民族地區(qū)入境旅游與經(jīng)濟(jì)增長的實證研究

陳東芝

(桂林理工大學(xué)旅游學(xué)院，廣西 桂林 541004)

改革開放30年來，民族地區(qū)憑借其獨(dú)具特色的旅游資源，吸引了大批的境外游客。入境旅游收入呈現(xiàn)出迅猛增長的勢頭，旅游外匯收入由1997年的5.23億美元增至2008年的18.19億美元。迅速增長的入境旅游市場成為拉動民族地區(qū)旅游業(yè)發(fā)展的重要力量。

入境旅游研究隨著國際旅游業(yè)的發(fā)展而升溫。目前，國內(nèi)外關(guān)于旅游業(yè)促進(jìn)經(jīng)濟(jì)增長的研究基本以旅游業(yè)的前后向產(chǎn)業(yè)關(guān)聯(lián)為重點，側(cè)重于旅游對就業(yè)、公共部門收入等多方面因素的影響，而從時間尺度上研究旅游業(yè)對經(jīng)濟(jì)發(fā)展影響的較少，就時間尺度研究方面而言，研究者主要集中于探討我國和各個省份內(nèi)入境旅游與經(jīng)濟(jì)增長之間關(guān)系，很少關(guān)注少數(shù)民族地區(qū)入境旅游對國民經(jīng)濟(jì)的影響。本文運(yùn)用計量經(jīng)濟(jì)學(xué)原理，采用Eview6.0軟件，建立入境旅游和GDP之間的向量自回歸(VAR)模型，運(yùn)用協(xié)整分析、Granger因果檢驗以及脈沖響應(yīng)函數(shù)分析民族地區(qū)入境旅游與經(jīng)濟(jì)增長之間的關(guān)系，初步探討民族地區(qū)入境旅游發(fā)展的長期需求規(guī)律，以期為民族地區(qū)制定正確的旅游經(jīng)濟(jì)發(fā)展政策提供科學(xué)的依據(jù)。

1 樣本數(shù)據(jù)與變量檢驗

1.1 樣本數(shù)據(jù)

本文選取民族地區(qū)旅游總收入、GDP名義值作為研究民族地區(qū)旅游產(chǎn)業(yè)與GDP關(guān)系的變量，樣本數(shù)據(jù)來源于《中國民族統(tǒng)計年鑒》［1］，起止時間是1997年至2008年。本文根據(jù)年平均匯率，將1997年至2008年民族地區(qū)年入境旅游收入折算為人民幣。本文研究的民族地區(qū)不僅指民族自治區(qū)，還包括其他地區(qū)中與漢族形成“大雜居、小聚居”分布格局的少數(shù)民族自治地方。

GDP、IN分別記作民族地區(qū)GDP名義值和民族地區(qū)年入境旅游收入;LNGDP、LNIN分別記作將民族地區(qū)GDP名義值和民族地區(qū)年入境旅游收入取自然對數(shù)得到的數(shù)據(jù);DLNGDP、DLNIN記作LNGDP和LNIN的一階差分。LNGDP和LNIN的時序圖，DLNGDP、DLNIN的一階差分時序圖如圖1、圖2所示。從圖1可以看出LNGDP和LNIN具有同向的時間趨勢和常數(shù)項，圖2可以看出DLNGDP和DLNIN具有常數(shù)項。

1.2 ADF檢驗

由于現(xiàn)實中的許多經(jīng)濟(jì)變量往往不是平穩(wěn)時間序列，采用傳統(tǒng)計量經(jīng)濟(jì)學(xué)方法進(jìn)行分析容易產(chǎn)生“偽回歸”問題。因此首先應(yīng)對等變量的平穩(wěn)性進(jìn)行檢驗，確定各序列的單整階數(shù)。單整階數(shù)是序列中單位根的個數(shù)，檢查序列平穩(wěn)性的方法是單位根檢驗。根據(jù)AIC和SC信息最小準(zhǔn)則確定最優(yōu)滯后期，分別對變量 LNGDP、LNIN、DLNGDP、DLNIN進(jìn)行單位根檢驗，結(jié)果如表1所示。

ADF檢驗結(jié)果表明在5%顯著水平下，LNGDP和 LNIN是非平穩(wěn)時間序列，DLNGDP和 DLNIN是平穩(wěn)時間序列，LNGDP和LNIN是單整序列。

表1 ADF檢驗結(jié)果

2 模型設(shè)定與實證分析

本文的研究思路是：建立VAR模型;對平穩(wěn)的時間序列進(jìn)行協(xié)整檢驗，估計二者之間的長期均衡關(guān)系;若協(xié)整關(guān)系存在，利用誤差修正模型反映變量之間的動態(tài)調(diào)節(jié)機(jī)制;其后，使用Granger因果檢驗確定變量之間的因果關(guān)系;最后通過向量自回歸VAR模型的脈沖響應(yīng)函數(shù)分析民族地區(qū)年入境旅游收入與GDP間詳細(xì)的短期關(guān)系。

