李承坤

【摘 要】 本文選取1986—2016年湖北省旅游業(yè)及經(jīng)濟(jì)增長(zhǎng)的時(shí)間序列數(shù)據(jù)，通過運(yùn)用協(xié)整檢驗(yàn)、VAR模型、格蘭杰因果檢驗(yàn)及脈沖響應(yīng)等方法，來對(duì)湖北省旅游總收入與湖北省地區(qū)生產(chǎn)總值兩者之間的關(guān)系進(jìn)行量化分析。結(jié)果表明：湖北省旅游業(yè)與經(jīng)濟(jì)增長(zhǎng)存在單向作用，經(jīng)濟(jì)增長(zhǎng)能夠促進(jìn)旅游業(yè)的發(fā)展，但旅游業(yè)的發(fā)展對(duì)經(jīng)濟(jì)增長(zhǎng)作用有限。

【關(guān)鍵詞】 旅游業(yè) VAR模型 協(xié)整檢驗(yàn) 脈沖響應(yīng)

湖北省作為中部大省，旅游資源非常豐富。2006年湖北省GDP為7617.47億元，而旅游總收入為539.75億元，旅游總收入占GDP比重為7.1%；2016年湖北省GDP為32297.91億元，而旅游總收入達(dá)到4888.55億元，旅游總收入占GDP比重為15.1%。單從數(shù)字上，我們可以看出旅游業(yè)的發(fā)展，旅游收入的增加對(duì)湖北省經(jīng)濟(jì)增長(zhǎng)的作用不斷變大，但兩者的具體關(guān)系還不是很確定，是單向的促進(jìn)作用，還是交互影響，需要進(jìn)一步通過定量分析的方法加以論證。

一.變量選取和數(shù)據(jù)說明

本文為了研究湖北省旅游業(yè)發(fā)展與經(jīng)濟(jì)增長(zhǎng)之間的關(guān)系，因此在變量選取必須能夠描述旅游業(yè)發(fā)展和經(jīng)濟(jì)增長(zhǎng)的變量指標(biāo)。首先，描述旅游業(yè)發(fā)展的指標(biāo)有很多，比如國(guó)內(nèi)旅游收入、旅游創(chuàng)匯收入和旅游總收入，具體到一個(gè)地區(qū)，包括這個(gè)地區(qū)的國(guó)內(nèi)旅游人數(shù)、入境旅游人數(shù)、星級(jí)賓館、飯店的數(shù)量等。前者是一個(gè)地區(qū)旅游業(yè)發(fā)展的宏觀反應(yīng)；后者揭示了一個(gè)地區(qū)的接待能力，是旅游業(yè)發(fā)展的具體表現(xiàn)。考慮到旅游外匯收入和國(guó)內(nèi)旅游收入的可獲得性，本文用旅游外匯收入和國(guó)內(nèi)旅游收入的總和，即旅游總收入來代表湖北省旅游業(yè)發(fā)展水平。其次，描述經(jīng)濟(jì)增長(zhǎng)的指標(biāo)有很多，本文選取湖北省地區(qū)生產(chǎn)總值作為經(jīng)濟(jì)增長(zhǎng)的基本指標(biāo)。本文數(shù)據(jù)均來自1986-2016年《湖北省統(tǒng)計(jì)年鑒》。為消除數(shù)據(jù)中存在的異方差，需要對(duì)兩個(gè)變量進(jìn)行取對(duì)數(shù)處理，分別記為L(zhǎng)NGDP和LNTTR。

二.實(shí)證分析

（一）數(shù)據(jù)平穩(wěn)性檢驗(yàn)

對(duì)時(shí)間序列進(jìn)行回歸分析，首先要求所使用的變量序列是平穩(wěn)的，如果是非平穩(wěn)的時(shí)間序列，則可能產(chǎn)生“偽回歸”問題。檢查序列平穩(wěn)性的標(biāo)準(zhǔn)方法是單位根檢驗(yàn)，這在這里，運(yùn)用Eviews8.0軟件對(duì)LNGDP、LNTTR分別進(jìn)行ADF檢驗(yàn)，檢驗(yàn)結(jié)果表明，LNGDP和LNTTR的ADF統(tǒng)計(jì)量均大于在5%的顯著性水平下的臨界值，即存在單位根，所以均是不平穩(wěn)的時(shí)間序列。而經(jīng)過一階差分后，LNGDP和LNTTR平穩(wěn)，均為一階單整序列，即均滿足協(xié)整分析的條件，可利用協(xié)整分析它們之間的動(dòng)態(tài)關(guān)系。

