旅游業(yè)發(fā)展對(duì)區(qū)域經(jīng)濟(jì)增長(zhǎng)的效應(yīng)分析
——以黃山市為例

呂　儉,金　泉,王欽安

滁州學(xué)院地理信息與旅游學(xué)院，安徽滁州,239000

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旅游業(yè)發(fā)展對(duì)區(qū)域經(jīng)濟(jì)增長(zhǎng)的效應(yīng)分析
——以黃山市為例

呂儉,金泉,王欽安

滁州學(xué)院地理信息與旅游學(xué)院，安徽滁州,239000

摘要：基于2000-2014年黃山市旅游業(yè)和經(jīng)濟(jì)增長(zhǎng)數(shù)據(jù)，運(yùn)用Eviews6.0軟件，采用協(xié)整分析和Granger因果檢驗(yàn)方法，對(duì)黃山市旅游業(yè)發(fā)展對(duì)區(qū)域經(jīng)濟(jì)增長(zhǎng)的效應(yīng)進(jìn)行分析。ADF檢驗(yàn)結(jié)果表明：選取的LGDP、LDR、LFR指標(biāo)均為一階單整序列；Johansen協(xié)整檢驗(yàn)結(jié)果表明：黃山市旅游業(yè)發(fā)展與區(qū)域經(jīng)濟(jì)增長(zhǎng)存在長(zhǎng)期協(xié)整關(guān)系，且黃山市國(guó)內(nèi)旅游收入和旅游外匯收入每增長(zhǎng)1%，分別帶動(dòng)GDP增長(zhǎng)約0.815%和0.354%；向量誤差修正模型(ECM)顯示：黃山市GDP、旅游外匯收入、國(guó)內(nèi)旅游收入偏離長(zhǎng)期均衡的程度能夠以1.06049、9.229608、4.759272的調(diào)整力度得到修正；Granger因果檢驗(yàn)表明：黃山市國(guó)內(nèi)旅游收入是經(jīng)濟(jì)增長(zhǎng)的Granger成因，經(jīng)濟(jì)增長(zhǎng)是旅游外匯收入的Granger成因，國(guó)內(nèi)旅游收入與旅游外匯收入之間存在雙向因果關(guān)系。

關(guān)鍵詞：旅游業(yè)發(fā)展；經(jīng)濟(jì)增長(zhǎng)；Granger檢驗(yàn)；黃山市

1相關(guān)研究

區(qū)域經(jīng)濟(jì)增長(zhǎng)理論認(rèn)為，如果一個(gè)地區(qū)將其具有核心競(jìng)爭(zhēng)力的生產(chǎn)要素投入到高效率并具有產(chǎn)業(yè)帶動(dòng)作用的領(lǐng)域，則區(qū)域經(jīng)濟(jì)必然增長(zhǎng)[1]。研究證實(shí)，旅游業(yè)可以通過乘數(shù)效應(yīng)、產(chǎn)業(yè)關(guān)聯(lián)效應(yīng)以及外部性效應(yīng)等，以直接、間接和誘導(dǎo)影響三個(gè)階段發(fā)揮對(duì)區(qū)域經(jīng)濟(jì)的產(chǎn)業(yè)帶動(dòng)效應(yīng)[2]。基于此，旅游業(yè)被定位為支柱產(chǎn)業(yè)、主導(dǎo)產(chǎn)業(yè)、先導(dǎo)產(chǎn)業(yè)或龍頭產(chǎn)業(yè)等[3]。如果一個(gè)區(qū)域擁有符合經(jīng)濟(jì)發(fā)展趨勢(shì)且具有優(yōu)勢(shì)資源作支撐的主導(dǎo)產(chǎn)業(yè)、擁有產(chǎn)業(yè)之間緊密聯(lián)系的產(chǎn)業(yè)結(jié)構(gòu)以及由強(qiáng)大增長(zhǎng)中心為空間組織核心，各產(chǎn)業(yè)合理布局的空間結(jié)構(gòu)，就能實(shí)現(xiàn)本區(qū)域經(jīng)濟(jì)的快速增長(zhǎng)[4]。因此，諸多研究對(duì)旅游業(yè)發(fā)展與區(qū)域經(jīng)濟(jì)增長(zhǎng)之間的影響關(guān)系進(jìn)行分析[5]。Shan等是最早開始研究旅游業(yè)發(fā)展及其對(duì)經(jīng)濟(jì)增長(zhǎng)的直接效應(yīng)的學(xué)者之一，并最先提出“旅游業(yè)導(dǎo)致經(jīng)濟(jì)增長(zhǎng)”(Tourism-Led-Growth，簡(jiǎn)稱TLG)的假設(shè)[6]。Payne等認(rèn)為，旅游業(yè)和經(jīng)濟(jì)增長(zhǎng)的因果關(guān)系有兩個(gè)層面：第一，經(jīng)濟(jì)增長(zhǎng)導(dǎo)致旅游業(yè)發(fā)展。政府機(jī)構(gòu)和政策的有效性，在物質(zhì)和人力資本上的足夠投資以及國(guó)際旅游業(yè)的穩(wěn)定發(fā)展都能促進(jìn)旅游基礎(chǔ)設(shè)施的建設(shè)及整個(gè)行業(yè)的發(fā)展。第二，旅游業(yè)促進(jìn)經(jīng)濟(jì)增長(zhǎng)。旅游業(yè)作為經(jīng)濟(jì)增長(zhǎng)的發(fā)動(dòng)機(jī)，在整個(gè)經(jīng)濟(jì)中產(chǎn)生積極的外部性效應(yīng)[7]。對(duì)于旅游與經(jīng)濟(jì)增長(zhǎng)關(guān)系的測(cè)算，有的研究通過計(jì)算相關(guān)系數(shù)、彈性系數(shù)、貢獻(xiàn)率和灰色關(guān)聯(lián)度等指標(biāo)探討二者之間的關(guān)系[8-12]；有的研究則利用基于VAR 模型和誤差修正模型的協(xié)整和因果檢驗(yàn)、方差分解以及脈沖響應(yīng)、變參數(shù)的狀態(tài)空間模型等計(jì)量方法來分析二者之間的關(guān)系[13-15]。

