黃偉力，安 莉

（1.暨南大學(xué) 管理學(xué)院，廣州 510632；2.廣東郵電職業(yè)技術(shù)學(xué)院，廣州 510630）

1 問題的提出

隨著國際旅游業(yè)的發(fā)展，國際旅游業(yè)的發(fā)展和經(jīng)濟增長之間的關(guān)系問題成為旅游業(yè)界和學(xué)界討論和研究的重要問題?？疾煅芯慷咧g關(guān)系的文獻后發(fā)現(xiàn)，當前學(xué)界對旅游發(fā)展和經(jīng)濟增長之間關(guān)系的認識可概述為三個基本假說。第一，旅游業(yè)發(fā)展引致經(jīng)濟增長假說（TLEG）。該假說是基于出口引致經(jīng)濟增長假說（ELG）的衍生假說提出來的，其基本思路是：國際旅游是服務(wù)貿(mào)易出口的重要組成部分，國際旅游的發(fā)展除了為當?shù)貏?chuàng)造就業(yè)機會外，也能增加旅游外匯收入；而外匯收入有利于發(fā)展中國家進口資本設(shè)備和中間產(chǎn)品，進而促進本國的經(jīng)濟增長。第二，經(jīng)濟增長導(dǎo)致旅游業(yè)發(fā)展假說。該假說認為，一方面，旅游目的地國經(jīng)濟的長期持續(xù)的增長為旅游業(yè)提供了發(fā)展所需要的基礎(chǔ)設(shè)施，如航空、道路、酒店和旅游景點等，增強了旅游目的地國家的長期吸引力，從而促進入境旅游的發(fā)展。例如，一國的經(jīng)濟增長將導(dǎo)致國際貿(mào)易和投資的增長，反過來這又將促進商務(wù)旅游的發(fā)展。另一方面，盡管旅游決策是旅游者做出的自主決策，但旅游決策亦會受到宏觀經(jīng)濟景氣循環(huán)的影響，如收入和價格波動的影響。因此，從因果關(guān)系上而言是經(jīng)濟增長導(dǎo)致了旅游業(yè)的發(fā)展（聶建中和周明智，2002）。第三個假說是前兩個假說的綜合，認為國際旅游業(yè)發(fā)展和經(jīng)濟增長之間的關(guān)系是雙向的，二者之間存在雙向的因果關(guān)系。

本文的目的是利用中國經(jīng)濟增長和國際旅游發(fā)展的有關(guān)數(shù)據(jù)對上述三個假說進行實證檢驗。具體地，我們將探討歷年中國的國內(nèi)生產(chǎn)總值、消費者物價指數(shù)、以及匯率的波動等三個宏觀經(jīng)濟變量和我國歷年旅游外匯收入之間的相互影響模式，研究的結(jié)果可作為旅游決策部門的參考。為探討各變量之間的長、短期互動行為，本文將完整綜合新近發(fā)展的多種時間序列方法，包括：（1）在對變量進行單位根檢驗的基礎(chǔ)上，運用 Johansen（1988，1990，1994）四變量 VAR 模型進行協(xié)整檢驗，檢驗諸變量之間是否具有長期均衡關(guān)系；（2）采用Granger（1988）考慮誤差修正項的ECM模型進行短期Granger因果關(guān)系檢驗和變量的弱外生性檢驗。

2 計量方法和實證結(jié)果

真實國內(nèi)生產(chǎn)總值、消費者物價指數(shù)、人民幣對美元的名義匯率以及旅游外匯收入等變量均是重要的宏觀經(jīng)濟變量，是經(jīng)濟學(xué)研究的重點。以往的研究采用的是傳統(tǒng)的回歸分析，但是當變量的時間序列是非平穩(wěn)時，傳統(tǒng)的回歸方法將導(dǎo)致謬誤回歸問題。因為，在回歸分析中，假設(shè)殘差必須滿足白噪聲的條件，其回歸式的殘差項也是非平穩(wěn)的，所以使用傳統(tǒng)的方法進行分析將產(chǎn)生嚴重的偏誤。因此，本研究先探討各變量的時間序列屬性，然后再進行相關(guān)的探討。文中變量的數(shù)據(jù)均取自中國統(tǒng)計年鑒與旅游年鑒各期，數(shù)據(jù)的時間跨度為1980～2006年。在實際分析中所有的數(shù)據(jù)均取其自然對數(shù)以消除異方差的影響。

