李夢如

摘要：本文利用1999年至2014年的數(shù)據(jù)，通過構(gòu)建旅游收入、城鎮(zhèn)化水平與經(jīng)濟增長之間的VAR計量模型，經(jīng)過Johansen協(xié)整檢驗，探討三者之間的關(guān)系。表明：短期，城鎮(zhèn)化促進旅游業(yè)的發(fā)展卻抑制經(jīng)濟增長；而旅游發(fā)展對經(jīng)濟增長的影響不顯著。長期：城鎮(zhèn)化促進旅游和經(jīng)濟的發(fā)展。

關(guān)鍵詞：旅游發(fā)展；城鎮(zhèn)化；經(jīng)濟增長；VAR模型；Johansen協(xié)整檢驗

一、引言及文獻綜述

旅游業(yè)被認(rèn)為是用于推動經(jīng)濟增長的重要動力。旅游業(yè)作為我國國民經(jīng)濟的戰(zhàn)略性產(chǎn)業(yè)，在創(chuàng)匯、擴大內(nèi)需和帶動國際投資等方面都起著十分重要的作用，成為我國國民經(jīng)濟中的一個重要產(chǎn)業(yè)部門。近年來，隨著物質(zhì)生活水平的提高，人們對旅游消費的需求逐漸彰顯，旅游業(yè)在經(jīng)濟發(fā)展中的地位不斷加強。城鎮(zhèn)化是一個國家或地區(qū)社會、經(jīng)濟發(fā)展水平的重要標(biāo)志，是人類走向文明不可逾越的歷史階段。城鎮(zhèn)化對轉(zhuǎn)變經(jīng)濟增長方式，推進經(jīng)濟增長都有著十分重要的意義。

目前關(guān)于旅游業(yè)與經(jīng)濟增長之間關(guān)系的研究，國外學(xué)者的研究，從理論的角度來看， Lanza和 Pigliaru （2000）最早開始研究旅游和經(jīng)濟增長之間的聯(lián)系。根據(jù)他們的觀察，擁有相對比較大的旅游部門的國家表現(xiàn)出比平均水平高的經(jīng)濟增長。從實證角度來看，Khan等（1995）和Lee 等（1995）研究了旅游業(yè)的發(fā)展對新加坡和韓國的經(jīng)濟增長作用。但Chi -OkOh（2005）對Balaguer的上述觀點提出了質(zhì)疑，他研究指出韓國的旅游業(yè)發(fā)展與經(jīng)濟增長之間并不存在長期的均衡關(guān)系。國內(nèi)學(xué)者的研究，國內(nèi)關(guān)于旅游發(fā)展和經(jīng)濟增長關(guān)系方面的研究文獻還較少，如楊智勇（2006）對我國旅游消費與經(jīng)濟增長互動關(guān)系進行了分析；生延超（2012）則發(fā)現(xiàn)，旅游產(chǎn)業(yè)結(jié)構(gòu)變動對經(jīng)濟增長的貢獻為3.1%。

關(guān)于旅游業(yè)與城鎮(zhèn)化之間關(guān)系的分析研究也有了一定的基礎(chǔ)。一方面，有些學(xué)者認(rèn)為它們之間只存在簡單的單向關(guān)系；另一方面，有些學(xué)者則認(rèn)為它們之間存在單向關(guān)系。而學(xué)者們所采用的研究方法也是各有不同，一種是邏輯推理和定性分析另一種是定量研究。認(rèn)為兩者有相互推動關(guān)系的學(xué)者在研究方法上大多采用定性分析和邏輯推理。例如，馬江（2006）以四川九寨溝為例，探究了旅游業(yè)發(fā)展和城鎮(zhèn)化建設(shè)的互動關(guān)系。雖然認(rèn)為兩者存在互動關(guān)系的學(xué)者占大多數(shù)，但是還是有學(xué)者從定量的角度支持旅游發(fā)展與城鎮(zhèn)化的單向因果關(guān)系。例如，徐秀美，平措卓瑪（2012）選取云南為研究對象，從時間序列的角度，定量分析得出旅游發(fā)展會促進城市化發(fā)展，二者存在單向關(guān)系。

二、實證分析

（一）數(shù)據(jù)選取及指標(biāo)說明

本文相關(guān)數(shù)據(jù)取自2000-2015年《中國統(tǒng)計年鑒》、《中國旅游年鑒》。用旅游收入占GDP的份額來衡量旅游發(fā)展水平，記為T；用城鎮(zhèn)人口占總?cè)丝诘谋嚷蕘砜坍嫵擎?zhèn)化水平，記為U；用GDP增長率來代表經(jīng)濟增長的狀況，記為E。分別取自然對數(shù)為LT、LU和LE，一階差分記為DLT、DLU和DLE。