黃山市自然景觀資源和旅游文化資源豐富，發(fā)展旅游業(yè)成效顯著。2014年，黃山地區(qū)共接待游客4165萬人次，同比增長(zhǎng)11.6%。其中，國(guó)內(nèi)旅游收入321.1億元，增長(zhǎng)12.9%；國(guó)際旅游創(chuàng)匯5.43億美元，增長(zhǎng)11.5%；旅游總收入354.4億元，增長(zhǎng)12.7%，占地區(qū)GDP份額69.87%[16]。鑒于此，有人認(rèn)為旅游產(chǎn)業(yè)已經(jīng)成為黃山市主要支柱產(chǎn)業(yè)和動(dòng)力產(chǎn)業(yè)[17]。為了明確黃山市未來產(chǎn)業(yè)的發(fā)展重心和方向，厘清占GDP比重較大的旅游產(chǎn)業(yè)與區(qū)域經(jīng)濟(jì)增長(zhǎng)之間的關(guān)系有重要價(jià)值。

2研究設(shè)計(jì)

2.1變量選取與數(shù)據(jù)來源

以國(guó)內(nèi)旅游收入(DR)、旅游外匯收入(FR)作為兩個(gè)度量黃山市旅游業(yè)發(fā)展水平的重要指標(biāo)，并選用國(guó)內(nèi)生產(chǎn)總值(GDP)這個(gè)變量作為度量黃山市經(jīng)濟(jì)增長(zhǎng)狀況的重要指標(biāo)?？紤]到數(shù)據(jù)之間的關(guān)系和數(shù)據(jù)的可得性，選用黃山市2000-2014年旅游總收入(TR)、旅游外匯收入(FR)、國(guó)內(nèi)生產(chǎn)總值(GDP)作為原始數(shù)據(jù)進(jìn)行處理。其中，數(shù)據(jù)來源于《黃山市統(tǒng)計(jì)年鑒》《黃山市年國(guó)民經(jīng)濟(jì)和社會(huì)發(fā)展統(tǒng)計(jì)公報(bào)》(2000-2014)，地區(qū)生產(chǎn)總值指數(shù)GDPI和居民消費(fèi)價(jià)格指數(shù)CPI、人民幣匯率數(shù)據(jù)作為中間變量，相關(guān)數(shù)據(jù)主要來源于《中國(guó)統(tǒng)計(jì)年鑒》(2000-2014)和《安徽省統(tǒng)計(jì)年鑒》(2000-2014)。