2.1 變量的單位根檢驗

由于非平穩(wěn)時間序列的方差隨著時間的推移而增加，并不符合經(jīng)典回歸模型的假設(shè)條件，所以無法使用回歸模型來表示經(jīng)濟現(xiàn)象和預(yù)測未來變化。因此，在進行確定或估計各種時間序列之前，為了獲得可靠一致的結(jié)果，必須利用單位根檢驗以確定時間序列的單整階數(shù)，以此先行確定時間序列為一穩(wěn)態(tài)的序列。依據(jù)Schwert(1989)對單位根檢驗的整理比較，發(fā)現(xiàn)高級自回歸檢驗法最合適，故本研究采用ADF檢驗對各變量序列進行單位根檢驗。

Dickey和Fuler(1981)在DF回歸方程右邊加入滯后項，成為單位根檢驗，共有三個模型：

其統(tǒng)計量分別為 τ，τu，τt。 對于滯后階數(shù) L的選擇，我們參考Doldado,Jenkinson,and Sosvilla-Rivero (1990)ADF模型選擇的建議，先考慮含截距項和趨勢項之模型三，檢驗式（3）中系數(shù) r，若不顯著，則進一步選擇模型（2），檢驗式（2）中的α，如果均不顯著，則以模型（1）進行單位根檢驗。ADF假設(shè)檢驗為：

若經(jīng)ADF檢驗發(fā)現(xiàn)變量無法拒絕零假設(shè)，表示此變量為非平穩(wěn)的，要將變量進行一次差分后，再做一次ADF檢驗，經(jīng)檢驗后，如果拒絕H0，則表示變量的一次差分是平穩(wěn)的變量，而原始變量為I(1)的時間序列。ADF單位根檢驗的結(jié)果見表1。

表1 單位根檢驗

2.2 變量之間的協(xié)整分析

Granger(1981)提出協(xié)整的概念，用來探討兩個變量之間的長期均衡關(guān)系。Granger(1987)指出兩個或多個單整階數(shù)相同的非平穩(wěn)序列，可能存在著一個或多個長期共同的隨機趨勢，使變量之間的線性組合能成為一個平穩(wěn)序列，這意味著變量之間存在著長期穩(wěn)定均衡關(guān)系。因此，探討變量之間是否具有協(xié)整關(guān)系，即是在探討變量之間是否存在長期均衡關(guān)系。

本研究對于協(xié)整檢驗所采用的模型為Johansen(1988,1990,1994)提出的基于完全信息最大似然法的五個誤差修正的多變量Gaussian VAR模型。其模型設(shè)定與假設(shè)檢驗如下所示：

模型一：

表2 國內(nèi)生產(chǎn)總值、消費者物價指數(shù)、匯率以和旅游外匯收入的協(xié)整檢驗與估計

適當模型的選取按照Nieh和Lee（2001）的決策法則加以選擇，由左至右進行篩檢，從模型一的第一個零假設(shè)開始檢驗，直到不拒絕零假設(shè)為止，以得到各變量之間的協(xié)整向量以及所適用的模型。根據(jù)以上程序，我們選擇模型三來檢驗四變量系統(tǒng)中可能存在的長期均衡關(guān)系；同時，基于VAR的殘差判斷并根據(jù)AIC和SBC等信息標準確定四變量VAR系統(tǒng)的最優(yōu)滯后階數(shù)取2。基于上述分析，對真實國內(nèi)生產(chǎn)總值、消費者物價指數(shù)、匯率以及旅游外匯收入做協(xié)整檢驗，其結(jié)果列入表2。

從表2可知，刻畫旅游發(fā)展和經(jīng)濟增長的協(xié)整方程為

其中vt表示對長期穩(wěn)定的偏差，constant為常數(shù)沒有經(jīng)濟意義。由式（10）可以發(fā)現(xiàn)，經(jīng)濟增長促進了國際旅游發(fā)展，真實GDP增長1%，旅游外匯收入增長1.1379%；人民幣對美元貶值1%導(dǎo)致旅游外匯收入減少0.3198%；代表景氣循環(huán)的消費者價格指數(shù)上漲1%,導(dǎo)致旅游外匯收入增加0.984%。為了進一步探討協(xié)整方程的穩(wěn)定性，我們對協(xié)整關(guān)系β^中的變量進行排他性檢驗。具體地，記式（10）中的確定性協(xié)整向量為，其中 βi為對應(yīng)變量的系數(shù)，所謂排他性檢驗的原假設(shè)為β中的一個或多個分量約束為零，使用這種檢驗使用極大似然統(tǒng)計量，即