（二）變量的平穩(wěn)性檢驗

對時間序列的處理，首先要進行平穩(wěn)性檢驗。為了分析我國旅游業(yè)發(fā)展、城鎮(zhèn)化和經(jīng)濟增長之間的關(guān)系， 就需要對時間序列數(shù)據(jù)進行協(xié)整檢驗， 而在進行協(xié)整檢驗和有關(guān)VAR模型估計之前， 首先需要對時間序列數(shù)據(jù)的平穩(wěn)性進行檢驗。

從ADF的檢驗結(jié)果來看，對LE、LT和LU做一階差分后，DLE、DLT和DLU的ADF值均能大于1%顯著水平給定的臨界值，因此能夠拒絕原假設(shè)，說明原序列不存在單位根，是平穩(wěn)的。由于三個時間序列LE、LT和LU都是一階單整的，接下來就可以進行協(xié)整分析，來檢驗各變量之間的長期協(xié)整關(guān)系。

（三）VAR模型

1.VAR模型滯后期的選擇

當(dāng)滯后期數(shù)選擇1時， 似然比（LR）檢驗統(tǒng)計量、最終預(yù)測誤差（FPE）、AIC 、SC 和Hannan-Quinn（HQ）信息準(zhǔn)則這五個評價統(tǒng)計量均同時選擇了1階滯后， 且VAR（1）模型中特征根的倒數(shù)值均落在單位圓內(nèi)。但是當(dāng)滯后期數(shù)選擇2時有4個統(tǒng)計量選擇滯后階數(shù)為2階，只有1個統(tǒng)計量選擇滯后階數(shù)為1階，且VAR（2）模型的特征根的倒數(shù)值全部滿足其穩(wěn)定性條件， 故選2階滯后建立VAR模型。

2.VAR模型估計

使用非約束性模型，變量取2階滯后，以LE、LT和LU為內(nèi)生變量，以C為外生變量構(gòu)建模型，估計結(jié)果如下：

LT=0.321LT（-1）-0.456LT（-2）+11.230LU（-1）-0.091LU（-2）-0.189LE（-1）-2.032LE（-2）-2.029 （1）

LU=0.0001LT（-1）-0.015LT（-2）+0.863LU（-1）+0.119LU（-2）-0.004LE（-1）-0.006LE（-2）-0.038 （2）

LE=-0.488LT（-1）+0.102LT（-2）-46.012LU（-1）+45.141LU（-2）+1.202LE（-1）-1.008LE（-2）-2.028 （3）

從第一個方程看，LT滯后一期系數(shù)為正而滯后兩期系數(shù)為負(fù)，說明旅游經(jīng)濟滯后一期促進當(dāng)期旅游經(jīng)濟的發(fā)展而滯后兩期抑制當(dāng)期旅游經(jīng)濟的發(fā)展，當(dāng)LT（-1）LT（-2）相等時，它們的系數(shù)之和為正數(shù)，說明旅游經(jīng)濟對其自身有正向作用。LU滯后一期系數(shù)為正而滯后兩期系數(shù)為負(fù)，說明城鎮(zhèn)化滯后一期促進當(dāng)期旅游經(jīng)濟的發(fā)展而滯后兩期抑制當(dāng)期旅游經(jīng)濟的發(fā)展，當(dāng)LU（-1）LU（-2）相等時，它們的系數(shù)之和為正數(shù)，說明城鎮(zhèn)化對旅游經(jīng)濟有正向作用。LE系數(shù)為負(fù)，說明經(jīng)濟對旅游發(fā)展有反向作用，滯后期的經(jīng)濟增長抑制當(dāng)期旅游發(fā)展。

從第二個方程看，LT滯后一期系數(shù)為正而滯后兩期系數(shù)為負(fù)，說明旅游經(jīng)濟滯后一期促進當(dāng)期城鎮(zhèn)化的發(fā)展而滯后兩期抑制當(dāng)期城鎮(zhèn)化的發(fā)展，當(dāng)LT（-1）LT（-2）相等時，它們的系數(shù)之和為負(fù)數(shù)，說明旅游經(jīng)濟對城鎮(zhèn)化有反向作用。LU滯后兩期都是正數(shù)，說明城鎮(zhèn)化對其自身有正向作用，滯后期的城鎮(zhèn)化促進當(dāng)期城鎮(zhèn)化的發(fā)展。LE系數(shù)為負(fù)，說明經(jīng)濟對城鎮(zhèn)化有反向作用，滯后期的經(jīng)濟增長抑制當(dāng)期城鎮(zhèn)化的發(fā)展。

