閆丹丹 方忠權

[摘 要] 旅游業(yè)已經(jīng)成為我國現(xiàn)代服務業(yè)的重要組成部分，也是近年來經(jīng)濟最具有活力和潛力的產(chǎn)業(yè)之一。本研究采用1994-2017年國內(nèi)旅游收入、入境旅游收入和第三產(chǎn)業(yè)增加值的時間序列數(shù)據(jù)，運用ADF檢驗、協(xié)整檢驗和Granger因果檢驗等分析方法，研究旅游消費和第三產(chǎn)業(yè)發(fā)展之間的關系。結果表明：LNGDP3、LNTR1和LNTR2的一階差分是平穩(wěn)序列;入境旅游消費、國內(nèi)旅游消費與第三產(chǎn)業(yè)增加值之間存在協(xié)整關系，且國內(nèi)旅游消費每增加1%，第三產(chǎn)業(yè)產(chǎn)值增加0.6403%，入境旅游消費增加1%，第三產(chǎn)業(yè)產(chǎn)值增加1.0384%，入境旅游在促進第三產(chǎn)業(yè)增加值方面的作用大于國內(nèi)旅游業(yè);在5%顯著性水平上，我國旅游業(yè)發(fā)展與第三產(chǎn)業(yè)發(fā)展之間不存在雙向格蘭杰因果關系，相反，在不同滯后期，旅游發(fā)展與第三產(chǎn)業(yè)發(fā)展之間存在單向因果關系。

[關鍵詞] 旅游消費;國內(nèi)旅游;入境旅游;第三產(chǎn)業(yè);實證研究

[中圖分類號] F59[文獻標識碼] A[文章編號] 1009-6043（2020）01-0054-03

一、引言

經(jīng)過改革開放40年的快速發(fā)展，旅游業(yè)已經(jīng)成為我國現(xiàn)代服務業(yè)的重要組成部分，是近年來我國經(jīng)濟最具有活力和潛力的行業(yè)之一。旅游消費的持續(xù)上升，旅游逐漸成為促進經(jīng)濟增長、刺激內(nèi)需的重要突破口。隨著經(jīng)濟的快速發(fā)展，人們的消費不在局限于吃穿住行，而是開始往享受型消費轉(zhuǎn)變。旅游作為一項健康、綠色的消費受到大家越來越多的關注。截止到2018年末，國內(nèi)旅游人數(shù)達到55.4億人次，國內(nèi)旅游收入達到51278億元，旅游外匯收入達到1271億美元，相較于1994年增長了4910%和1636%，第三產(chǎn)業(yè)的增加值為469575億元，較1994年增長了2709.7%（數(shù)據(jù)來源：http：//data.stats.gov.cn/easyquery.htm？cn=C01）。雖然旅游消費對第三產(chǎn)業(yè)發(fā)展具有較大的促進作用已得到廣泛的認可，但目前關于國內(nèi)旅游消費、入境旅游消費與第三產(chǎn)業(yè)發(fā)展的相關研究仍然較為欠缺，特別是國內(nèi)旅游消費的促進大，還是入境旅游的促進大，相關研究較少。本研究通過對獲得的數(shù)據(jù)進行協(xié)整分析，研究我國旅游消費和第三產(chǎn)業(yè)增加值之間的關系，研究結果對政府制定相關旅游政策具有一定的參考價值。

二、文獻回顧

本文以“旅游消費”為篇名在CNKI上進行檢索，得到1539篇，進行計量可視化分析，主題分析中594篇是旅游消費，占20.86%，225篇是旅游消費行為研究，占7.9%。關于旅游消費問題，許多學者進行了相關研究，研究主要集中在四個方面：（1）旅游消費行為研究。大多數(shù)學者側(cè)重于研究當代大學生的旅游消費行為，認為當代大學生旅游消費意愿較強，需求旺盛，旅游動機多樣，但是消費較低[1-2]。（2）旅游消費的影響因素研究。認為影響旅游消費的因素是旅游收入和旅游消費觀念[3-4]。（3）旅游消費與經(jīng)濟增長之間的關系研究。認為旅游消費對經(jīng)濟增長有促進作用[5-8]。（4）旅游消費與第三產(chǎn)業(yè)發(fā)展的關系研究。認為旅游消費能夠帶動第三產(chǎn)業(yè)的發(fā)展，且兩者之間通常存在格蘭杰因果關系[9-11]。

