ADF檢驗法。運用計量經(jīng)濟軟件Eviews6.0對lnGDP和lnTR分別進行ADF檢驗，檢驗結(jié)果如表2：

表2 單位根檢驗結(jié)果

由表2的結(jié)果得知，LNGDP和LNTR的ADF統(tǒng)計量在1%—10%的顯著性水平下都不能拒絕原假設，表明序列是非平穩(wěn)的。在對二者進行一階差分后，LNTR在各種顯著性水平下均表現(xiàn)出平穩(wěn)性；而LNGDP卻依然不平穩(wěn)，再對其進行二階差分，其ADF值已小于各顯著性水平下的臨界值，表明其已變?yōu)槠椒€(wěn)序列。

3.3 協(xié)整檢驗

進行協(xié)整檢驗的目的是決定一組非平穩(wěn)序列的線性組合是否具有協(xié)整關(guān)系，即檢驗回歸方程的因變量和解釋變量之間是否存在長期穩(wěn)定的均衡關(guān)系。本研究采用Engle和Granger（1987）提出的EG兩步法對回歸殘差進行協(xié)整檢驗。首先以LNGDP為被解釋變量，LNTR為解釋變量，利用OLS回歸方法對兩變量的回歸方程進行回歸，結(jié)果如下：

LNGDP= 3.550315 + 0.816193*LNTR + ut

（25.45832） （32.63007）

R2 = 0.986108 DW = 1.671178 F = 1064.721

由回歸方程的各參數(shù)可知，該序列無自相關(guān)性，且模型的擬合優(yōu)度較高。進一步對殘差項ut 進行單位根檢驗，其檢驗結(jié)果如表3。從檢驗結(jié)果看出，殘差單位根檢驗的ADF統(tǒng)計量的值要小于5%顯著性水平下的臨界值，表明該殘差序列是平穩(wěn)序列，LNGDP與LNTR之間存在協(xié)整關(guān)系，即陜西省GDP與旅游總收入之間存在長期動態(tài)均衡關(guān)系，且旅游收入每變動1%，陜西省的GDP將同方向變動0.82%。

表3 殘差的單位根檢驗

3.4誤差修正模型

上述協(xié)整分析已經(jīng)表明LNGDP和LNTR之間存在長期動態(tài)均衡的關(guān)系，而這種長期均衡的實現(xiàn)，是因為存在由短期波動向長期均衡調(diào)整的誤差修正機制（Error correction model）來發(fā)揮動態(tài)調(diào)整的作用。即變量之間在短期內(nèi)不斷的進行動態(tài)調(diào)整才使得長期穩(wěn)定關(guān)系得以存在。只要變量之間是協(xié)整的，則其關(guān)系就能由誤差修正機制來表示；系統(tǒng)會在其偏離長期均衡的時候以一定的速度將非均衡狀態(tài)調(diào)整到均衡狀態(tài)。

引入長期關(guān)系模型產(chǎn)生的殘差序列作為解釋變量，對長期關(guān)系模型中的各個變量的一階差分形式進行重構(gòu)，此時作為解釋變量引入的殘差，表示達到長期均衡時各時點出現(xiàn)偏誤的程度。該誤差修正模型的估計結(jié)果如下：

模型估計結(jié)果的誤差修正項RESID01（-1）的系數(shù)為負，表明其符合反向修正機制；其系數(shù)大小反映了對偏離長期均衡的調(diào)整力度，上期偏差越遠，本期修正的量就越大。即表明陜西省上年度GDP與旅游總收入的非均衡誤差以0.159的比率對本年的GDP增長率做出修正。

3.5 Granger因果關(guān)系檢驗

Granger因果關(guān)系研究時用來判斷一個變量的變化是否是另一個變量變化的原因的一種方法。協(xié)整檢驗結(jié)果已經(jīng)表明陜西省GDP與旅游總收入之間存在長期穩(wěn)定的均衡關(guān)系，但這種均衡關(guān)系是否能夠構(gòu)成因果關(guān)系，即是經(jīng)濟增長促進旅游業(yè)發(fā)展還是旅游業(yè)發(fā)展促進經(jīng)濟增長需要進一步驗證，下面運用Granger方法對陜西省GDP與旅游總收入的關(guān)系進行檢驗，檢驗結(jié)果如表4：

