王 鵬， 汪金菊

(合肥工業(yè)大學(xué)數(shù)學(xué)學(xué)院，安徽合肥230009)

1 引 言

隨著我國經(jīng)濟(jì)的快速發(fā)展以及人們生活水平的顯著提高，國內(nèi)旅游消費(fèi)人數(shù)不斷攀升，我國進(jìn)入了大眾旅游消費(fèi)時(shí)代.1978年我國國內(nèi)旅游總收入僅為18.4億元，相當(dāng)于當(dāng)年GDP的0.5%.20世紀(jì)90年代以后國內(nèi)旅游業(yè)迅速發(fā)展，1998年以后國內(nèi)旅游業(yè)的經(jīng)濟(jì)總量逐步穩(wěn)定在當(dāng)年國內(nèi)生產(chǎn)總值的3%左右.2010年國內(nèi)旅游總收入達(dá)到12579.8億元，相當(dāng)于當(dāng)年GDP的3.14%.由此可見國內(nèi)旅游業(yè)發(fā)展對于我國經(jīng)濟(jì)增長具有舉足輕重的作用.同時(shí)國民經(jīng)濟(jì)的繁榮昌盛，人民生活水平的不斷提高，同樣也能推動(dòng)國內(nèi)旅游業(yè)的發(fā)展.

近年來，國內(nèi)外學(xué)者針對國內(nèi)旅游消費(fèi)與經(jīng)濟(jì)增長的關(guān)系做了深入的研究工作，并取得不少成果.高晨[1]采用協(xié)整和格蘭杰因果關(guān)系檢驗(yàn)對我國旅游文化消費(fèi)與經(jīng)濟(jì)增長的關(guān)系進(jìn)行了實(shí)證分析，研究結(jié)果表明中國城鎮(zhèn)居民人均旅游花費(fèi)與人均可支配收入之間存在著長期均衡關(guān)系，且從格蘭杰因果檢驗(yàn)中可以看出，人均旅游花費(fèi)的增加是人均收入的格蘭杰原因.翁鋼民和魯超[2]基于1994-2009年的數(shù)據(jù)，通過協(xié)整方程建立我國國內(nèi)旅游收入與經(jīng)濟(jì)增長的長期均衡關(guān)系，且Granger因果檢驗(yàn)發(fā)現(xiàn)在較短滯后期內(nèi)，國內(nèi)旅游業(yè)的發(fā)展對經(jīng)濟(jì)增長具有一定促進(jìn)作用，但從長期來看，經(jīng)濟(jì)增長對國內(nèi)旅游發(fā)展的促進(jìn)作用更為明顯.朱玉芳[3]從國內(nèi)旅游消費(fèi)的角度，結(jié)合我國經(jīng)濟(jì)發(fā)展和旅游業(yè)發(fā)展現(xiàn)狀，探討旅游消費(fèi)與經(jīng)濟(jì)增長之間存在著推拉效應(yīng)，即經(jīng)濟(jì)增長對旅游消費(fèi)具有推動(dòng)效應(yīng)，而旅游消費(fèi)對經(jīng)濟(jì)增長具有拉動(dòng)效應(yīng).此外，Balaguer[4]研究了西班牙旅游業(yè)發(fā)展與其經(jīng)濟(jì)增長的長期關(guān)系，并通過協(xié)整分析和因果關(guān)系檢驗(yàn)發(fā)現(xiàn)旅游業(yè)的發(fā)展與經(jīng)濟(jì)增長之間存在長期均衡關(guān)系，而且旅游業(yè)對國家經(jīng)濟(jì)增長具有單向作用.Soukiazis和Proenca[5]運(yùn)用面板模型對葡萄牙旅游業(yè)的發(fā)展與經(jīng)濟(jì)增長及其收斂性進(jìn)行實(shí)證分析，發(fā)現(xiàn)葡萄牙旅游業(yè)消費(fèi)對經(jīng)濟(jì)增長有積極推動(dòng)作用，同時(shí)會(huì)加速經(jīng)濟(jì)收斂，促進(jìn)區(qū)域經(jīng)濟(jì)均衡發(fā)展.

