方世敏，蘭鈺斌

（湘潭大學(xué) 商學(xué)院，湖南 湘潭 411105）

人民幣匯率對我國旅游外匯收入的影響
——基于VAR模型的實(shí)證分析

方世敏，蘭鈺斌

（湘潭大學(xué) 商學(xué)院，湖南 湘潭 411105）

在我國入境旅游迅速發(fā)展的背景下，人民幣匯率對我國旅游外匯收入的影響值得深入研究.構(gòu)建旅游外匯收入和人民幣匯率的VAR模型，并通過誤差修正模型、脈沖響應(yīng)函數(shù)和預(yù)測誤差方差分解動態(tài)分析人民幣匯率對我國旅游外匯收入的影響.結(jié)果表明：旅游外匯收入和人民幣兌美元匯率具有負(fù)相關(guān)關(guān)系；一定時(shí)期的人民幣兌美元匯率是引起旅游外匯收入變化的Granger原因；人民幣貶值，短期內(nèi)會促使旅游外匯收入上升但其貢獻(xiàn)越來越小，從中長期來看，人民幣持續(xù)貶值使旅游外匯收入不斷減少且其貢獻(xiàn)作用會越來越大.

人民幣匯率；旅游外匯收入；VAR模型；脈沖響應(yīng)函數(shù)；預(yù)測誤差方差分解

0 引言

旅游業(yè)是低消耗、高產(chǎn)出的綠色產(chǎn)業(yè)，具有強(qiáng)大的生命力和發(fā)展前景.中國作為旅游資源稟賦度較高的國家之一，有著源遠(yuǎn)流長的歷史文化、奇特的自然景觀和濃郁多彩的民族風(fēng)情，吸引境外旅游者選取中國作為旅游目的地.改革開放以來，中國入境旅游從無到有，從小到大，入境游客量逐年上升.由逐年上升的入境游客量所帶來的日益增長的旅游外匯收入，成為中國的創(chuàng)匯渠道之一，并有效地帶動了中國經(jīng)濟(jì)增長.2015年，我國入境游客達(dá)13 382萬人次，旅游外匯收入1 137億美元，分別增長4.1%和7.8%，入境旅游各項(xiàng)指標(biāo)持續(xù)上漲.旅游外匯收入是指中國為入境的海外旅游者提供的商品及各種服務(wù)所得到的外匯收入.影響我國旅游外匯收入的因素眾多，主要有入境旅游者的可支配收入、閑暇時(shí)間和我國旅游資源稟賦、經(jīng)濟(jì)社會發(fā)展等因素.除此以外，匯率也是影響旅游外匯收入的重要因素之一，它的波動能夠?qū)ι嫱饴糜萎a(chǎn)品及服務(wù)的價(jià)格產(chǎn)生重大影響.鑒于美元作為世界貨幣，在全世界范圍內(nèi)認(rèn)可度較高，具有較強(qiáng)的穩(wěn)定性，本研究所研究的人民幣匯率指的是人民幣兌美元匯率.我國自2005年實(shí)施匯率改革以來，人民幣兌美元匯率逐年下降，即人民幣持續(xù)升值，由2005年的1美元兌8.191 7元人民幣升值為2013年的1美元兌6.193 2元人民幣.從2014年開始，人民幣升值勢頭被扭轉(zhuǎn)，人民幣兌美元匯率略微上升，即人民幣小幅度貶值.人民幣匯率和旅游外匯收入二者之間存在何種關(guān)系及人民幣匯率是如何影響旅游外匯收入等問題已經(jīng)引起學(xué)界關(guān)注，二者間的關(guān)系及人民幣匯率對旅游外匯收入的影響關(guān)系值得深入研究.