2.2數(shù)據(jù)處理

為能客觀真實(shí)地反映經(jīng)濟(jì)發(fā)展?fàn)顩r，并使14年來的數(shù)據(jù)具有可比性，剔除價(jià)格水平變動(dòng)、匯率變動(dòng)等因素影響，利用安徽省歷年地區(qū)生產(chǎn)總值指數(shù)和居民消費(fèi)價(jià)格指數(shù)等中間變量，將統(tǒng)計(jì)年鑒中的國(guó)內(nèi)生產(chǎn)總值(GDP)、旅游總收入(TR)、旅游外匯收入(FR)換算為以2000年不變價(jià)格計(jì)算的值，其中，實(shí)際旅游外匯收入FR的換算方法如下：首先，以2000-2014年人民幣對(duì)美元匯率為中間變量，將統(tǒng)計(jì)數(shù)據(jù)中的名義旅游外匯收入FR1(以美元為單位)轉(zhuǎn)換成名義旅游外匯收入FR2(以人民幣(萬元)為單位)；其次，以居民消費(fèi)價(jià)格指數(shù)CPI為中間變量換算出實(shí)際旅游外匯收入FR；最后，計(jì)算國(guó)內(nèi)旅游收入DR(實(shí)際DRt=實(shí)際TRt-實(shí)際FRt)。為避免數(shù)據(jù)序列的劇烈變化，對(duì)各變量取自然對(duì)數(shù)以消除變化趨勢(shì)和異方差，使變量的變化呈現(xiàn)線性化趨勢(shì)，而且這種變換不會(huì)影響變量之間的長(zhǎng)期協(xié)整關(guān)系。其中，LGDP、LTR、LFR表示自然對(duì)數(shù)化以后的黃山市GDP總量和旅游總收入、旅游外匯收入。

2.3檢驗(yàn)方法

對(duì)于時(shí)間序列變量而言，如果變量均值E(Xt)和方差VAR(Xt)都是與時(shí)間t無關(guān)的常數(shù)，則該時(shí)間序列就是平穩(wěn)序列。如果一個(gè)時(shí)間序列是非平穩(wěn)的，經(jīng)過d次差分后變成平穩(wěn)序列，則稱原序列是d階單整序列，記為I(d)。按照協(xié)整理論，經(jīng)ADF(Augmened Dickey-Fulle) 法檢驗(yàn)的變量若為同階單整的時(shí)間序列變量，則可以運(yùn)用Johansen協(xié)整檢驗(yàn)對(duì)變量之間的長(zhǎng)期均衡關(guān)系進(jìn)行考量。若協(xié)整關(guān)系存在，則運(yùn)用誤差修正模型對(duì)變量偏離長(zhǎng)期均衡的短期動(dòng)態(tài)調(diào)整機(jī)制進(jìn)行度量。

如果黃山市國(guó)內(nèi)旅游收入(LDR)、旅游外匯收入(LFR)與經(jīng)濟(jì)增長(zhǎng)變量(LGDP)之間存在協(xié)整關(guān)系，則使用向量誤差修正(VEC)模型進(jìn)行檢驗(yàn)。其中，黃山市國(guó)內(nèi)旅游收入LDR、外匯旅游收入LFR和經(jīng)濟(jì)增長(zhǎng)之間的誤差修正模型可表示為：

其中，ξt為隨機(jī)擾動(dòng)項(xiàng)；D表示一階差分；ecmt-1為變量協(xié)整關(guān)系中的誤差修正項(xiàng)；α0為誤差修正項(xiàng)系數(shù)；α1(i)、α2(i)為短期調(diào)整系數(shù)；n為滯后階數(shù)，按照AIC最小準(zhǔn)則選定。誤差修正項(xiàng)的系數(shù)α0可以解釋如下兩個(gè)層面：(1)可以對(duì)變量偏離長(zhǎng)期均衡的短期動(dòng)態(tài)調(diào)整機(jī)制(調(diào)整速度及方向)進(jìn)行測(cè)量；(2)可以辨別變量之間Granger因果關(guān)系的方向。

在VEC模型分析的基礎(chǔ)上，方差分解是通過每一個(gè)隨機(jī)擾動(dòng)項(xiàng)基于沖擊的方差對(duì)模型變量方差的貢獻(xiàn)度，評(píng)價(jià)該擾動(dòng)項(xiàng)對(duì)于模型內(nèi)生變量的影響和重要性。所有檢驗(yàn)均使用Eviews6.0軟件。

3數(shù)據(jù)分析

3.1數(shù)據(jù)平穩(wěn)性檢驗(yàn)

由圖1可知，LGDP、LDR、LFR三組變量在2000-2014年區(qū)間均呈現(xiàn)增長(zhǎng)趨勢(shì)，其中，LDR和LFR的非平穩(wěn)性非常顯著，但數(shù)據(jù)的平穩(wěn)性需要進(jìn)行單位根檢驗(yàn)。采用Augmented-Dickey-Fuller Test(簡(jiǎn)稱ADF檢驗(yàn)法)進(jìn)行單位根檢驗(yàn),結(jié)果表明：變量LGDP、LDR、LFR的原始值均大于1%顯著性水平下的臨界值，接受“存在單位根”的原假設(shè)，表明3個(gè)變量序列均是非平穩(wěn)的；在對(duì)LGDP、LDR、LFR的一階差分序列進(jìn)行檢驗(yàn)時(shí)，ADF統(tǒng)計(jì)值小于5%顯著性水平下的臨界值，拒絕“存在單位根”的原假設(shè)，表明變量序列為平穩(wěn)時(shí)間序列。綜上所述，GDP、TR和FR序列均為一階單整序列(表1)。