從第二個方程看，LT滯后兩期都是正數(shù)，說明旅游經(jīng)濟對經(jīng)濟增長有正向作用，滯后期的旅游發(fā)展促進當(dāng)期經(jīng)濟增長。LU滯后一期系數(shù)為負(fù)而滯后兩期系數(shù)為正，說明說明城鎮(zhèn)化滯后一期抑制當(dāng)期經(jīng)濟增長而滯后兩期促進當(dāng)期經(jīng)濟增長。當(dāng)LU（-1）LU（-2）相等時，它們的系數(shù)之和為負(fù)數(shù)，說明城鎮(zhèn)化對經(jīng)濟有反向作用。LE滯后一期系數(shù)為正而滯后兩期系數(shù)為負(fù)，說明經(jīng)濟滯后一期促進當(dāng)期經(jīng)濟增長而滯后兩期抑制當(dāng)期經(jīng)濟增長，當(dāng)LT（-1）LT（-2）相等時，它們的系數(shù)之和為正數(shù)，說明經(jīng)濟對其自身有正向作用。

（四）協(xié)整檢驗

本文采用Johansen協(xié)整檢驗方法對LT、LE和LU之間是否存在協(xié)整關(guān)系進行檢驗。由于本文根據(jù)無約束VAR模型選擇準(zhǔn)則確定的最優(yōu)滯后階數(shù)為2，而協(xié)整檢驗選擇的滯后階數(shù)等于無約束VAR模型的滯后階數(shù)減1，因此Johansen協(xié)整檢驗的最優(yōu)滯后階數(shù)為1。設(shè)置檢驗變量LU有確定性趨勢而LT和LE沒有確定性趨勢；協(xié)整方程則設(shè)置為沒有截距項且無確定性趨勢項。

由表1可知，在5%的顯著性水平下，當(dāng)零假設(shè)為r=0，1，2時，跡統(tǒng)計量均大于臨界值，因此拒絕原假設(shè)。所以變量之間存在協(xié)整關(guān)系，即旅游發(fā)展、城鎮(zhèn)化和經(jīng)濟發(fā)展之間存在長期穩(wěn)定的動態(tài)均衡關(guān)系。三變量之間的協(xié)整方程為：

LT=2.1LU （4）

LE=1.6LU （5）

由以上協(xié)整方程式可以看出：旅游發(fā)展與城鎮(zhèn)化存在正相關(guān)性，即城鎮(zhèn)化每變動1%，旅游發(fā)展正向向變動約2.1%。經(jīng)濟增長與城鎮(zhèn)化存在正相關(guān)，即城鎮(zhèn)化每變動1%，經(jīng)濟增長正向變動約1.6%。

三、政策建議

首先，城鎮(zhèn)化是人口、經(jīng)濟、空間相互作用、相互協(xié)調(diào)、相互統(tǒng)一的過程，需要三個方面的共同作用。因此，在推動我國新型城鎮(zhèn)化發(fā)展過程中，應(yīng)做到充分發(fā)揮旅游業(yè)的發(fā)展動力，推動新型城鎮(zhèn)化進程，促使人口城鎮(zhèn)化、經(jīng)濟城鎮(zhèn)化和空間城鎮(zhèn)化的共同發(fā)展，從而加快城鎮(zhèn)化進程和經(jīng)濟發(fā)展水平。需要強調(diào)的是，新型城鎮(zhèn)化的核心是人的城鎮(zhèn)化，而通過發(fā)揮旅游業(yè)的民生特性和社會功能，可以讓普通群眾享有更多的旅游福利，享受城鎮(zhèn)化改革的陽光。面向市場化的新型城鎮(zhèn)化改革是今后一段時期內(nèi)中國擴大內(nèi)需的重要潛力和經(jīng)濟持續(xù)健康發(fā)展的重要動力，旅游業(yè)是城鎮(zhèn)化刺激消費、擴大內(nèi)需和統(tǒng)籌城鄉(xiāng)發(fā)展、提升民生質(zhì)量的重要載體，城鎮(zhèn)化與旅游經(jīng)濟發(fā)展的互動效應(yīng)也將日趨增強。

其次，基于旅游業(yè)與經(jīng)濟增長之間存在長期均衡關(guān)系， 我們必須從長遠的戰(zhàn)略角度考慮旅游業(yè)發(fā)展， 科學(xué)制定長遠的戰(zhàn)略決策與長效機制， 避免“短視” 和急功近利， 以保證旅游業(yè)對經(jīng)濟持久的正向拉動作用。在目前全球綠色經(jīng)濟發(fā)展的大趨勢下， 應(yīng)積極倡導(dǎo)和大力發(fā)展綠色旅游， 促進旅游業(yè)可持續(xù)發(fā)展， 為國民經(jīng)濟的快速、健康和可持續(xù)發(fā)展做出應(yīng)有的貢獻。當(dāng)然， 也應(yīng)清醒地認(rèn)識到經(jīng)濟發(fā)展是旅游業(yè)發(fā)展的基礎(chǔ)， 牢牢把握經(jīng)濟建設(shè)這一中心任務(wù)不動搖， 大力推動經(jīng)濟發(fā)展， 營造良好的環(huán)境， 創(chuàng)造更好地吸引國內(nèi)外旅游者的條件以帶動旅游業(yè)發(fā)展。

參考文獻：

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