然而在實(shí)際環(huán)境中，旅游業(yè)對外部環(huán)境非常敏感，國家和地區(qū)的經(jīng)濟(jì)、政治狀況變化都將直接影響到旅游業(yè)發(fā)展.經(jīng)濟(jì)繁榮、政治穩(wěn)定以及重大活動(dòng)等都會(huì)刺激旅游業(yè)的發(fā)展；反之經(jīng)濟(jì)衰退、政治動(dòng)蕩、以及自然災(zāi)害等都會(huì)對旅游業(yè)產(chǎn)生不利影響[6].這些突發(fā)事件均可能導(dǎo)致數(shù)據(jù)結(jié)構(gòu)發(fā)生突變，并引起變量間原有關(guān)系的變化.因此，本文在研究國內(nèi)旅游消費(fèi)與經(jīng)濟(jì)增長之間的關(guān)系時(shí)，應(yīng)該要考慮結(jié)構(gòu)突變的問題，以便更準(zhǔn)確的把握兩者之間的協(xié)整關(guān)系.

后文的結(jié)構(gòu)安排如下：首先介紹了變結(jié)構(gòu)協(xié)整模型，通過內(nèi)生滾動(dòng)檢驗(yàn)法確定兩者關(guān)系發(fā)生結(jié)構(gòu)突變的時(shí)機(jī)，然后運(yùn)用變結(jié)構(gòu)協(xié)整理論研究了國內(nèi)旅游消費(fèi)與經(jīng)濟(jì)增長之間的長期均衡關(guān)系，并建立誤差修正模型.與不考慮結(jié)構(gòu)突變的模型進(jìn)行比較分析，發(fā)現(xiàn)本文所建立的變結(jié)構(gòu)協(xié)整模型更符合實(shí)際情形.

2 變結(jié)構(gòu)協(xié)整模型

假設(shè)標(biāo)量時(shí)間序列x1t～I(xiàn)(1),m維向量時(shí)間序列x2t～I(xiàn)(1).I(1)的含義是x1t只需經(jīng)過一次差分就可變?yōu)槠椒€(wěn)序列.一般地，x1t～I(xiàn)(d)表示x1t只需經(jīng)過d次差分就可變?yōu)槠椒€(wěn)序列.顯然，平穩(wěn)序列可表示為I(0).設(shè)標(biāo)準(zhǔn)協(xié)整回歸的靜態(tài)模型[7]為

x1t=μ+αTx2t+μt，t=1,2,…,T，

其中ut～I(xiàn)(0)表示x1t與x2t之間存在協(xié)整關(guān)系.為建立變結(jié)構(gòu)協(xié)整模型，引入虛擬變量D，便于區(qū)分突變點(diǎn)前后的時(shí)間序列.設(shè)D在突變點(diǎn)處及其前的值為0，在突變點(diǎn)之后的值為1.在序列結(jié)構(gòu)存在突變的情況下，我國國內(nèi)旅游消費(fèi)與經(jīng)濟(jì)增長的變結(jié)構(gòu)協(xié)整模型[8]可以由以下3種形式來表達(dá)：

1) 水平漂移型

x1t=μ1+μ2D+αTx2t+μt，t=1,2,…,T，

(1)

這里μ1表示水平漂移前的常數(shù)項(xiàng)，μ2表示漂移量，下同.這時(shí)模型只是簡單地考慮常數(shù)項(xiàng)的變化.

2) 水平趨勢項(xiàng)漂移型

x1t=μ1+μ2D+βt+αTx2t+μt，t=1,2,…,T，

(2)

β表示時(shí)間趨勢項(xiàng)的參數(shù)，下同.這時(shí)的模型既考慮水平項(xiàng)的變化，又考慮趨勢項(xiàng)的變化.

