安敏， 王麗娜， 何偉軍

(1. 三峽大學(xué) 經(jīng)濟與管理學(xué)院， 湖北 宜昌 443002； 2. 武漢理工大學(xué) 經(jīng)濟學(xué)院， 湖北 武漢 430070)

經(jīng)濟的快速發(fā)展有助于提高人們的收入，但同時會帶來一些諸如環(huán)境污染的“副作用”[1]。為了使社會在新經(jīng)濟形勢下得到更好的發(fā)展，我國現(xiàn)階段經(jīng)濟增長的方式需要調(diào)整升級、經(jīng)濟結(jié)構(gòu)也需要進(jìn)行戰(zhàn)略性的部署轉(zhuǎn)變、產(chǎn)業(yè)結(jié)構(gòu)更需要進(jìn)行全方面的規(guī)劃優(yōu)化。因此現(xiàn)代經(jīng)濟的增長是伴隨著產(chǎn)業(yè)結(jié)構(gòu)調(diào)整的經(jīng)濟效率的提升過程[2]。

宜昌位于長江中上游分界處的鄂西地區(qū)，是我國重要的水資源戰(zhàn)略儲備地區(qū)。近年來，宜昌經(jīng)濟增長迅速，GDP從2005年的605.77億元增至2017年的3857.17億元，位于中部地區(qū)地級市的第三名。但增速逐步趨緩，2017年GDP增速僅為2.4%，其中主要原因是宜昌市政府緊緊圍繞新發(fā)展理念，承擔(dān)長江大保護(hù)重任，對全市化工產(chǎn)業(yè)、煤礦開采業(yè)開展專項整治以減少污染物排放(楊友麒，2018)。經(jīng)濟增速的放緩是宜昌直面矛盾、轉(zhuǎn)型跨越、尋求高質(zhì)量的發(fā)展過程中必須承受的陣痛。

但是其中也蘊含著一些積極的變化。首先，宜昌市的改革開放水平得到了顯著的提高。2017年宜昌市進(jìn)出口總額達(dá)到了184.2億元，同比增長了4.8%，較去年同期增加18.2個百分點。從2017年初三峽保稅物流中心運行后，宜昌自貿(mào)區(qū)隨之成立，此外，H986大型集裝箱檢查設(shè)備通過驗收，“宜漢歐”貨運班列加掛運行，這些都將使今后宜昌進(jìn)出口貨物更加便利快捷。其次，宜昌市第三產(chǎn)業(yè)比重有了顯著上升，產(chǎn)業(yè)結(jié)構(gòu)得到明顯升級，經(jīng)濟效率得到大幅提高。宜昌市旅游業(yè)對其經(jīng)濟增長做出了不容忽視的貢獻(xiàn)。2017年宜昌市入境游客人數(shù)和旅游外匯收入都有明顯的增長，分別達(dá)到了45.33萬人次和16750.81萬美元，同比增幅分別是4.7%和13.4%。那么宜昌市對外貿(mào)易的擴大和入境旅游的增加是否促進(jìn)了其經(jīng)濟的增長，作用的動態(tài)機制是怎樣的？

一、文獻(xiàn)綜述

對外貿(mào)易與經(jīng)濟增長間的關(guān)系一直是相關(guān)領(lǐng)域?qū)W者的研究重點。從研究范圍看，韓家彬等[3]和謝銳等[4]分別研究了金磚國家和中印進(jìn)出口貿(mào)易對經(jīng)濟增長的作用；郭雁等[5]和王磊[6]研究了中國對外貿(mào)易與經(jīng)濟增長之間的關(guān)系后均發(fā)現(xiàn)：進(jìn)口貿(mào)易能夠更好地促進(jìn)我國經(jīng)濟增長；楊叢等[7]和邢勝龍[8]分別利用VAR模型和柯布-道格拉斯生產(chǎn)模型研究了對外貿(mào)易與我國區(qū)域經(jīng)濟增長之間的動態(tài)作用機制；馬青青[9]、劉菲菲[10]和宋博偉[11]則分別研究了貴州省、山西省、安徽省的進(jìn)出口貿(mào)易與經(jīng)濟增長之間的關(guān)系。

