安永紅

(呼倫貝爾學(xué)院 內(nèi)蒙古 海拉爾 021008)

引言

1980年，第一次全國旅游經(jīng)濟(jì)座談會(huì)上提出了要?jiǎng)?chuàng)建中國旅游經(jīng)濟(jì)學(xué)。1982年由王立綱[1]主編的《中國旅游經(jīng)濟(jì)學(xué)》中提出了旅游經(jīng)濟(jì)發(fā)展及其發(fā)展規(guī)律的相關(guān)論述。書中提到旅游經(jīng)濟(jì)發(fā)展對(duì)國民經(jīng)濟(jì)中的重要作用，也為我國旅游經(jīng)濟(jì)的研究奠定了重要基礎(chǔ)。學(xué)者們以不同的視角對(duì)旅游經(jīng)濟(jì)進(jìn)行了研究，并以具體的旅游地為例進(jìn)行了深入分析。二十世紀(jì)九十年代，專家學(xué)者們通過分析游客量的影響因子對(duì)旅游經(jīng)濟(jì)需求和游客量進(jìn)行預(yù)測，主要采用的傳統(tǒng)定量的方法有因果分析法[2]、移動(dòng)平均模型和ARMA模型等計(jì)量經(jīng)濟(jì)學(xué)方法[3-7]，但存在的缺點(diǎn)是游客量的影響因子很難確定，且預(yù)測成本太大[8]。后來專家學(xué)者們用人工智能方法分析旅客量和旅游收入的預(yù)測[9]。其中，使用最多的是遺傳算法[10]、BP神經(jīng)網(wǎng)絡(luò)[11-12]、灰色系統(tǒng)模型[13]等。陳榮等學(xué)者采用支持向量回歸模型對(duì)某旅游景區(qū)的客流量進(jìn)行了預(yù)測，并分別對(duì)北京、黃山、三亞等地的旅游客流量進(jìn)行了預(yù)測[14]，預(yù)測結(jié)果比其他算法的精確度高很多。更多相關(guān)結(jié)果可參見。[15-20]

運(yùn)用回歸分析法、最小二乘法和格蘭杰因果檢驗(yàn)等研究方法手段，定量分析旅游業(yè)在呼倫貝爾經(jīng)濟(jì)發(fā)展中的作用和地位，為呼倫貝爾旅游經(jīng)濟(jì)在未來健康可持續(xù)發(fā)展提供科學(xué)建議。

1 基本概念

1.1 回歸分析法

回歸分析法是利用數(shù)據(jù)統(tǒng)計(jì)原理，處理因變量與自變量的相關(guān)關(guān)系。從統(tǒng)計(jì)數(shù)據(jù)出發(fā)以建立一個(gè)相關(guān)性較好的回歸方程(函數(shù)表達(dá)式)，給出相關(guān)性檢驗(yàn)規(guī)則可達(dá)到預(yù)測與控制的目的。根據(jù)因變量和自變量的個(gè)數(shù)分為：一元回歸分析和多元回歸分析；根據(jù)因變量和自變量的函數(shù)表達(dá)式分為：線性回歸分析和非線性回歸分析。

1.2 最小二乘法

1.3 格蘭杰(Granger)因果檢驗(yàn)過程

檢驗(yàn)X是否為引起Y格蘭杰原因的過程如下：

第一步，檢驗(yàn)原假設(shè)“H0：X不是引起Y變化的格蘭杰原因”，先估計(jì)下列兩個(gè)回歸模型：

式中α0表示常數(shù)項(xiàng)，p和q分別為變量Y和X的最大滯后期數(shù)，通?？梢匀〉纳源笠恍?，εt為白噪音。之后，用這兩個(gè)回歸模型的殘差平方和RSSu和RSSr構(gòu)造F統(tǒng)計(jì)量：

其中，n為樣本容量。

檢驗(yàn)原假設(shè)是否成立等價(jià)于檢驗(yàn)H0：β1=β2=…=βq=0是否成立。

第二步，將Y與X的位置交換，按同樣的方法檢驗(yàn)原假設(shè)“H0：Y不是引起X變化的格蘭杰原因”。

第三步，要得到“H0：X是引起Y變化的格蘭杰原因”的結(jié)論，必須同時(shí)拒絕原假設(shè)“H0：X不是引起Y變化的格蘭杰原因”和接受假設(shè)“H0：Y不是引起X變化的格蘭杰原因”。