3) 狀態(tài)開關(guān)型

(3)

該模型同時(shí)考慮了水平項(xiàng)漂移，趨勢項(xiàng)漂移以及斜率的變化.

若結(jié)構(gòu)突變點(diǎn)已知，則可利用單位根檢驗(yàn)對模型(1)、(2)、(3)進(jìn)行協(xié)整關(guān)系的存在性檢驗(yàn).而實(shí)際經(jīng)濟(jì)系統(tǒng)中的結(jié)構(gòu)突變點(diǎn)一般是不能預(yù)先確定的，本文采用滾動(dòng)檢驗(yàn)法檢測出變結(jié)構(gòu)點(diǎn)，再進(jìn)行協(xié)整關(guān)系的存在性檢驗(yàn).此時(shí)若協(xié)整關(guān)系存在，則可建立誤差修正模型，或分段建立誤差修正模型.

3 實(shí)證分析

設(shè)變量DTC表示國內(nèi)旅游消費(fèi)情況，以我國國內(nèi)旅游總花費(fèi)的統(tǒng)計(jì)數(shù)據(jù)近似；變量GDP表示經(jīng)濟(jì)增長情況，以國內(nèi)生產(chǎn)總值的統(tǒng)計(jì)數(shù)據(jù)近似，單位均為億元.為消除物價(jià)變動(dòng)的影響和序列中可能存在的異方差，對變量數(shù)據(jù)均用每年的物價(jià)指數(shù)(1978=100)進(jìn)行處理，并取自然對數(shù)，且取對數(shù)之后不會(huì)改變變量之間的關(guān)系，變量LNDTC和LNGDP分別表示取自然對數(shù)后的新序列，相應(yīng)的一階差分序列表示為△LNDTC和△LNGDP.所有數(shù)據(jù)均來源于《中國統(tǒng)計(jì)年鑒2012》和《中國旅游業(yè)統(tǒng)計(jì)公報(bào)》，區(qū)間為1990-2011.

此外，對序列LNDTC和LNGDP進(jìn)行正態(tài)性檢驗(yàn)發(fā)現(xiàn)，LNDTC和LNGDP的雅克-貝拉(Jarque-Bera)統(tǒng)計(jì)量分別為0.6107和1.1705，相伴概率值分別為0.7369和0.5569，說明這兩個(gè)序列服從正態(tài)分布，通過了正態(tài)性檢驗(yàn).

3.1 單位根檢驗(yàn)

實(shí)際序列數(shù)據(jù)大部分均具有時(shí)間趨勢，表現(xiàn)出非平穩(wěn)特征，如果直接回歸可能會(huì)導(dǎo)致偽回歸現(xiàn)象.為避免這種情況的出現(xiàn)，通常在進(jìn)行回歸分析前對變量進(jìn)行ADF檢驗(yàn).本文使用Eviews6.0軟件對各變量進(jìn)行ADF檢驗(yàn)，結(jié)果如表1所示.

表1 單位根檢驗(yàn)結(jié)果

注 檢驗(yàn)類型中C,T,K分別代表檢驗(yàn)?zāi)Ｐ椭泻谐?shù)項(xiàng)、趨勢變量、滯后階數(shù)；N指檢驗(yàn)方程中不包括截距項(xiàng)或者趨勢項(xiàng)；***表示在1%的顯著水平下拒絕單位根檢驗(yàn).

從表1的檢驗(yàn)結(jié)果可以看出，各變量在水平序列上均為非平穩(wěn)序列.經(jīng)過一階差分后均拒絕有單位根的假設(shè)，即序列LNDTC和LNGDP均為一階單整序列，因此可進(jìn)一步檢驗(yàn)變量間的協(xié)整關(guān)系.

