孫海波，徐 寧，2*

(1.延安大學 經(jīng)濟與管理學院，陜西 延安 716000；2.中國旅游研究院(文化和旅游部數(shù)據(jù)中心)，北京 100005)

國外專家學者對于旅游業(yè)的專門研究和經(jīng)濟增長之間的關(guān)系，大多致力于探索兩個方面：一是基于出口驅(qū)動型經(jīng)濟增長假說來研究國家發(fā)展旅游業(yè)與經(jīng)濟增長的關(guān)系；二是一個國家旅游消費發(fā)展與經(jīng)濟增長的關(guān)系。Akkemik等[1-3]運用不同的分析方法，分析了旅游消費對不同國家經(jīng)濟增長、就業(yè)以及城市擴張等的影響；Tosun[4]以土耳其為案例研究對象，研究結(jié)果表明入境旅游是經(jīng)濟增長的一個重要影響因素，但其存在不穩(wěn)定和不可靠性。國內(nèi)學者的研究范圍涉及旅游消費在經(jīng)濟增長中的地位、作用的定性研究，旅游消費對經(jīng)濟增長的測度及實證檢驗以及旅游消費對經(jīng)濟增長的專項研究。夏杰長[5]主要研究旅游消費在擴內(nèi)需、促就業(yè)等方面的作用。劉儀鳳等[6]采用相關(guān)指標分析我國的入境旅游消費增長以及其對國民經(jīng)濟發(fā)展的貢獻。與此同時旅游消費對經(jīng)濟增長影響的實證研究不斷發(fā)展：周方圍等[7-11]運用理論、統(tǒng)計及計量等結(jié)合的方法，在具體運用過程中采用協(xié)整檢驗和因果關(guān)系檢驗、線性回歸分析等研究方法，對旅游消費與經(jīng)濟增長之間的關(guān)系進行實證分析。

因此，為了對旅游消費對經(jīng)濟增長的作用效果進行全面分析，本文基于已有研究成果，選擇延安市作為研究案例，通過構(gòu)建VAR模型在此基礎(chǔ)上進行脈沖響應(yīng)分析，探究延安市旅游消費對經(jīng)濟增長的影響，對未來延安市旅游產(chǎn)業(yè)的發(fā)展具有深遠意義。VAR模型穩(wěn)定性高的特點在一定程度上能夠準確描述多個變量隨一定規(guī)模變化的動態(tài)關(guān)系。

1 變量選擇與數(shù)據(jù)處理

1.1 變量選擇

延安市旅游消費對于經(jīng)濟增長的影響在實證分析中選擇支出法來計算，選取延安市旅游消費指標(TC)作為解釋變量，GDP表示延安市國內(nèi)生產(chǎn)總值，GDP3表示延安市第三產(chǎn)業(yè)產(chǎn)值，GDP和GDP3作為被解釋變量，選取的數(shù)據(jù)區(qū)間為2002—2018年，數(shù)據(jù)來源于2002—2018年《延安市國民經(jīng)濟與社會發(fā)展統(tǒng)計公報》。

1.2 數(shù)據(jù)預(yù)處理

為消除人民幣通貨膨脹的影響對后期分析帶來偏差，分別以前一年數(shù)據(jù)為基期，運用通貨膨脹率對數(shù)據(jù)進行處理：

由此計算實際值：

實際GDP=基期GDP*通貨膨脹率+基期GDP。

在進行計量分析時為了消除時間序列中可能存在異方差，在分析時需要對搜集整理后的數(shù)據(jù)進行對數(shù)化變換，因為對數(shù)據(jù)進行對數(shù)化變換后，不會改變原有的協(xié)整關(guān)系，而且方便建模[13]。用LNGDP、LNGDP3和LNTC分別表示延安市國內(nèi)生產(chǎn)總值、延安市第三產(chǎn)業(yè)產(chǎn)值以及延安市旅游消費總量的差分變換，詳見表1。

表1 消除通貨膨脹處理后所得數(shù)據(jù) 單位：億元

從延安市旅游消費發(fā)展來看(見表1、圖1)，2002-2018年延安市旅游消費總體呈現(xiàn)上升趨勢，其中2010年之前因旅游消費總量較少，增長幅度較緩，隨著延安市經(jīng)濟發(fā)展，2010年以來LNTC上升勢頭明顯；LNGDP和LNGDP3整體呈穩(wěn)步上升態(tài)勢，LNGDP3近年來增長速度較快；從LNGDP來看，期間出現(xiàn)三次明顯的波動，第一次是2006年，受北京奧運會宣傳的間接影響國內(nèi)生產(chǎn)總值出現(xiàn)明顯上升；第二次是2010年，得益于延安市建設(shè)文明城市的影響，經(jīng)濟增長迅速；第三次是2016年，受國家綠色環(huán)保理念的提出，能源產(chǎn)業(yè)陷入發(fā)展瓶頸，LNGDP出現(xiàn)明顯下滑。

