基于VAR模型的旅游收入與GDP關(guān)系的實(shí)證分析

周伊琦

(中南財(cái)經(jīng)政法大學(xué)，湖北 武漢 430074)

?

基于VAR模型的旅游收入與GDP關(guān)系的實(shí)證分析

周伊琦

(中南財(cái)經(jīng)政法大學(xué)，湖北 武漢 430074)

[摘要]文章基于時(shí)間序列數(shù)據(jù)研究國(guó)內(nèi)旅游收入、國(guó)際旅游收入與GDP的關(guān)系。通過(guò)對(duì)2000—2014年間的旅游收入和 GDP 指標(biāo)數(shù)據(jù)的整理，在建立VAR 模型后，根據(jù)單位根檢驗(yàn)、協(xié)整理論、格蘭杰因果檢驗(yàn)研究確認(rèn)指標(biāo)變量之間的關(guān)系,繼而利用脈沖響應(yīng)函數(shù)和方差分解來(lái)分析GDP對(duì)旅游收入指標(biāo)的反應(yīng)程度以及旅游收入數(shù)據(jù)沖擊的貢獻(xiàn)率情況。結(jié)果發(fā)現(xiàn)，國(guó)內(nèi)生產(chǎn)總值與國(guó)際旅游收入存在單向影響；國(guó)內(nèi)旅游收入對(duì)GDP的促進(jìn)作用更顯著。由此提出四點(diǎn)政策建議。

[關(guān)鍵詞]國(guó)內(nèi)旅游收入；國(guó)際旅游收入；GDP；因果關(guān)系；脈沖效應(yīng)

隨著中國(guó)經(jīng)濟(jì)的騰飛，居民的消費(fèi)結(jié)構(gòu)和消費(fèi)方式發(fā)生了翻天覆地的變化。旅游受到青睞，儼然成為我國(guó)居民閑暇時(shí)間不可或缺的選擇,人們?cè)絹?lái)越熱衷于參與旅游活動(dòng)，由此帶來(lái)的國(guó)內(nèi)旅游收入也促進(jìn)了國(guó)內(nèi)旅游市場(chǎng)的繁榮和GDP的再一次飛躍[1]。與此同時(shí)，從改革初期的“先入境、后國(guó)內(nèi)、再出境”到20世紀(jì)90年代的“大力發(fā)展入境旅游”，再到如今的“積極發(fā)展入境旅游”，入境旅游人數(shù)和收入一直保持不斷增長(zhǎng)的態(tài)勢(shì)。1978 年國(guó)內(nèi)入境旅游人數(shù)僅達(dá)180.92萬(wàn)，旅游收入維持在2.63億美元；近幾年來(lái)，入境旅游人數(shù)和旅游收入已經(jīng)分別增長(zhǎng)到1978年的72倍和191倍[2]?？傊粩喟l(fā)展的入境旅游已經(jīng)成為中國(guó)旅游和經(jīng)濟(jì)發(fā)展的重頭戲。鑒于此，本文建立國(guó)內(nèi)旅游收入、國(guó)際旅游收入和GDP之間的向量自回歸模型，在單位根檢驗(yàn)、協(xié)整理論、格蘭杰因果檢驗(yàn)的基礎(chǔ)上，利用脈沖響應(yīng)函數(shù)和方差分解分析各內(nèi)生變量的沖擊程度，了解相互影響的程度，從而為促進(jìn)正確的旅游經(jīng)濟(jì)發(fā)展提供科學(xué)的依據(jù)。