3.2 格蘭杰因果關(guān)系檢驗(yàn)(Granger causality tests)

格蘭杰因果關(guān)系是指變量之間的依賴性，在進(jìn)行協(xié)整分析之前，為了判定一個(gè)變量的變化是否引起另一個(gè)變量變化的原因，必須先對變量間因果關(guān)系進(jìn)行檢驗(yàn).本文對國內(nèi)旅游消費(fèi)與經(jīng)濟(jì)增長進(jìn)行因果關(guān)系檢驗(yàn)結(jié)果如表2所示.

表2 格蘭杰因果關(guān)系檢驗(yàn)結(jié)果

根據(jù)表2顯示，在5%的顯著性水平上，當(dāng)滯后期為l，2，3，4時(shí)，均只拒絕了“LNGDP不是LNDTC變化的格蘭杰原因”的原假設(shè)，因此經(jīng)濟(jì)增長對國內(nèi)旅游消費(fèi)有單向的格蘭杰因果關(guān)系，說明我國經(jīng)濟(jì)增長對國內(nèi)旅游消費(fèi)有明顯的促進(jìn)作用.

3.3 變結(jié)構(gòu)協(xié)整分析與誤差修正

對變量的單位根檢驗(yàn)可知，序列LNDTC和LNGDP是一階單整序列，滿足協(xié)整檢驗(yàn)的前提條件.然而事實(shí)上，經(jīng)濟(jì)繁榮、疫情爆發(fā)和自然災(zāi)害等突發(fā)事件均有可能引起旅游消費(fèi)結(jié)構(gòu)的變化，從而影響國內(nèi)旅游消費(fèi)與GDP之間的關(guān)系.因此，本文考慮數(shù)據(jù)結(jié)構(gòu)突變的因素，對國內(nèi)旅游消費(fèi)與GDP之間的關(guān)系進(jìn)行變結(jié)構(gòu)協(xié)整分析.

首先需要確定外部環(huán)境沖擊導(dǎo)致的結(jié)構(gòu)突變點(diǎn).由于經(jīng)濟(jì)活動(dòng)往往具有滯后效應(yīng)，因此根據(jù)歷史事件發(fā)生的時(shí)間確定結(jié)構(gòu)突變點(diǎn)并不準(zhǔn)確，結(jié)構(gòu)突變時(shí)機(jī)應(yīng)被估計(jì)而不應(yīng)被人為先驗(yàn)選擇.為避免先驗(yàn)設(shè)定突變點(diǎn)的主觀性，本文采用內(nèi)生滾動(dòng)檢驗(yàn)法[9]尋找國內(nèi)旅游消費(fèi)和GDP兩者關(guān)系發(fā)生結(jié)構(gòu)突變的時(shí)機(jī).

所謂“滾動(dòng)檢驗(yàn)”即保持子樣本的大小不變(通常為原樣本容量的1/3)，選取子樣本范圍分別是1991-1997，1992-1998，…，2005-2011，然后對每一個(gè)子樣本進(jìn)行含有截距項(xiàng)和趨勢項(xiàng)的ADF檢驗(yàn)，檢驗(yàn)式為

ΔLNGDPt=ρLNGDPt-1+μ+αt+βΔLNGDPt-1+μt，

ΔLNDTCt=ρLNDTCt-1+μ+αt+βΔLNDTCt-1+μt.

從檢驗(yàn)得到的ADF值序列中選擇較小的值，與滾動(dòng)檢驗(yàn)臨界值相比較，如果小于臨界值，則說明有結(jié)構(gòu)突變點(diǎn)發(fā)生.運(yùn)用EViews6.0編程，對LNGDP與LNDTC進(jìn)行滾動(dòng)檢驗(yàn)，結(jié)果如圖1所示.