從研究內(nèi)容看，在分析對外貿(mào)易與經(jīng)濟增長的關(guān)系時，很多學(xué)者會選擇著重分析貿(mào)易結(jié)構(gòu)。裴長洪[12]通過對進(jìn)口結(jié)構(gòu)劃分成不同子類研究進(jìn)口結(jié)構(gòu)的變化方向和經(jīng)濟增長之間的關(guān)系，劉修巖等[13]利用擴展的Solow增長模型，借鑒了Feder和Al-Marhubi的方法實證檢驗了出口貿(mào)易的專業(yè)化和多樣化對地區(qū)經(jīng)濟增長的影響。此外，還有學(xué)者將金融改革、市場整合、實際匯率、知識產(chǎn)權(quán)出口等變量納入貿(mào)易與經(jīng)濟關(guān)系研究框架[14-17]。

關(guān)于入境旅游與經(jīng)濟增長之間的關(guān)系研究，龐麗等[18]運用格蘭杰因果檢驗法分析得出：入境旅游在中國還沒有得到足夠的發(fā)展，而且入境旅游在我國的發(fā)展存在非常明顯的區(qū)域差異性；王良健等[19]、邱亞利[20]研究均發(fā)現(xiàn)：我國入境旅游與經(jīng)濟增長之間互相促進(jìn)、互相解釋且兩者互為因果；周文麗[21]和劉春濟等[22]均對國內(nèi)外有關(guān)入境旅游與經(jīng)濟增長之間關(guān)系的文獻(xiàn)及其研究結(jié)論進(jìn)行了分析和綜述；李秋雨等[23]利用計量模型分別研究了國內(nèi)旅游業(yè)、入境旅游與經(jīng)濟增長之間的關(guān)系和作用機理。鐘高崢等[24]和張世兵[25]分別研究了西藏和湖南省入境旅游與當(dāng)?shù)亟?jīng)濟增長之間的關(guān)系；翟梗呂等[26]在研究海南省入境旅游與對外貿(mào)易之間的關(guān)系的基礎(chǔ)上，將外商直接投資這個變量也納入了研究體系。

綜上可知，學(xué)者們?yōu)榱烁浞指敿?xì)地分析對外貿(mào)易或入境旅游與經(jīng)濟增長之間的關(guān)系，選擇了從不同角度和尺度進(jìn)行了研究。但是，仍存在兩點有待改進(jìn)：

(1)分析上述文獻(xiàn)的研究框架可以發(fā)現(xiàn)：單獨研究對外貿(mào)易或入境旅游與經(jīng)濟增長關(guān)系的文獻(xiàn)較為豐富，但對外貿(mào)易、入境旅游與經(jīng)濟增長三者之間彼此聯(lián)系、互相影響，同時選取這三個變量進(jìn)入同一個研究框架的學(xué)者卻不是很多。

(2)分析上述文獻(xiàn)的區(qū)域選擇范圍可以發(fā)現(xiàn)：大多數(shù)學(xué)者會選擇收集國家或者省際層面的數(shù)據(jù)來研究對外貿(mào)易或入境旅游與經(jīng)濟增長的關(guān)系，但我國各城市經(jīng)濟發(fā)展的狀況有很大差異，以某個具體城市為研究主體的文獻(xiàn)較匱乏。

本文立足于正處于經(jīng)濟轉(zhuǎn)型重要時期，經(jīng)濟發(fā)展較強依賴于外貿(mào)業(yè)與旅游業(yè)的宜昌市，同時選取對外貿(mào)易、入境旅游與經(jīng)濟增長這三個變量來構(gòu)建分析框架，以期深入分析宜昌市對外貿(mào)易、入境旅游與經(jīng)濟增長的動態(tài)作用機制。

