國內旅游經(jīng)濟周期與宏觀經(jīng)濟周期同步嗎？特征的驗證

李維維　馬曉龍

[摘 要]判識國內旅游經(jīng)濟周期與宏觀經(jīng)濟周期的聯(lián)動規(guī)律及其內在機制，是明確政策調控方向、引導宏觀經(jīng)濟與國內旅游經(jīng)濟協(xié)同平穩(wěn)增長的前提。從周期變量動態(tài)關系入手，構建馬爾科夫區(qū)制轉移向量自回歸模型（MS-VAR），通過最優(yōu)模型擬合、區(qū)制劃分及因果關系檢驗等動態(tài)計量分析方法對二者關系進行了實證研究。結果表明，國內旅游經(jīng)濟周期與宏觀經(jīng)濟周期不具有同步性而呈現(xiàn)相反波動趨勢，且這一規(guī)律形成實則是經(jīng)濟體基于特定利益訴求自發(fā)或自覺地對旅游經(jīng)濟供需結構施以影響致使其圍繞均衡狀態(tài)上下偏移的結果。文章認為，政策調控機制在引導經(jīng)濟結構轉型和提升旅游供需水平方面作用突出，提高宏觀經(jīng)濟與國內旅游經(jīng)濟的協(xié)同、平穩(wěn)增長水平則需要政策調控機制適時介入和有效引導。

[關鍵詞]國內旅游經(jīng)濟周期；宏觀經(jīng)濟周期；同步性；MS-VAR模型；作用機制

[中圖分類號]F59

[文獻標識碼]A

[文章編號]1002-5006（2017）11-0049-11

Doi： 10.3969/j.issn.1002-5006.2017.11.011

引言

宏觀經(jīng)濟增長存在周期波動性[1-3]，作為其重要組成部分的旅游經(jīng)濟增長同樣具有擴張與收縮交替運行的周期性特征[4-6]。當前，我國宏觀經(jīng)濟增長處于周期性放緩階段，投資與出口均出現(xiàn)疲弱態(tài)勢，如《2015年國民經(jīng)濟和社會發(fā)展統(tǒng)計公報》顯示，固定資產(chǎn)投資增速由2012年的20.3%降至2015年的10.0%，出口增長則由2012年15.6%降至2015年的-1.8%。相反，近來旅游經(jīng)濟則未出現(xiàn)下行波動且整體延續(xù)上升勢頭。由《2015年中國旅游業(yè)統(tǒng)計公報》及《2015年全國旅游業(yè)投資報告》公布的數(shù)據(jù)可知，2015年旅游業(yè)對GDP綜合貢獻達7.34萬億元，同比增長11.04%。相應地，全年完成旅游投資10 072億元，同比增長42.0%，較固定資產(chǎn)投資增速高出32.0%；全年實現(xiàn)國內旅游消費3.42萬億元，同比增長13.0%，較社會消費品零售總額增速高出2.3%。與此同時，旅游經(jīng)濟抵御外部沖擊的穩(wěn)定機制不斷增強，已成為拉動內需、優(yōu)化需求結構和提高經(jīng)濟內生增長力的關鍵力量。當然，國內旅游有序擴張與宏觀經(jīng)濟的轉型調整不無關系。從經(jīng)濟結構角度講，旅游經(jīng)濟是宏觀經(jīng)濟的一部分，二者具有整體與局部的結構對應關系。而系統(tǒng)動力學觀點認為，整體對局部有支配作用，局部也會影響整體發(fā)展[5]。按照這種邏輯，宏觀經(jīng)濟周期波動應該會引起旅游經(jīng)濟周期變動，從而使二者周期運行關系潛在某種特定規(guī)律。事實是否如此？如果答案是肯定的，這種規(guī)律又有何具體特征，如何對這一特征進行精確模擬？對這些問題的回答，不僅為經(jīng)濟下行背景下對應性調控機制的構建提供科學支撐，也是政府引導宏觀經(jīng)濟和旅游經(jīng)濟高效協(xié)同增長的重要依據(jù)。

