彭志勝 陳敏玲

（安徽建筑大學(xué)經(jīng)濟與管理學(xué)院 安徽省合肥 230601）

據(jù)國家統(tǒng)計局公布的數(shù)據(jù)可知，國內(nèi)生產(chǎn)總值從2000年的100280.1億元逐步上升至2017年的832035.9億元，短短的17年時間，我國國內(nèi)生產(chǎn)總值已經(jīng)上漲了7倍，那么到底是什么引起我國經(jīng)濟飛速增長？諸多學(xué)者已經(jīng)對經(jīng)濟增長進行了較深入的研究，并取得了不錯的研究成果，但是大部分文獻只是研究了一個變量對經(jīng)濟增長的影響，其中房產(chǎn)價格和旅游因素對于經(jīng)濟增長的影響比較受到相關(guān)學(xué)者的關(guān)注，但很少有學(xué)者研究農(nóng)村旅游支出與經(jīng)濟增長的關(guān)系。

一、變量與數(shù)據(jù)選取

文中選取的變量主要包括農(nóng)村旅游支出、房產(chǎn)價格、對外貿(mào)易和經(jīng)濟增長。其中經(jīng)濟增長以我國每年國內(nèi)生產(chǎn)總值作為衡量指標，記為GDP（單位為億元）；農(nóng)村旅游支出以農(nóng)村居民國內(nèi)旅游總消費作為衡量指標，記為TC，單位為億元；房產(chǎn)價格以我國居民住宅商品房的平均價格作為代理變量，記為HP，單位為元/m2；對外貿(mào)易以進出口貿(mào)易總額作為代理變量，記為MT，單位為億元。選取我國2000-2017年的相關(guān)數(shù)據(jù)，均來源于《國家統(tǒng)計局》。

GDP用GDP平減指數(shù)進行平減，TC、MT用消費指數(shù)進行平減，HP用固定資產(chǎn)指數(shù)進行平減。為了降低異方差的影響，以上四組時間序列數(shù)據(jù)均取對數(shù)，分別記為LNGDP、LNTC、LNHP、LNMT。運用Eviews8.0軟件來分析農(nóng)村旅游支出、房產(chǎn)價格、對外貿(mào)易與經(jīng)濟增長之間是否有相關(guān)性，并檢驗其格蘭杰因果關(guān)系。

表1 各變量的描述性分析

二、模型構(gòu)建以及實證分析

（一）模型的構(gòu)建。VAR模型建立的前提是數(shù)據(jù)平穩(wěn)或者同階單整數(shù)據(jù)之間有協(xié)整關(guān)系，因此第一步對農(nóng)村旅游支出、房產(chǎn)價格、對外貿(mào)易、經(jīng)濟增長四組時間序列數(shù)據(jù)進行ADF檢驗，若原始序列平穩(wěn)，則直接構(gòu)建向量自回歸模型（VAR）,若非平穩(wěn)，則進行一階差分或二階差分，均為同階單整數(shù)列時，進行johansen協(xié)整檢驗，發(fā)現(xiàn)有協(xié)整關(guān)系，方可構(gòu)建向量自回歸模型（VAR）。

式中：Yt是包括農(nóng)村旅游支出、房產(chǎn)價格、對外貿(mào)易和經(jīng)濟增長的四個變量的列向量，p表示滯后階數(shù)，A1,...,Ap表示K*K維系數(shù)矩陣，μt表示K*1維向量誤差。

采用VAR方法有幾個原因。首先是適合獲得文中的四個內(nèi)生變量之間的關(guān)系。其次，它還允許我們研究動態(tài)沖擊的脈沖響應(yīng)函數(shù)（IRF）以及它們?nèi)绾蜗嗷ビ绊憽?第三，通過方差分解，我們能夠清楚的知道農(nóng)村旅游支出、房產(chǎn)價格、對外貿(mào)易對經(jīng)濟增長的解釋能力。

（二）序列穩(wěn)定性檢驗。文中采用最常見的檢驗方式即ADF檢驗來檢驗農(nóng)村旅游支出、房產(chǎn)價格、對外貿(mào)易、經(jīng)濟增長四組時間序列數(shù)據(jù)的穩(wěn)定性。D表示一階差分，D2表示二階差分。由表2可以看出LNGDF的ADF統(tǒng)計量的值大于1%、5%、10%臨界值的值，且P值為0.9832，接受原假設(shè)（原假設(shè)：存在單位根過程），即存在單位根過程，序列為不平穩(wěn)序列，直至對LNGDF進行二階差分后的ADF統(tǒng)計量的值才小于1%、5%、10%臨界值的值，且p值為0.0125，在5%顯著性水平下拒絕原假設(shè)，序列為平穩(wěn)序列。同樣的方法農(nóng)村旅游支出、房產(chǎn)價格、對外貿(mào)易的原始序列以及一階差分序列均為不平穩(wěn)序列，二階差分后均為平穩(wěn)序列，農(nóng)村旅游消費、房產(chǎn)價格、對外貿(mào)易、經(jīng)濟增長均為二階單整序列。