1 文獻(xiàn)綜述

國外學(xué)者對旅游業(yè)和匯率之間的關(guān)系研究不多.Lee等[1]研究了旅游業(yè)對游客母國與旅游目的地的匯率敏感度；Dincer等[2]研究了旅游業(yè)收入與實(shí)際有效匯率之間的周期關(guān)系；還有其他學(xué)者研究了貨幣貶值對入境旅游的影響[3]和匯率制度對國際旅游流的長期影響[4].國內(nèi)學(xué)者對旅游外匯收入的研究較多，主要包括旅游外匯收入的省域差異演變[5]、月度時(shí)序變化[6]、影響因素[7-9]、空間自相關(guān)[10]、構(gòu)成分析[11，12]等方面.除此之外，也有學(xué)者研究旅游外匯收入與其他變量的關(guān)系，包括旅游外匯收入對經(jīng)濟(jì)增長的影響[13，14]、旅游外匯與FDI和GDP的關(guān)系[15]、入境游客人數(shù)和旅游外匯收入關(guān)系[16]等方面.較少有學(xué)者研究人民幣匯率對旅游外匯收入的影響.20世紀(jì)90年代中期，劉軍云[17]應(yīng)用比較分析法簡單地研究了人民幣和外幣匯率變動對我國旅游外匯收入的總體影響及對旅游業(yè)各部門外匯收入的影響.進(jìn)入21世紀(jì)后，隨著我國加入WTO及成功舉辦了奧運(yùn)會、世博會，來華旅游的國外游客逐年上升，旅游外匯收入也日益增長.2005年央行宣布實(shí)施匯改，以市場供求為基礎(chǔ)、參考一籃子貨幣進(jìn)行調(diào)節(jié)、有管理的浮動匯率制度代替原先人民幣盯住單一美元的貨幣政策.自實(shí)施匯改以來，人民幣匯率變動幅度增大.在我國入境旅游高速發(fā)展和人民幣匯率持續(xù)波動的背景下，深入研究人民幣匯率對我國旅游外匯收入的影響有重要的理論意義和現(xiàn)實(shí)意義，為我國旅游供給商制定正確的旅游價(jià)格政策提供重要理論依據(jù).

2 實(shí)證分析

2.1 模型介紹

人民幣匯率對我國旅游外匯收入的影響擬采用向量自回歸模型展開研究，該模型具有平等對待內(nèi)生變量及其滯后項(xiàng)的特性，具備動態(tài)分析變量間關(guān)系的功能，適宜于本研究.向量自回歸模型（簡稱VAR模型）是一種每個方程等號右側(cè)都有相同的變量及其滯后項(xiàng)的多方程模型的分析方法.VAR模型能夠在事先不帶有任何約束條件的情況下描述模型中內(nèi)生變量的動態(tài)關(guān)系.除此以外，VAR模型還能夠用于分析具有相關(guān)性的多變量及其滯后項(xiàng)的時(shí)間序列系統(tǒng)，呈現(xiàn)隨機(jī)干擾項(xiàng)對各個變量的動態(tài)沖擊，介紹各種經(jīng)濟(jì)沖擊對經(jīng)濟(jì)變量的貢獻(xiàn)作用.

在本研究中，有旅游外匯收入和人民幣匯率兩個變量.在模型中有兩個變量的情況下，可以令1個序列的時(shí)間路徑受另一個時(shí)間序列的當(dāng)期或過去值的影響.考慮如下簡單的雙變量模型：

其中，Yt是第t年的旅游外匯收入，Xt第t年的人民幣兌美元匯率，μyt、μxt是隨機(jī)誤差項(xiàng)，s是變量的滯后期，其他均為變量系數(shù).

2.2 數(shù)據(jù)來源和變量說明

本研究的變量為旅游外匯收入和人民幣匯率.旅游外匯收入數(shù)據(jù)來源于1996-2015《中國統(tǒng)計(jì)年鑒》，人民幣兌美元年度平均匯率數(shù)據(jù)來源于國家外匯管理局.

旅游外匯收入（Yt）：本研究中的旅游外匯收入以百萬美元為單位.由于旅游外匯收入反映的是我國為入境旅游者提供的商品和各種服務(wù)所得到的外匯收入，居民消費(fèi)價(jià)格指數(shù)（CPI）上漲能夠有效地影響旅游外匯收入.為了消除物價(jià)因素的影響，統(tǒng)一以1996年不變價(jià)格對1997-2015年旅游外匯收入進(jìn)行平減處理，1996-2015美國年度平均CPI數(shù)據(jù)來源于美國勞工部.