旅游經(jīng)濟發(fā)展對宏觀經(jīng)濟平穩(wěn)運行的重要作用最先為西方經(jīng)濟學界所關注，相應地，有關旅游經(jīng)濟與宏觀經(jīng)濟波動規(guī)律的探究也多以發(fā)達經(jīng)濟體為研究對象，且聚焦在周期運行的趨同性檢驗及其內在機制探索方面。例如，動態(tài)面板數(shù)據(jù)模型證實，歐盟國家的旅游經(jīng)濟周期與宏觀經(jīng)濟周期存在同步關系，且這種關系是由流動性限制和居民收入預期的規(guī)律性變動所致[6-8]；再如，以日本為案例的研究顯示，其國內旅游經(jīng)濟周期與宏觀經(jīng)濟周期呈反向波動趨勢，而這一關系規(guī)律實則源于宏觀經(jīng)濟擴張與收縮的階段性影響，即經(jīng)濟擴張刺激出境旅游增長而引致國內旅游消費不足，經(jīng)濟收縮則弱化了出境旅游對國內旅游的替代作用，并反過來促進國內旅游消費[9-10]；又如，以加拿大、澳大利亞為案例的研究表明二者并無顯著周期聯(lián)動關系，原因在于兩國國內旅游經(jīng)濟周期波動被帶薪休假制度所熨平[11-12]。經(jīng)系統(tǒng)分析可知，對于發(fā)達經(jīng)濟體而言，其在經(jīng)濟體制、產(chǎn)業(yè)結構和調控機制層面存有微觀差異，致使各經(jīng)濟體間旅游經(jīng)濟與宏觀經(jīng)濟的周期波動關系不盡相同；此外，各國又具備市場經(jīng)濟體制成熟化、產(chǎn)業(yè)結構高級化及調控政策連續(xù)化等宏觀層面的共性，也即意味著各國國內旅游經(jīng)濟與宏觀經(jīng)濟存在較穩(wěn)定的運行機制，更易于通過量化模型測度出確定性的周期聯(lián)動規(guī)律[13]。

相較于具備成熟市場經(jīng)濟體制和先進產(chǎn)業(yè)結構的發(fā)達經(jīng)濟體，中國正經(jīng)歷結構調整和體制變遷的轉型過程，相應地，國內旅游經(jīng)濟與宏觀經(jīng)濟運行也潛在著多變性、復雜性等轉型期特征，這無疑會加大二者周期聯(lián)動關系論證的難度，甚至造成相關研究結論的不一致性。如上所述，當前學界對中國國內旅游經(jīng)濟與宏觀經(jīng)濟的周期聯(lián)動關系主要存在兩種認識：一種觀點認為20世紀90年代以來，與中國經(jīng)濟體制改革和產(chǎn)業(yè)結構升級的轉型發(fā)展特征對應，旅游產(chǎn)業(yè)也經(jīng)歷了同步調整與升級的過程，并已具備相當程度的市場主導特征與經(jīng)濟產(chǎn)業(yè)屬性，由此決定了國內旅游經(jīng)濟與宏觀經(jīng)濟“同步共振”的周期運行特征[14-15]；相反，另有觀點指出，近20年來我國旅游經(jīng)濟波動更多是行政干預和政策誘導的結果，這種政府主導下的周期觸發(fā)條件與市場力量主導下的宏觀經(jīng)濟周期演進動力存在本質差異，因此二者波動并非同步[16-17]。顯然，國內有關二者周期運行是否同步的觀點尚有分歧，并且在周期運行關系的判定上，相關研究多以邏輯分析或統(tǒng)計描述為主，缺少基于精確計量經(jīng)濟模型的直觀驗證，更鮮有針對二者周期聯(lián)動規(guī)律的過程還原和機制探討。那么，中國國內旅游經(jīng)濟周期與宏觀經(jīng)濟周期是否同步，二者聯(lián)動關系到底具有怎樣的規(guī)律性？這一規(guī)律形成的內在機制是什么？對上述問題的回答，有助于建立基于轉型期中國實踐發(fā)展的經(jīng)濟周期理論應用和預測模型，為宏觀經(jīng)濟與國內旅游經(jīng)濟的高效協(xié)同增長提供理論支撐。