二、模型介紹、方法及數(shù)據(jù)來源

1.模型介紹

向量自回歸(Vector Auto-regression，簡稱VAR)模型不同于以往的單變量自回歸模型，而是對多個變量在多元時間序列中的關(guān)系加以直接考慮，并在此基礎(chǔ)上通過將多個方程進(jìn)行聯(lián)立來完成計量經(jīng)濟模型的構(gòu)建[16]。模型的一般形式為：

其中：E(εt)=0，E(εt，Yt-i)=0，i=1，2，…，p；Yt是(n×1)向量組成的同方差平穩(wěn)的線性隨機過程，βi是(n×n)的系數(shù)矩陣，Y(t-i)是Yt向量的i階滯后變量，εt是隨機擾動項。

2.方法及數(shù)據(jù)來源

為了具體研究宜昌市對外貿(mào)易、入境旅游與經(jīng)濟增長三者之間的關(guān)系和動態(tài)作用機制，通過收集相關(guān)數(shù)據(jù)、構(gòu)建VAR模型來進(jìn)行實證分析。在變量選取上用進(jìn)出口總額(IMEX)來反映對外貿(mào)易的變化、旅游外匯收入(TR)來反映入境旅游的變化、地區(qū)生產(chǎn)總值(GDP)來反映經(jīng)濟增長的變化。為避免因劇烈的數(shù)據(jù)變化而造成分析結(jié)果偏差的情況出現(xiàn)，分別用各變量的對數(shù)值LNIMEX、LNTR、LNGDP表示對外貿(mào)易、入境旅游與經(jīng)濟增長。

使用宜昌市2005至2017年的社會經(jīng)濟數(shù)據(jù)，主要來源為：《國家外匯管理局年報》《宜昌統(tǒng)計年鑒》《宜昌市國民經(jīng)濟和社會發(fā)展統(tǒng)計公報》。

三、結(jié)果分析

1.變量平穩(wěn)性檢驗

通過檢驗各個宏觀變量的平穩(wěn)性，可以確保對數(shù)據(jù)進(jìn)行后續(xù)分析后能夠得到有效、沒有偏差的最佳回歸結(jié)果。如果檢驗結(jié)果顯示變量是非平穩(wěn)的，通常會選擇對數(shù)據(jù)進(jìn)行差分變換后再檢驗，直到變量平穩(wěn)。本文采用最常見的ADF檢驗法對數(shù)據(jù)進(jìn)行平穩(wěn)性檢驗。檢查過程按照帶截距項和趨勢項、帶截距項、不帶截距項和趨勢項三種模型進(jìn)行檢驗，結(jié)果見表1。

從表1結(jié)果可以看出：三個變量(地區(qū)生產(chǎn)總值、進(jìn)出口總額、旅游外匯收入)水平序列存在單位根I(2)是不平穩(wěn)的，二階差分序列是平穩(wěn)的。

表1 變量的ADF平穩(wěn)性檢驗結(jié)果

2.協(xié)整檢驗

為避免變量之間可能存在的“偽回歸”現(xiàn)象，選擇可驗證是否存在“偽回歸”問題的辦法協(xié)整方法[27]。本文選擇常用于檢驗兩個或兩個以上變量間關(guān)系的Johansen協(xié)整檢驗法，對三個變量LNGDP、LNIMEX、LNTR之間是否存在協(xié)整關(guān)系進(jìn)行檢驗。檢驗結(jié)果見表2。根據(jù)表2的研究結(jié)果，在5%的置信水平下，以下兩個假設(shè)：協(xié)整向量等于0和協(xié)整向量大于或等于2均無法成立。