圖1 滾動(dòng)檢驗(yàn)示意圖

從上圖可以看出，1993年和2003年的ADF統(tǒng)計(jì)量明顯低于10%顯著水平下的檢驗(yàn)臨界值.由此，我們可以斷定，國內(nèi)旅游消費(fèi)和經(jīng)濟(jì)增長之間的關(guān)系在1993年和2003年發(fā)生了突變.這是因?yàn)?992年鄧小平的南巡講話，提高了中國居民對繼續(xù)改革開放的信心，從而更進(jìn)一步增加了中國經(jīng)濟(jì)的活力，1993年中國經(jīng)濟(jì)體制改革步入新階段，進(jìn)一步解決經(jīng)濟(jì)發(fā)展與經(jīng)濟(jì)體制中的深層次問題，促進(jìn)國民經(jīng)濟(jì)又好又快的發(fā)展.我國國內(nèi)生產(chǎn)總值由1992年的26923億元增加到1993年的35334億元，同比增長31.2%.同時(shí)，國內(nèi)旅游業(yè)的發(fā)展環(huán)境得到進(jìn)一步優(yōu)化，因此旅游業(yè)消費(fèi)高速增長，由1992年的467億元更是猛增到1993年的864億元，同比增長85%.2003年，非典型肺炎疫情在全國大部分省市蔓延，國內(nèi)旅游業(yè)受到較嚴(yán)重影響.國內(nèi)旅游業(yè)總花費(fèi)由2002年的1173.1億元下降到2003年的1028.8億元，同比下降12.3%.

這樣，在結(jié)構(gòu)突變點(diǎn)已知的情況下，就可以采用上述3種模型中的某一種進(jìn)行協(xié)整關(guān)系的檢驗(yàn).由于序列中有兩處發(fā)生了結(jié)構(gòu)突變，為了將各個(gè)突變點(diǎn)的影響分開，本文擬劃分區(qū)間段進(jìn)行分析，具體分析如下：

① 1990-2003年，我國國內(nèi)旅游消費(fèi)與經(jīng)濟(jì)增長之間屬于參數(shù)變結(jié)構(gòu)協(xié)整，表現(xiàn)形式為狀態(tài)開關(guān)型.根據(jù)模型(3)進(jìn)行OLS回歸，并依據(jù)AIC原則，對殘差序列μt進(jìn)行ADF檢驗(yàn)，檢驗(yàn)結(jié)果如表3所示.

作為建筑結(jié)構(gòu)設(shè)計(jì)人員，時(shí)刻應(yīng)有嚴(yán)謹(jǐn)認(rèn)真的態(tài)度和上進(jìn)的心，以上為結(jié)合實(shí)際工程對幾處規(guī)范條文的理解與應(yīng)用，希望對建筑結(jié)構(gòu)設(shè)計(jì)人員有所幫助。

表3 殘差序列的ADF檢驗(yàn)結(jié)果

注 檢驗(yàn)形式說明與表1相同.

從表3可以看出，殘差序列在1%顯著水平下成立，說明我國國內(nèi)旅游消費(fèi)與經(jīng)濟(jì)增長在1990-2003年期間存在著參數(shù)變結(jié)構(gòu)協(xié)整關(guān)系.使用E-G兩步法進(jìn)行分析，得到協(xié)整方程如下(括號(hào)內(nèi)為t統(tǒng)計(jì)量，下同)：

(4)

為更好的考察兩者之間的短期動(dòng)態(tài)關(guān)系，在式(4)的基礎(chǔ)上建立誤差修正模型如下：

ΔLNDTC=-0.0250+1.7757ΔLNGDP-1.8626Ecmt-1+1.1996Ecmt，

(5)

其中誤差修正項(xiàng)

Ecmt=LNDTC-20.882-21.435D1-0.463t+1.822LNGDP+2.247D1*LNGDP,

R2=0.7487，DW=1.8039，AIC= -1.8793，F(xiàn)=8.9394.

②1993-2011年，我國國內(nèi)旅游消費(fèi)與經(jīng)濟(jì)增長之間屬于參數(shù)變結(jié)構(gòu)協(xié)整，表現(xiàn)形式為水平趨勢項(xiàng)漂移型.根據(jù)模型(2)進(jìn)行OLS回歸，并依據(jù)AIC原則，對殘差序列μt進(jìn)行ADF檢驗(yàn)，檢驗(yàn)結(jié)果如表4所示.