2 實(shí)證研究

本文主要運(yùn)用計(jì)量經(jīng)濟(jì)學(xué)的知識(shí)，結(jié)合Eviews軟件的操作，對(duì)呼倫貝爾市旅游業(yè)的發(fā)展與經(jīng)濟(jì)增長之間的動(dòng)態(tài)關(guān)系進(jìn)行定量研究。選取呼倫貝爾市2000-2017年的數(shù)據(jù)，研究呼倫貝爾旅游業(yè)發(fā)展水平與經(jīng)濟(jì)增長之間的關(guān)系，并以呼倫貝爾市旅游總收入(TI)為旅游業(yè)發(fā)展水平的指標(biāo)，以呼倫貝爾市生產(chǎn)總值(Y)為經(jīng)濟(jì)增長的指標(biāo)，得出如下表1：

表1 2000-2017年呼倫貝爾市

2.1 估計(jì)參數(shù)

首先，對(duì)數(shù)據(jù)進(jìn)行普通最小二乘估計(jì)，再進(jìn)行各項(xiàng)檢驗(yàn)處理。結(jié)果如下表2：

表2 普通最小二乘結(jié)果

續(xù)表

模型估計(jì)的結(jié)果為：

(94.664)(0.368163)

t=(3.717697) (6.775857)

n=18DW=0.396214

2.2 模型檢驗(yàn)

2.3 回歸預(yù)測

當(dāng)呼倫貝爾市旅游總收入達(dá)到1500億元時(shí)，利用所估計(jì)的模型可以預(yù)測全市生產(chǎn)總值。點(diǎn)預(yù)測的計(jì)算方法為：

表3 TI和Y的描述統(tǒng)計(jì)結(jié)果

根據(jù)表3的數(shù)據(jù)可計(jì)算出：

當(dāng)TIf=1500時(shí)，將相關(guān)數(shù)據(jù)代入計(jì)算得到4093.8576?1040.8176，即當(dāng)呼倫貝爾旅游總收入達(dá)到1500億元時(shí)，全市生產(chǎn)總值平均值置信度95%的預(yù)測區(qū)間為(3053.04,5134.6752)億元。

2.4 計(jì)量經(jīng)濟(jì)學(xué)檢驗(yàn)

自相關(guān)性。由表3的結(jié)果可以知道DW=0.396214，對(duì)樣本量為18、一個(gè)解釋變量、5%的顯著水平，查DW統(tǒng)計(jì)表可知，dL=1.158、dU=1.391，模型中DW

表4 科克倫-奧克特迭代法估計(jì)結(jié)果

表4中DW=1.29524，此時(shí)的dL=1.133、dU=1.381、dU

單位根檢驗(yàn)。為檢驗(yàn)數(shù)據(jù)的平穩(wěn)性，對(duì)其進(jìn)行單位根檢驗(yàn)。先對(duì)旅游總收入(TI)序列的數(shù)據(jù)進(jìn)行檢驗(yàn)，得到下表5：

表5 TI序列的ADF檢驗(yàn)結(jié)果

從表5的檢驗(yàn)結(jié)果看，在1%、5%、10%三個(gè)顯著性水平下，t檢驗(yàn)統(tǒng)計(jì)量值2.392752均大于相應(yīng)的臨界值，從而不能拒絕原假設(shè)，表明旅游總收入(TI)序列存在單位根，是非平穩(wěn)序列。為了得到旅游總收入(TI)序列的單整階數(shù)，生成差分序列，對(duì)差分序列進(jìn)行單位根檢驗(yàn)。經(jīng)多次檢驗(yàn)，最終對(duì)二階差分序列做單位根檢驗(yàn)，得到下列估計(jì)結(jié)果：

表6 TI差分序列的ADF檢驗(yàn)結(jié)果

由上表6結(jié)果可知，在10%的顯著性水平下，t檢驗(yàn)統(tǒng)計(jì)量值-2.727294小于臨界值-2.690439，拒絕原假設(shè)，表明旅游總收入(TI)的二階差分序列不存在單位根，是平穩(wěn)序列，即TI序列二階單整。采用相同方法，可檢驗(yàn)得到全市生產(chǎn)總值(Y)序列本身是平穩(wěn)的。

格蘭杰因果檢驗(yàn)。運(yùn)用格蘭杰因果檢驗(yàn)對(duì)旅游總收入(TI)與呼倫貝爾市生產(chǎn)總值(Y)進(jìn)行因果關(guān)系研究。由于TI序列是二階平穩(wěn)的，所以應(yīng)用旅游總收入的二階差分(X)序列與呼倫貝爾市生產(chǎn)總值(Y)序列進(jìn)行檢驗(yàn)，如下表7：