（二）向量自回歸模型

在進(jìn)行向量自回歸之前，需要確定最優(yōu)的滯后階數(shù)。先根據(jù)EViews8.0滯后長(zhǎng)度準(zhǔn)則功能，從LR、FPE、AIC、SC和HQ信息準(zhǔn)則這五個(gè)評(píng)價(jià)統(tǒng)計(jì)量中，根據(jù)多數(shù)原則選擇之后期數(shù)。檢驗(yàn)表面，當(dāng)滯后期數(shù)為2時(shí)，有3個(gè)統(tǒng)計(jì)量滿足，高于其他階數(shù)，因此選擇最優(yōu)滯后階數(shù)為2。對(duì)VAR模型穩(wěn)定性檢驗(yàn)時(shí)，全部特征根的倒數(shù)值均落在單位圓內(nèi)，表明VAR模型是穩(wěn)定的。此時(shí)應(yīng)該建立VAR（2）模型，通過Eviews8.0軟件的回歸，得到模型方程如下：

根據(jù)VAR的估計(jì)結(jié)果，滯后一期的LNGDP對(duì)當(dāng)期LNTTR有著顯著的影響，表明經(jīng)濟(jì)的增長(zhǎng)對(duì)旅游收入有著正面的促進(jìn)作用。滯后一期和二期的LNTTR對(duì)當(dāng)期LNGDP的影響是負(fù)面的。

（三）協(xié)整檢驗(yàn)

由以上分析可知，平穩(wěn)性檢驗(yàn)的結(jié)果是LNGDP和LNTTR都是一階單整序列，符合進(jìn)行協(xié)整檢驗(yàn)的前提，可以對(duì)LNGDP和LNTTR進(jìn)行協(xié)整檢驗(yàn)，檢驗(yàn)的目的是看LNGDP和LNTTR是否存在長(zhǎng)期的、穩(wěn)定的關(guān)系。本文基于Granger等提出的協(xié)整檢驗(yàn)方法，對(duì)回歸方程的殘差進(jìn)行檢驗(yàn)。首先用OLS方法對(duì)LNGDP和LNTTR進(jìn)行協(xié)整回歸，估計(jì)兩序列的長(zhǎng)期線性均衡關(guān)系。如果回歸殘差et是平穩(wěn)的，那么說明LNGDP和LNTTR存在協(xié)整關(guān)系，即長(zhǎng)期穩(wěn)定的“均衡”關(guān)系。構(gòu)建模型如下：

令=LNGDPt-5.744-0.51*LNTTRt得到殘差，然后對(duì)殘差進(jìn)行單位根檢驗(yàn)。用Eviews8.0軟件ADF檢驗(yàn)，得到ADF檢驗(yàn)統(tǒng)計(jì)量明顯小于顯著性水平為5%時(shí)的臨界值，殘差序列為平穩(wěn)序列，即～I(xiàn)（0）。表明LNGDP與LNTTR之間存在協(xié)整關(guān)系，旅游業(yè)與經(jīng)濟(jì)增長(zhǎng)之間存在長(zhǎng)期動(dòng)態(tài)均衡關(guān)系。從回歸方程中，我們可以看出，湖北省旅游收入每增長(zhǎng)1個(gè)百分點(diǎn)，湖北省GDP約增長(zhǎng)0.5個(gè)百分點(diǎn)，進(jìn)一步說明湖北省旅游業(yè)的發(fā)展對(duì)湖北省經(jīng)濟(jì)增長(zhǎng)有顯著拉動(dòng)作用。大力發(fā)展旅游業(yè)，增加旅游收入，更快的促進(jìn)經(jīng)濟(jì)增長(zhǎng)。

（四）格蘭杰因果檢驗(yàn)

格蘭杰因果檢驗(yàn)是用來檢驗(yàn)?zāi)硞€(gè)變量的所有滯后項(xiàng)是否對(duì)另一個(gè)或幾個(gè)變量的當(dāng)期值有影響，“格蘭杰因果關(guān)系”的實(shí)質(zhì)是一種預(yù)測(cè)關(guān)系，或者檢驗(yàn)?zāi)硞€(gè)變量是否可以用來提高對(duì)其他相關(guān)變量的預(yù)測(cè)能力。通過上面分析，我們知道LNGDP與LNTTR存在長(zhǎng)期穩(wěn)定的均衡關(guān)系，但是否構(gòu)成格蘭杰因果關(guān)系，需要進(jìn)一步研究。下面運(yùn)用Eviews8.0對(duì)LNGDP與LNTTR進(jìn)行格蘭杰因果檢驗(yàn)。從檢驗(yàn)結(jié)果來看，在10%的顯著性水平下，LNTTR不是LNGDP的格蘭杰原因，LNGDP是LNTTR的格蘭杰原因。也就是說，旅游總收入的變化不是經(jīng)濟(jì)增長(zhǎng)變化的格蘭杰原因，但經(jīng)濟(jì)增長(zhǎng)的變化是旅游總收入變化的格蘭杰原因。說明經(jīng)濟(jì)增長(zhǎng)的滯后期，對(duì)旅游收入的當(dāng)期值有影響?？梢姡?jīng)濟(jì)的增長(zhǎng)可以帶動(dòng)旅游業(yè)的發(fā)展。

（五）脈沖響應(yīng)函數(shù)

在很多情況下，VAR模型中的各個(gè)等式中的系數(shù)并不是研究者關(guān)注的對(duì)象，其主要原因是VAR模型系統(tǒng)中的系數(shù)往往非常多。在這種情況下，與VAR模型相關(guān)的脈沖響應(yīng)函數(shù)卻能夠比較全面的反映各個(gè)變量之間的動(dòng)態(tài)影響。