表4 殘差序列的ADF檢驗(yàn)結(jié)果

注 檢驗(yàn)形式說明與表1相同.

從上表可知，在1%顯著水平下殘差序列穩(wěn)定，說明我國國內(nèi)旅游消費(fèi)與經(jīng)濟(jì)增長在1993-2011年期間存在著參數(shù)變結(jié)構(gòu)協(xié)整關(guān)系.進(jìn)一步得到協(xié)整方程如下：

(6)

同理，在方程(6)的基礎(chǔ)上建立誤差修正模型如下：

ΔLNDTC=0.0824+0.4918ΔLNGDP-0.7797Ecmt-1+1.1353Ecmt，

(7)

Ecmt=LNDTC+0.1962+0.2927D2-0.0838t-0.6063LNGDP，

R2=0.63，DW=2.103，AIC= -2.173，F(xiàn)=7.948.

誤差修正模型能從長期、短期兩個(gè)方面刻畫出國內(nèi)旅游消費(fèi)與GDP之間的關(guān)系.就長期而言，兩者之間有著長期穩(wěn)定的正向相關(guān)關(guān)系，符合實(shí)際情況.而從短期來看，誤差修正項(xiàng)的系數(shù)為負(fù)值，符合反向修正機(jī)制，表明當(dāng)國內(nèi)旅游消費(fèi)偏離GDP的長期均衡關(guān)系時(shí)，誤差修正機(jī)制就能糾正這種偏離，從而保證了國內(nèi)旅游消費(fèi)與GDP的關(guān)系不會(huì)明顯偏離均衡狀態(tài)，該模型較好的解釋了變量間的相互依存關(guān)系.

為了進(jìn)行對比分析，下面建立了不考慮結(jié)構(gòu)突變點(diǎn)的國內(nèi)旅游消費(fèi)與經(jīng)濟(jì)增長關(guān)系的協(xié)整方程，運(yùn)用E-G兩步法對其進(jìn)行協(xié)整檢驗(yàn)，并建立誤差修正模型：

(8)

R2=0.9708，DW=0.7027，AIC= -0.8004，F(xiàn)=664.2023，P(F)=0.0000.

F檢驗(yàn)表明變量在方程中均顯著，但DW值顯示，模型存在著嚴(yán)重的自相關(guān)性.對殘差序列進(jìn)行ADF檢驗(yàn)，統(tǒng)計(jì)量為-2.5417，相應(yīng)的5%臨界值為-1.9581，說明殘差序列穩(wěn)定，變量間的協(xié)整關(guān)系成立，誤差修正模型如下：

ΔLNDTC=0.1283+0.2424ΔLNGDP-0.4729Ecmt-1，

(9)

其中Ecmt=LNDTC+6.6198-1.2937LNGDP.

對模型(4)，(6)和(8)進(jìn)行比較，不難發(fā)現(xiàn)模型在截距、時(shí)間趨勢及斜率上存在明顯區(qū)別.由模型的R2，AIC和DW等進(jìn)行綜合判斷，可以看出引入結(jié)構(gòu)突變點(diǎn)的模型，其統(tǒng)計(jì)量均有一定程度的提高.為進(jìn)一步檢驗(yàn)變結(jié)構(gòu)協(xié)整模型的預(yù)測性能，本文運(yùn)用Matlab軟件畫出不同模型國內(nèi)旅游消費(fèi)的實(shí)際值與擬合值示意圖，結(jié)果如圖2所示.從圖中可以觀察出，變結(jié)構(gòu)協(xié)整模型(4)和(6)的擬合效果更好.

除了直接比較外，本文還引入如下統(tǒng)計(jì)指標(biāo)，以此來考察變結(jié)構(gòu)協(xié)整模型的有效性.