表2 ADF檢驗結(jié)果

（三）johansen協(xié)整檢驗。由表3可知，在5%顯著性水平下，r=0時，臨界值小于Trace統(tǒng)計量，且P值為0，拒絕原假設(shè)（原假設(shè)為不存在協(xié)整關(guān)系），r≤1、r≤2、r≤3時，臨界值均大于Trace統(tǒng)計量，P值為分別為0.4445、0.4082、0.9289，接受原假設(shè)（原假設(shè)為存在1個協(xié)整關(guān)系、存在2個協(xié)整關(guān)系、存在3個協(xié)整關(guān)系），所以農(nóng)村旅游支出、房產(chǎn)價格、對外貿(mào)易、經(jīng)濟增長之間僅存在一個協(xié)整關(guān)系。

表3 Johansen協(xié)整檢驗

（四）模型最優(yōu)滯后階數(shù)確定。最優(yōu)滯后期的確定是var模型構(gòu)建中尤為重要的一步，滯后期要盡可能的大，因為盡可能大的滯后期能充分反映模型的動態(tài)特征，但是過大的滯后期使得模型中帶估計的參數(shù)增多，降低了自由度。因此，滯后期的選擇既要盡可能大，也要充分考慮自由度。在確定滯后階數(shù)時綜合考慮AIC、SC、HC信息準則,FPE最終預(yù)測誤差以及LR統(tǒng)計量，由表4可知最優(yōu)滯后階數(shù)為1，因此本文確定模型為var（1）。

表4 最優(yōu)滯后階數(shù)

（五）格蘭杰因果檢驗。通過johansen協(xié)整檢驗可以知道農(nóng)村旅游支出、房產(chǎn)價格、對外貿(mào)易、經(jīng)濟增長之間有著長期的相關(guān)性，但是具體誰是因誰是果，單向關(guān)系還是雙向關(guān)系無法確定，因此進行格蘭杰因果檢驗，因為var最優(yōu)滯后階數(shù)為1，所以進行格蘭杰檢驗時選擇滯后階數(shù)也為1。

由表5可以看出，經(jīng)濟增長與農(nóng)村旅游支出、房產(chǎn)價格存在雙向反饋機制，即農(nóng)村旅游支出與房產(chǎn)價格能夠引起經(jīng)濟增長的變動，經(jīng)濟增長的增加也能引起旅游消費和房產(chǎn)價格的變動；經(jīng)濟增長與對外貿(mào)易只存在單向因果關(guān)系，即對外貿(mào)易是經(jīng)濟增長的格蘭杰原因。

表5 格蘭杰檢驗

（六）VAR模型穩(wěn)性檢驗。為了進一步確定農(nóng)村旅游支出、房產(chǎn)價格、對外貿(mào)易、對經(jīng)濟增長的影響，需做脈沖響應(yīng)與方差分解，脈沖響應(yīng)與方差分解的前提是VAR模型是穩(wěn)定的。由圖1可知，所有特征根倒數(shù)的模均分散于單位圓內(nèi)，說明VAR(1)模型穩(wěn)定，可進行脈沖響應(yīng)與方差分解。

圖1 模型穩(wěn)定性檢驗

（七）脈沖響應(yīng)。為了確定農(nóng)村旅游支出、房產(chǎn)價格、對外貿(mào)易、經(jīng)濟增長之間的相互影響機制，尤其是旅游支出、房產(chǎn)價格、對外貿(mào)易、對經(jīng)濟增長的影響，我們先采用脈沖響應(yīng)，然后再采用方差分解進行詳細的分析。

通過構(gòu)建VAR模型，得到農(nóng)村旅游支出、房產(chǎn)價格、對外貿(mào)易對經(jīng)濟增長的脈沖響應(yīng)圖，橫軸為滯后期數(shù)，設(shè)定為30，縱軸代表各變量的響應(yīng)程度。