表2 協(xié)整檢驗結(jié)果

這表明被檢驗的三個變量(LNGDP、LNIMEX、LNTR)之間有且只有1個協(xié)整向量，即：宜昌市對外貿(mào)易(IMEX)、入境旅游(TR)和經(jīng)濟增長(GDP)三者之間存在一種長期協(xié)整關(guān)系的概率高達(dá)95%。這種協(xié)整關(guān)系的方程為：

LNGDP=1.089531LNIMEX-0.037161LNTR

(0.03710) (0.05521)

從上面的方程可以看出，LNIMEX前的系數(shù)正，LNTR前的系數(shù)為負(fù)。這表明宜昌市對外貿(mào)易對其經(jīng)濟增長有正向的影響作用，而入境旅游則相反。每單位進(jìn)出口總額的增長將促進(jìn)宜昌市GDP增長1.09個單位，而每單位旅游外匯收入的增長將使GDP減少0.04個單位，對外貿(mào)易對宜昌市經(jīng)濟增長的正效應(yīng)大于入境旅游帶來的負(fù)效應(yīng)。一方面，外貿(mào)業(yè)一直是宜昌的重點產(chǎn)業(yè)，另一方面由于宜昌市旅游景點知名度不足、機場等設(shè)施建成時間不長等原因，宜昌市入境旅游對其經(jīng)濟增長還存在一定負(fù)向影響。

3.格蘭杰因果檢驗

一般情況下，如果確認(rèn)了各變量之間存在協(xié)整關(guān)系，就應(yīng)該進(jìn)一步檢驗這些變量間是否存在因果關(guān)系及存在何種因果關(guān)系，即誰的變化會具體引起誰的反應(yīng)。通常會選擇的方法是格蘭杰因果檢驗法，通過該檢驗結(jié)果分析和確認(rèn)變量之間具體的因果關(guān)系。檢驗結(jié)果見表3。

表3 Granger因果檢驗結(jié)果

從表3可以看出：在5%的顯著性水平下，第一，宜昌市對外貿(mào)易是宜昌經(jīng)濟增長的單向格蘭杰原因；第二，宜昌市入境旅游是宜昌經(jīng)濟增長的單向格蘭杰原因；第三，宜昌市對外貿(mào)易是宜昌入境旅游的單向格蘭杰原因。以上研究結(jié)論表明：隨著宜昌市對外貿(mào)易開放程度不斷提高、入境旅游人數(shù)不斷增多，這兩者對宜昌市的經(jīng)濟增長會產(chǎn)生越來越顯著的影響。同時，進(jìn)出口貿(mào)易量的增多也會提高宜昌市在全球市場上的知名度，從而吸引入境游客，增加宜昌市的旅游外匯收入。

4.向量自回歸(VAR)模型的構(gòu)建

根據(jù)上述討論，選擇LNGDP、LNIMEX、LNTR為要分析的三個變量進(jìn)行建模。在建模之前，應(yīng)該先確定模型具體的滯后階數(shù)，這一步驟通常是利用相關(guān)確定準(zhǔn)則來判斷(結(jié)果見表4)，確定好滯后階數(shù)后再構(gòu)建相應(yīng)階數(shù)的3維VAR模型。

表4 向量自回歸模型滯后階數(shù)的確定

由表4可以看出，6個確定準(zhǔn)則中有5個準(zhǔn)則都表示1階是最優(yōu)滯后階數(shù)，因此應(yīng)將VAR模型的滯后期確定為1 期，即建立VAR(1)。模型方程如下：

通過AR根圖(如圖1)來觀察并加以判斷，如果模型所有的AR根都沒超出單位圓范圍，則說明構(gòu)建的是一個穩(wěn)定的模型。模型具有穩(wěn)定性可以有效保