圖1　時(shí)間序列圖

表1　各變量單位根檢驗(yàn)

注：(1)D表示變量序列的一階差分。(2)檢驗(yàn)形式(c,t)中，c值表示是否含有常數(shù)項(xiàng)(0表示不含常數(shù)項(xiàng)， 1表示含有常數(shù)項(xiàng))；t值表示是否含有趨勢(shì)項(xiàng)(0表示不含趨勢(shì)項(xiàng)，1表示含有趨勢(shì)項(xiàng))；其中，保留常數(shù)項(xiàng)和趨勢(shì)項(xiàng)與否由t統(tǒng)計(jì)值是否顯著而確定。(3)各變量平穩(wěn)性檢驗(yàn)的原假設(shè)均為：變量為非平穩(wěn)序列，即存在單位根。

3.2VAR模型滯后階數(shù)P的確定

VAR模型在構(gòu)建過程中，首先要確定最佳滯后階數(shù)。在選擇滯后階數(shù)P的過程中，要注意以下幾點(diǎn)：滯后階數(shù)足夠大，模型估計(jì)的參數(shù)適中，模型估計(jì)的自由度適度大。在Eviews軟件中，結(jié)合數(shù)據(jù)時(shí)間序列區(qū)間，設(shè)定最大滯后階數(shù)(L=2)，并根據(jù)最大滯后階數(shù)的各種信息標(biāo)準(zhǔn)確定VAR模型的最佳滯后階數(shù)。如表2所示，5個(gè)評(píng)價(jià)指標(biāo)(LR值、FPE值、AIC值、SC值、HQ值)中有4個(gè)(FPE值、AIC值、SC值、HQ值)認(rèn)為最佳滯后階數(shù)為2，故建立VAR(2)模型。

表2　VAR模型的最佳滯后階數(shù)檢驗(yàn)

注：表中用“*”號(hào)表示從每一列標(biāo)準(zhǔn)中選的最佳滯后數(shù)。

3.3VAR模型穩(wěn)定性檢驗(yàn)

圖2　VAR模型的穩(wěn)定性檢驗(yàn)

如果被估計(jì)的VAR模型所有根的模的倒數(shù)小于1(即位于單位圓內(nèi))，則其是穩(wěn)定的。如果模型不穩(wěn)定，將影響檢驗(yàn)結(jié)果的有效性。據(jù)圖2所示，VAR(2)模型有兩個(gè)根的模的倒數(shù)落在單位圓之外，表明該模型是一個(gè)非平穩(wěn)系統(tǒng)，因此需要通過變量間協(xié)整檢驗(yàn)進(jìn)行驗(yàn)證。

3.4變量間的協(xié)整檢驗(yàn)

如果面板數(shù)據(jù)變量是不平穩(wěn)的，就不可以直接進(jìn)行回歸分析；否則，數(shù)據(jù)分析結(jié)論中會(huì)有偽回歸現(xiàn)象的存在。如前所述，數(shù)據(jù)的平穩(wěn)性一般通過差分的方法實(shí)現(xiàn)。協(xié)整檢驗(yàn)要求檢驗(yàn)變量必須是單整變量且階數(shù)相同，才可實(shí)現(xiàn)協(xié)整。表1單位根檢驗(yàn)表明，面板數(shù)據(jù)序列滿足協(xié)整檢驗(yàn)的同階單整條件，故可以利用協(xié)整檢驗(yàn)來分析他們之間的長(zhǎng)期動(dòng)態(tài)關(guān)系。面板協(xié)整檢驗(yàn)的方法有很多種，由于本研究涉及三變量之間的協(xié)整檢驗(yàn)，且檢驗(yàn)樣本數(shù)量較少，故采用Johansen方法進(jìn)行檢驗(yàn)。

由表3可知，當(dāng)H0：r=0時(shí)，48.12115(跡統(tǒng)計(jì)量)>29.79707(5%顯著水平的臨界值)，25.24272(Max-Eigen統(tǒng)計(jì)量)> 21.13162(5%顯著水平的臨界值)，所以拒絕零假設(shè)H0，即認(rèn)為L(zhǎng)GDP、LDR、LFR之間存在協(xié)整關(guān)系(R>0)；進(jìn)一步檢驗(yàn)，由于H0：r≤1時(shí)，22.87842(跡統(tǒng)計(jì)量)>15.49471(5%顯著水平的臨界值)，19.92977(Max-Eigen統(tǒng)計(jì)量)>14.2646(5%顯著水平的臨界值)，所以拒絕零假設(shè)H0，即認(rèn)為在5%的顯著水平下，變量之間存在至少2個(gè)協(xié)整關(guān)系(R>1)；進(jìn)一步檢驗(yàn)，由于H0：r≤2時(shí)，2.948649(跡統(tǒng)計(jì)量)<3.841466(5%顯著水平的臨界值)，2.948649(Max-Eigen統(tǒng)計(jì)量)<3.841466(5%顯著水平的臨界值)，所以接受零假設(shè)H0，即認(rèn)為在5%的顯著水平下，變量之間存在至多2個(gè)協(xié)整關(guān)系(R≤2)。綜上所述，變量之間存在2個(gè)協(xié)整關(guān)系。