一、文獻(xiàn)綜述

長(zhǎng)期以來(lái)，國(guó)內(nèi)外學(xué)者都致力于論證旅游發(fā)展和區(qū)域經(jīng)濟(jì)增長(zhǎng)之間的關(guān)系。Chor根據(jù)馬來(lái)西亞1975—2011年的年度數(shù)據(jù)建立多變量模型，在進(jìn)行格蘭杰因果分析后，驗(yàn)證旅游帶動(dòng)經(jīng)濟(jì)增長(zhǎng)的理論假說(shuō)，認(rèn)為旅游是馬來(lái)西亞經(jīng)濟(jì)積極有效發(fā)展的重要支柱[3]。Larry以澳大利亞為例，驗(yàn)證不同國(guó)家及區(qū)域經(jīng)濟(jì)受益于入境旅游所帶來(lái)的凈收益[4]。Balaguer通過(guò)建立模型，進(jìn)行協(xié)整及因果關(guān)系檢驗(yàn)，探究西班牙入境游對(duì)國(guó)內(nèi)經(jīng)濟(jì)發(fā)展的深遠(yuǎn)影響，發(fā)現(xiàn)國(guó)外旅游對(duì)本國(guó)經(jīng)濟(jì)增長(zhǎng)具有單向積極性質(zhì)影響[5]。Chi根據(jù)韓國(guó)實(shí)際情況，提出與前者完全相反的模式——入境旅游推動(dòng)旅游業(yè)增長(zhǎng)，同時(shí)，國(guó)外旅游收入與經(jīng)濟(jì)增長(zhǎng)之間并不存在長(zhǎng)期均衡關(guān)系[6]。劉長(zhǎng)生等根據(jù)各個(gè)省份數(shù)據(jù)，建立VAR模型并進(jìn)行格蘭杰因果檢驗(yàn)，認(rèn)為我國(guó)經(jīng)濟(jì)增長(zhǎng)與旅游發(fā)展總體上存在長(zhǎng)期均衡及因果關(guān)系，區(qū)域上存在著地域差異性[7]。武春友等采用Johansen協(xié)整理論及Granger因果關(guān)系檢驗(yàn)方法，認(rèn)為國(guó)內(nèi)旅游收入與經(jīng)濟(jì)增長(zhǎng)存在長(zhǎng)期均衡關(guān)系,而入境旅游對(duì)國(guó)民經(jīng)濟(jì)的增長(zhǎng)作用相對(duì)較??；同時(shí),在定量分析基礎(chǔ)上提出了旅游業(yè)發(fā)展的建議[8]。對(duì)于入境旅游，張晨、姜乃源分別收集上海、延安入境旅游及國(guó)內(nèi)生產(chǎn)總值數(shù)據(jù)，探究區(qū)域經(jīng)濟(jì)與入境旅游之間的相關(guān)性關(guān)系[9-10]。另有國(guó)內(nèi)學(xué)者在論證國(guó)內(nèi)旅游消費(fèi)與經(jīng)濟(jì)增長(zhǎng)之間的長(zhǎng)期均衡關(guān)系基礎(chǔ)上，指出短期內(nèi)國(guó)內(nèi)旅游消費(fèi)對(duì)經(jīng)濟(jì)增長(zhǎng)影響更為顯著[11]，而在長(zhǎng)期內(nèi)對(duì)經(jīng)濟(jì)增長(zhǎng)的推動(dòng)作用更明顯[12]。

二、實(shí)證分析

(一)指標(biāo)選取和數(shù)據(jù)來(lái)源

本文采用GDP、國(guó)內(nèi)旅游收入和國(guó)際旅游收入三個(gè)指標(biāo)來(lái)判斷旅游收入對(duì)GDP的貢獻(xiàn)程度，以及GDP水平對(duì)旅游收入的影響程度。其中GDP指標(biāo)用(Y)表示,它是國(guó)民經(jīng)濟(jì)核算的核心指標(biāo)，也是衡量一個(gè)國(guó)家或地區(qū)總體經(jīng)濟(jì)狀況的重要指標(biāo)。國(guó)內(nèi)旅游收入指標(biāo)用(X1)表示，國(guó)際旅游收入指標(biāo)用(X2)表示，它分別指國(guó)內(nèi)游客和入境游客在中國(guó)(大陸)境內(nèi)旅行、游覽、住宿、餐飲、購(gòu)物、娛樂(lè)等活動(dòng)的全部花費(fèi)。