圖1 VAR(1)模型AR根圖

證模型在進(jìn)行脈沖響應(yīng)和方差分解后所得的分析結(jié)果是正確有效的。

5.脈沖響應(yīng)分析

為了進(jìn)一步分析模型中各個變量間的關(guān)系、受到?jīng)_擊后會產(chǎn)生何種動態(tài)影響及作用效果，一般情況下選擇的分析方法是脈沖響應(yīng)函數(shù)(Impulse response function，IRF)(結(jié)果見圖2)。橫軸表示滯后期數(shù)，單位是年，本文研究時將其設(shè)置為了13年，這是為了與收集數(shù)據(jù)的時間跨度保持一致。實線表示一個標(biāo)準(zhǔn)差沖擊后各變量對此的響應(yīng)，虛線表示加或減兩倍標(biāo)準(zhǔn)差沖擊后各變量對此的響應(yīng)。

圖2 脈沖響應(yīng)結(jié)果

分析圖2可以發(fā)現(xiàn)，當(dāng)GDP在本期受到一個標(biāo)準(zhǔn)差的沖擊后，其自身從第1期開始就立即有響應(yīng)，且是一種明顯的正向響應(yīng)，但這種正向響應(yīng)呈先增后減的趨勢，在第2期達(dá)到峰值后一直穩(wěn)定不變直至第5期才開始遞減，遞減幅度越來越緩；進(jìn)出口總額和旅游外匯收入對其沖擊的響應(yīng)較為相似，都是在第1期時達(dá)到峰值，在第二期驟降后又緩慢回升，且慢慢趨于穩(wěn)定。不同的是進(jìn)出口總額對其沖擊的響應(yīng)一直是正向響應(yīng)，且在第3期回升后又呈緩慢下降趨勢，在最后兩期趨近于0，而旅游外匯收入在第2期變?yōu)樨?fù)向響應(yīng)，從第5期開始轉(zhuǎn)變?yōu)檎蝽憫?yīng)后一直遞增。這表明隨著期數(shù)的增加：經(jīng)濟增長對其自身的促進(jìn)作用越來越??；經(jīng)濟增長可以在短期內(nèi)很好地促進(jìn)對外貿(mào)易的發(fā)展，但這種促進(jìn)作用會持續(xù)降低；經(jīng)濟增長對入境旅游的拉動作用會越來越大。

當(dāng)進(jìn)出口總額在本期受到一個標(biāo)準(zhǔn)差的沖擊，GDP在第1期沒有響應(yīng)，從第2期開始有正向響應(yīng)且呈增長趨勢，在第5期達(dá)到峰值，穩(wěn)定不變至第9期后開始降低，但期末仍為正向響應(yīng)且全程波動幅度較小。進(jìn)出口總額自身和旅游外匯收入對其沖擊的響應(yīng)較為相似，且和它們各自對GDP沖擊的響應(yīng)也較為一致。不同之處在于，第13期時進(jìn)出口總額對其自身沖擊的正向響應(yīng)要比其對GDP沖擊的正向響應(yīng)明顯，旅游外匯收入對進(jìn)出口總額沖擊在當(dāng)期沒有響應(yīng)然后一直呈遞增狀態(tài)，且負(fù)向響應(yīng)的持續(xù)時間要大于其對GDP沖擊負(fù)向響應(yīng)的時間。這表明隨著期數(shù)的增加：經(jīng)濟增長對對外貿(mào)易的沖擊反應(yīng)有滯后性，且對外貿(mào)易對經(jīng)濟增長的拉動作用先增后減；對外貿(mào)易對其自身的拉動作用越來越??；對外貿(mào)易對入境旅游的拉動作用在后期會一直增加。

