郭蘭平

(宜春學(xué)院 經(jīng)濟(jì)與管理學(xué)院，江西 宜春 336000)

旅游業(yè)是當(dāng)今世界上規(guī)模最大和發(fā)展速度最快的行業(yè)之一。據(jù)世界旅游及旅行理事會(huì)2014 年4月發(fā)布的報(bào)告稱，2013 年旅游業(yè)對(duì)全球經(jīng)濟(jì)的貢獻(xiàn)為6.6 萬億美元，約占全球GDP 總量的9%，并且增幅強(qiáng)于制造業(yè)、零售業(yè)和金融服務(wù)業(yè)。近年來，中國(guó)旅游產(chǎn)業(yè)發(fā)展進(jìn)入快車道，直接收入效應(yīng)日益顯著，旅游總收入以年均12%以上的速度增長(zhǎng)。并且，旅游產(chǎn)業(yè)通過帶動(dòng)地區(qū)就業(yè)、吸納外部投資以及延伸地區(qū)產(chǎn)業(yè)鏈等形式的產(chǎn)業(yè)融合經(jīng)濟(jì)所產(chǎn)生的衍生間接收入效應(yīng)同樣不可小覷。正是基于這樣的背景，關(guān)于旅游業(yè)與第三產(chǎn)業(yè)及經(jīng)濟(jì)增長(zhǎng)之間的動(dòng)態(tài)關(guān)系問題逐漸引起學(xué)界的關(guān)注。

一、文獻(xiàn)回顧

目前，國(guó)內(nèi)外的相關(guān)研究主要集中在旅游業(yè)發(fā)展能否對(duì)經(jīng)濟(jì)增長(zhǎng)具有促進(jìn)作用方面。已經(jīng)有不少的學(xué)者達(dá)成了一個(gè)共識(shí)，即旅游發(fā)展對(duì)經(jīng)濟(jì)增長(zhǎng)具有顯著促進(jìn)作用。部分學(xué)者通過采用投入產(chǎn)出模型、社會(huì)核算矩陣和一般均衡模型等復(fù)雜數(shù)學(xué)模型的方法對(duì)此進(jìn)行了實(shí)證檢驗(yàn)，如Khan 等、Wagner、West 等是其中的主要代表。［1－3］然而，當(dāng)我們回顧此類文獻(xiàn)時(shí)不難發(fā)現(xiàn)，現(xiàn)實(shí)狀況與實(shí)證檢驗(yàn)之間存在一定脫節(jié)，理論研究要滯后于產(chǎn)業(yè)發(fā)展，這種滯后的根本原因在于更為嚴(yán)謹(jǐn)?shù)慕?jīng)濟(jì)學(xué)研究方法在旅游學(xué)研究領(lǐng)域內(nèi)的缺失。而計(jì)量經(jīng)濟(jì)學(xué)研究方法在旅游發(fā)展與經(jīng)濟(jì)增長(zhǎng)關(guān)系研究中的引入正好彌補(bǔ)了這一缺失，因此，有不少學(xué)者開始采用計(jì)量經(jīng)濟(jì)學(xué)的研究方法對(duì)此進(jìn)行實(shí)證檢驗(yàn)，如Brida 等、Schubert 等以及把多勛和周方圍等，他們通過運(yùn)用兩變量之間的時(shí)間序列數(shù)據(jù)分析論證出彼此之間因果影響關(guān)系的客觀存在性，主要對(duì)西班牙、毛里求斯、土耳其、臺(tái)灣地區(qū)、塞浦路斯、意大利、突尼斯和中國(guó)等國(guó)家和地區(qū)進(jìn)行了研究，他們的觀點(diǎn)都支持旅游發(fā)展有益于經(jīng)濟(jì)增長(zhǎng);［4－6］而Lee 和Chang以及向延平等則把面板估計(jì)技術(shù)引入到旅游業(yè)與經(jīng)濟(jì)增長(zhǎng)關(guān)系的研究中，同樣發(fā)現(xiàn)了旅游發(fā)展促進(jìn)經(jīng)濟(jì)增長(zhǎng)的經(jīng)驗(yàn)證據(jù)。［7－8］