圖1 延安市生產(chǎn)總值、第三產(chǎn)業(yè)產(chǎn)值、旅游消費發(fā)展軌跡

2 實證分析

2.1 分析方法

向量自回歸(VAR)模型1980年由學者Sims引入到經(jīng)濟學中，基于數(shù)據(jù)統(tǒng)計學系統(tǒng)建立，模型中所有變量均為內(nèi)生變量，與此同時每一個內(nèi)生變量都可通過其他內(nèi)生變量滯后值的函數(shù)來表示，通常用于相關(guān)時間序列系統(tǒng)預(yù)測隨機擾動對變量系統(tǒng)的動態(tài)沖擊，進而分析解釋經(jīng)濟沖擊對變量形成的影響。文章主要研究延安市旅游消費總量、第三產(chǎn)業(yè)產(chǎn)值以及延安市國內(nèi)生產(chǎn)總值之間的關(guān)系，基于三者之間關(guān)系，建立向量自回歸模型如下：

式中LNTC表示延安市旅游消費總量，LNGDP3延安市表示第三產(chǎn)業(yè)產(chǎn)值，LNGDP表示延安市國內(nèi)生產(chǎn)總值，上述數(shù)據(jù)均是取對數(shù)后的結(jié)果，n表示滯后期，t表示年份。

2.2 數(shù)據(jù)的平穩(wěn)性檢驗

對于大多數(shù)時間序列，其在經(jīng)濟分析中是非平穩(wěn)的，如果直接對這些數(shù)據(jù)進行回歸分析會產(chǎn)生“偽回歸”的問題，進而對于所得到的回歸模型就會沒有意義。因此，在進行計量分析時，需對時間序列進行平穩(wěn)性檢驗。序列的平穩(wěn)性指一個序列的均值、方差和協(xié)方差穩(wěn)定。本研究采用ADF檢驗方法對序列數(shù)據(jù)進行單位根檢驗，結(jié)果如表2所示，檢驗結(jié)果表明，檢驗的統(tǒng)計量DLNGDP、DLNGDP3以及DLNTC的值均小于5%水平上的臨界值，在一階差分水平下均通過了臨界水平為5%的ADF單位根檢驗，說明這三組變量在一階差分下平穩(wěn)，符合一階單整的條件，因此，可以通過協(xié)整更進一步來分析變量之間的協(xié)整關(guān)系[13]。

表2 各變量的ADF檢驗結(jié)果

2.3 數(shù)據(jù)的協(xié)整分析

對于多個非平穩(wěn)時間序列，有一種特殊的情況，即協(xié)整，幾個非平穩(wěn)時間序列變量的線性組合形成的變量是平穩(wěn)變量，稱非平穩(wěn)時間序列存在協(xié)整關(guān)系。在協(xié)整關(guān)系的分析中，最常用的是Johansen協(xié)整檢驗方法。在0.05%的顯著水平下，LNTC和LNGDP3之間存在著長期的協(xié)整關(guān)系。根據(jù)Johansen協(xié)整檢驗的檢驗結(jié)果確定二者之間的最優(yōu)協(xié)整模型的協(xié)整關(guān)系式為：

LNGDP3=0.84 LNTC。

從方程可以明顯看出，隨著延安市的發(fā)展，其來延游客旅游消費每提高1%，會拉動GDP3增長0.84%，說明旅游消費對延安市第三產(chǎn)業(yè)產(chǎn)值具有明顯的推動作用。

在0.05%的顯著水平上，LNTC和LNGDP之間存在著長期的協(xié)整關(guān)系。根據(jù)Johansen協(xié)整檢驗的檢驗結(jié)果確定二者之間的最有協(xié)整模型的協(xié)整關(guān)系式為：

LNGDP=0.40 LNTC。

從方程可以明顯看出，隨著延安市的發(fā)展，其來延安游客旅游消費每提高1%，會拉動GDP增長0.40%，說明旅游消費對延安市經(jīng)濟增長具有一定的推動作用。