表3　變量間的Johansen協(xié)整檢驗(yàn)

注：觀測(cè)序列有線性確定性趨勢(shì)，協(xié)整方程(CE)僅有截距。

3.5模型的建立

通過上述協(xié)整分析，發(fā)現(xiàn)黃山市旅游業(yè)發(fā)展與區(qū)域經(jīng)濟(jì)增長(zhǎng)之間存在協(xié)整關(guān)系。因此，可以通過建立模型對(duì)黃山市旅游業(yè)發(fā)展與經(jīng)濟(jì)增長(zhǎng)之間的拉動(dòng)效應(yīng)關(guān)系進(jìn)行分析。

參考柯布一道格拉斯生產(chǎn)函數(shù)形式建立拉動(dòng)效果模型，如下：

其中，GDPt表示國(guó)內(nèi)生產(chǎn)總值，F(xiàn)Rt表示旅游外匯收入，DRt表示國(guó)內(nèi)旅游收入，A代表其他行業(yè)的要素增長(zhǎng)率,α是外匯旅游收入系數(shù)，β是國(guó)內(nèi)旅游收入系數(shù)，t是時(shí)間向量。

對(duì)上述公式作對(duì)數(shù)處理，結(jié)果如下式所示：

LGDPt= LAt+α×LFRt+β×LDRt+μt，其中，μt為隨機(jī)誤差項(xiàng)。

通過使用Eviews6.0軟件，建立回歸方程如下：

LGDP=7.759298-0.069727×LFRt

(0.438977)(0.122908)

+0.551248×LDR

(0.100652)

(注：括號(hào)內(nèi)的數(shù)值為回歸系數(shù)的標(biāo)準(zhǔn)誤。)

其中，ln(FR)的p值為0.5810，在5%顯著性水平下接受原假設(shè)，即ln(FR)對(duì)ln(GDP)的影響不顯著。此外，R2=0.954314，DW=0.740075，即發(fā)現(xiàn)殘差項(xiàng)有較強(qiáng)的一階自相關(guān)性，考慮加入適當(dāng)?shù)臏箜?xiàng)消除殘差序列的自相關(guān)性，運(yùn)用廣義差分法估計(jì)模型。運(yùn)用科克倫—奧克特(Cochrane-Orcutt)迭代法，經(jīng)過擬合，最終確定回歸模型為：

LGDP=7.410530+0.354099×LFR

(1.431678)(0.106040)

+0.815426×LDR

(0.184346)

其中，AR(1)=1.153509

(0.321530)

(注：LFR*LDR表示模型存在交互效應(yīng)，括號(hào)內(nèi)的數(shù)值為回歸系數(shù)的標(biāo)準(zhǔn)誤。)

其中，AR(1)為模型ut=ρ×ut-1+vt中ρ的估計(jì)值(vt是滿足回歸模型基本假定的隨機(jī)誤差項(xiàng))，R2=0.981492，DW=1.951376。此時(shí)模型已經(jīng)消除了自相關(guān)性的影響。上述方程中的系數(shù)表示：長(zhǎng)期來看，在其他條件不變的情況下，黃山市外匯旅游收入每變動(dòng)1%，其國(guó)內(nèi)生產(chǎn)總值將同向變動(dòng)0.354%；黃山市國(guó)內(nèi)旅游收入每變動(dòng)1%，其國(guó)內(nèi)生產(chǎn)總值將同方向變動(dòng)0.815%。

3.6ECM修正模型

根據(jù)Granger原理，如果變量之間存在協(xié)整關(guān)系，但短期可能由于某種原因偏離長(zhǎng)期均衡，因此需要建立ECM模型，從而反映變量短期偏離長(zhǎng)期均衡的調(diào)整修正機(jī)制。如表4所示：各因變量的短期波動(dòng)除了受到各相關(guān)自變量滯后期波動(dòng)的影響，也受誤差修正項(xiàng)(Ecm)的影響。