本文數(shù)據(jù)范圍為2000—2014年,主要來(lái)源于國(guó)家統(tǒng)計(jì)局《中國(guó)統(tǒng)計(jì)年鑒》以及《中國(guó)經(jīng)濟(jì)與社會(huì)發(fā)展統(tǒng)計(jì)數(shù)據(jù)庫(kù)》。為了避免數(shù)據(jù)波動(dòng)所帶來(lái)的模型結(jié)果差異性，筆者在不改變?cè)贾笜?biāo)數(shù)據(jù)關(guān)系的基礎(chǔ)上，對(duì)相關(guān)數(shù)據(jù)進(jìn)行自然對(duì)數(shù)變換，以消除時(shí)間序列中異方差問(wèn)題。GDP(Y)、國(guó)內(nèi)旅游收入(X1)和國(guó)際旅游收入(X2)取對(duì)數(shù)后，分別是lnY、lnX1和lnX2。本文的數(shù)據(jù)處理軟件為 Eviews6.0。

(二)模型設(shè)定和實(shí)證分析

本文選取 2000—2014年間的旅游收入指標(biāo)和 GDP 數(shù)據(jù)，在建立VAR 模型后，用單位根檢驗(yàn)，首先確定指標(biāo)變量的平穩(wěn)性；再利用協(xié)整理論判斷旅游收入和GDP之間的長(zhǎng)期均衡關(guān)系，采取格蘭杰因果檢驗(yàn)來(lái)判斷指標(biāo)之間的因果；最后利用脈沖響應(yīng)函數(shù)和方差分解，分析GDP對(duì)旅游收入指標(biāo)的反應(yīng)程度以及旅游收入數(shù)據(jù)沖擊的貢獻(xiàn)率情況，并將旅游收入和GDP之間的關(guān)系表示如下：

ZT=C+A1ZT-1+A2ZT-2+…+ApZT-p+βT

其中：ZT是由3個(gè)內(nèi)生變量組成的向量，即ZT=(Y，X1，X2)；Y、X1、X2依次表示GDP、國(guó)內(nèi)旅游收入、國(guó)際旅游收入；βT為隨機(jī)擾動(dòng)項(xiàng)；p為滯后階數(shù)。

1.數(shù)據(jù)平穩(wěn)性檢驗(yàn)

一般來(lái)說(shuō)，實(shí)際變量存在誤差，并不能形成理想、穩(wěn)定的時(shí)間序列，直接采用計(jì)量經(jīng)濟(jì)學(xué)方法易造成“偽回歸”虛象，造成學(xué)術(shù)研究失誤。因而，首先必須利用單位根檢驗(yàn)確定序列的單位根個(gè)數(shù)，如果含有單位根的非平穩(wěn)序列通過(guò)t次差分成為一個(gè)平穩(wěn)序列，而這個(gè)序列的t-1次時(shí)卻不平穩(wěn)，那么稱序列為t階單整序列[13]。本文對(duì)數(shù)據(jù)指標(biāo)進(jìn)行平穩(wěn)性檢驗(yàn)，結(jié)果如下。

進(jìn)行第一次單位根檢驗(yàn)后，得到GDP、國(guó)內(nèi)旅游收入以及國(guó)際旅游收入的t值分別為-0.114 807，-2.194 105，-1.436 528，大于各個(gè)置信水平下的臨界值-3.420 030，-3.342 253，-2.690 439，都不能拒絕存在單位根的原假設(shè)，說(shuō)明它們都是不平穩(wěn)的。在此基礎(chǔ)上，對(duì)GDP、國(guó)內(nèi)旅游收入以及國(guó)際旅游收入的對(duì)數(shù)值進(jìn)行一階差分。經(jīng)過(guò)一階差分后，lnY、lnX1和lnX2的T值還是遠(yuǎn)遠(yuǎn)大于1%、5%以及10%水平下的T值，且p值0.427 5，0.172 2，0.228 1都大于0.05，從而接受存在單位根的原假設(shè)，仍然存在著不平穩(wěn)性。再對(duì)GDP、國(guó)內(nèi)旅游收入和國(guó)際旅游收入的對(duì)數(shù)數(shù)值繼續(xù)進(jìn)行二階差分。

如表1所示，經(jīng)過(guò)二階差分后，發(fā)現(xiàn)GDP、國(guó)內(nèi)旅游收入以及國(guó)際旅游收入的T值都小于5%水平下的臨界值，故拒絕了存在單位根的原假設(shè)，表明二階差分序列都不存在單位根，是平穩(wěn)序列，即這些變量均為二階單整序列。