也有另外一些學(xué)者認(rèn)為旅游業(yè)不能促進(jìn)經(jīng)濟(jì)增長(zhǎng)。持這種觀點(diǎn)的學(xué)者主要有Andrew、Oh、Katircioglu 等，他們利用投入產(chǎn)出模型或計(jì)量經(jīng)濟(jì)學(xué)模型對(duì)英國(guó)康威爾地區(qū)、土耳其、韓國(guó)和美國(guó)等國(guó)家和地區(qū)的旅游業(yè)與經(jīng)濟(jì)增長(zhǎng)之間的關(guān)系進(jìn)行了實(shí)證檢驗(yàn)，結(jié)果卻支持了旅游業(yè)發(fā)展不能促進(jìn)經(jīng)濟(jì)增長(zhǎng)的觀點(diǎn)。［9－11］

二、實(shí)證分析

(一)研究方法、變量選取與數(shù)據(jù)處理

本文主要應(yīng)用ADF 單位根檢驗(yàn)、E－G 協(xié)整檢驗(yàn)和建立誤差修正模型等計(jì)量方法來對(duì)旅游發(fā)展與第三產(chǎn)業(yè)及經(jīng)濟(jì)增長(zhǎng)之間的動(dòng)態(tài)關(guān)系進(jìn)行定量研究，計(jì)量軟件為Eviews6.0。由于旅游業(yè)綜合了食、住、行、游、購(gòu)等不同部門，更直接地影響了第三產(chǎn)業(yè)的增長(zhǎng)，因此，本文在選取旅游發(fā)展和經(jīng)濟(jì)增長(zhǎng)兩個(gè)變量外，還引入第三產(chǎn)業(yè)增長(zhǎng)變量，這樣更能揭示旅游業(yè)對(duì)經(jīng)濟(jì)發(fā)展影響的顯著性。由于1991 年以前的數(shù)據(jù)缺損，所以本文選取的是1991·2013 年的年度數(shù)據(jù)。原始數(shù)據(jù)來自江西省統(tǒng)計(jì)年鑒、宜春市統(tǒng)計(jì)年鑒、宜春旅游政務(wù)網(wǎng)和中經(jīng)網(wǎng)統(tǒng)計(jì)數(shù)據(jù)庫(kù)。變量處理如下:

1. 旅游發(fā)展。選用宜春市旅游總收入作為旅游發(fā)展的代理變量，由于年鑒上沒有1991·1999年宜春市旅游總收入的直接數(shù)據(jù)，但有江西省旅游總收入的直接數(shù)據(jù)，故利用2000·2013 年宜春市旅游總收入占全省旅游總收入的百分比進(jìn)行加權(quán)平均，然后利用加權(quán)平均后的百分比與1991·1999年江西省旅游總收入相乘，得到1991·1999 年宜春市旅游總收入數(shù)據(jù)。

2. 經(jīng)濟(jì)增長(zhǎng)。選用宜春市的地區(qū)生產(chǎn)總值作為經(jīng)濟(jì)增長(zhǎng)的代理變量。

3. 第三產(chǎn)業(yè)增長(zhǎng)。選用宜春市的第三產(chǎn)業(yè)總值作為第三產(chǎn)業(yè)增長(zhǎng)的代理變量。

為了剔除物價(jià)水平變動(dòng)的影響，必須將旅游總收入、地區(qū)生產(chǎn)總值、第三產(chǎn)業(yè)總值的名義值轉(zhuǎn)換成實(shí)際值。本文先以1991 為基期(1991 年=100)計(jì)算出價(jià)格指數(shù)，然后用名義值去除以價(jià)格指數(shù)，就得到各年的實(shí)際值。經(jīng)過處理后的旅游總收入、地區(qū)生產(chǎn)總值、第三產(chǎn)業(yè)總值分別用TR、GDP 和DSC 表示。為了減少數(shù)據(jù)的劇烈波動(dòng)，同時(shí)也有助于消除異方差，分別對(duì)序列TR、GDP 和DSC 取對(duì)數(shù)得到新序列LNTR、LNGDP 和LNDSC (見圖1)。