當(dāng)旅游外匯收入在本期受到一個標(biāo)準(zhǔn)差的沖擊，GDP和進(jìn)出口總額對其沖擊響應(yīng)的趨勢較為相似，都在當(dāng)期沒有響應(yīng)，然后呈先減后增趨勢，從第2期開始到第13期一直是負(fù)向響應(yīng)。不同的是，GDP的響應(yīng)波動幅度較進(jìn)出口總額的響應(yīng)波動幅度大一些。旅游外匯收入對自身沖擊的響應(yīng)從當(dāng)期開始一直呈遞減趨勢，且在第8期時由正向響應(yīng)轉(zhuǎn)變?yōu)樨?fù)向響應(yīng)。這表明隨著期數(shù)的增加：經(jīng)濟增長與對外貿(mào)易對入境旅游沖擊的反應(yīng)均具有滯后性，而且入境旅游對這兩者的拉動作用還未完全顯現(xiàn)出來；入境旅游對其自身的拉動作用越來越小。

6.方差分解分析

當(dāng)一個變量受到?jīng)_擊后，其他變量會對這種變化產(chǎn)生反應(yīng)。脈沖響應(yīng)能夠讓我們直觀地看到這種影響的強弱程度及方向，而方差分解則可以讓我們了解到這個變量對其他變量反應(yīng)的具體貢獻(xiàn)度。從效果的描述上來看，前者是一種絕對強度的描述，而后者則不同，是一種相對狀態(tài)的描述。與進(jìn)行脈沖響應(yīng)分析時相同，我們同樣選定13期為滯后期進(jìn)行方差分解，分別利用三個變量：國內(nèi)生產(chǎn)總值(GDP)、進(jìn)出口總額(IMEX)、旅游外匯收入(TR)的方差分解表(表5)和分解圖(圖3)進(jìn)行相關(guān)分析。

表5 各變量方差分解表

結(jié)合表5和圖3，可以發(fā)現(xiàn)：GDP可以解釋其自身47%的波動，0-37%的波動由對外貿(mào)易解釋，0-16%的波動由入境旅游解釋。與其它變量相比，引起宜昌市地區(qū)生產(chǎn)總值變化的最大原因來自其自身。第1期的時候，GDP的波動100%由自身解釋，隨后它對自身波動的解釋能力逐漸遞減，在第13期時降低為47%，但仍比對外貿(mào)易和入境旅游的解釋能力顯著。這表明宜昌市經(jīng)濟增長具有自我促進(jìn)能力。對外貿(mào)易對GDP變化的解釋能力一直呈遞增趨勢，但其增長率越來越小，在第12期前后，貢獻(xiàn)率穩(wěn)定在36%左右。入境旅游對GDP變化的解釋能力也一直呈遞增狀態(tài)，在第12期前后上下浮動較小，貢獻(xiàn)率穩(wěn)定在15%左右。

圖3 各變量方差分解圖

而表5和圖3同樣顯示進(jìn)出口總額的波動49%由經(jīng)濟增長解釋，40%的波動由自身解釋，0-10%的波動由入境旅游解釋。與其它變量相比，引起宜昌市進(jìn)出口總額變化的最大原因來自地區(qū)生產(chǎn)總值，說明宜昌市對外貿(mào)易對經(jīng)濟增長有較強的依賴性。GDP對進(jìn)出口總額變化的解釋能力在第1期達(dá)到峰值，隨后一直呈遞減狀態(tài)，在第12期時穩(wěn)定在47%，仍起主要作用。對外貿(mào)易對自身波動的解釋能力一直穩(wěn)定在39%左右，說明對外貿(mào)易對自身有較強的依賴性，且這種依賴性是穩(wěn)定存在的。入境旅游對進(jìn)出口總額波動的解釋能力一直呈遞增狀態(tài)，但增長幅度越來越小，在第12期前后貢獻(xiàn)率穩(wěn)定在10%左右。說明隨著宜昌市入境旅游人數(shù)的逐年增多，其對進(jìn)出口總額的影響雖然越來越大，但是宜昌市對外貿(mào)易主要還是靠經(jīng)濟增長和自身來促進(jìn)。