表1　變量的ADF二階差分單位根檢驗(yàn)結(jié)果

注：**表示5%的顯著性水平。

在國(guó)內(nèi)旅游收入、國(guó)際旅游收入以及GDP的二階差分序列都不存在單位根的基礎(chǔ)下，可以進(jìn)行相關(guān)協(xié)整檢驗(yàn)。

2.Johansen協(xié)整檢驗(yàn)

如果各個(gè)變量序列是非平穩(wěn)的單整序列，但它們的某種線性組合是平穩(wěn)的，則說(shuō)明變量之間是協(xié)整的。在上述平穩(wěn)性檢驗(yàn)中發(fā)現(xiàn)時(shí)間序列具有相同的單整階數(shù)，均為二階單整序列，因此可以對(duì)它們進(jìn)行協(xié)整關(guān)系的分析。

使用Johansen多變量系統(tǒng)極大似然估計(jì)法來(lái)檢驗(yàn)各變量序列之間是否存在協(xié)整關(guān)系。這種方法使用AIC、SC信息準(zhǔn)則、LR統(tǒng)計(jì)量及其他各項(xiàng)檢驗(yàn)方法作為選擇最優(yōu)滯后階數(shù)的標(biāo)準(zhǔn)，最后根據(jù)最優(yōu)化原則，確定用于協(xié)整檢驗(yàn)的VAR模型滯后階數(shù)為1。如表2所示。

表2　VAR滯后除數(shù)的選擇

注：*表示最優(yōu)滯后期數(shù)。

如果序列在偏離0的位置呈現(xiàn)，就說(shuō)明是隨機(jī)變動(dòng)或有線性趨勢(shì)，就有截距項(xiàng)；如果序列呈明顯的非線性變化趨勢(shì)，就說(shuō)明有趨勢(shì)項(xiàng)。根據(jù)lnY、lnX1、lnX2的序列，可看出它們都是有線性趨勢(shì)的截距項(xiàng)。于是國(guó)內(nèi)旅游收入和GDP協(xié)整檢驗(yàn)結(jié)果、國(guó)際旅游收入和GDP協(xié)整檢驗(yàn)結(jié)果如表3、4所示。

表3　國(guó)內(nèi)旅游收入和GDP協(xié)整檢驗(yàn)

根據(jù)觀察表格最后的p值，可以判斷出國(guó)內(nèi)旅游收入和GDP之間的協(xié)整關(guān)系?！皼](méi)有協(xié)整關(guān)系”這一原假設(shè)后的p值是0.004 4，小于置信信度0.05，拒絕原假設(shè)；而原假設(shè)就是表示沒(méi)有一個(gè)協(xié)整方程，拒絕原假設(shè)就表明存在著協(xié)整方程，即第二行表格后面的p值是0.173 8，大于0.05，接受原假設(shè)；而原假設(shè)表示最多一個(gè)協(xié)整方程，因此結(jié)果是存在一個(gè)協(xié)整方程。這表明在5%的顯著性水平下存在1個(gè)協(xié)整關(guān)系，即GDP和國(guó)內(nèi)旅游收入之間存在著長(zhǎng)期均衡關(guān)系。

由表4可知，跡檢驗(yàn)統(tǒng)計(jì)值為16.661 07，遠(yuǎn)遠(yuǎn)大于5%顯著性水平下的臨界值，因而拒絕原假設(shè)而接受至少存在一個(gè)協(xié)整關(guān)系命題；跡檢驗(yàn)統(tǒng)計(jì)量為1.059 159，小于5%顯著性水平下的臨界值，即接受原假設(shè)，而原假設(shè)是最多一個(gè)協(xié)整方程，因此結(jié)果是存在一個(gè)協(xié)整方程。這表明在5%的顯著性水平下存在1個(gè)協(xié)整關(guān)系，即GDP和國(guó)際旅游收入之間存在著長(zhǎng)期均衡關(guān)系。

表4　國(guó)際旅游收入和GDP協(xié)整檢驗(yàn)