2.1 模型設(shè)定

VAR模型是把系統(tǒng)中每一個內(nèi)生變量作為系統(tǒng)中所有內(nèi)生變量的滯后值的函數(shù)，將單變量自回歸模型推廣到由多元時間序列變量組成的向量自回歸模型，經(jīng)常用于預(yù)測相互聯(lián)系的時間序列系統(tǒng)以及分析隨機(jī)擾動對變量系統(tǒng)的動態(tài)沖擊，從而解釋各種沖擊對經(jīng)濟(jì)變量形成的影響。

VAR模型為：

式中，為避免數(shù)據(jù)的劇烈波動并消除時間序列中存在的異方差現(xiàn)象，用y和x分別表示GDP和IN;At…Ap和B1…Bt是待估計的參數(shù)矩陣;εt是隨機(jī)擾動項，表示影響入境旅游收入與經(jīng)濟(jì)增長關(guān)系的其他因素;p表示滯后階數(shù)，滯后階數(shù)越長，越能反映模型的動態(tài)特征，但需要估計的參數(shù)也越多，模型的自由度就減少。由于本文數(shù)據(jù)規(guī)模較小，將VAR模型最大滯后期定為2。對不同滯后期統(tǒng)計得出最大似然值、AIC和SC值。由表2可知，滯后1階時，AIC和SC值最小，故本文VAR模型的最佳滯后期為1。

表2 選擇VAR模型滯后階數(shù)

2.2 協(xié)整檢驗和誤差修正模型

2.2.1 協(xié)整檢驗

根據(jù)以上ADF檢驗，LNGDP與LNIN具有相同的單整階數(shù)，滿足協(xié)整分析的前提，但是否存在協(xié)整方程需要通過協(xié)整檢驗確定。本文使用Johansen多變量系統(tǒng)極大似然估計法來檢驗各變量序列之間是否存在協(xié)整關(guān)系。這是一種基于向量自回歸的檢驗方法，具有較高的檢驗度。將Johansen協(xié)整檢驗?zāi)Ｐ偷臏箅A數(shù)設(shè)置為1，檢驗結(jié)果如表3所示：

表3 Johansen協(xié)整檢驗

第一步，進(jìn)行協(xié)整回歸，得到回歸方程如下：

如果上述兩個變量存在協(xié)整關(guān)系，則由上式計算的et應(yīng)該具有平穩(wěn)性，用et作AEG回歸，并進(jìn)行檢驗。

第二步，對et進(jìn)行非平穩(wěn)性檢驗結(jié)果如下：

如表4所示，由于檢驗統(tǒng)計量為－2.91403，分別小于顯著性水平為1%、5%、10%的臨界值，因此，可以估計殘差序列et為平穩(wěn)序列，表明序列LNGDP與LNIN具有協(xié)整關(guān)系。

表4 殘差序列的單位根檢驗

2.2.2 誤差修正模型

誤差修正模型的基本思路是若變量間存在協(xié)整關(guān)系，即表明這些變量間存在長期穩(wěn)定的關(guān)系，而這種關(guān)系是在短期動態(tài)過程的不斷調(diào)整下得以維持。［2］在協(xié)整的基礎(chǔ)上，可以建立誤差修正模型，如下：

其中：ECM=LNGDP－0.742853LNIN

誤差修正項反映出兩點重要的信息。第一，誤差修正項本身表明了入境旅游與GDP之間精確的長期均衡關(guān)系。第二，誤差項ECMt－1估計的系數(shù)為0.253607，說明當(dāng)短期波動偏離長期均衡時，系統(tǒng)將以0.253607的調(diào)整力度將非均衡狀態(tài)拉回到均衡狀態(tài)。雖然ECM模型可以解釋兩個變量的短期關(guān)系，但是無法詳細(xì)描述它們各期的互動關(guān)系，因此LNGDP與LNIN詳細(xì)的短期動態(tài)互動關(guān)系需要運(yùn)用脈沖響應(yīng)函數(shù)描述。

2.3 Granger因果關(guān)系檢驗

協(xié)整檢驗結(jié)果表明LNGDP與LNIN之間存在長期的均衡關(guān)系，但是這種關(guān)系是否構(gòu)成因果關(guān)系還需要通過Granger因果檢驗［3］。Granger因果檢驗用來判斷一個變量的變化是否是另一個變量變化的原因，實質(zhì)上是檢驗一個變量的滯后變量是否可以引入到其他變量中，一個變量如何受到其他變量的滯后影響。Granger因果關(guān)系檢驗結(jié)果如表5所示：

表5 Granger因果關(guān)系檢驗結(jié)果

檢驗結(jié)果顯示，在10%的顯著水平下，接受“LNGDP不是引起LNIN的原因”的假設(shè)，拒絕“LNIN不是引起LNGDP的原因”的假設(shè)。Granger因果檢驗結(jié)果表明存在從LNIN到LNGDP的單向因果關(guān)系，LNIN可以解釋LNGDP的變化。上述結(jié)論可以說明民族地區(qū)入境旅游收入與經(jīng)濟(jì)增長之間存在單向的因果關(guān)系，入境旅游收入促進(jìn)民族地區(qū)經(jīng)濟(jì)的增長，而民族地區(qū)經(jīng)濟(jì)的增長對其入境旅游的發(fā)展沒有明顯的因果關(guān)系。