對于國內(nèi)研究，總體來看，在研究方法上，早期主要以定性分析為主，近年來大多采用定量分析，但大多以計量經(jīng)濟學方法為主，研究方法需要進一步豐富和發(fā)展。在研究內(nèi)容上，旅游消費與第三產(chǎn)業(yè)發(fā)展的關系研究，大多側(cè)重于入境旅游與第三產(chǎn)業(yè)發(fā)展的關系研究，而對于國內(nèi)旅游和入境旅游對第三產(chǎn)業(yè)發(fā)展的比較研究明顯不足，本文側(cè)重對旅游消費與第三產(chǎn)業(yè)發(fā)展之間關系的定量分析，以期進一步豐富旅游消費的相關研究。

三、旅游消費與第三產(chǎn)業(yè)發(fā)展的實證分析

（一）數(shù)據(jù)來源和指標選取

本文通過國家統(tǒng)計局官網(wǎng)、統(tǒng)計年鑒和旅游統(tǒng)計年鑒搜集到了1994-2017年我國國內(nèi)旅游收入（TR1），單位億元，旅游外匯收入（TR2），單位億美元，和第三產(chǎn)業(yè)增加值（GDP3），單位為億元。為了使旅游外匯收入與國內(nèi)旅游收入的單位保持一致，對旅游外匯收入進行匯率換算，并以1994年為基期（1994=100），運用居民消費價格指數(shù)對旅游收入進行處理，運用GDP指數(shù)對第三產(chǎn)業(yè)增加值進行處理。由于對原始序列取自然對數(shù)不僅不會改變變量之間的統(tǒng)計特性，而且還能消除模型中的異方差，估計出來的參數(shù)為被解釋變量對解釋變量的彈性，分別記為LNGDP3、LNTR1和LNTR2，相應的一階差分記為DLNGDP3、DLNTR1和DLNTR2。

（二）單位根檢驗

一般來說，經(jīng)濟時間序列大多是非平穩(wěn)的，時間序列的不穩(wěn)定性會導致“偽回歸”，“偽回歸”會致使各項統(tǒng)計檢驗毫無意義。因此，為了避免“偽回歸”的發(fā)生，有必要在執(zhí)行其它步驟之前對時間序列進行平穩(wěn)性檢驗，即單位根檢驗。單位根的檢驗方法主要有PP（Phillips-Person）單位根檢驗和ADF（Augment Dickey-Fuller）檢驗法、KPSS單位根檢驗、ERS單位根檢驗[12]。在本文中，采用的是ADF檢驗法進行單位根檢驗，檢驗的最優(yōu)滯后步長根據(jù)信息準則確定，檢驗結果見表1。ADF檢驗的一般形式為：

原假設H0：δ=0，備選假設是H1：δ <α。

從表1中可以看出：變量LNGDP3的ADF的統(tǒng)計量等于-1.876334，而1%、5%、10%三個顯著性水平臨界值分別是-3.752946、-2.998064、-2.638725。對比可知，LNGDP3是非平穩(wěn)序列。對LNGDP3取一階差分，檢驗結果可以看到DLNGDP3的ADF統(tǒng)計量等于-7.745993，而1%顯著水平下的臨界值是-3.769597，所以在5%的顯著水平下拒絕原假設，一階差分后的序列是平穩(wěn)序列。同理可得，LNTR1和LNTR2的原始序列都不平穩(wěn)，一階差分后的序列是平穩(wěn)的。所以以上三個序列一階差分后都是平穩(wěn)序列，即I.（1）。

（三）協(xié)整檢驗

E-G兩步法適用于單個方程的協(xié)整檢驗，由于本研究的式（1）中的模型只涉及2個變量，因此本文采取E-G兩步法對序列進行協(xié)整關系的檢驗。根據(jù)上述單位根檢驗結果，序列LNGDP3以及LNTR1、LNTR2是一階單整序列，即I（1）。序列是一階單整滿足協(xié)整檢驗的前提條件，并且可能存在協(xié)整關系。

（1）LNGDP3與LNTR1的協(xié)整方程如下（括號內(nèi)的數(shù)值為t值）：

LNGDP3=5.3552+0.6403LNTR1 （2）

（7.5319）（7.6789）

其中，Adjusted R-squared=0.7159，F(xiàn)=58.9663，D.W.=1.7753

運用Eviews7.2對方程（2）的殘差進行單位根檢驗，檢驗得到ADF統(tǒng)計值是-4.094945，而在此檢驗結果下1%、5%和10%水平的臨界值分別為-3.752946、-2.998064和-2.638712。比較可知，在1%的顯著水平下，方程（2）的殘差通過ADF檢驗，表明殘差平穩(wěn)。因此第三產(chǎn)業(yè)增加值與國內(nèi)旅游外匯收入之間具有協(xié)整關系。從方程（2）可以得出，國內(nèi)旅游消費每增加1個百分點，GDP3將增加0.6403個百分點。這表明國內(nèi)旅游消費對促進第三產(chǎn)業(yè)增加值具有重要作用。

