任 耘

（1.四川大學(xué)旅游學(xué)院,成都 610064；2.成都信息工程學(xué)院，成都 610225）

0 引言

在很多地區(qū)旅游業(yè)已發(fā)展成為支柱產(chǎn)業(yè)，成功帶動了整個地區(qū)的經(jīng)濟(jì)增長。本文選擇四川省這一旅游業(yè)發(fā)展較為成熟的地區(qū)，通過實證的方法對居民消費結(jié)構(gòu)與旅游業(yè)之間的關(guān)聯(lián)性進(jìn)行研究，以從實踐中具體闡述旅游業(yè)發(fā)展是否會最終作用于居民消費結(jié)構(gòu)的改善。

1 變量與數(shù)據(jù)

參考現(xiàn)有文獻(xiàn)的研究成果，本文選擇了Engle-Granger兩步法來作為研究的計量工具。由于居民消費包括城鎮(zhèn)居民消費和農(nóng)村居民消費兩個部分，所以本文主要包括以下三個變量指標(biāo)。

（1）城鎮(zhèn)居民消費結(jié)構(gòu)變量：居民的消費支出主要用于食品、衣著、住房、家庭設(shè)備及服務(wù)、交通及通訊、文化教育、醫(yī)療保健消費以及其他等8個方面，而食品消費是居民生活最基本的消費支出，其在整個消費中所占的比重具有代表意義，所以本文在考察城鎮(zhèn)居民消費結(jié)構(gòu)時，選擇四川省城鎮(zhèn)居民的恩格爾指數(shù)來衡量，并用符號CEC表示。該指數(shù)數(shù)值的減小說明城鎮(zhèn)居民的消費結(jié)構(gòu)越來越優(yōu)化，消費能力不斷提升；

（2）農(nóng)村居民消費結(jié)構(gòu)變量：參照城鎮(zhèn)居民消費結(jié)構(gòu)變量的設(shè)定，本文選擇農(nóng)村居民的恩格爾指數(shù)作為衡量四川省農(nóng)村居民消費結(jié)構(gòu)的指標(biāo)，并用符號REC表示；

（3）旅游業(yè)發(fā)展變量：我國目前尚未針對旅游業(yè)發(fā)展設(shè)定專門的統(tǒng)計指標(biāo)進(jìn)行統(tǒng)計，本文參考現(xiàn)有文獻(xiàn)，選擇使用四川地區(qū)的旅游總收入作為代理變量來綜合反映該省的旅游產(chǎn)業(yè)的發(fā)展?fàn)顩r，并用符號TOUR表示。

在1995年后，中國的經(jīng)濟(jì)進(jìn)入一個高位平穩(wěn)增長的時期，城鎮(zhèn)居民與農(nóng)村居民的消費結(jié)構(gòu)調(diào)整同時進(jìn)入一個加速推進(jìn)階段，故選擇1995年后的數(shù)據(jù)更能體現(xiàn)居民消費結(jié)構(gòu)與旅游業(yè)發(fā)展者之間的聯(lián)系。所以本文的樣本區(qū)間為1996～2011年，時間跨度為16年。數(shù)據(jù)來自《四川省統(tǒng)計年鑒2012》、《新中國六十年統(tǒng)計匯編》中相關(guān)內(nèi)容，其計量均在Eviews6.0分析工具上實現(xiàn)。所選取主要經(jīng)濟(jì)變量統(tǒng)計指標(biāo)見表1所示。

表1 各主要變量統(tǒng)計性描述值（區(qū)間1990～2011）

2 實證研究

為了確保數(shù)據(jù)的平穩(wěn)性且消除數(shù)據(jù)可能存在的異方差所導(dǎo)致的計量結(jié)果偏差問題，本文對三個變量均取自然對數(shù)，即Ln(CEC)、Ln(REC)、Ln(TOUR)，因此本文所進(jìn)行的計量分析均是針對三個變量的自然對數(shù)所展開的，但這并不會對變量之間的潛在關(guān)系造成影響。

2.1 單位根檢驗

由于所使用的數(shù)據(jù)均為時間序列數(shù)據(jù)，而時間序列數(shù)據(jù)的計量分析往往會因數(shù)據(jù)存在單位根而導(dǎo)致研究結(jié)果的失真，所以本文首先對變量Ln(CEC)、Ln(REC)和Ln(TOUR)進(jìn)行平穩(wěn)性檢驗，以排除單位根的問題。本文這里利用的是ADF檢驗（Augmented Dickey-Fuller test）來檢測各變量是否存在單位根，該檢驗的零假設(shè)是時間序列中存在一個單位根。

表2 時間序列Ln(CEC)、Ln(REC)和Ln(TOUR)的單位根檢驗

從表2的檢驗結(jié)果的P值可以看出，三個變量在水平值狀態(tài)下均未通過平穩(wěn)性檢驗，即都不能拒絕存在單位根的零假設(shè)，而它們的一階差分，分別在1%或5%的顯著性水平上都拒絕了存在單位根的零假設(shè)，即不存在單位根，都是平穩(wěn)的。因此，本文可以認(rèn)為這三個變量都是一階單整的。