由圖2左上圖可以看出，經(jīng)濟增長對自身的沖擊一直為正且處于逐漸降低的趨勢。由圖2右上圖可以看出，在給房產(chǎn)價格一個正向沖擊后，經(jīng)濟呈現(xiàn)正增長，且正增長逐漸加大至第7期達到最高點，后又逐漸降低收斂于橫軸，說明我國房產(chǎn)價格總體促進了經(jīng)濟增長，但是呈倒“U”型關(guān)系。由圖2左下圖可以看出，在給對外貿(mào)易一個正向沖擊后，經(jīng)濟同樣出現(xiàn)正增長，且逐漸加大至第9期達到最高點，隨后又緩慢降低，于第25期歸于平緩。說明我國對外進出口貿(mào)易也促進了經(jīng)濟增長。由圖2右下圖可以看出，農(nóng)村居民旅游支出對經(jīng)濟增長的沖擊一直為負，且負值逐漸變大，第8期達到-0.035，隨后負值逐漸減小至-0.01并收斂于橫軸，說明我過農(nóng)村居民旅游消費抑制了經(jīng)濟的發(fā)展。

圖2 脈沖響應(yīng)圖

（八）方差分解。為了進一步了解旅游支出、房產(chǎn)價格、對外貿(mào)易對經(jīng)濟增長的影響，通過方差分解來詳細了解。

表6反應(yīng)了農(nóng)村旅游支出、房產(chǎn)價格、對外貿(mào)易與經(jīng)濟增長的方差分解結(jié)果?？梢钥闯觯?.經(jīng)濟增長對自身的影響在第1期達到99.5%，隨后迅速下降到第30期的12.6%，說明經(jīng)濟增長在短期內(nèi)受自身影響顯著，長期來看經(jīng)濟增長并未對自身產(chǎn)生決定性影響。2.當(dāng)期農(nóng)村旅游支出對經(jīng)濟增長的貢獻率僅為0.5%，在第二期迅速增長至13.8%，隨后緩慢上漲，第12期貢獻率為22%，12期之后一直趨于穩(wěn)定。3.房價在當(dāng)期并未對經(jīng)濟增長做出反應(yīng)，第2期迅速上漲至32%，隨后緩慢上升，在第11期達到最高為42%，11期后略有下降，維持在41.8%以上的貢獻率。4.對外貿(mào)易在當(dāng)期同樣未對經(jīng)濟增長做出反應(yīng)，隨后緩慢增長至第30期的22.8%。

表6 方差分解表

可以得出以下特點：1.房產(chǎn)價格對我國經(jīng)濟增長的貢獻度最大，房地產(chǎn)業(yè)的發(fā)展拉動了各行各業(yè)的發(fā)展，使其對經(jīng)濟增長的貢獻較大。2.對外貿(mào)易對經(jīng)濟增長的貢獻較大，這與我國堅持改革開放，實行對外政策有關(guān)，2013年9月和10月習(xí)近平總書記提出的“一帶一路”合作倡議，極大的提高了我國與一帶一路相關(guān)的49個國家的進出口貿(mào)易總額，提高了我國經(jīng)濟增長；3.農(nóng)村旅游支出對經(jīng)濟增長的貢獻最小，這可能是我國農(nóng)村居民固有的“勤儉節(jié)約”“攢錢消費”觀念已經(jīng)根深蒂固。

三、結(jié)論與建議

（一）結(jié)論。1.農(nóng)村旅游支出、房產(chǎn)價格、對外貿(mào)易與經(jīng)濟增長之間存在協(xié)整關(guān)系，Granger因果檢驗表明農(nóng)村旅游支出、房產(chǎn)價格、對外貿(mào)易是引起經(jīng)濟增長的重要因素。2.脈沖響應(yīng)結(jié)果表明，房產(chǎn)價格與對外開貿(mào)易均對經(jīng)濟增長產(chǎn)生促進作用，而農(nóng)村旅游支出卻抑制了經(jīng)濟增長。3.方差分解結(jié)果表明，在農(nóng)村旅游消費、房產(chǎn)價格、對外貿(mào)易對經(jīng)濟增長的沖擊中，房產(chǎn)價格的貢獻率最大，對外貿(mào)易次之，農(nóng)村旅游消費貢獻率最小。

（二）政策建議。1.政府應(yīng)當(dāng)出臺相應(yīng)措施，建立農(nóng)村居民旅游法規(guī)制度，充分保障農(nóng)村居民旅游消費的合法權(quán)益，發(fā)放消費券等刺激農(nóng)村居民旅游消費的支出，增加農(nóng)村居民可支配收入，思想上引導(dǎo)農(nóng)村居民走出去看看外面的世界。2.房地產(chǎn)業(yè)是我國經(jīng)濟增長的主要動力，因此政府要維持好現(xiàn)在良好的市場價格，避免給經(jīng)濟造成沖擊。3.我國是一個進出口大國，保持良好的進出口貿(mào)易環(huán)境也是十分必要的。