從圖1 可以看出，LNTR、LNGDP 和LNDSC表現(xiàn)出了比較一致的趨勢(shì)，因此它們之間可能存在確定的數(shù)量關(guān)系，可以通過建立計(jì)量經(jīng)濟(jì)模型來研究這種關(guān)系。

(二)實(shí)證結(jié)果與分析.

1. 時(shí)間序列平穩(wěn)性檢驗(yàn)

協(xié)整檢驗(yàn)的前提是檢驗(yàn)各時(shí)間序列的平穩(wěn)性，檢驗(yàn)平穩(wěn)性的標(biāo)準(zhǔn)方法是單位根檢驗(yàn)。本文利用擴(kuò)展的迪基－富勒(Augmented Dickey－Fuller，簡(jiǎn)稱ADF)檢驗(yàn)方法來進(jìn)行檢驗(yàn)。ADF 平穩(wěn)性檢驗(yàn)是基于以下回歸方程:

式中，εt是白噪聲，滯后階數(shù)的選擇使得εt不存在序列相關(guān)。原假H0:H0:p = 1 ，備選假設(shè)H1:p ＜1 。接受原假設(shè)則意味著時(shí)間序列含有單位根，即序列是非平穩(wěn)的。檢驗(yàn)結(jié)果如表1。

說明:其中ΔLNTR、ΔLNGDP 和ΔLNDSC 表示原序列的一階差分序列。檢驗(yàn)形式(C，T，K)分別表示單位根檢驗(yàn)方程包括常數(shù)項(xiàng)、時(shí)間趨勢(shì)項(xiàng)和滯后階數(shù)，N 是指不包含C 或T。加入滯后變量是為了使殘差項(xiàng)成白噪聲。* 、＊＊和＊＊＊分別表示在1%、5%和10%的顯著性水平上拒絕原假設(shè)，K 根據(jù)AIC、SC 值選取。

變量 檢驗(yàn)形式(C，T，K) ADF 檢驗(yàn)值 1%臨界值 5%臨界值 10%臨界值 結(jié)論LNTR (C，T，3)－2.517976－4.532598－3.673616－3.277364非平穩(wěn)LNGDP (C，T，0)－1.761490－4.440739－3.632896－3.254671 非平穩(wěn)LNDSC (C，T，0)－1.270634－4.440739－3.632896－3.254671 非平穩(wěn)ΔLNTR (N，N，4)－1.901066＊＊＊－2.708094－1.962813－1.606129 平穩(wěn)ΔLNGDP (C，T，0)－4.449097＊＊－4.467895－3.644963－3.261452 平穩(wěn)ΔLNDSC (C，T，0)－4.598943*－4.467895－3.644963－3.261452平穩(wěn)

從表1 可以看到，原序列在1%、5%和10%的顯著性水平下都是非平穩(wěn)的變量，但一階差分在1%、5%或10%的顯著性水平下都是平穩(wěn)的?？梢?，三個(gè)變量都是一階單整序列，即I (1)，因此變量之間可能存在協(xié)整關(guān)系。

2. 變量的協(xié)整檢驗(yàn)

協(xié)整檢驗(yàn)可以判斷非平穩(wěn)的時(shí)間序列之間是否具有長(zhǎng)期均衡關(guān)系，本文采用Engle－Granger 兩步法進(jìn)行協(xié)整檢驗(yàn)，先做變量之間的回歸，然后檢驗(yàn)回歸殘差的平穩(wěn)性。LNGDP 與LNTR 的協(xié)整方程以LNGDP 為被解釋變量，LNTR 為解釋變量，LNDSC 與LNTR 的協(xié)整方程以LNDSC 為被解釋變量，LNTR 為解釋變量，使用OLS 回歸方法估計(jì)模型，結(jié)果如下:

現(xiàn)在對(duì)兩個(gè)方程的殘差進(jìn)行ADF 單位根檢驗(yàn)，檢驗(yàn)結(jié)果如表2。

殘差序列 檢驗(yàn)形式(C，T，K) ADF 檢驗(yàn)值 1%臨界值 5%臨界值 10%臨界值 結(jié)論ε1t (N，N，1)－1.781232＊＊－2.679735－1.958088－1.607830平穩(wěn)ε2t (N，N，1)－2.334431*－2.679735－1.958088－1.607830平穩(wěn)

說明:檢驗(yàn)形式(C，T，K)分別表示單位根檢驗(yàn)方程包括常數(shù)項(xiàng)、時(shí)間趨勢(shì)項(xiàng)和滯后階數(shù)，N 是指不包含C 或T。加入滯后變量是為了使殘差項(xiàng)成白噪聲。* 和＊＊分別表示在5%和10%的顯著性水平上拒絕原假設(shè)，K 根據(jù)AIC、SC 值選取。

從對(duì)殘差的檢驗(yàn)結(jié)果來看，ε1t在10%的顯著性水平下拒絕原假設(shè)，ε2t在5%的顯著性水平下拒絕原假設(shè)，因此可以確定ε1t和ε2t為平穩(wěn)序列，即都為I (0)。上述結(jié)果表明，LNGDP 與LNTR 以及LNDSC 與LNTR 之間存在協(xié)整關(guān)系，即宜春市旅游發(fā)展與經(jīng)濟(jì)增長(zhǎng)以及第三產(chǎn)業(yè)之間存在長(zhǎng)期均衡關(guān)系，這與多數(shù)學(xué)者的研究結(jié)果相一致。

進(jìn)一步，從回歸估計(jì)的各統(tǒng)計(jì)量可以看出，兩個(gè)方程的擬合優(yōu)度較高，整體解釋力強(qiáng)?；貧w系數(shù)確定了宜春市地區(qū)生產(chǎn)總值以及第三產(chǎn)業(yè)產(chǎn)值與旅游業(yè)總收入之間的彈性，即宜春市旅游業(yè)總收入每增長(zhǎng)1%，其地區(qū)生產(chǎn)總值將增長(zhǎng)0.33%，第三產(chǎn)業(yè)產(chǎn)值將增長(zhǎng)0.36%，這反映了旅游業(yè)發(fā)展對(duì)第三產(chǎn)業(yè)增長(zhǎng)的影響比對(duì)整個(gè)地區(qū)經(jīng)濟(jì)增長(zhǎng)的影響要大。

3. 建立誤差修正模型

根據(jù)格蘭杰協(xié)整定理可知，若非平穩(wěn)的時(shí)間序列之間存在協(xié)整關(guān)系，則可以建立誤差修正模型(ECM)。誤差修正模型的基本形式是由Davidson、Hendry、Srba 和Yeo 提出的，因此又稱為DHSY 模型。這種模型主要是利用變量之間的長(zhǎng)期均衡關(guān)系構(gòu)成誤差修正項(xiàng)，并將其作為一個(gè)解釋變量，連同其他反映短期波動(dòng)的解釋變量一起，建立短期模型，即誤差修正模型。模型的形式為:

式中，ecm 是誤差修正項(xiàng)，反映了變量在短期波動(dòng)中偏離長(zhǎng)期均衡關(guān)系的程度。通過檢驗(yàn)，較理想的能反映變量短期動(dòng)態(tài)關(guān)系的誤差修正模型方程估計(jì)結(jié)果如下:

其中ecm1 = LNGDPt－1－10.78－0.33LNTRt－1，ecm2 = LNDSCt－1－9.17－0.36LNTRt－1。上述估計(jì)結(jié)果表明，兩個(gè)誤差修正模型中誤差修正項(xiàng)的系數(shù)均為負(fù)，說明模型符合反向修正機(jī)制，即當(dāng)?shù)貐^(qū)生產(chǎn)總值和第三產(chǎn)業(yè)產(chǎn)值的短期波動(dòng)偏離長(zhǎng)期均衡時(shí)，將分別以－0.057 和－0.063 的調(diào)整力度將非均衡狀態(tài)拉回到均衡狀態(tài)。

三、結(jié)論與政策建議

對(duì)于旅游發(fā)展與經(jīng)濟(jì)增長(zhǎng)之間的動(dòng)態(tài)作用關(guān)系的實(shí)證研究，學(xué)者們的結(jié)論并不一致。本文在借鑒國(guó)內(nèi)外相關(guān)研究的基礎(chǔ)上，通過以1991－2013 年較長(zhǎng)周期內(nèi)宜春市的旅游發(fā)展、第三產(chǎn)業(yè)增長(zhǎng)和經(jīng)濟(jì)增長(zhǎng)的時(shí)間序列數(shù)據(jù)為研究對(duì)象，構(gòu)建E－G 協(xié)整模型以及誤差修正模型對(duì)宜春市的旅游發(fā)展與第三產(chǎn)業(yè)以及經(jīng)濟(jì)增長(zhǎng)之間的動(dòng)態(tài)關(guān)系進(jìn)行了實(shí)證分析，得到了以下主要結(jié)論: (1)通過協(xié)整分析可知，宜春市旅游業(yè)總收入與第三產(chǎn)業(yè)產(chǎn)值以及地區(qū)生產(chǎn)總值之間存在長(zhǎng)期穩(wěn)定的均衡關(guān)系，協(xié)整檢驗(yàn)表明，當(dāng)宜春市旅游收入增長(zhǎng)1%時(shí)，其第三產(chǎn)業(yè)產(chǎn)值將增長(zhǎng)0.36%，而地區(qū)生產(chǎn)總值將增長(zhǎng)0.33%。(2)從誤差修正模型來看，當(dāng)宜春市地區(qū)生產(chǎn)總值和第三產(chǎn)業(yè)產(chǎn)值的短期波動(dòng)偏離長(zhǎng)期均衡時(shí)，將分別以－0.057 和－0.063 的調(diào)整力度將非均衡狀態(tài)拉回到均衡狀態(tài)。

通過以上實(shí)證分析可以看出，宜春市的旅游業(yè)發(fā)展對(duì)當(dāng)?shù)氐谌a(chǎn)業(yè)發(fā)展以及整個(gè)地區(qū)的經(jīng)濟(jì)增長(zhǎng)具有明顯的拉動(dòng)作用。對(duì)于宜春市來說，由于其資源稟賦的特點(diǎn)，傳統(tǒng)上是一個(gè)以農(nóng)業(yè)為主的地級(jí)市，工業(yè)基礎(chǔ)相對(duì)薄弱，經(jīng)濟(jì)發(fā)展水平較低，但這反過來使得該市的自然生態(tài)環(huán)境沒有遭到破壞，加上宜春特有的人文景觀和文化底蘊(yùn)，為宜春市旅游業(yè)的發(fā)展奠定了天然的基礎(chǔ)。因此，宜春市政府應(yīng)該把旅游業(yè)當(dāng)作戰(zhàn)略性、支柱性產(chǎn)業(yè)來大力發(fā)展。一方面要繼續(xù)深挖旅游資源，提高旅游資源的開發(fā)水平，促進(jìn)景區(qū)的軟硬件建設(shè)，力爭(zhēng)把明月山景區(qū)建成國(guó)家五A 級(jí)景區(qū)，提高明月山的知名度、認(rèn)可度和美譽(yù)度;同時(shí)以禪博園的建成為契機(jī)，加大對(duì)洞山、仰山等禪宗發(fā)源地景區(qū)的開發(fā)力度，在保護(hù)和宣傳宜春豐富多彩的禪宗文化的同時(shí)，打造具有宜春特色的禪宗旅游;尤其是要充分利用宜春優(yōu)美的自然生態(tài)環(huán)境、特有的富硒溫泉、豐富的鹽泉資源、較好的地理位置和便利的交通，大力發(fā)展養(yǎng)生游和休閑游，把廣大的國(guó)內(nèi)外游客吸引過來。另一方面還要加大旅游投融資、技術(shù)、人才培養(yǎng)等方面的扶持力度和營(yíng)銷力度，特別在人才培養(yǎng)方面要加強(qiáng)與當(dāng)?shù)馗咝５臋M向聯(lián)合，就地取材，既降低了用工成本，又促進(jìn)了地方高校的發(fā)展。當(dāng)然，基于宜春市旅游發(fā)展與第三產(chǎn)業(yè)以及經(jīng)濟(jì)增長(zhǎng)之間存在長(zhǎng)期均衡關(guān)系，最重要的是要科學(xué)制定旅游發(fā)展的長(zhǎng)遠(yuǎn)戰(zhàn)略決策并建立起可持續(xù)發(fā)展的長(zhǎng)效機(jī)制，以避免為了眼前利益而導(dǎo)致旅游資源的過度開發(fā)，從而最終給第三產(chǎn)業(yè)發(fā)展和地區(qū)經(jīng)濟(jì)增長(zhǎng)帶來消極影響。

