旅游發(fā)展與經(jīng)濟增長、第三產(chǎn)業(yè)增長的動態(tài)關系研究
——以安徽省為例

王方方

（蘭州財經(jīng)大學　統(tǒng)計學院，甘肅　蘭州　730030）

旅游發(fā)展與經(jīng)濟增長、第三產(chǎn)業(yè)增長的動態(tài)關系研究
——以安徽省為例

王方方

（蘭州財經(jīng)大學統(tǒng)計學院，甘肅蘭州730030）

本文研究1979-2014年間安徽省旅游發(fā)展與經(jīng)濟增長、第三產(chǎn)業(yè)增長的關系，運用格蘭杰因果檢驗和EG兩步協(xié)整模型分析經(jīng)濟增長和第三產(chǎn)業(yè)增長與旅游經(jīng)濟長期協(xié)整關系和因果關系；結(jié)果顯示，安徽省旅游經(jīng)濟發(fā)展與第三產(chǎn)業(yè)、經(jīng)濟增長之間存在長期穩(wěn)定的均衡關系，且經(jīng)濟增長到旅游經(jīng)濟是雙向的格蘭杰因果關系，第三產(chǎn)業(yè)到旅游經(jīng)濟是單向的格蘭杰因果關系.

單位根檢驗；格蘭杰檢驗；協(xié)整檢驗

安徽省位于中國東南部，是華東地區(qū)重要的內(nèi)陸省份. 2014年安徽省第三產(chǎn)業(yè)總值和安徽省旅游總收入分別為7952億元和3431億元，旅游收入占第三產(chǎn)業(yè)的比例為47.3%，國際旅游外匯收入和國內(nèi)旅游收入分別為1960百萬美元和3309億元.從改革開放以來，中國第三產(chǎn)業(yè)在國民經(jīng)濟所占的比重大幅度提高，旅游業(yè)也得到很大的發(fā)展，安徽省的旅游經(jīng)濟產(chǎn)業(yè)日漸壯大.

1　文獻綜述、變量選取與數(shù)據(jù)處理

在對旅游經(jīng)濟與經(jīng)濟增長之間的關系的研究中，吳中才（2007）運用協(xié)整和格蘭杰檢驗發(fā)現(xiàn)中國入境旅游對中國的經(jīng)濟增長具有拉動作用，并且兩者之間存在著長期的均衡關系.趙磊等（2014）運用空間計量模型在考慮空間效應研究中國旅游發(fā)展與經(jīng)濟增長之間的聯(lián)系，中國旅游發(fā)展與經(jīng)濟增長存在空間依賴性，旅游發(fā)展對經(jīng)濟增長具有正向的促進作用.查芳（2011）運用宏觀經(jīng)濟學理論和索洛經(jīng)濟增長模型探討中國旅游經(jīng)濟與經(jīng)濟增長之間的關系，研究結(jié)果表明旅游經(jīng)濟和經(jīng)濟增長之間存在長期的協(xié)整關系，經(jīng)濟增長對旅游經(jīng)濟具有明顯的正向相關的作用.

在對安徽省旅游產(chǎn)業(yè)和經(jīng)濟增長的研究層出不窮，章錦河和張勇研究安徽省皖南地區(qū)旅游資源的空間分布形式，指出皖南地區(qū)旅游區(qū)整體體的網(wǎng)絡連接性和通達性差，加強與加快完善皖南旅游區(qū)交通網(wǎng)絡體系建設.對安徽省旅游經(jīng)濟的研究，程進和陸林（2010）研究安徽省17個地市，分析安徽省區(qū)域旅游經(jīng)濟差異的時間變化態(tài)勢和空間的變化特征，發(fā)現(xiàn)安徽省各地實踐旅游經(jīng)濟在空間上存在著明顯的梯度差異.張毓和宋徽（2013）研究皖北地區(qū)六省旅游經(jīng)濟和經(jīng)濟增長，旅游經(jīng)濟的增長拉動了經(jīng)濟的增長.

我國旅游業(yè)發(fā)展起步較晚，國內(nèi)學者對其的研究較為鮮見.綜觀國內(nèi)外現(xiàn)有文獻，本文主要選擇了實際旅游總收入（Rtrt）作為旅游業(yè)發(fā)展的代理變量.對于經(jīng)濟增長和第三產(chǎn)業(yè)發(fā)展的衡量，本文與現(xiàn)有文章類似，主要選擇實際國內(nèi)生產(chǎn)總值（Rgdp）和第三產(chǎn)業(yè)增加值（Rdsc）作為其代理變量.本文研究所選用的時間跨度為1979年到2014年，所有數(shù)據(jù)均來源于中宏網(wǎng)統(tǒng)計數(shù)據(jù)庫和歷年《安徽省統(tǒng)計年鑒》.本文對所有以貨幣形式表現(xiàn)的變量均以1979為基期的同比消費價格指數(shù)進行了平減；為了避免建模時可能會出現(xiàn)的異方差問題，本文對所有變量進行了對數(shù)化處理，分別以lnRtrt（旅游業(yè)發(fā)展）、lnRgdp（經(jīng)濟增長）和lnRdsc（第三產(chǎn)業(yè)發(fā)展）表示.