表4 Granger因果關(guān)系檢驗

檢驗結(jié)果表明，當滯后期為1時，LNGDP不是LNTR的Granger原因的可能性僅為0.36%，因此可以拒絕原假設，從而得出陜西省經(jīng)濟發(fā)展是旅游總收入的Granger原因；LNTR不是LNGDP的Granger原因的可能性為85.8%，不能拒絕10%顯著性水平下的原假設，說明陜西省旅游業(yè)發(fā)展不能成為經(jīng)濟增長的Granger原因。而將滯后期從2擴展到5時，均表明陜西省經(jīng)濟增長與旅游總收入之間都不構(gòu)成因果關(guān)系。這與多數(shù)學者得出的結(jié)論相悖。

4.結(jié)論分析與建議

4.1 結(jié)論分析

人們的普遍觀點認為，旅游業(yè)為經(jīng)濟增長提供了強勁的動力，目前已有很多省市將其作為支柱產(chǎn)業(yè)或者主導產(chǎn)業(yè)，但是在將旅游業(yè)作為經(jīng)濟增長點的同時卻忽略了對旅游業(yè)發(fā)展與經(jīng)濟增長兩變量真實關(guān)系的探討。本研究通過對陜西省2001—2011年的GDP與旅游總收入的時間序列數(shù)據(jù)運用計量分析方法進行分析，結(jié)果發(fā)現(xiàn)，陜西省經(jīng)濟增長與旅游業(yè)發(fā)展之間存在長期的均衡關(guān)系，且旅游收入每變動1%，陜西省的GDP將同方向變動0.82%；當短期波動偏離長期均衡時，系統(tǒng)會以（-0.159）的調(diào)整力度將非均衡狀態(tài)拉回到均衡狀態(tài)；Gragnger檢驗還表明，在滯后一期時，存在從LNGDP到LNTR的單向因果關(guān)系，而在滯后二到五期二者則不存在因果關(guān)系，說明從長遠來看，并沒有確切的證據(jù)能夠表明旅游業(yè)與經(jīng)濟增長之間存在相互促進的關(guān)系；綜合分析Granger檢驗的結(jié)果發(fā)現(xiàn)，陜西省旅游業(yè)自身缺乏自我強化機制。

4.2 建議

（1）完善與旅游業(yè)配套的基礎(chǔ)設施建設。經(jīng)濟增長是發(fā)展旅游業(yè)的基礎(chǔ)，雖然近年來陜西省的旅游業(yè)有了顯著發(fā)展，但與國內(nèi)東部與沿海省市相比還存在較大差距。所以，政府部門應大力促進經(jīng)濟增長，完善各項基礎(chǔ)設施服務，為旅游業(yè)的發(fā)展營造良好的環(huán)境。

（2）科學制定長遠的戰(zhàn)略決策與長效機制。通過前面的計量分析可知，陜西省旅游業(yè)對經(jīng)濟增長的促進作用相對滯后，但二者存在長期的均衡關(guān)系。因此政府部門必須從長遠的角度來考慮陜西省旅游業(yè)的發(fā)展，制定長期有效的發(fā)展策略，避免頭痛醫(yī)頭腳痛醫(yī)腳的短期行為。

（3）促進旅游業(yè)主動發(fā)展模式。主動發(fā)展模式即是在旅游業(yè)發(fā)展所依賴的基本條件沒有達到的情況下主動的創(chuàng)造條件，并以此為基礎(chǔ)采取自主發(fā)展模式。宏觀層面上，可通過時間、空間和產(chǎn)業(yè)的聚合來實現(xiàn)主動發(fā)展；微觀層面上，可通過進一步完善吃住行游購娛等各相關(guān)產(chǎn)業(yè)的內(nèi)部結(jié)構(gòu)以達到質(zhì)和量的優(yōu)化來實現(xiàn)主動發(fā)展。

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