人民幣匯率（Xt）：本研究中的人民幣匯率指的是人民幣兌美元匯率.

表1給出了1996-2015年我國旅游外匯收入（已消除物價(jià)因素的影響）和人民幣兌美元匯率.

2.3 數(shù)據(jù)的平穩(wěn)性檢驗(yàn)和模型構(gòu)建

古典回歸分析模型要求模型中所有變量的時(shí)間序列都是平穩(wěn)的.換言之，古典回歸模型中所有變量的期望值都為零且方差恒定.但是，在非平穩(wěn)變量存在的情況下，將一個非平穩(wěn)變量對另一非平穩(wěn)變量進(jìn)行回歸，盡管擬合度較好，影響也很顯著，但有可能出現(xiàn)荒謬的回歸結(jié)果.有時(shí)候時(shí)間序列的高度相關(guān)僅僅是因?yàn)槎唠S時(shí)間有同方向變動的趨勢，并沒有相關(guān)性，這種情況被稱為“偽回歸”.因此，要構(gòu)建回歸模型就要先對旅游外匯收入和人民幣匯率的時(shí)間序列的平穩(wěn)性進(jìn)行檢驗(yàn).本研究先對變量進(jìn)行對數(shù)化處理以消除回歸模型中可能存在的異方差.對經(jīng)過對數(shù)化處理的變量及其相關(guān)滯后項(xiàng)進(jìn)行ADF單位根檢驗(yàn)，滯后期的選擇以赤池信息準(zhǔn)則（Akaike Information Criterion，簡稱AIC準(zhǔn)則）和施瓦茨信息準(zhǔn)則（Schwarz information criterion，SC準(zhǔn)則）最小為依據(jù)，檢驗(yàn)結(jié)果見表2.

表1 1996-2015年我國旅游外匯收入和人民幣匯率

表2 ADF單位根檢驗(yàn)結(jié)果

從表2不難看出，經(jīng)過對數(shù)化處理的變量都不具有平穩(wěn)性，而變量Ln Yt的一階差分序列的ADF統(tǒng)計(jì)量為-3.397 940，明顯小于5%水平下臨界值-3.040 391，變量Ln Xt的一階差分序列的ADF統(tǒng)計(jì)量為-1.949 009，明顯小于10%水平下臨界值-1.606 610.因此，變量ΔLn Yt、ΔLn Xt分別在5%、10%顯著性水平下具有平穩(wěn)性.

雖然變量Ln Yt、Ln Xt不具有平穩(wěn)性，但是其一階差分序列均通過了ADF單位根檢驗(yàn)，說明變量ΔLn Yt、ΔLn Xt的線性組合很可能是平穩(wěn)的，即這兩個變量間可能存在長期穩(wěn)定的均衡關(guān)系.為探究變量Ln Yt、Ln Xt是否具有長期穩(wěn)定的均衡關(guān)系，本研究借助于計(jì)量經(jīng)濟(jì)學(xué)軟件Eviews 8.0，采用Johansen協(xié)整檢驗(yàn)法對這兩個變量進(jìn)行檢驗(yàn)，檢驗(yàn)結(jié)果見表3.

由表3可以看出，在原假設(shè)為存在零個協(xié)整向量時(shí)，Trace統(tǒng)計(jì)量21.308 49大于5%顯著性水平下臨界值20.261 84，拒絕原假設(shè)，則至少存在一個協(xié)整向量；在原假設(shè)為至多存在一個協(xié)整向量時(shí)，Trace統(tǒng)計(jì)量6.386 786小于5%顯著性水平下臨界值9.164 546，接受原假設(shè)，即至多存在一個協(xié)整向量.根據(jù)以上分析，得出結(jié)論：存在一個協(xié)整向量使得變量Ln Yt，Ln Xt的線性組合具有長期穩(wěn)定的均衡關(guān)系.根據(jù)Johansen協(xié)整檢驗(yàn)的輸出結(jié)果，變量Ln Yt，Ln Xt的協(xié)整回歸方程為：

方程（3）表明人民幣兌美元匯率能夠?qū)ξ覈糜瓮鈪R收入產(chǎn)生明顯影響，二者呈反方向變化，具有負(fù)相關(guān)關(guān)系.人民幣兌美元匯率每上升1%，即人民幣每貶值1%，旅游外匯收入就會減少2.006 332%.