2　實證結(jié)果分析

2.1平穩(wěn)性檢驗

變量的平穩(wěn)性是建立模型的前提，只有當各變量均為同階單整時，長期均衡協(xié)整關系才有可能會存在.旅游業(yè)發(fā)展（lnRtrt）、經(jīng)濟增長（lnRgdp）和第三產(chǎn)業(yè)發(fā)展（lnRdsc）的原始序列和差分序列圖顯示結(jié)果.（因篇幅問題，本文左右圖表沒有列出，如需圖表，請向作者索要）

由各變量的對數(shù)化原始時間序列圖可以看出各對數(shù)化變量均為非平穩(wěn)序列；對其進行差分，差分后的序列圖可以看到各差分變量可能為平穩(wěn)序列.進一步，本文采取了更為嚴格的計量模型——ADF檢驗對各變量的平穩(wěn)性進行了檢驗，檢驗結(jié)果已出，lnRtrt、lnRgdp和lnRdsc在1%、5%和10%的顯著性水平上均為不平穩(wěn)序列，存在單位根；而它們的差分序列在5%和10%的顯著性水平上是平穩(wěn)序列，均為差分平穩(wěn)過程，因此原序列為I（1）過程，可以對變量間的長期均衡和因果關系進行分析.

2.2協(xié)整檢驗結(jié)果

由前文單位根檢驗可以看到，各變量均是一階單整的，因此可以對變量間的長期均衡關系進行分析.本文主要采用E-G兩步法檢驗變量間的協(xié)整關系，首先運用Eviews7.2計量軟件分別估計旅游發(fā)展與經(jīng)濟增長、第三產(chǎn)業(yè)發(fā)展的回歸模型，估計結(jié)果如下:

然后，對上述所估計方程的殘差做ADF單位檢驗，檢驗結(jié)果如表3所示.由表3可以看到，方程①的殘差在5%和10%顯著性水平上拒絕存在單位根的原假設，即旅游發(fā)展和經(jīng)濟增長之間存在長期均衡關系.而方程②的殘差在1%、5%和10%顯著性水平上均拒絕了存在單位根的原假設，即旅游發(fā)展和第三產(chǎn)業(yè)發(fā)展之間同樣存在著長期均衡關系.方程①和方程②的擬合優(yōu)度分別為0.9797和0.9796，而調(diào)整的擬合優(yōu)度也達到了0.9791和0.9790，且F統(tǒng)計量數(shù)值較大，可見旅游發(fā)展和經(jīng)濟增長、第三產(chǎn)業(yè)發(fā)展間協(xié)整方程的整體解釋度較強.變量前的回歸系數(shù)反映了旅游業(yè)發(fā)展對經(jīng)濟增長和第三產(chǎn)業(yè)發(fā)展的彈性.當實際地區(qū)生產(chǎn)總值每增加1%，實際旅游總收入增加2.4471%；當實際第三產(chǎn)業(yè)總值每增加1%，實際旅游總收入增加2.1523%.可以看到，安徽省經(jīng)濟增長和第三產(chǎn)業(yè)的發(fā)展對于促進旅游業(yè)發(fā)展均具有重要作用，且整體經(jīng)濟發(fā)展對旅游發(fā)展的促進作用明顯要高于第三產(chǎn)業(yè)的發(fā)展，進一步表明了旅游業(yè)的產(chǎn)業(yè)關聯(lián)范圍廣，僅依靠第三產(chǎn)業(yè)的發(fā)展帶動旅游業(yè)的發(fā)展是遠遠不夠的.