1 研究設計

1.1 指標選擇與數(shù)據(jù)來源

宏觀經(jīng)濟周期是國民經(jīng)濟發(fā)展水平圍繞其長期增勢所呈現(xiàn)的升降循環(huán)過程，是三次產(chǎn)業(yè)運行狀態(tài)的綜合反映[18]。相應地，旅游產(chǎn)業(yè)作為第三產(chǎn)業(yè)中服務于生產(chǎn)生活的重要產(chǎn)業(yè)類型，其運行周期是指旅游經(jīng)濟活動在內外部沖擊下所呈現(xiàn)的擴張與收縮交替循環(huán)的現(xiàn)象[5]。一般來講，表征規(guī)模的絕對量指標以及代表增速的增長率指標最能有效衡量經(jīng)濟周期運行規(guī)律[19]。但絕對量指標更多反映變量長期遞增趨勢，無法直觀呈現(xiàn)周期特征。相較之下，應用增長率測度二者周期聯(lián)動關系等價于對絕對量指標進行一階差分，在很大程度上剝離了長期趨勢性因素的干擾，從而使測度結果與經(jīng)濟發(fā)展現(xiàn)實更為契合[20]。如賈俊雪、林建浩等曾用增長率指標測度宏觀經(jīng)濟周期，陸林、生延超等曾用增長率指標測度旅游經(jīng)濟周期[5，20-22]?；诖耍x取GDP增長率（gross domestic product growth rate，GDPG）時間序列數(shù)據(jù)刻畫宏觀經(jīng)濟周期運行態(tài)勢，選取國內旅游收入增長率（domestic tourism revenue growth rate，DTRG）時間序列數(shù)據(jù)刻畫國內旅游經(jīng)濟周期波動規(guī)律。endprint

本研究數(shù)據(jù)來自對應年份的《中國統(tǒng)計年鑒》和《中國旅游統(tǒng)計年鑒》。鑒于中國國內旅游正式發(fā)端于20世紀90年代初，本文將研究期起點定為1994年，同時為使所有經(jīng)濟變量都有至少一個完整周期被涵蓋在研究期內，本文將終點年份定為2015年，總跨度為22年。另有相關研究證實，1991—1999、2000—2009年分別為新中國成立以來宏觀經(jīng)濟運行的第9、第10個周期，2010年進入第11輪周期[6，9]；國內旅游經(jīng)濟也于1994—2013年經(jīng)歷4輪周期[5]。這說明所有經(jīng)濟變量都有至少2個完整周期被涵蓋在研究期內，即變量時間序列選擇滿足完備性要求。

1.2 方法選取

判識經(jīng)濟周期的工具有線性趨勢法、HP濾波法及馬爾可夫區(qū)制轉換向量自回歸模型（Markov-Switching Vector Autoregressive Models，MS-VAR）等，后者以容易發(fā)生狀態(tài)轉變的經(jīng)濟變量為研究對象，揭示不同狀態(tài)或機制下經(jīng)濟行為的結構異化特征及動態(tài)演變過程中各經(jīng)濟行為的聯(lián)動規(guī)律，如探討不同國家宏觀經(jīng)濟周期或同一國家不同產(chǎn)業(yè)周期運行的同步性及時變特征[23-25]。具體來講，MS-VAR模型有以下優(yōu)點：第一，考慮到經(jīng)濟變量結構變動可能帶來變量間聯(lián)動機制轉變這一非線性關系的存在，引入?yún)^(qū)制轉換變量模擬各經(jīng)濟行為的聯(lián)動規(guī)律及狀態(tài)轉移過程，并將區(qū)制變量與周期聯(lián)動的區(qū)制性整合在同一模型中，利用平滑概率曲線刻畫經(jīng)濟變量周期階段的轉換過程，比線性趨勢法或HP濾波法等絕對化的周期分析工具更科學[26-27]。第二，模型對經(jīng)濟周期的非線性模擬隱含結構調整過程，其測度結果更具現(xiàn)實經(jīng)濟學意義。

需要指出的是，經(jīng)濟周期分為古典周期和增長周期，前者是國民經(jīng)濟絕對水平的循環(huán)波動，其階段定義常采用衰退、谷底、擴張和頂峰四階段劃分法；后者是國民經(jīng)濟相對水平升降的周期現(xiàn)象，其階段定義一般采用擴張、收縮兩階段劃分法[18]。鑒于本文量化指標屬增長周期測度范疇，故采用二分法定義經(jīng)濟周期階段，即假定宏觀經(jīng)濟與國內旅游經(jīng)濟增速可能處于收縮或擴張兩區(qū)制狀態(tài)，構建MS-VAR模型判識二者周期運行關系，數(shù)量表達式如下：