LR=-2(lR-lU)～x2(j)，j為約束個數(shù)

對 于 本 文 而 言 ， 對 原 假 設(shè) H0:β=(β1,0,β3,β4)，H0:β=(β1,β2,0，β4)以及 H0:β=(β1,β2,β3，0)進行檢驗，檢驗結(jié)果列入表 3。

表3 對協(xié)整關(guān)系的排他性檢驗

從表3可知，當β2=0即將真實GDP的參數(shù)約束為零時，其 X2（1）=6.9322，在 1%顯著水平拒絕 β2=0的原假設(shè)；相反，當β3=0和β4=0即將名義匯率和消費者價格指數(shù)的參數(shù)約束為零時，其x2(1)分別為0.86629和3.212，均在5%的顯著水平上無法拒絕β3=0和β4=0的原假設(shè)。另一方面，在施加排他性約束時，除了真實GDP的參數(shù)估計值的符號和大小與不受約束時真實GDP的參數(shù)估計值符號一致且大小變化不大之外，其他變量的估計值的符號和大小變化非常大。由此我們可以得出結(jié)論，旅游業(yè)的發(fā)展與經(jīng)濟增長之間存在統(tǒng)計上的顯著關(guān)系；但二者之間的因果關(guān)系并不能通過協(xié)整檢驗進行確定，因為協(xié)整關(guān)系中的任何變量均可作為標準化變量出現(xiàn)在方程式的左邊，因此有必要通過Granger因果檢驗和弱外生性檢驗以確定二者之間的因果關(guān)系。而名義匯率和消費者價格指數(shù)與旅游發(fā)展之間存在一定的關(guān)系，但統(tǒng)計上并不顯著。

2.3 短期因果關(guān)系和弱外生性檢驗

Granger（1988）指出，若變量向量間存在協(xié)整關(guān)系，則原VAR模型應(yīng)加入誤差修正項成為VECM模型，以檢驗變量之間的因果關(guān)系。具體地，我們基于下述VECM方程進行檢驗，由于VAR模型的最優(yōu)滯后階數(shù)為2，故VECM模型的最優(yōu)滯后階數(shù)為1，所估計的四個VECM方程為

以上各式中，Vt-1是滯后一階的誤差修正項，括號中的數(shù)字為標準差。 由于誤差修正模型各方程 （11）、（12）、（13）和（14）的隨機擾動項都具有獨立同分布的白噪聲性質(zhì)，可以使用F檢驗對誤差修正模型各方程滯后項系數(shù)的顯著性進行聯(lián)合檢驗并用t檢驗對誤差修正項系數(shù)的顯著性進行檢驗，來判定各變量之間的因果關(guān)系的方向?；谝陨纤膫€方程的Granger因果關(guān)系和弱外生性檢驗結(jié)果見表4。

表4 Granger因果關(guān)系和弱外生性檢驗結(jié)果

根據(jù)表4，我們可以發(fā)現(xiàn)，在短期內(nèi)，入境旅游發(fā)展不是經(jīng)濟增長的Granger因，同樣，經(jīng)濟增長也不是入境旅游發(fā)展的Granger因，二者相互之間不存在短期的因果關(guān)系。另一方面，在短期內(nèi)，經(jīng)濟增長和通貨膨脹之間存在雙向的因果關(guān)系，經(jīng)濟增長每增加1個百分點導(dǎo)致通貨膨脹率增加1.44個百分點，而通貨膨脹率增加1個百分點導(dǎo)致經(jīng)濟增長減少0.16個百分點。這一結(jié)論符合我國經(jīng)濟增長的特征事實。