2.4 VAR模型的建立

2.4.1 回歸模型的建立

矢量自回歸模型(VAR)是基于數(shù)據(jù)的統(tǒng)計性質(zhì)來建立模型，其建模思想是想把每一個外生變量作為所有內(nèi)生變量滯后值的函數(shù)來構(gòu)建模型。當每個變量都對這組變量起作用時，就可以使用VAR模型來對這組變量進行表示。對數(shù)據(jù)進行處理，依據(jù)赤池信息準則AIC、SC等準則，如表3最終確定滯后的階數(shù)選擇2階為最佳，得到回歸結(jié)果見表4。

表3 VAR模型滯后期結(jié)果

表4 VAR模型回歸結(jié)果

回歸結(jié)果如上式，基于以上回歸結(jié)果進行以下分析。

2.4.2 平穩(wěn)性檢驗

圖2為VAR模型平穩(wěn)性檢驗，可以看出，代表該模型特征方程的根的倒數(shù)值的點，均落在單位圓內(nèi)，由此說明該模型具有穩(wěn)定的結(jié)構(gòu)，構(gòu)建的模型是有效的，基于此可進行以下的動態(tài)分析[14]。

圖2 VAR模型平穩(wěn)性檢驗

2.4.3 脈沖響應(yīng)函數(shù)結(jié)果

在向量自回歸的基礎(chǔ)上，為進一步探究LNGDP與LNTC之間的長期均衡關(guān)系，文章運用脈沖響應(yīng)函數(shù)對所建立的模型進行分析，如圖3和圖4所示。

圖3 延安市旅游消費對生產(chǎn)總值的脈沖響應(yīng)函數(shù)圖

圖4 延安市生產(chǎn)總值對旅游消費的脈沖響應(yīng)函數(shù)圖

脈沖響應(yīng)函數(shù)圖橫軸表示沖擊作用的滯后期間數(shù)，縱軸表示脈沖響應(yīng)函數(shù)的大小，上下虛線表示正負標準差偏離帶，中間虛線代表脈沖響應(yīng)函數(shù)的趨勢，表示對解釋變量一個沖擊后，被解釋變量如何變化。圖3顯示的是LNTC對LNGDP的脈沖響應(yīng)函數(shù)圖：如果給當期LNTC一個沖擊后，LNGDP從第一期開始始終為正響應(yīng)且呈上升趨勢，由此可知延安市旅游消費對該地區(qū)生產(chǎn)總值有正向沖擊作用，從長期來看，帶動作用更加明顯；圖4顯示的是LNGDP對LNTC的脈沖響應(yīng)函數(shù)圖：當給當期的生產(chǎn)總值一個正沖擊后，LNTC從第一期開始上升并在第三期達到最高值，然后沖擊作用開始下降，但沖擊值長時間在0線以上，是正響應(yīng)，由此說明延安市生產(chǎn)總值增加對旅游消費在短期內(nèi)具有顯著促進作用，長期內(nèi)是有貢獻的，但從長遠來看其對旅游消費的貢獻會逐漸減緩。

3 結(jié)論

通過對搜集整理后的數(shù)據(jù)進行協(xié)整分析后可以看出，盡管2002—2018年間延安市生產(chǎn)總值、第三產(chǎn)業(yè)產(chǎn)值以及旅游消費均為非平穩(wěn)的時間序列，但對其進行一階差分后均趨于平穩(wěn)。協(xié)整檢驗結(jié)果表明：延安市生產(chǎn)總值、第三產(chǎn)業(yè)產(chǎn)值以及旅游消費存在長期的比例關(guān)系，來延游客旅游消費每提高1%，會拉動該地生產(chǎn)總值增長0.40%，第三產(chǎn)業(yè)產(chǎn)值增長0.84%，因此旅游消費對該地經(jīng)濟增長拉動作用明顯，延安市旅游消費對第三產(chǎn)業(yè)產(chǎn)值的帶動作用尤為明顯；從矢量自回歸模型來看，延安市生產(chǎn)總值對該地區(qū)旅游消費的影響在短期內(nèi)具有明顯的帶動作用；長期來看來延游客旅游消費對地區(qū)生產(chǎn)總值帶動明顯，對延安市經(jīng)濟增長具有明顯的拉動作用，長期內(nèi)延安市旅游消費對經(jīng)濟增長的拉動作用大于經(jīng)濟增長對旅游消費的推動作用。