其中，M=2（即St=1，2）表示宏觀經(jīng)濟與國內旅游經(jīng)濟周期聯(lián)動組合在S1和S2兩個狀態(tài)切換。ν（St）為二者在St中的自發(fā)性增長水平，若νG（St）和νD（St）滿足在S1的值大于在S2的值（即ν1>ν2），則變量組合從區(qū)制1轉換至區(qū)制2時發(fā)生速度換擋，GDPG與DTRG均由擴張區(qū)制轉向收縮區(qū)制[30]。若t時點St的平滑概率值Pr（St=i|It）>0.5（It代表過去t期的信息集），則變量組合（GDPGt，DTRGt）處于區(qū)制i（i=1，2）中。且平滑概率越大，周期變量組合處于該區(qū)制的可能性越大。

計算過程中，本文首先采用Eviews 8.0的ADF、PP和KPSS單位根檢驗法及E-G兩步法測度變量數(shù)據(jù)序列的平穩(wěn)性及協(xié)整關系。在確定數(shù)據(jù)適于建模的基礎上，利用Givewin平臺運行OX-MS-VAR軟件包估計模型參數(shù)，該過程基于期望最大化算法及極大似然估測技術展開[31-32]。

2 數(shù)據(jù)檢驗及模型擬合

2.1 數(shù)據(jù)平穩(wěn)性及協(xié)整關系檢驗

MS-VAR模型數(shù)據(jù)須為平穩(wěn)序列或存在協(xié)整關系，“協(xié)整”即變量所表征的經(jīng)濟現(xiàn)象存在行為關聯(lián)或因果關系[33]。鑒于此，首先，以ADF、PP和DF法檢驗數(shù)據(jù)平穩(wěn)性，如表1所示，DTRG和GDPG在5%的顯著性水平上均不平穩(wěn)，但一階差分后△DTRG和△GDPG在5%水平上同為一階單整的平穩(wěn)序列，說明變量可能存在協(xié)整關系。其次，采用E-G兩步法判斷二者協(xié)整性：第一步，用OLS法對DTRG和GDPG作協(xié)整回歸得到非均衡誤差et；第二步，檢驗et單位根，若et為平穩(wěn)序列（不含單位根）則表示二者存在協(xié)整關系。結果顯示，et在5%水平上為平穩(wěn)序列，DTRG和GDPG存在協(xié)整關系，符合MS-VAR建模要求。

2.2 模型擬合及穩(wěn)定性檢驗

在確定變量數(shù)據(jù)適于建模基礎上，遴選最優(yōu)擬合模型。一方面，以信息量準則值（Akaike informa-tion criteration， AIC）、施瓦茲準則值（Schwarz riteration， SC）最小原則確定模型區(qū)制數(shù)量和變量滯后階數(shù)[34]，并根據(jù)單位根檢驗圖判斷模型穩(wěn)定性。結果顯示，截距形式MSIAH（2）-VAR（1）模型的AIC、SC值最小，擬合最好，此時區(qū)制為2，滯后項為1，截距、滯后項系數(shù)及方差均隨區(qū)制變動而變化，且兩個單位根均落在單位圓內（圖1），模型穩(wěn)定性強。另一方面，通過線性擬合優(yōu)劣判斷模型適用性。結果顯示，MSIAH（2）-VAR（1）模型線性擬合 檢驗值LR為36.1205，卡方統(tǒng)計量P值小于1%， 顯著拒絕周期變量存在線性關系的原假設，即非線性MSIAH（2）-VAR（1）模型更適于二者周期關系 測度。

3 實證結果與分析

3.1 模型參數(shù)分析

參數(shù)估計結果如表2所示，其中，DTRG在區(qū)制1（S1）的截距值0.103高于區(qū)制2（S2）的截距值0.092，表明S1與S2分別為國內旅游經(jīng)濟周期的擴張和收縮區(qū)制；GDPG在S1的截距值0.0423明顯低于S2的截距值0.305，說明S1與S2分別為宏觀經(jīng)濟周期的收縮和擴張區(qū)制。上述檢驗結果表明，S1屬于“國內旅游經(jīng)濟擴張、宏觀經(jīng)濟收縮”狀態(tài)，S2屬于“國內旅游經(jīng)濟收縮、宏觀經(jīng)濟擴張”狀態(tài)，即國內旅游經(jīng)濟周期與宏觀經(jīng)濟周期并不同步并呈相反波動趨勢。進一步地，就標準差反映的經(jīng)濟行為特征看，DTRG在S1的標準差（σ1=0.046）明顯小于S2的標準差（σ2=0.162），說明國內旅游經(jīng)濟擴張階段波動性小，抵御外在沖擊的能力更強；而GDPG在S1、S2的標準差（σ1=0.021，σ2=0.055）均較小，說明宏觀經(jīng)濟總體呈現(xiàn)出以“微波化”為主要特征的穩(wěn)健增長趨勢，這與林建浩等人的研究結論一致[21]。endprint