表5給出了協(xié)整方程和誤差修正模型結(jié)果。協(xié)整方程表明，GDP與旅游收入(國(guó)內(nèi)、國(guó)外)之間的長(zhǎng)期均衡關(guān)系都是正向的。由此可見(jiàn)，旅游收入與GDP間長(zhǎng)期存在著互相促進(jìn)、共同發(fā)展的良好態(tài)勢(shì)。而GDP的國(guó)內(nèi)旅游收入長(zhǎng)期彈性是0.217 258，與GDP的國(guó)際旅游收入長(zhǎng)期彈性0.329 949差別甚微，說(shuō)明隨著國(guó)際來(lái)華游客的激增，相對(duì)于國(guó)際旅游收入的變化，國(guó)內(nèi)旅游收入的變化對(duì)GDP的影響程度較少。

協(xié)整方程解釋了GDP與旅游收入之間的長(zhǎng)期均衡關(guān)系，而誤差修正模型則用來(lái)分析它們之間的短期動(dòng)態(tài)關(guān)系。用協(xié)整方程的殘差作為表示“偏離均衡狀態(tài)”的誤差項(xiàng)包含到變量二階差分的向量自回歸模型中，則構(gòu)成誤差修正模型[14]。表5的結(jié)果顯示，誤差修正項(xiàng)的系數(shù)都是負(fù)的，這符合反向修正機(jī)制。這說(shuō)明當(dāng)系統(tǒng)實(shí)際數(shù)據(jù)偏離長(zhǎng)期均衡狀態(tài)時(shí)，GDP和旅游收入都會(huì)向均衡水平調(diào)整，相較之下，GDP的調(diào)整速度會(huì)更快一些。

表5　誤差修正模型的參數(shù)估計(jì)

注：括號(hào)里是t值。

3.Granger因果檢驗(yàn)

協(xié)整檢驗(yàn)結(jié)果表明變量之間是否存在長(zhǎng)期的均衡關(guān)系，而Granger因果檢驗(yàn)則是用來(lái)判斷一個(gè)變量的變化是否是另一個(gè)變量變化的原因，一個(gè)變量如果受到其他變量的滯后影響，則它們之間具有Granger因果關(guān)系。由于Granger因果檢驗(yàn)跟滯后的階數(shù)密切相關(guān)，在根據(jù)AIC和SC信息準(zhǔn)則，確定最佳滯后階數(shù)為1后，Granger因果關(guān)系檢驗(yàn)結(jié)果如表6所示。

表6　lnX1和lnY的Granger因果檢驗(yàn)結(jié)果

lnX1不是lnY的格蘭杰原因的概率是0.014 6，小于置信度0.05，所以“l(fā)nX1是lnY的格蘭杰原因”；同理，lnY不是lnX1的格蘭杰原因的概率是0.033 6，在置信度5%的前提下，小于置信度，所以，“l(fā)nY是lnX1的格蘭杰原因”。如表6所示，國(guó)內(nèi)旅游收入對(duì)GDP的增長(zhǎng)具有一定的影響，同時(shí)，GDP也會(huì)在一定程度上影響到國(guó)內(nèi)旅游收入的波動(dòng)起伏。即國(guó)內(nèi)旅游收入和GDP互為因果關(guān)系。

如表7所示，lnX2不是lnY的格蘭杰原因的概率是0.009 0，而0.009 0小于0.05的置信度，所以“l(fā)nX2是lnY的格蘭杰原因”。同理，lnY不是lnX2的格蘭杰原因的概率是0.643 9，在置信度5%的前提下，遠(yuǎn)遠(yuǎn)大于置信度，所以，“l(fā)nY不是lnX2的格蘭杰原因”。由此可見(jiàn)，國(guó)外入境游客所帶來(lái)的國(guó)際旅游收入或多或少影響著GDP，而GDP并不是造成國(guó)際旅游收入變化的原因。