模型(4) 模型(6) 模型(8)圖2 國內(nèi)旅游消費(fèi)實(shí)際值與擬合值示意圖

表5 3個(gè)模型的預(yù)測評(píng)價(jià)結(jié)果

4 結(jié)束語

本文通過引入虛擬變量，對1990-2011年我國國內(nèi)旅游消費(fèi)和經(jīng)濟(jì)增長之間的關(guān)系進(jìn)行了變結(jié)構(gòu)協(xié)整分析，并給出長期均衡關(guān)系式和誤差修正模型.實(shí)證分析結(jié)果表明：國內(nèi)旅游消費(fèi)和經(jīng)濟(jì)增長之間存在著長期均衡關(guān)系，但協(xié)整關(guān)系在1993年和2003年發(fā)生了改變，分別表現(xiàn)為狀態(tài)開關(guān)型和水平趨勢項(xiàng)漂移型協(xié)整關(guān)系.1993年，借上一年鄧小平南巡的東風(fēng)以及中國經(jīng)濟(jì)體制改革的進(jìn)一步完善，我國國內(nèi)旅游業(yè)的發(fā)展與國民生產(chǎn)總值有了大幅度提高.2003年，受“非典”疫情的影響，國內(nèi)旅游業(yè)發(fā)展受到極大的影響.其次，與不考慮結(jié)構(gòu)突變的模型相比，變結(jié)構(gòu)協(xié)整模型具有更強(qiáng)的擬合能力，更能準(zhǔn)確的反映樣本期間國內(nèi)旅游消費(fèi)與經(jīng)濟(jì)增長之間的長期均衡和短期波動(dòng)關(guān)系.

[參 考 文 獻(xiàn)]

[1] 高晨.我國旅游文化消費(fèi)與經(jīng)濟(jì)增長關(guān)系研究[J].時(shí)代金融,2013(5):5-6.

[2] 翁鋼民,魯超.我國旅游業(yè)發(fā)展與經(jīng)濟(jì)增長的相互關(guān)系研究[J].燕山大學(xué)學(xué)報(bào),2012,13(1):55-57.

[3] 朱玉芳.旅游消費(fèi)與經(jīng)濟(jì)增長的互動(dòng)關(guān)系分析[J].信陽師范學(xué)院學(xué),2011,31(3):41-44.

[4] Balaguer J, Cantavalla-Jorda M.Tourism as a long-run economic growth factor:the spanish case[J]. Applied Economics,2002,34(7):877-884.

[5] Soukiazis E, Proenca S.Tourism as an alternative source of regional growth in portugal:a panel data analysis at NUTS II and III levels[J].Portuguese Economic Journal,2008,7(1):43-61.

[6] 張敏.旅游業(yè)與經(jīng)濟(jì)增長關(guān)系的實(shí)證分析[D].大連:東北財(cái)經(jīng)大學(xué),2005.

[7] 楊寶臣,張世英.變結(jié)構(gòu)協(xié)整問題研究[J].系統(tǒng)工程學(xué)報(bào),2002,17(1):26-31.

[8] 張世英,樊智.協(xié)整理論與波動(dòng)模型—金融時(shí)間序列分析與建模[M].北京:清華大學(xué)出版社,2004:143-146.

[9] 張曉峒.Eviews. 使用指南與案例[M].北京:機(jī)械工業(yè)出版社,2007:295-299.

[10] 武春友,謝風(fēng)媛,全華.旅游發(fā)展與我國經(jīng)濟(jì)增長關(guān)系的實(shí)證研究[J].科技與管理,2009,11(6):9-16.

[11] 屠文雯,馮俊文.中國旅游業(yè)發(fā)展與經(jīng)濟(jì)增長關(guān)系的實(shí)證研究[J].南京理工大學(xué)學(xué)報(bào),2008，21(6):99-104.

[12] 高鐵梅.計(jì)量統(tǒng)計(jì)分析方法與建?！狤views應(yīng)用及實(shí)例[M].北京:清華大學(xué)出版社,2009.