由上述誤差修正模型看出，LGDP的短期波動(dòng)受LFR的短期波動(dòng)、LDR的短期波動(dòng)、LGDP(-1)的短期波動(dòng)以及誤差修正項(xiàng)的影響。其中，誤差修正項(xiàng)有兩個(gè)協(xié)整方程，對(duì)于協(xié)整方程1來說，如果本期的GDP、外匯旅游收入、國(guó)內(nèi)旅游收入偏離長(zhǎng)期均衡，在下一時(shí)期這種偏離度將以1.06049、9.229608、4.759272的調(diào)整力度進(jìn)行修正，使其收斂到長(zhǎng)期均衡。對(duì)于協(xié)整方程2來說，誤差修正項(xiàng)的系數(shù)為負(fù)值，符合反向修正機(jī)制，當(dāng)短期波動(dòng)偏離長(zhǎng)期均衡時(shí)，系統(tǒng)將以-0.062735、-3.282841、-1.42313的調(diào)整力度進(jìn)行修正，使其收斂到長(zhǎng)期均衡。從表4可知，以D(LGDP)為因變量的模型整體的對(duì)數(shù)似然值為47.853 59，誤差修正模型的AIC和SC信息值分別為-6.439014和-6.178268，可以證明模型整體擬合的較好，模型的解釋力較強(qiáng)。

表4　ECM修正模型

由表4可知，誤差修正項(xiàng)與各變量滯后項(xiàng)的組合對(duì)于D(LGDP)和D(LDR)的解釋能力較強(qiáng)(調(diào)整R2分別為0.927242和0.893133)，對(duì)于D(LFR)的解釋能力較弱(調(diào)整R2為0.690 412)。由表可知，且DR(滯后一期)對(duì)GDP增長(zhǎng)的短期彈性為0.081432，即：國(guó)內(nèi)旅游收入每增長(zhǎng)1%，短期內(nèi)(一年內(nèi))可以拉動(dòng)GDP增長(zhǎng)約0.08%；FR(滯后一期)對(duì)GDP增長(zhǎng)的短期彈性為0.095 538，即旅游外匯收入每增長(zhǎng)1%，短期內(nèi)(一年內(nèi))可以拉動(dòng)GDP增長(zhǎng)約0.09%。

3.7Granger因果關(guān)系檢驗(yàn)

上述分析顯示，國(guó)內(nèi)旅游收入、旅游外匯收入與經(jīng)濟(jì)增長(zhǎng)之間存在協(xié)整關(guān)系，但各變量之間是否構(gòu)成因果關(guān)系及互為因果的方向，則需要運(yùn)用Granger因果關(guān)系檢驗(yàn)進(jìn)行分析。由于Granger因果關(guān)系檢驗(yàn)對(duì)各變量的滯后階數(shù)反應(yīng)較為敏感，因此，本文取滯后1階和2階來分別進(jìn)行分析，分析結(jié)果如表5。

根據(jù)表5，滯后1期時(shí)，當(dāng)顯著水平為10%時(shí)，黃山市國(guó)內(nèi)旅游收入是經(jīng)濟(jì)增長(zhǎng)的Granger成因，經(jīng)濟(jì)增長(zhǎng)是旅游外匯收入的Granger成因，國(guó)內(nèi)旅游收入與旅游外匯收入之間存在雙向因果關(guān)系。

表5　Granger因果關(guān)系檢驗(yàn)

3.8基于VEC模型的方差分解

如表6所示，對(duì)三變量進(jìn)行預(yù)測(cè)均方誤差分解。其中，在對(duì)黃山市LGDP變量進(jìn)行的預(yù)測(cè)均方誤差

表6　方差分解結(jié)果

分解中，在短期，往期經(jīng)濟(jì)增長(zhǎng)對(duì)其本身增長(zhǎng)的貢獻(xiàn)較大，其中，第2年的比率高達(dá)92.06%。但從長(zhǎng)期來看，黃山市國(guó)內(nèi)旅游收入(LDR)對(duì)經(jīng)濟(jì)增長(zhǎng)(LGDP)的貢獻(xiàn)在上升，從第2年的7.77%上升到第10年的41.64%，但外匯旅游收入(LFR)對(duì)經(jīng)濟(jì)增長(zhǎng)(LGDP)的貢獻(xiàn)雖然在上升，但貢獻(xiàn)比例較小，第10年只達(dá)到1.11%。由上述分析可以推斷，黃山市國(guó)內(nèi)旅游收入對(duì)經(jīng)濟(jì)增長(zhǎng)的貢獻(xiàn)要遠(yuǎn)大外匯旅游收入對(duì)經(jīng)濟(jì)增長(zhǎng)的貢獻(xiàn)。

4結(jié) 論

利用2000-2014年數(shù)據(jù)，運(yùn)用數(shù)理統(tǒng)計(jì)分析，對(duì)黃山市旅游業(yè)發(fā)展與區(qū)域經(jīng)濟(jì)增長(zhǎng)之間的拉動(dòng)效應(yīng)進(jìn)行分析，取得如下認(rèn)識(shí)：