2.4 Granger因果關(guān)系檢驗(yàn)

為避免虛假回歸，在建模過程中有必要研究一個變量的變化是否是另一個變量變化的原因.協(xié)整檢驗(yàn)只能說明旅游外匯收入和人民幣兌美元匯率之間具有長期穩(wěn)定的均衡關(guān)系，但這種關(guān)系是否為因果關(guān)系尚不能確定.因此，還需要對變量進(jìn)行Granger因果關(guān)系檢驗(yàn).Granger因果關(guān)系檢驗(yàn)的基本思想是：對于兩個變量，如果一個變量變化引起了另一個變量的變化，那么該變量的變化應(yīng)當(dāng)發(fā)生在另一個變量的變化之前.

Granger因果關(guān)系檢驗(yàn)只能建立在平穩(wěn)變量之間或者是存在協(xié)整關(guān)系的非平穩(wěn)變量之間，而旅游外匯收入和人民幣兌美元匯率具有長期穩(wěn)定的均衡關(guān)系，可以對其進(jìn)行Granger因果關(guān)系檢驗(yàn).另外，Granger因果關(guān)系檢驗(yàn)對變量的滯后期長度較為敏感，不同的滯后期長度可能會得到完全不同的檢驗(yàn)結(jié)果.Granger因果關(guān)系檢驗(yàn)的結(jié)果見表4.

由表4的檢驗(yàn)結(jié)果可以看出，僅有滯后期為2的人民幣兌美元匯率是引起旅游外匯收入變化的Granger原因，滯后期為1，3，4，5的人民幣兌美元匯率都不是引起旅游外匯收入變化的Granger原因.滯后期為1，2，3的旅游外匯收入是引起人民幣兌美元匯率變化的Granger原因，滯后期為4，5的旅游外匯收入不是引起人民幣兌美元匯率變化的Granger原因.總的來說，一定時(shí)期的人民幣兌美元匯率是引起旅游外匯收入變化的Granger原因，但大部分時(shí)期人民幣兌美元匯率都不是引起旅游外匯收入變化的Granger原因.短期內(nèi)旅游外匯收入是引起人民幣兌美元匯率變化的Granger原因；從長期來看，旅游外匯收入不是引起人民幣兌美元匯率變化的Granger原因.

2.5 誤差修正模型

由于旅游外匯收入和人民幣兌美元匯率的原序列不具有平穩(wěn)性，某種沖擊的存在導(dǎo)致短期內(nèi)偏離長期均衡，呈現(xiàn)非均衡關(guān)系，因此方程（1）、（2）不能很好地體現(xiàn)兩個變量之間的關(guān)系.然而，旅游外匯收入和人民幣兌美元匯率的一階差分序列通過了協(xié)整檢驗(yàn)，可以對方程（1）、（2）進(jìn)行誤差修正，其誤差修正模型為：

表3 Johansen協(xié)整檢驗(yàn)結(jié)果

表4 Granger因果關(guān)系檢驗(yàn)結(jié)果

其中，Δ 表示一階差分，Y 是第 t年的旅游外匯收入，Xt第 t年的人民幣兌美元匯率，ecm1（t-1）、ecm2（t-1）是誤差修正，μyt、μxt是隨機(jī)誤差項(xiàng)，s是變量的滯后期，其它均為變量系數(shù).

本研究運(yùn)用計(jì)量經(jīng)濟(jì)學(xué)軟件Eviews 8.0來估計(jì)誤差修正模型，經(jīng)反復(fù)試驗(yàn)利用AIC和SC信息準(zhǔn)則判斷后發(fā)現(xiàn)，最佳滯后期為1.根據(jù)誤差修正模型的估計(jì)結(jié)果，旅游外匯收入和人民幣兌美元匯率的數(shù)量關(guān)系為：

ecm1（t-1）、ecm2（t-1）對應(yīng)的值便是調(diào)整速度系數(shù)的值，表示當(dāng)旅游外匯收入、人民幣兌美元匯率短期波動偏離長期均衡時(shí)，誤差修正項(xiàng)將分別以0.302 21、-0.062 72的力度使其恢復(fù)長期均衡狀態(tài).