基于VAR（2）和漸進(jìn)解析法模擬的脈沖響應(yīng)函數(shù)如圖1～圖2所示，橫軸代表響應(yīng)函數(shù)的追蹤期數(shù)（設(shè)置為10），縱軸代表因變量對(duì)解釋變量的響應(yīng)程度。圖中實(shí)線表示響應(yīng)函數(shù)的計(jì)算值，實(shí)線兩側(cè)的虛線是響應(yīng)函數(shù)加或減兩倍標(biāo)準(zhǔn)差的置信帶。

圖1是LNGDP對(duì)LNTTR的脈沖響應(yīng)圖，可以看出，圖形基本上保持水平狀態(tài)，但有往下的趨勢(shì)，說明旅游業(yè)的小幅提升對(duì)GDP或者說對(duì)湖北省區(qū)域經(jīng)濟(jì)增長(zhǎng)沒有實(shí)質(zhì)性影響。圖2是LNTTR對(duì)LNGDP的脈沖響應(yīng)圖，由圖2可以看出，當(dāng)LNGDP給一個(gè)標(biāo)準(zhǔn)差沖擊后，當(dāng)期影響為零，隨著期數(shù)增加，影響逐漸加強(qiáng)的趨勢(shì)，一直持續(xù)到第10期。同時(shí)，由圖2和圖3可以看出，兩者所揭示的結(jié)論與前面格蘭杰因果關(guān)系檢驗(yàn)的結(jié)論基本是一致的。

（六）方差分解

本文通過方差分解分析湖北省旅游業(yè)與經(jīng)濟(jì)增長(zhǎng)關(guān)系相互之間的貢獻(xiàn)度，得到結(jié)果如下。首先，湖北省地區(qū)生產(chǎn)總值對(duì)旅游總收入的貢獻(xiàn)度在當(dāng)期、一期幾乎為零，從第二期開始上升后期逐漸增大，在第九、十期達(dá)到最大值接近40%。其次，旅游收入的增加對(duì)生產(chǎn)總值的貢獻(xiàn)率上升緩慢，從當(dāng)期一直到第三期幾乎為零，從第四期開始緩慢上升，維持在5%-20%之間。正因?yàn)樵诋?dāng)期對(duì)外直接投資對(duì)浙江省產(chǎn)業(yè)結(jié)構(gòu)升級(jí)的促進(jìn)作用不能在當(dāng)期體現(xiàn)，具有延遲性，所以貢獻(xiàn)度為0；當(dāng)這種促進(jìn)作用開始體現(xiàn)后，貢獻(xiàn)度大幅度提升影響持久。

三、結(jié)論

通過對(duì)湖北省1986到2016年旅游業(yè)發(fā)展和經(jīng)濟(jì)增長(zhǎng)的實(shí)際數(shù)據(jù)實(shí)證分析，得出如下結(jié)論：

（1）對(duì)旅游總收入和地區(qū)生產(chǎn)總值數(shù)據(jù)進(jìn)行單位根檢驗(yàn)，發(fā)現(xiàn)為非平穩(wěn)時(shí)間序列，對(duì)數(shù)據(jù)一階差分以后為平穩(wěn)序列，兩對(duì)數(shù)據(jù)均為一階單整。（2）通過協(xié)整檢驗(yàn)發(fā)現(xiàn)，湖北省旅游總收入和湖北省地區(qū)生產(chǎn)總值存在協(xié)整關(guān)系，存在長(zhǎng)期均衡關(guān)系。（3）格蘭杰因果檢驗(yàn)結(jié)果表明：在10%的顯著性水平下，存在LNGDP到LNTTR的單向因果關(guān)系，從而發(fā)現(xiàn)湖北省經(jīng)濟(jì)增長(zhǎng)是旅游業(yè)發(fā)展的重要原因，但旅游業(yè)打發(fā)展對(duì)經(jīng)濟(jì)增長(zhǎng)的作用有限。（4）通過脈沖響應(yīng)分析進(jìn)一步驗(yàn)證了湖北省經(jīng)濟(jì)增長(zhǎng)對(duì)旅游業(yè)的發(fā)展有很大的促進(jìn)作用。（5）通過方差分解的分析得到，湖北省地區(qū)生產(chǎn)總值對(duì)旅游總收入的貢獻(xiàn)度基本保持在20%，且持續(xù)時(shí)間長(zhǎng)。

從湖北省旅游業(yè)發(fā)展與經(jīng)濟(jì)增長(zhǎng)的相互關(guān)系中，旅游業(yè)對(duì)經(jīng)濟(jì)增長(zhǎng)的影響有限。所以我們更應(yīng)該理性看待旅游業(yè)對(duì)經(jīng)濟(jì)增長(zhǎng)的貢獻(xiàn)，不要過分夸大旅游業(yè)對(duì)經(jīng)濟(jì)增長(zhǎng)的促進(jìn)作用。

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