旅游外匯收入的波動26%由GDP解釋，0-40%的波動由對外貿(mào)易解釋，34%的波動由自身解釋。與其它變量相比，引起宜昌市旅游外匯收入變化的最大原因來自于對外貿(mào)易，這符合前面得出的對外貿(mào)易是入境旅游的格蘭杰原因。GDP對旅游外匯收入變化的解釋能力第1期為18%，隨后降低，在第五期后又轉(zhuǎn)變?yōu)樵鲩L趨勢且增長幅度越來越小，在第13期時貢獻(xiàn)率為26%。宜昌市GDP對旅游外匯收入波動的貢獻(xiàn)率在整個時期內(nèi)波動幅度不大，這也說明經(jīng)濟增長對入境旅游的帶動效應(yīng)是較為穩(wěn)定的。對外貿(mào)易對旅游外匯收入變化的解釋能力第1期不到1%，但在第2期的時候激增為37%，隨后呈較為平穩(wěn)的上下波動狀態(tài)，在第12期的時候穩(wěn)定在39%左右。入境旅游對自身變化的解釋能力在第1期時高達(dá)81%，但在第2期時驟減為46%，隨后一直呈較為平穩(wěn)的遞減狀態(tài)，在第13期時為34%。

四、結(jié)論及政策建議

1.結(jié)論

本文基于VAR模型，收集了宜昌市2005-2017年間進(jìn)出口總額、旅游外匯收入和地區(qū)生產(chǎn)總值的數(shù)據(jù)，研究了宜昌市對外貿(mào)易(IMEX)、入境旅游(TR)與經(jīng)濟增長(GDP)三者之間的動態(tài)作用機制和關(guān)系。經(jīng)過研究，得出以下結(jié)論：

(1)宜昌市對外貿(mào)易、入境旅游與經(jīng)濟增長三者彼此影響、互相解釋。對外貿(mào)易和入境旅游都可以解釋經(jīng)濟增長，且對外貿(mào)易對經(jīng)濟增長波動的解釋能力要大于入境旅游，對外貿(mào)易對經(jīng)濟增長波動的貢獻(xiàn)率在期末達(dá)到37%，而入境旅游在期末的貢獻(xiàn)率則為16%。對外貿(mào)易可以解釋入境旅游，對外貿(mào)易對入境旅游波動的貢獻(xiàn)率在期末達(dá)到了40%，甚至超過了入境旅游自身對其波動的解釋能力。

(2)宜昌市對外貿(mào)易可以拉動經(jīng)濟增長。分析回歸方程可得：對外貿(mào)易前的系數(shù)為正，對外貿(mào)易對經(jīng)濟增長有正效應(yīng)；而宜昌市經(jīng)濟增長對對外貿(mào)易沖擊的響應(yīng)為顯著的正向響應(yīng)；從方差分解圖得出：隨著期數(shù)的增加，對外貿(mào)易對經(jīng)濟增長波動的影響程度一直在增強。

(3)入境旅游在回歸方程中的系數(shù)為負(fù)，經(jīng)濟增長對入境旅游沖擊的響應(yīng)也為負(fù)向響應(yīng)，但這種負(fù)向響應(yīng)有降低的趨勢。

(4)宜昌市對外貿(mào)易對GDP的拉動作用顯著強于入境旅游帶來的負(fù)效應(yīng)。由協(xié)整方程可得：對外貿(mào)易前的系數(shù)要顯著大于入境旅游前系數(shù)的絕對值；而由經(jīng)濟增長的方差分解表也可以看出：在第13期時，對外貿(mào)易對經(jīng)濟增長波動的貢獻(xiàn)率達(dá)到37%，而入境旅游對經(jīng)濟增長波動的貢獻(xiàn)率則為16%。分析脈沖響應(yīng)結(jié)果也可看出：經(jīng)濟增長對對外貿(mào)易沖擊的響應(yīng)雖在后期有所減弱，但一直顯著為正，而對入境旅游沖擊的響應(yīng)則經(jīng)歷先增后減且一直不明顯。