表7 格蘭杰因果檢驗(yàn)結(jié)果

由表7的檢驗(yàn)結(jié)果可得，Y不是X的格蘭杰原因的概率為0.6053，X不是Y的格蘭杰原因的概率為0.1998，即全市生產(chǎn)總值不是旅游總收入的格蘭杰原因，旅游總收入是全市生產(chǎn)總值的格蘭杰原因。

3 結(jié)論及建議

3.1 結(jié)論

本文通過對(duì)呼倫貝爾市2000-2017年旅游業(yè)相關(guān)指標(biāo)數(shù)據(jù)的研究，分析了旅游發(fā)展水平與經(jīng)濟(jì)增長之間的關(guān)系。計(jì)量經(jīng)濟(jì)學(xué)分析結(jié)果表明，呼倫貝爾市旅游總收入每增加1億元，平均全市生產(chǎn)總值將增加2.494617億元。但由于該模型存在自相關(guān)性，導(dǎo)致模型有誤差。在修正自相關(guān)性之后，結(jié)果為：呼倫貝爾市旅游總收入每增加1億元，平均全市生產(chǎn)總值將增加6.428159億元。旅游總收入與呼倫貝爾市生產(chǎn)總值之間為單向因果關(guān)系。旅游總收入對(duì)呼倫貝爾市生產(chǎn)總值具有明顯的促進(jìn)作用。呼倫貝爾旅游經(jīng)濟(jì)的發(fā)展空間和潛力較大，需繼續(xù)發(fā)揮旅游經(jīng)濟(jì)的帶動(dòng)作用。因此，我們應(yīng)促進(jìn)旅游經(jīng)濟(jì)的發(fā)展，充分挖掘它的潛力，使其帶動(dòng)區(qū)域經(jīng)濟(jì)的快速發(fā)展。

3.2 建議

3.2.1 加大基礎(chǔ)設(shè)施建設(shè)

旅游業(yè)作為綜合性產(chǎn)業(yè)，不僅要有豐富的旅游文化資源，還要有與其相匹配的旅游業(yè)基礎(chǔ)設(shè)施。發(fā)展呼倫貝爾旅游業(yè)經(jīng)濟(jì)，需要不斷加大對(duì)呼倫貝爾旅游相關(guān)的基礎(chǔ)設(shè)施建設(shè)的投入，滿足游客的基本需求，推動(dòng)呼倫貝爾旅游業(yè)的持續(xù)、健康、快速發(fā)展。

加快呼倫貝爾旅游產(chǎn)品開發(fā)。呼倫貝爾擁有獨(dú)特的自然資源及民族文化背景。為了將呼倫貝爾旅游資源優(yōu)勢轉(zhuǎn)化為呼倫貝爾旅游產(chǎn)業(yè)優(yōu)勢，需將呼倫貝爾旅游資源轉(zhuǎn)化為旅游產(chǎn)品，創(chuàng)造呼倫貝爾特色旅游產(chǎn)品。如，呼倫貝爾民俗文化旅游、呼倫貝爾生態(tài)旅游和異國旅游等，更好的實(shí)現(xiàn)呼倫貝爾旅游業(yè)在經(jīng)濟(jì)增長中的促進(jìn)作用。

3.2.2 加大宣傳力度

當(dāng)今時(shí)代是科技發(fā)展的時(shí)代，要充分利用互聯(lián)網(wǎng)推廣旅游地。對(duì)于夏季游客可以推出相應(yīng)的福利政策，刺激游客在冬季前往呼倫貝爾，提前開展冬季旅游的宣傳。

3.2.3 引進(jìn)旅游專業(yè)人才

人才團(tuán)隊(duì)是產(chǎn)業(yè)發(fā)展的基礎(chǔ)和核心。為提高呼倫貝爾旅游從業(yè)人員的綜合人文素質(zhì)，引進(jìn)相關(guān)行業(yè)的經(jīng)營管理人才、旅游專業(yè)人才、高素質(zhì)導(dǎo)游人才及經(jīng)過專業(yè)培訓(xùn)的服務(wù)人員等。

3.2.4 合理規(guī)劃旅游資源

可持續(xù)發(fā)展是旅游業(yè)遵循的重要原則，呼倫貝爾旅游業(yè)既要促進(jìn)經(jīng)濟(jì)持續(xù)發(fā)展，也要傳承呼倫貝爾民族歷史文化，落實(shí)環(huán)境保護(hù)，促進(jìn)呼倫貝爾生態(tài)平衡發(fā)展。