(1)變量協(xié)整檢驗(yàn)顯示，盡管黃山市國(guó)內(nèi)旅游收入、旅游外匯收入和地區(qū)GDP短期內(nèi)均呈現(xiàn)非均衡趨勢(shì)，但各變量之間存在長(zhǎng)期穩(wěn)定的協(xié)整關(guān)系，即黃山市外匯旅游收入每變動(dòng)1%，國(guó)內(nèi)生產(chǎn)總值將同向變動(dòng)0.354%，黃山市國(guó)內(nèi)旅游收入每變動(dòng)1%，其國(guó)內(nèi)生產(chǎn)總值將同方向變動(dòng)0.815%。說明長(zhǎng)期來看，國(guó)內(nèi)旅游收入相比外匯旅游收入而言，對(duì)經(jīng)濟(jì)增長(zhǎng)的拉動(dòng)效應(yīng)更大。鑒于旅游業(yè)對(duì)區(qū)域經(jīng)濟(jì)的拉動(dòng)效應(yīng)，黃山市政府在制定區(qū)域經(jīng)濟(jì)政策時(shí)，要注重維護(hù)區(qū)域旅游資源的稟賦，在資源保護(hù)性利用的基礎(chǔ)上，注重實(shí)現(xiàn)景區(qū)景點(diǎn)的豐度和深度開發(fā)，通過旅游產(chǎn)業(yè)結(jié)構(gòu)調(diào)整、旅游產(chǎn)品品質(zhì)提升等創(chuàng)新舉措，增強(qiáng)旅游吸引力，從而在更大程度上促進(jìn)經(jīng)濟(jì)增長(zhǎng)。

(2)修正誤差模型檢驗(yàn)表明，如果當(dāng)期GDP波動(dòng)偏離了長(zhǎng)期均衡，系統(tǒng)在下期將以1.060 49的調(diào)整幅度將非均衡狀態(tài)拉回至均衡狀態(tài)，可見，修正力度比較緩慢；同理，若國(guó)內(nèi)旅游收入波動(dòng)偏離長(zhǎng)期均衡，系統(tǒng)將以4.759 272的調(diào)整幅度促使其向均衡水平接近；若旅游外匯收入波動(dòng)偏離長(zhǎng)期均衡，系統(tǒng)將以9.229 608的調(diào)整幅度將其拉回均衡狀態(tài)。說明黃山市的國(guó)內(nèi)旅游收入、旅游外匯收入偏離長(zhǎng)期均衡的程度能夠得到快速的修正。需要注意的是，在向量誤差修正模型中, 第二個(gè)協(xié)整方程的系數(shù)是負(fù)數(shù), 說明起到了反向修正的作用。除此之外，國(guó)內(nèi)旅游收入對(duì)GDP增長(zhǎng)的短期彈性是0.081432<0.815(長(zhǎng)期彈性)，旅游外匯收入對(duì)GDP增長(zhǎng)的短期彈性是0.095 538<0.354(長(zhǎng)期彈性)，說明國(guó)內(nèi)旅游收入和旅游外匯收入對(duì)經(jīng)濟(jì)增長(zhǎng)的長(zhǎng)期拉動(dòng)效應(yīng)較大，黃山市國(guó)內(nèi)外旅游市場(chǎng)的長(zhǎng)期開發(fā)潛力巨大，在短期也能發(fā)揮對(duì)經(jīng)濟(jì)增長(zhǎng)的拉動(dòng)效應(yīng)。因此，黃山市政府應(yīng)在繼續(xù)大力開發(fā)國(guó)內(nèi)旅游市場(chǎng)的基礎(chǔ)上，同時(shí)注重開發(fā)境外市場(chǎng)。

(3)Granger因果關(guān)系檢驗(yàn)顯示，滯后1期時(shí)，當(dāng)顯著水平為10%時(shí)，黃山市國(guó)內(nèi)旅游收入是經(jīng)濟(jì)增長(zhǎng)的Granger成因，經(jīng)濟(jì)增長(zhǎng)是旅游外匯收入的Granger成因，國(guó)內(nèi)旅游收入與旅游外匯收入之間存在雙向因果關(guān)系。表明黃山市國(guó)內(nèi)旅游收入對(duì)經(jīng)濟(jì)增長(zhǎng)的貢獻(xiàn)要遠(yuǎn)大外匯旅游收入對(duì)經(jīng)濟(jì)增長(zhǎng)的貢獻(xiàn)，短期內(nèi)黃山地區(qū)的經(jīng)濟(jì)增長(zhǎng)促進(jìn)了旅游外匯收入的增加，且國(guó)內(nèi)旅游收入與旅游外匯收入之間互相促進(jìn)。因此，黃山市政府需要大力發(fā)展旅游業(yè)，同時(shí)致力于多渠道發(fā)展區(qū)域經(jīng)濟(jì)，實(shí)現(xiàn)旅游業(yè)與區(qū)域經(jīng)濟(jì)之間的協(xié)同發(fā)展和良性循環(huán)。