2.6 脈沖響應(yīng)函數(shù)

根據(jù)向量自回歸模型特殊的動態(tài)結(jié)構(gòu)，脈沖響應(yīng)函數(shù)可以較好地描述一個變量的變化是如何通過該模型影響自身及其他變量的.圖1是旅游外匯收入和人民幣匯率的脈沖響應(yīng)函數(shù)的時(shí)間路徑圖，橫軸代表脈沖響應(yīng)函數(shù)的滯后期數(shù)，縱軸代表模型中的一個變量對自身和其它變量的響應(yīng)路徑.實(shí)線是一個變量對自身及另一個變量實(shí)施單位脈沖沖擊后的脈沖響應(yīng)函數(shù)的時(shí)間路徑，虛線是2個標(biāo)準(zhǔn)差的置信區(qū)間.

由圖1（a）可以看出，旅游外匯收入受到自身的一個單位脈沖沖擊后，響應(yīng)路徑為正且較為平坦，說明旅游外匯收入的增加會引起后面時(shí)期旅游外匯收入增加，但對后面各期的影響比較穩(wěn)定；由圖1（b）可以看出，人民幣兌美元匯率在受到來自旅游外匯收入的一個單位脈沖沖擊后，初期響應(yīng)路徑為零而后變?yōu)樨?fù)且慢慢變小，在滯后第5期趨于穩(wěn)定不再繼續(xù)變小，這說明旅游外匯收入的增加會引起人民幣兌美元匯率的下降，但是這種影響較?。挥蓤D1（c）可以看出，旅游外匯收入在受到來自人民幣兌美元匯率的脈沖沖擊后，初期響應(yīng)路徑為正并逐漸減小，滯后1期后變?yōu)樨?fù)，有逐漸減小的趨勢，這說明人民幣兌美元匯率上升，短期內(nèi)會促使旅游外匯收入上升，從中長期來看，會導(dǎo)致旅游外匯收入不斷下降，且這種負(fù)作用有不斷擴(kuò)大趨勢；由圖1（d）可以看出，人民幣兌美元匯率在受到自身一個單位脈沖沖擊后，響應(yīng)路徑一直為正，滯后初期的響應(yīng)路徑隨著時(shí)間的推移一直減小，在滯后第4期趨于穩(wěn)定，不再繼續(xù)減小，這說明人民幣兌美元匯率的上升，會促進(jìn)自身持續(xù)上升，但這種促進(jìn)作用會逐漸減小，并在滯后第4期后趨于穩(wěn)定.

圖1 脈沖響應(yīng)函數(shù)的圖形輸出結(jié)果

2.7 預(yù)測誤差方差分解

除了脈沖響應(yīng)函數(shù)，方差分解也能夠描述系統(tǒng)動態(tài)變化，二者側(cè)重點(diǎn)不同.脈沖響應(yīng)函數(shù)能夠描述隨機(jī)誤差項(xiàng)對一個內(nèi)生變量的沖擊效果，方差分解則將VAR模型中任意一個內(nèi)生變量的預(yù)測均方誤差分解成系統(tǒng)中各變量的隨機(jī)沖擊所做的貢獻(xiàn)并計(jì)算出各變量沖擊的貢獻(xiàn)占總貢獻(xiàn)的比例[18].因此，方差分解圖能夠直觀地展示一個變量的變化在多大程度上是由于自身的沖擊，多大程度上是由于其他變量的沖擊.圖2是旅游外匯收入和人民幣匯率的方差分解圖，圖中實(shí)線為變量方差分解的時(shí)間路徑.