2.2 協(xié)整檢驗

為了進(jìn)一步分析城鎮(zhèn)居民消費結(jié)構(gòu)、農(nóng)村居民消費結(jié)構(gòu)和旅游業(yè)發(fā)展之間的長期關(guān)系，本文對這三個變量進(jìn)行協(xié)整分析。通過上節(jié)中的單位根檢驗可知序列Ln(CEC)、Ln(REC)和Ln(TOUR)均為一階單整的，這滿足了協(xié)整檢驗的前提條件，故可進(jìn)行下一步的協(xié)整檢驗，檢測三個變量之間的協(xié)整關(guān)系。本文用Engle-Granger兩步法對變量進(jìn)行了協(xié)整檢驗。首先用最小二乘法（OLS）法得到回歸方程如下：

回歸方程中變量（含常數(shù)）下方括號中的數(shù)值為統(tǒng)計值的標(biāo)準(zhǔn)差。

接著本文對（1）、（2）回歸方程的殘差序列進(jìn)行ADF單位根檢驗，通過平穩(wěn)性分析以確定協(xié)整關(guān)系是否成立，檢驗結(jié)果如表3、4所示。

表3 方程（1）的殘差的ADF檢驗

表4 方程（2）的殘差的ADF檢驗

由表3、表4的ADF檢驗結(jié)果可知，方程（1）的殘差序列ADF統(tǒng)計值小于10%置信水平下的測試臨界值，方程（2）的殘差序列ADF統(tǒng)計值小于1%置信水平下的測試臨界值，ADF檢驗的結(jié)果說明了殘差序列是平穩(wěn)的，旅游業(yè)發(fā)展與城鎮(zhèn)居民消費、農(nóng)村居民消費之間存在協(xié)整關(guān)系。因而，方程（1）、（2）式的回歸結(jié)果是有效的。

從以上方程式可以看到，Ln(TOUR)的系數(shù)均為負(fù)的，在方程1中為負(fù)的0.055314，在方程2中為負(fù)的0.095197，這表明自1996年以來，四川省的旅游業(yè)的發(fā)展水平每提升1個百分點，就會促進(jìn)城鎮(zhèn)居民消費結(jié)構(gòu)改進(jìn)近0.055314%，促進(jìn)農(nóng)村居民消費結(jié)構(gòu)改善近0.095197%，即四川省的旅游業(yè)發(fā)展有效的起到了促進(jìn)居民消費結(jié)構(gòu)改善的作用。但是從系數(shù)的大小可以看到，旅游業(yè)發(fā)展對農(nóng)村居民消費結(jié)構(gòu)的改善起到更為顯著的作用，但是總體而言，旅游業(yè)發(fā)展對居民消費結(jié)構(gòu)改善的推進(jìn)作用較小。

2.3 Granger因果關(guān)系檢驗

本文采用Granger（1980）提出的因果關(guān)系檢驗法來對變量之間的因果關(guān)系進(jìn)行檢驗，以進(jìn)一步分析變量之間的聯(lián)動關(guān)系，結(jié)果見下表5。

表5 格蘭杰因果關(guān)系檢驗結(jié)果

從表5的檢驗結(jié)果可以看到，Ln(TOUR)是Ln(REC)的格蘭杰原因，Ln(CEC)是Ln(TOUR)的格蘭杰原因，但是Ln(REC)不是Ln(TOUR)的格蘭杰原因，Ln(TOUR)不是Ln(CEC)的格蘭杰原因，即城鎮(zhèn)居民消費與旅游業(yè)發(fā)展之間、農(nóng)村居民消費結(jié)構(gòu)與旅游業(yè)發(fā)展之間并不存在互動效應(yīng)。

3 結(jié)論

本文在運用Engle-Granger兩步法、Granger因果關(guān)系檢驗等計量工具，對1996～2011年四川省居民消費結(jié)構(gòu)與旅游業(yè)發(fā)展的關(guān)系進(jìn)行了實證研究，得出以下結(jié)論：四川省的居民消費結(jié)構(gòu)與旅游業(yè)發(fā)展之間存在著長期穩(wěn)定的協(xié)整關(guān)系，且這種聯(lián)系在農(nóng)村居民消費結(jié)構(gòu)與旅游業(yè)發(fā)展之間更為明顯，但是總體而言，旅游業(yè)發(fā)展對居民消費結(jié)構(gòu)的改善效應(yīng)較小。同時，城鎮(zhèn)居民消費與旅游業(yè)發(fā)展之間、農(nóng)村居民消費結(jié)構(gòu)與旅游業(yè)發(fā)展之間并不存在互動效應(yīng)。

[1]劉長生，簡玉峰.我國旅游業(yè)發(fā)展與經(jīng)濟(jì)增長的關(guān)系研究—基于不同省份的個體數(shù)據(jù)和面板數(shù)據(jù)分析[J].旅游科學(xué)，2008，（5）.

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