參考文獻(xiàn)：

[1]孫久文,葉裕民.區(qū)域經(jīng)濟(jì)學(xué)教程[M].2版.北京:中國(guó)人民大學(xué)出版社,2003:45

[2]趙玉婷.旅游業(yè)對(duì)我國(guó)經(jīng)濟(jì)增長(zhǎng)的效應(yīng)分析[J].黑龍江對(duì)外貿(mào)易,2008(11):103-104

[3]黃遠(yuǎn)水,宋子千.區(qū)域旅游產(chǎn)業(yè)定位研究綜論[J].長(zhǎng)春理工大學(xué)學(xué)報(bào)：社會(huì)科學(xué)版,2008,21(1):50-53

[4]魏后凱.現(xiàn)代區(qū)域經(jīng)濟(jì)學(xué)[M].北京:經(jīng)濟(jì)管理出版社,2006:205

[5]趙磊.中國(guó)旅游發(fā)展與經(jīng)濟(jì)增長(zhǎng)：基于省際面板數(shù)據(jù)的協(xié)整分析[J].旅游科學(xué),2013,29(1):40-57

[6]Shan J,Wilson K.Causality between trade and tourism：empirical evidence from China[J].Applied Economics Letters,2001,8(4):279-283

[7]Payne,J E,Mervar A.The tourism-growth nexus in Croatia. Tourism Economics[J].2010,16(4):1089-1094

[8]吳國(guó)新.旅游產(chǎn)業(yè)發(fā)展與我國(guó)經(jīng)濟(jì)增長(zhǎng)的相關(guān)性分析[J].上海應(yīng)用技術(shù)學(xué)院學(xué)報(bào)，2003,3(4):238-241

[9]周四軍,張墨格.中國(guó)旅游業(yè)發(fā)展與經(jīng)濟(jì)增長(zhǎng)的統(tǒng)計(jì)分析[J].統(tǒng)計(jì)與信息論壇,2006,21(4):60-64

[10]楊智勇.旅游消費(fèi)與經(jīng)濟(jì)增長(zhǎng)的互動(dòng)效應(yīng)實(shí)證分析[J].內(nèi)蒙古財(cái)經(jīng)學(xué)院學(xué)報(bào),2006(2):27-30

[11]陶金龍.蘇州市旅游業(yè)經(jīng)濟(jì)拉動(dòng)效應(yīng)的實(shí)證分析[J].社會(huì)科學(xué)家,2004(5):99-102

[12]蘇繼偉，邱沛光.旅游業(yè)對(duì)地區(qū)經(jīng)濟(jì)發(fā)展的貢獻(xiàn)分析[J].統(tǒng)計(jì)與決策,2005(8):115-116

[13]陳友龍.我國(guó)旅游業(yè)發(fā)展與經(jīng)濟(jì)增長(zhǎng)的因果關(guān)系研究[J].衡陽師范學(xué)院學(xué)報(bào),2006,27(1):93-96

[14]和紅,葉民強(qiáng).中國(guó)旅游業(yè)與經(jīng)濟(jì)增長(zhǎng)相關(guān)關(guān)系的動(dòng)態(tài)分析[J].社會(huì)科學(xué)輯刊，2006(2):134-138

[15]譚偉,張建升.入境旅游對(duì)經(jīng)濟(jì)增長(zhǎng)的動(dòng)態(tài)影響及地區(qū)差異研究：以廣東省和云南省的比較為例[J].旅游論壇，2011,4(4):69-72

[16]黃山市2014年國(guó)民經(jīng)濟(jì)和社會(huì)發(fā)展統(tǒng)計(jì)公報(bào)[EB/OL].[2015-04-18].http://web.huangshan.gov.cn/JA031/NewsView.Aspx?id=96409

[17]張靜,朱紅兵.黃山市旅游產(chǎn)業(yè)對(duì)國(guó)民經(jīng)濟(jì)發(fā)展貢獻(xiàn)的分析[J].黃山學(xué)院學(xué)報(bào),2013,15(4):18-23

(責(zé)任編輯：周博)

doi:10.3969/j.issn.1673-2006.2016.07.006

收稿日期：2016-03-18

基金項(xiàng)目：安徽高校人文社會(huì)科學(xué)重點(diǎn)研究基地招標(biāo)項(xiàng)目“新媒體背景下江淮分水嶺區(qū)域農(nóng)家樂旅游營(yíng)銷策略研究”(SK2015A179)。

作者簡(jiǎn)介：呂儉(1987-)，女，河南南陽人，碩士，助教，主要研究方向：旅游產(chǎn)業(yè)經(jīng)濟(jì)。

中圖分類號(hào)：F592.7

文獻(xiàn)標(biāo)識(shí)碼：A

文章編號(hào)：1673-2006(2016)07-0019-06