對于變量之間是否存在長期的因果關(guān)系，可采用弱外生性檢驗來識別，即通過極大似然統(tǒng)計量對調(diào)節(jié)參數(shù)α=(α1,α2,α3,α4)施加零約束來進行檢驗（Granger，1987）。 變量的弱外生性基于模型的關(guān)注參數(shù)而定義，Johansen將弱外生型檢驗擴展到。從上述四個方程中對調(diào)節(jié)參數(shù)的零約束檢驗發(fā)現(xiàn)，旅游外匯收入、匯率和消費者價格指數(shù)變量相對于協(xié)整向量是內(nèi)生的，其誤差滯后系數(shù)的值分別為-0.347、-0.209和-0.11，均在5%的顯著水平拒絕調(diào)節(jié)參數(shù)為零的原假設(shè)；而真實GDP相對于協(xié)整向量是外生的，其誤差滯后系數(shù)的值為-0.01，其p值為0.616，無法拒絕調(diào)節(jié)參數(shù)為零的原假設(shè)，而且極小的調(diào)節(jié)系數(shù)的值說明即使偏離長期均衡，真實GDP的調(diào)整速度也非常的緩慢。因此，本文認為，真實GDP是關(guān)于協(xié)整向量的弱外生變量，即經(jīng)濟增長是旅游發(fā)展的長期的Granger因，而旅游發(fā)展不是經(jīng)濟增長的Granger因 。簡言之，在我國是經(jīng)濟增長導(dǎo)致了國際旅游業(yè)的發(fā)展，文章驗證了經(jīng)濟增長導(dǎo)致旅游業(yè)發(fā)展假說。這一結(jié)論與Oh(2005)關(guān)于韓國入境旅游發(fā)展和經(jīng)濟增長之間關(guān)系的研究結(jié)論一致，而與我國學(xué)者的研究結(jié)論不一致。

3 結(jié)論與政策建議

本文構(gòu)建了一個包含真實GDP、旅游外匯收入、匯率和消費者價格指數(shù)的4變量VAR模型，在對變量進行單位根檢驗、協(xié)整檢驗、Granger因果關(guān)系檢驗和弱外生性檢驗的基礎(chǔ)上，對我國入境旅游的發(fā)展和經(jīng)濟增長之間進行了實證研究，得到一個的基本結(jié)論：真實GDP是關(guān)于協(xié)整參數(shù)的弱外性變量，也就是說經(jīng)濟增長是旅游發(fā)展的長期原因，但二者之間在短期內(nèi)不存在的短期的因果關(guān)系，進而驗證了經(jīng)濟增長促進國際旅游業(yè)發(fā)展的假說。反映經(jīng)濟波動的消費者價格指數(shù)和外國旅游者在我國消費成本的匯率均對入境旅游的發(fā)展沒有顯著的影響。從政策層面上看，應(yīng)通過保持我國經(jīng)濟快速平穩(wěn)的增長來促進入境旅游即旅游出口服務(wù)的發(fā)展。

[1]蔣滿元.旅游外匯收入對國民經(jīng)濟增長的貢獻[J].國際經(jīng)貿(mào)探索，2008，（5）.

[2]柳思維，吳忠才.中國旅游業(yè)與經(jīng)濟增長關(guān)系得實證研究[J].系統(tǒng)工程，2007，（9）.

[3]聶建中，周明智.影響來臺旅游人數(shù)及觀光外匯收入總體變數(shù)決定因素之研究[J].管理學(xué)報，2003（3）.

[4]黃偉力.我國經(jīng)濟的動態(tài)效率：基于協(xié)整的計量檢驗[J].統(tǒng)計與決策，2008，（21）.

[4]Engle,R.,Granger,C.Co-Integration and Error Correction Representation,Estimation and Testing[J].Econometrica,1987，(55).

[5]Johansen,S.,Juselius,K.Maximum Likelihood Estimation and Inference on Cointegration with Applications to the Demand for Money[J].Oxford Bulletin of Economics and Statistics,1990，(52).

[6]OH Chi-Ok.The Contribution of Tourism Development to Economic Growth in the Korean Economic[J].Tourism Management,2005，(16).

[7]Shan,J.,Wilson,K.Causality between Trade and Tourism:Empirical Evidence from China[J].Applied Economics Letter,2001，(8).

[8]Webber,Anthony G.Exchange Rate Volatility and Cointegration in Tourism Demand[J].Journal of Travel Research,2001，(4).