表7　lnX1和lnY的Granger因果檢驗(yàn)結(jié)果

4.脈沖響應(yīng)函數(shù)分析

經(jīng)過(guò)前文的Johansen協(xié)整檢驗(yàn)發(fā)現(xiàn)，VAR模型中兩變量之間存在著長(zhǎng)期均衡關(guān)系，但在短期內(nèi)這些變量有可能受到外界的干擾而產(chǎn)生暫時(shí)性偏離均衡。脈沖響應(yīng)函數(shù)可以描述隨機(jī)擾動(dòng)項(xiàng)的一個(gè)標(biāo)準(zhǔn)差沖擊對(duì)變量當(dāng)前和未來(lái)動(dòng)態(tài)影響的趨勢(shì)變化。在對(duì)旅游收入變量(國(guó)內(nèi)、國(guó)外)進(jìn)行一個(gè)單位的沖擊，得到GDP的脈沖響應(yīng)函數(shù)圖，如圖1所示。橫軸表示沖擊作用的滯后期間數(shù)(單位：年)，縱軸表示GDP的變化程度；其中實(shí)線表示脈沖響應(yīng)函數(shù)，代表了GDP對(duì)各變量沖擊的反應(yīng)；虛線則表示正負(fù)兩倍標(biāo)準(zhǔn)差偏離帶。

圖1　脈沖響應(yīng)函數(shù)

從圖1左圖可以看出，當(dāng)給國(guó)內(nèi)旅游收入一個(gè)正沖擊后，GDP的反應(yīng)波動(dòng)不是很顯著，基本呈直線形式，但在3～7期間出現(xiàn)較小幅度的增長(zhǎng)波動(dòng)，直至第10期，國(guó)內(nèi)旅游收入沖擊帶來(lái)的正效應(yīng)影響依然存在并十分穩(wěn)定。

從圖1右圖可知，國(guó)際旅游收入對(duì)GDP帶來(lái)了正面的影響。當(dāng)在本期給國(guó)際旅游收入一個(gè)正沖擊后，GDP呈現(xiàn)小幅度的波動(dòng)，但從第1期到第4期，國(guó)際旅游收入始終對(duì)GDP的增加有著持久的促進(jìn)作用。

5.方差分解

脈沖響應(yīng)函數(shù)能夠定性分析GDP對(duì)于國(guó)內(nèi)旅游收入、國(guó)際旅游收入的沖擊的反應(yīng)軌跡，并不能定量衡量國(guó)內(nèi)旅游收入、國(guó)際旅游收入對(duì)GDP的沖擊程度。方差分解提供了另外一種描述系統(tǒng)動(dòng)態(tài)的方法，通過(guò)方差分解的方法記錄各變量的影響比重，從而分析各變量指標(biāo)的外生沖擊對(duì)內(nèi)生變量變化的貢獻(xiàn)度，確定各變量的重要程度。

圖2分別為國(guó)內(nèi)旅游收入、國(guó)際旅游收入沖擊對(duì)GDP的貢獻(xiàn)程度。其中橫軸表示沖擊作用的滯后期間數(shù)(單位：年)，縱軸便是各變量對(duì)GDP的貢獻(xiàn)率(單位：%)。從左圖中可以看出，從二期開(kāi)始，國(guó)內(nèi)旅游收入沖擊對(duì)GDP 的貢獻(xiàn)程度更大，隨著時(shí)間的逐漸推移，貢獻(xiàn)率平穩(wěn)上升，直到滯后期間數(shù)為10時(shí)更是達(dá)到了70%；國(guó)際旅游收入和國(guó)內(nèi)旅游收入類似，右圖可看出，從一期的0貢獻(xiàn)率開(kāi)始持續(xù)不斷增長(zhǎng)，直到10期達(dá)到貢獻(xiàn)率的制高點(diǎn)——42%左右，但是其貢獻(xiàn)率的增長(zhǎng)幅度遠(yuǎn)遠(yuǎn)小于國(guó)內(nèi)旅游收入對(duì)GDP的貢獻(xiàn)。由此可見(jiàn)，國(guó)內(nèi)旅游收入對(duì)GDP的影響最大，國(guó)際旅游收入對(duì)GDP的貢獻(xiàn)率相對(duì)較小。