2.3格蘭杰因果檢驗結(jié)果

協(xié)整檢驗只是檢驗變量之間是否具有長期的均衡關系，如果存在均衡關系，那么這種長期的均衡關系是否也具有因果關系，需要借助格蘭杰因果檢驗做進一步的分析.根據(jù)格蘭杰因果檢驗結(jié)果表明，對于LNRGDP不能Grange引起LNRTRT的原假設，拒絕原假設犯第一類錯誤的最大概率為0.0071，小于0.05，所以至少在95%的置信水平下，可以認為LNRGDP是LNRTRT的Granger成因.對于LNRTRT不能Granger引起LNRGDP的原假設，拒絕原假設犯第一類錯誤的最大概率為0.0894，小于0.1，所以至少在90%的置信水平下，可以認為LNRTRT是LNGDP的Granger成因. LNTRT不能Granger引起LNRDSC的原假設，拒絕原假設的概率是0.9137，所以不能拒絕原假設.而對于LNRDSC不能Granger引起LNRTRT這個原假設，拒絕原假設犯第一類錯誤的最大概率為0.0057，小于0.05，所以至少在95%的置信水平下，認為LNRDSC是LNRTRT的Granger成因.可以看出，LNRTRT到LNRGDP是雙向因果關系，而LNRDSC到LNRTRT時單向因果關系.

3　結(jié)論與啟示

旅游經(jīng)濟發(fā)展與第三產(chǎn)業(yè)、經(jīng)濟增長之間的關系是國內(nèi)外學者研究的重點，本文以1979-2014年為研究時間段，增長了時間序列數(shù)據(jù)長度.利用單位根檢驗判斷序列的平穩(wěn)性，協(xié)整檢驗和格蘭杰因果檢驗來分析三個變量之間長期均衡和因果反饋作用關系，主要結(jié)論如下:

（1）單位根檢驗表明，三個變量的對數(shù)差分序列在5%和10%的水平下是平穩(wěn)的，均為平穩(wěn)序列過程.在平穩(wěn)序列的前提條件下，開始分析變量間的長期均衡和因果關系.

（2）協(xié)整檢驗結(jié)果表明，旅游經(jīng)濟與第三產(chǎn)業(yè)、經(jīng)濟增長之間存在長期均衡關系.就協(xié)整方程系數(shù)來看，經(jīng)濟增長促進旅游經(jīng)濟發(fā)展的作用要比第三產(chǎn)業(yè)強，所以經(jīng)濟發(fā)展的影響比第三產(chǎn)業(yè)的影響要顯著.

（3）格蘭杰因果檢驗結(jié)論表明，旅游經(jīng)濟到經(jīng)濟增長是雙向因果關系，第三產(chǎn)業(yè)到旅游經(jīng)濟是單向因果關系，即旅游經(jīng)濟對第三產(chǎn)業(yè)的推動作用是有限的.

本文研究結(jié)果的政策啟示:

（1）旅游經(jīng)濟與第三產(chǎn)業(yè)、經(jīng)濟增長存在長期均衡關系，所以政府部門要密切關注經(jīng)濟增長、第三產(chǎn)業(yè)和旅游經(jīng)濟之間的聯(lián)動，充分利用好長期關系和及時調(diào)整制定的措施.

（2）由于旅游經(jīng)濟到經(jīng)濟增長是雙向因果關系，安徽經(jīng)濟增長對旅游發(fā)展的是雙向格蘭杰因果作用關系說明旅游業(yè)發(fā)展需要經(jīng)濟發(fā)展作支撐，同時經(jīng)濟發(fā)展也需要旅游經(jīng)濟做支撐.所以應該考慮到二者之間的相互促進關系，政府在制定旅游經(jīng)濟或者經(jīng)濟發(fā)展規(guī)劃政策時應兼顧到旅游業(yè)和社會經(jīng)濟.

〔1〕吳忠才.中國入境旅游對經(jīng)濟增長拉動作用的定量研究［J］.北京第二外國語學院學報，2007（9）：30-33.

〔2〕趙磊，方成，吳向明.旅游發(fā)展，空間溢出與經(jīng)濟增長——來自中國的經(jīng)驗證據(jù)［J］.旅游學刊，2014，29（5）：16-30.

〔3〕查芳.旅游產(chǎn)業(yè)與經(jīng)濟增長的相關性：基于1994～2009年的經(jīng)驗數(shù)據(jù)［J］.統(tǒng)計與決策，2011（11）：115-117.

〔4〕張娜，佟連軍.吉林省冰雪旅游與區(qū)域經(jīng)濟增長協(xié)整分析及Granger因果檢驗［J］.地域研究與開發(fā)，2012，31（5）：73-77.

〔5〕程進，陸林.安徽省區(qū)域旅游經(jīng)濟差異研究［J］.安徽師范大學學報（自然科學版），2010（1）：81-85.

〔6〕張毓，宋徽.皖北旅游發(fā)展帶動經(jīng)濟增長及產(chǎn)業(yè)結(jié)構升級實證研究［J］.內(nèi)蒙古財經(jīng)大學學報，2013，11（6）：33-39.

F592.7

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1673-260X（2016）07-0083-02

2016-05-08