圖2（a）顯示了旅游外匯收入對自身的方差分解時(shí)間路徑，時(shí)間路徑為正且有緩慢下降的趨勢，這說明當(dāng)期旅游外匯收入對后面時(shí)期旅游外匯收入的貢獻(xiàn)有所減小，但是在滯后10期貢獻(xiàn)作用還是有97%；圖2（b）顯示了旅游外匯收入對人民幣兌美元匯率的方差分解時(shí)間路徑，時(shí)間路徑為正且有緩慢上升趨勢，說明旅游外匯收入對后面時(shí)期人民幣兌美元匯率的貢獻(xiàn)作用越來越大，但這種貢獻(xiàn)作用較為有限，滯后10期貢獻(xiàn)作用也僅有3%；圖2（c）顯示了人民幣兌美元匯率對旅游外匯收入的方差分解時(shí)間路徑，時(shí)間路徑為正且有較快上升趨勢，說明人民幣兌美元匯率對后面時(shí)期旅游外匯收入的貢獻(xiàn)作用越來越大，滯后10期貢獻(xiàn)作用達(dá)到88%；圖2（d）顯示了人民幣對美元匯率對自身的方差分解時(shí)間路徑，時(shí)間路徑一直為正且有不斷下降趨勢，說明人民幣兌美元匯率滯后1期的貢獻(xiàn)作用達(dá)到91%，此后對后面時(shí)期人民幣兌美元匯率的貢獻(xiàn)作用越來越小，滯后10期貢獻(xiàn)作用僅有12%.

圖2 方差分解的圖形輸出結(jié)果

3 結(jié)論

構(gòu)建了旅游外匯收入和人民幣兌美元匯率的VAR模型，并通過誤差修正模型、脈沖響應(yīng)函數(shù)和預(yù)測誤差方差分解，動態(tài)分析了人民幣兌美元匯率對旅游外匯收入的影響，得出了一些有價(jià)值的結(jié)論.

1）旅游外匯收入和人民幣兌美元匯率具有負(fù)相關(guān)關(guān)系，如果人民幣兌美元匯率增大，那么旅游外匯收入會減小，二者變化方向相反.

2）經(jīng)過對數(shù)化處理的旅游外匯收入和人民幣兌美元匯率具有長期穩(wěn)定的協(xié)整關(guān)系，當(dāng)偏離長期均衡狀態(tài)時(shí)，誤差修正項(xiàng)將會分別以0.302 21、-0.062 72的力度使其恢復(fù)長期均衡狀態(tài).

3）一定時(shí)期的人民幣兌美元匯率是引起旅游外匯收入變化的Granger原因，但大部分時(shí)期人民幣兌美元匯率都不是引起旅游外匯收入變化的Granger原因.

4）人民幣兌美元匯率上升，短期來看，會促使旅游外匯收入上升但其貢獻(xiàn)作用只有10%作用；中長期來看，人民幣兌美元匯率上升會導(dǎo)致后面時(shí)期旅游外匯收入下降，且其貢獻(xiàn)作用會越來越大，滯后10期的貢獻(xiàn)作用達(dá)到88%.

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An Empirical Analysis of RMB Exchange Rate Impact on Chinese Tourism Foreign Exchange Earnings Based on VAR Model

FANG Shi-min,LAN Yu-bin
(School of Business,Xiangtan University,Xiangtan,Hunan 411105,China)

Under the background of rapid development of inbound tourism in China,the impact of RMB exchange rate on Chinese tourism foreign exchange earningsneeds to bedeeply studied.This paper constructs the VAR model of tourism foreign exchange income and RMB exchange rate,and analyzesthe impact of RMB exchange rate on Chinesetourism foreign exchange earnings through the error correction model,impulse response function and variance decomposition of forecast error.The results show thatthe tourist foreign exchange income and exchange rate of RMB against the U.S.dollar have negative correlation;the RMB exchange rate against the dollar in a certain period of timeis the Granger cause of the change of tourism foreign exchange earnings;the devaluation of the RMB promotes tourism foreign exchange income but its contribution issmaller and smallerin the short term.However,in the long term,the continued depreciation of the RMB will make tourism foreign exchange income decline,and its contribution will be bigger and bigger.

RMB exchange rate;tourism foreign exchange earnings;VAR model;impulse response function;variance decomposition of forecast error

F592

A

1673-1972（2017）06-0062-08

2017-04-26

方世敏（1964-），男，湖南岳陽人，教授，博士，主要從事區(qū)域旅游規(guī)劃開發(fā)與景區(qū)管理及休閑農(nóng)業(yè)研究.

（責(zé)任編輯 王穎莉）