圖2　方差分解

三、研究結(jié)論及政策建議

本文在國(guó)內(nèi)旅游、入境旅游快速發(fā)展的現(xiàn)實(shí)背景下，通過(guò)建立實(shí)證模型，利用脈沖響應(yīng)函數(shù)和方差分解技術(shù)論證了旅游收入各變量的沖擊對(duì)GDP的正面動(dòng)態(tài)影響。國(guó)內(nèi)旅游收入在促進(jìn)我國(guó)旅游經(jīng)濟(jì)的發(fā)展過(guò)程中發(fā)揮著重要的作用。政府應(yīng)貫徹“十八大”精神，在“十三五”戰(zhàn)略指導(dǎo)下，實(shí)施相關(guān)政策促進(jìn)朝陽(yáng)產(chǎn)業(yè)——旅游業(yè)的發(fā)展，鼓勵(lì)國(guó)內(nèi)居民去體驗(yàn)旅游的魅力，從而刺激旅游消費(fèi)，為國(guó)內(nèi)生產(chǎn)總值的增加和中國(guó)經(jīng)濟(jì)的騰飛起到更大的貢獻(xiàn)作用。國(guó)際旅游收入也是國(guó)內(nèi)生產(chǎn)總值增長(zhǎng)的重要原因。政府應(yīng)該繼續(xù)貫徹“大力發(fā)展入境旅游”的方針，促進(jìn)GDP的持續(xù)穩(wěn)健增長(zhǎng)。

鑒于此，提出以下政策建議：

1)合理安排節(jié)假日，完善帶薪休假制度。政府應(yīng)合理安排節(jié)假日，實(shí)現(xiàn)節(jié)假日與周末的有效銜接；增設(shè)地方性節(jié)假日以緩解出游時(shí)間過(guò)于集中所帶來(lái)的負(fù)面影響；完善帶薪休假制度，為居民提供更為充裕的出游時(shí)間，實(shí)現(xiàn)真正的錯(cuò)峰旅游。

2)加強(qiáng)精神文明建設(shè)，開(kāi)展健康旅游。全社會(huì)需要了解到精神文明對(duì)物質(zhì)文明所帶來(lái)的重要影響；政府需要加強(qiáng)相關(guān)精神文明建設(shè)及其宣傳力度，鼓勵(lì)居民參與積極健康的旅游活動(dòng)；游客也要提高自身素質(zhì)，文明出游，健康旅行，以此促進(jìn)中國(guó)經(jīng)濟(jì)持續(xù)、健康、穩(wěn)定的發(fā)展。

3)促進(jìn)收入結(jié)構(gòu)多元化，鼓勵(lì)消費(fèi)類型豐富性。一方面，通過(guò)政府的就業(yè)政策，提高整體就業(yè)率，營(yíng)造穩(wěn)定的金融市場(chǎng)，為人民創(chuàng)造出更多的收入渠道，塑造多元化的收入結(jié)構(gòu)，這是保證經(jīng)濟(jì)消費(fèi)增長(zhǎng)的重要因素；另一方面，豐富和改變居民的消費(fèi)方式，激發(fā)居民的消費(fèi)欲望，就能夠在閑暇時(shí)間增多情況下，實(shí)現(xiàn)居民出游的形式多樣化和旅行消費(fèi)的豐富化。

4)做好入境市場(chǎng)推廣，引導(dǎo)旅游產(chǎn)品轉(zhuǎn)型。我國(guó)入境旅游需擺脫“封閉型紅利”[15]，大力加強(qiáng)國(guó)家旅游形象的塑造、宣傳，在引入國(guó)外宣傳推廣模式的同時(shí)，積極培養(yǎng)本國(guó)旅游形象策劃宣傳人員，建設(shè)高水平專業(yè)市場(chǎng)宣傳人才隊(duì)伍。與此同時(shí)，積極規(guī)劃入境旅游精品路線及產(chǎn)品體系，引導(dǎo)入境旅游需求導(dǎo)向。

參考文獻(xiàn)

[1]李巧玲,陳道山.“現(xiàn)代旅游業(yè)興起的背景”近二十年國(guó)內(nèi)研究綜述[J].湖北教育學(xué)院學(xué)報(bào)，2006,23(9):63-65.

[2]中國(guó)旅游統(tǒng)計(jì)年鑒編委會(huì).中國(guó)旅游統(tǒng)計(jì)年鑒[G].北京:中國(guó)旅游出版社,2014.

[3]Chor Foon Tang,Eu Chye Tan.Does tourism effectively stimulate Malaysia's economic growth?[J].Tourism Management,2015,46(2):158-163.