2.4 脈沖響應(yīng)函數(shù)

利用脈沖響應(yīng)函數(shù)確定入境旅游對民族地區(qū)GDP沖擊的時間軌跡，響應(yīng)時間設(shè)定為10期。在脈沖函數(shù)響應(yīng)曲線如圖3所示，脈沖響應(yīng)函數(shù)各年的數(shù)據(jù)如表6所示。

表6 LNIN對LNGDP脈沖響應(yīng)的各年數(shù)據(jù)

圖3 脈沖響應(yīng)函數(shù)曲線

橫軸表示脈沖作用的滯后期間數(shù)(單位：年)，縱軸表示GDP的變化程度;實線表示脈沖響應(yīng)函數(shù)，代表了GDP對入境旅游收入脈沖的反應(yīng);虛線表示正負(fù)兩倍標(biāo)準(zhǔn)差偏離帶。通過圖3和表6可看出，當(dāng)LNIN變化1個標(biāo)準(zhǔn)差時LNGDP都產(chǎn)生了正向影響，LNIN變化對LNGDP的影響在當(dāng)年(第1年)為0.76%，第2年為0.71%，第10年達(dá)到最高(1.89%)，隨時間推移逐漸增大。通過LNIN對LNGDP的脈沖響應(yīng)函數(shù)可以得出，LNIN對LNGDP具有較大的正向影響，隨著時間推移，正向影響逐漸增大。

3 結(jié)論

根據(jù)1997－2008年的時序數(shù)據(jù)，本文利用協(xié)整檢驗、誤差修正模型、因果關(guān)系檢驗和脈沖響應(yīng)函數(shù)對民族地區(qū)入境旅游與經(jīng)濟(jì)增長進(jìn)行計量分析。得到主要結(jié)論如下：

第一，從長期看，民族地區(qū)入境旅游與經(jīng)濟(jì)增長之間存在穩(wěn)定的均衡關(guān)系，民族地區(qū)國際旅游外匯收入每提高1%，民族地區(qū)地方經(jīng)濟(jì)增長0.74%。這表明推動民族地區(qū)入境旅游的發(fā)展，有利于促進(jìn)民族地區(qū)地方經(jīng)濟(jì)的增長?？梢哉f，入境旅游收入已經(jīng)成為民族地區(qū)經(jīng)濟(jì)增長的重要拉動力，發(fā)展旅游業(yè)對于加快地區(qū)經(jīng)濟(jì)建設(shè)、提高生活水平、解決就業(yè)問題等都有重要意義。

第二，誤差修正模型ECM說明民族地區(qū)GDP的變化不僅取決于國際旅游外匯收入的變化，而且取決于上一期GDP對均衡水平的偏離。當(dāng)短期波動偏離長期均衡時，系統(tǒng)將以0.253607的調(diào)整力度將非均衡狀態(tài)拉回到均衡狀態(tài)。

第三，明確民族地區(qū)入境旅游與經(jīng)濟(jì)增長之間的因果關(guān)系，對開發(fā)不同的旅游市場、制定政策和決策具有重要的意義。Granger因果關(guān)系檢驗結(jié)果表明，民族地區(qū)入境旅游收入與經(jīng)濟(jì)增長之間存在單向的因果關(guān)系，入境旅游收入促進(jìn)民族地區(qū)經(jīng)濟(jì)的增長，而民族地區(qū)經(jīng)濟(jì)的增長對其入境旅游的發(fā)展沒有明顯的因果關(guān)系，證明了民族地區(qū)入境旅游對經(jīng)濟(jì)增長具有拉動作用，應(yīng)該制定積極發(fā)展旅游業(yè)的相關(guān)政策以促進(jìn)經(jīng)濟(jì)增長。

第四，通過分析脈沖響應(yīng)函數(shù)，LNIN變化1個標(biāo)準(zhǔn)差時LNGDP都產(chǎn)生了正向影響，LNIN變化對LNGDP的影響在當(dāng)年(第1年)為0.76%，第2年為0.71%，第10年達(dá)到最高(1.89%)，隨時間推移逐漸增大，這表明短期內(nèi)民族地區(qū)入境旅游對經(jīng)濟(jì)發(fā)展具有持續(xù)拉動作用。

［1］國家民族事務(wù)委員會.中國民族統(tǒng)計年鑒(1997－2008年)［Z］.北京：民族出版社，2009.

［2］龐皓.計量經(jīng)濟(jì)學(xué)［M］.成都：西南財經(jīng)大學(xué)出版社，2005.

［3］孫敬水.計量經(jīng)濟(jì)學(xué)［M］.北京：清華大學(xué)出版社，2004.