(5)宜昌市對外貿(mào)易對入境旅游的影響十分顯著。從格蘭杰檢驗結(jié)果可以看出：宜昌市對外貿(mào)易是入境旅游的單向格蘭杰原因；而從入境旅游的方差分解圖可以看出：對外貿(mào)易對入境旅游波動的解釋能力在第13期達(dá)到了40%，超過了入境旅游自身對其波動的解釋能力。

2.政策建議

根據(jù)上述研究結(jié)論，提出以下幾點建議：

(1)宜昌市應(yīng)充分重視對外貿(mào)易對經(jīng)濟增長和入境旅游的拉動作用。利用自身作為黃金水道重要節(jié)點的優(yōu)勢和首批國家物流樞紐的戰(zhàn)略地位，擴大對外貿(mào)易額，同時還應(yīng)重視進(jìn)口貿(mào)易的作用；抓住宜昌自貿(mào)區(qū)與三峽保稅物流中心帶來的外貿(mào)機遇，扭轉(zhuǎn)現(xiàn)階段一般貿(mào)易仍是宜昌市對外貿(mào)易主要方式的局面，重視加工貿(mào)易，充分發(fā)揮保稅區(qū)的作用；努力開拓新的貿(mào)易市場，讓對外貿(mào)易成為促進(jìn)宜昌市經(jīng)濟增長的“主力軍”；加快外貿(mào)業(yè)和旅游業(yè)相關(guān)產(chǎn)業(yè)集聚，促進(jìn)規(guī)模經(jīng)濟發(fā)展，頒布一攬子相互協(xié)調(diào)的規(guī)劃和政策，讓對外貿(mào)易更好地帶動入境旅游的發(fā)展。

(2)宜昌市應(yīng)正確認(rèn)識入境旅游的顯著作用，發(fā)揮入境旅游對經(jīng)濟增長和對外貿(mào)易的積極作用。隨著全球經(jīng)濟的快速發(fā)展，旅游業(yè)的綜合效益和戰(zhàn)略性地位越來越高，它不僅對環(huán)境資源消耗低，而且能提供很多就業(yè)機會，旅游行業(yè)也快速躍升為發(fā)展最快的“綠色朝陽產(chǎn)業(yè)”[25]。其中，入境旅游業(yè)這種“無形貿(mào)易”促進(jìn)國家經(jīng)濟長期增長的作用尤其顯著，在諸如促進(jìn)資本積累，激發(fā)出口學(xué)習(xí)效應(yīng)等方面都有十分顯著的優(yōu)勢[22]。宜昌市政府應(yīng)該大力發(fā)展入境旅游業(yè)，統(tǒng)籌協(xié)調(diào)好旅游業(yè)與其它產(chǎn)業(yè)的關(guān)系，爭取早日讓入境旅游對經(jīng)濟增長展現(xiàn)正向拉動作用，促進(jìn)入境旅游業(yè)與對外貿(mào)易共榮發(fā)展。對于入境旅游，應(yīng)利用與“一帶一路”沿線國家的外貿(mào)機遇，提高宜昌市旅游景點在國際社會上的影響力和知名度，不僅要鞏固原有的客源，還應(yīng)該大力發(fā)掘市場的多元化；加大建設(shè)相關(guān)基礎(chǔ)設(shè)施的資金投入，優(yōu)化入境游客的旅游體驗，規(guī)范入境旅游相關(guān)法律法規(guī)，保障入境游客的合法權(quán)益；培養(yǎng)接待入境游客的導(dǎo)游，加強當(dāng)?shù)鼐用衽c入境游客的文化交流，努力通過交流和尊重來消除入境旅游與當(dāng)?shù)鼐用竦母糸u；塑造當(dāng)?shù)芈糜纹放疲缛龒{文化等，強化品牌在國際上的吸引力，讓宜昌市的入境旅游業(yè)得到更好的發(fā)展。