[4]Larry Dwyer,Peter Forsyth.Assessing the benefits and costs of inbound tourism[J].Annals of Tourism Research,1993,20(4):751-768.

[5]Balaguer,J.,Cantavalla-Jorda,M.Tourism as A Long-run Economic Factor:The Spanish Case[J].Applied Economics,2002,34(6):877-884.

[6]Chi-OK Oh.The Contribution of Tourism Development to Economic Growth in the Korean Economic[J].Tourism Management,2005,26(1):39-44.

[7]劉長(zhǎng)生,簡(jiǎn)玉峰.我國(guó)旅游業(yè)發(fā)展與經(jīng)濟(jì)增長(zhǎng)的關(guān)系研究——基于不同省份的個(gè)體數(shù)據(jù)和面板數(shù)據(jù)分析[J].旅游科學(xué),2008(5):23-32.

[8]武春友,謝風(fēng)媛,全華.旅游發(fā)展與我國(guó)經(jīng)濟(jì)增長(zhǎng)關(guān)系的實(shí)證研究[J].科技與管理,2009,11(6):8-16.

[9]張晨.上海入境旅游與經(jīng)濟(jì)增長(zhǎng)關(guān)系的實(shí)證研究[J].上海經(jīng)濟(jì)研究,2009(3):87-91.

[10]姜乃源.延邊入境旅游與經(jīng)濟(jì)增長(zhǎng)關(guān)系的實(shí)證研究[D]：[碩士論文].延邊:延邊大學(xué),2015.

[11]趙磊,全華.中國(guó)國(guó)內(nèi)旅游消費(fèi)與經(jīng)濟(jì)增長(zhǎng)關(guān)系的實(shí)證分析[J].經(jīng)濟(jì)問(wèn)題,2011(4):32-38.

[12]張明旭.國(guó)內(nèi)旅游收入與國(guó)內(nèi)生產(chǎn)總值之間的關(guān)系——基于VAR模型的實(shí)證研究[J].經(jīng)濟(jì)研究導(dǎo)刊,2014(32):132-133.

[13]王純陽(yáng),黃福才.基于VAR模型的入境旅游需求影響因素研究——以美國(guó)客源市場(chǎng)為例[J].江西財(cái)經(jīng)大學(xué)學(xué)報(bào),2010(1):39-45.

[14]楊長(zhǎng)春,方璽.基于VAR模型的國(guó)際航空客運(yùn)運(yùn)輸與旅游服務(wù)貿(mào)易關(guān)系的實(shí)證分析[J].對(duì)外經(jīng)濟(jì)貿(mào)易大學(xué)學(xué)報(bào),2014(6):49-58.

[15]李創(chuàng)新.我國(guó)入境旅游的現(xiàn)狀、機(jī)遇與發(fā)展對(duì)策[J].商業(yè)時(shí)代,2013(23):118-119.

(責(zé)任編輯陳詠梅)

Empirical Study on Relationship between Tourism Income and GDP Based on VAR Model

ZHOU Yiqi

(Zhongnan University of Economics & Laws,Wuhan Hubei 430074)

[Abstract]Based on time series data, this paper studies the relationship between tourism income and GDP.In terms of indexes about domestic tourism income,inbound tourism income and GDP in the period of 2000 through 2014, the author utilizes VAR model and Granger causality test to test the reciprocal causality between these variables, and co-integration test is used to investigate their long—term relationship.The vector error correction model and impulse response function as well as the variance decomposition are also used to examine the dynamic relationship between data in the short term.The result indicates that the relation between GDP and international tourism is unilaterally influencing and domestic tourism income plays a much more prominent role in boosting GDP.

[Key words]domestic tourism income;inbound tourism income;GDP;granger causality test;impulse response

[收稿日期]2016-02-20

[作者簡(jiǎn)介]周伊琦，碩士生；研究方向：旅游經(jīng)濟(jì)。

[中圖分類號(hào)]F592

[文獻(xiàn)標(biāo)識(shí)碼]A

[文章編號(hào)]2095-4662(2016)03-0048-06

DOI編碼:10.3969/j.ISSN.2095-4662.2016.03.009