（2）LNGDP3和LNTR2的協(xié)整方程，如下（括號內(nèi)的數(shù)值為t值）：

LNGDP3=3.1828+1.0384LNTR2 （3）

（2.6003）（6.2250）

其中，Adjusted R-squared=0.6214，F(xiàn)=38.7511，D.W.=1.5796

運用Eviews7.2對方程（3）的殘差進行單位根檢驗，檢驗得到ADF統(tǒng)計值為-3.710483，而在此檢驗結果下1%、5%和10%水平的臨界值分別為-3.752946、-2.998064和-2.638712。通過對比可知，方程（3）的殘差通過平穩(wěn)性檢驗，表明殘差序列平穩(wěn)。第三產(chǎn)業(yè)增加值與國際旅游外匯收入之間具有協(xié)整關系。從方程（3）可以看出，入境旅游消費每增加1個百分點，GDP3將增加1.0384個百分點。這表明入境旅游消費對促進第三產(chǎn)業(yè)增加值增長有重要的作用，其作用要大于國內(nèi)旅游消費對第三產(chǎn)業(yè)增加值的推動作用。

（四）格蘭杰因果檢驗

綜合上述的檢驗結果，旅游消費和第三產(chǎn)業(yè)之間存在長期穩(wěn)定的均衡關系。以下是Granger（格蘭杰）因果檢驗，以分析國內(nèi)旅游和第三產(chǎn)業(yè)、入境旅游和第三產(chǎn)業(yè)之間是否構成因果關系。也就是說，國內(nèi)旅游和入境旅游帶動了第三產(chǎn)業(yè)發(fā)展或是第三產(chǎn)業(yè)的發(fā)展，促進了國內(nèi)旅游和入境旅游的發(fā)展，再就是還存在其他關系。以5%的顯著水平分析其結果。本文按照AIC和SCI最小準則，通過向量自回歸模型（VAR）確定國內(nèi)旅游與第三產(chǎn)業(yè)增加值及入境旅游與第三產(chǎn)業(yè)增加值之間的最佳滯后期為2[14]，檢驗結果見表2。

格蘭杰因果檢驗表明，在5%顯著水平，當滯后期為1時，檢驗拒絕了LNTR1、LNTR2不是LNGDP3的格蘭杰原因的假設，不拒絕LNGDP3不是LNTR1、LNTR2的格蘭杰原因假設。結果表明，當滯后期為1時，國內(nèi)旅游和入境旅游是第三產(chǎn)業(yè)增加值的單向格蘭杰原因。當滯后期為2時，檢驗拒絕了LNGDP3不是LNTR1的和LNTR2不是LNGDP3的格蘭杰原因假設。不拒絕LNTR1不是LNGDP3的和LNGDP不是LNTR2的格蘭杰原因假設。表明當滯后期為2時，第三產(chǎn)業(yè)增加值是國內(nèi)旅游的單向格蘭杰原因，入境旅游是第三產(chǎn)業(yè)增加值的單向格蘭杰原因。綜上顯示第三產(chǎn)業(yè)與旅游消費之間不存在雙向的格蘭杰原因。

四、結論

第一，根據(jù)ADF單位根檢驗結果可知，LNGDP3、LNTR1和LNTR2的原始序列在10%的顯著性水平下都不平穩(wěn)。而一階差分是平穩(wěn)序列，說明序列LNGDP3、LNTR1和LNTR2都是一階單整序列，即I（1），因此具備協(xié)整檢驗的前提條件，可以進行協(xié)整檢驗。

第二，從協(xié)整檢驗可以看出，國內(nèi)旅游消費、入境旅游消費與第三產(chǎn)業(yè)增加值之間存在協(xié)整關系。國內(nèi)旅游消費每增加1%，第三產(chǎn)業(yè)增加值增加0.6849%，入境旅游消費每增加1%，第三產(chǎn)業(yè)增加值增加0.9963%。由此可以看出，國內(nèi)旅游消費和入境旅游消費對提升第三產(chǎn)業(yè)增加值具有重要作用。入境旅游對第三產(chǎn)業(yè)增加值的促進作用大于國內(nèi)旅游消費。主要是因為旅游業(yè)涉及到了第三產(chǎn)業(yè)的各個層面，且對第三產(chǎn)業(yè)的貢獻正在不斷增強。

第三，根據(jù)格蘭杰因果關系檢驗結果可知，在5%顯著性水平下，我國旅游發(fā)展與第三產(chǎn)業(yè)發(fā)展之間不存在雙向因果關系。在不同的滯后期，旅游業(yè)發(fā)展與第三產(chǎn)業(yè)發(fā)展之間只存在單向因果關系。

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[責任編輯：王鳳娟]