總之，要充分利用區(qū)域內(nèi)旅游資源優(yōu)勢(shì)，大力發(fā)展旅游業(yè)，走一條內(nèi)生式發(fā)展道路，以促進(jìn)宜春市第三產(chǎn)業(yè)以及整個(gè)地區(qū)經(jīng)濟(jì)的持續(xù)、健康發(fā)展。

［1］ Khan H，Seng C F，Cheong W.K.Tourism Multiplier Effects on Singapore［J］.Annals of Tourism Research，1990，17(3):408－418.

［2］Wanger J.Estimating the Economic Impacts of Tourism［J］.Annals of Tourism Research，1997，24(3):592－608.

［3］West G，Gamage A.Macro Effects of Tourism in Victoria，Australia:A Nonlinear input－out Approach［J］.Journal of Travel Research，2001，40(1):101－109.

［4］ Brida J G，Carrera E，Risso W.A.Tourism’s Impact on long－run Mexican Economic Growth ［J］ .Economics Bulletin，2008，3 (7):1－10.

［5］ Schubert S F，Brida J G，Risso W A.The Impacts of International Tourism Demand on Economic Growth of Small Economies Dependent on Tourism ［J］.Tourism Management，2011，32:377－385.

［6］ 把多勛，周方圍. 甘肅省旅游業(yè)發(fā)展與經(jīng)濟(jì)增長(zhǎng)關(guān)系的實(shí)證檢驗(yàn)［J］. 旅游開發(fā)與市場(chǎng)，2014，30(4):510－512.

［7］ Lee C－C，Chang C－P.Tourism Development and Economic Growth:A Closer Look at Panels ［J］.Tourism Management，2008，29 (1):180－192.

［8］ 向延平. 旅游發(fā)展與經(jīng)濟(jì)增長(zhǎng)空間自相關(guān)分析——基于武陵山區(qū)的經(jīng)驗(yàn)數(shù)據(jù)［J］，經(jīng)濟(jì)地理，2012，32 (8):172－175.

［9］ Andrew B P.Tourism and the economic development of Cornwall ［J］.Annals of Tourism Research，1997，24(3):721－735.

［10］Oh C－O.The Contribution of Tourism Development to Economic Growth in the Korean Economy ［J］.Tourism Management，2005，26:39－44.

［11］Katircioglu S T.Revisiting the Tourism－led－growth Hypothesis for Turkey Using the Bounds Test and Johansen Approach for Cointergration ［J］.Tourism Management，2009，(30):17－20.