模型中，“區(qū)制轉移概率”與“狀態(tài)持續(xù)期”用以反映DTRG和GDPG在不同狀態(tài)的轉換幾率和持續(xù)頻率，如表3所示。從區(qū)制轉移概率看，S1維持概率（0.757）大于其向S2轉移的概率（0.243），表明“宏觀經(jīng)濟收縮，國內旅游經(jīng)濟擴張”狀態(tài)維穩(wěn)性高，風險抵御能力強；S2維持概率（0.476）小于其向S1轉移的概率（0.524），表明“宏觀經(jīng)濟擴張，國內旅游經(jīng)濟收縮”狀態(tài)維穩(wěn)性低，抗沖擊能力弱。從狀態(tài)持續(xù)期看，S1和S2的平均持續(xù)期分別為4.12年和2.1年，顯然S1的持續(xù)性強于S2。

3.2 DTRG與GDPG周期階段劃分與時變特征分析

模型中，平滑概率曲線以概率分布形式刻畫DTRG和GDPG周期階段的轉換過程，且概率分布值是周期階段劃分的直接依據(jù)，并滿足：若某時點周期變量落在擴張區(qū)制的概率大于0.5，則該時點變量處于擴張階段，反之處于收縮階段[35-36]。如圖2所示，平滑概率曲線在不同區(qū)制循環(huán)往復地游走，實為反映宏觀經(jīng)濟與旅游經(jīng)濟在擴張、收縮階段交替運行的周期性特征。其中，1995—2002年、2005—2006年、2008年、2012—2015年周期變量在區(qū)制1的平滑概率大于0.5，處于“宏觀經(jīng)濟收縮、國內旅游經(jīng)濟擴張”階段；1994年、2003—2004年、2007年、2009—2010年周期變量在區(qū)制2的平滑概率大于0.5，處于“宏觀經(jīng)濟擴張、國內旅游經(jīng)濟收縮”階段。從時序劃分看，兩變量均在1995年首次出現(xiàn)周期階段躍遷，即表明1995年是完整周期的起點，則1994—2015年國內旅游經(jīng)濟與宏觀經(jīng)濟共經(jīng)歷3次完整的增長周期：1995—2004年、2005—2007年、2008—2011年為宏觀經(jīng)濟第一、第二、第三增長周期，2012年進入第四周期收縮階段；1995—2004年、2005—2007年、2008—2011年為國內旅游經(jīng)濟第一、第二、第三增長周期，2012年進入第四周期擴張階段。另經(jīng)比較可知，本文對宏觀經(jīng)濟與旅游經(jīng)濟的周期階段劃分與已有研究結論基本一致[21，36-37]。而通過進一步分析經(jīng)濟運行的時變特征，則可深度揭示二者周期波動的反向規(guī)律性：

首先，回溯區(qū)制1各階段典型經(jīng)濟事實可知：1995—2002年整體受“軟著陸”特殊國情影響，宏觀經(jīng)濟增速多低于10%，呈收縮趨勢，其中，1998年在亞洲金融危機疊加影響下經(jīng)濟增速跌至6.87%，經(jīng)濟景氣指數(shù)下滑明顯。2005—2006年受前期重工行業(yè)投資過熱、產(chǎn)能過剩及出口乏力影響，經(jīng)濟增速放緩。2008年汶川地震對局部經(jīng)濟增長構成一定沖擊，而后全球金融危機爆發(fā)則直接導致經(jīng)濟擴張期中斷，宏觀經(jīng)濟步入收縮期[25]。2012—2015年供給超額、投資與出口整體下滑問題愈發(fā)嚴重，宏觀經(jīng)濟增速下行趨勢明顯，由2012年的10.4%降至2015年的5.0%。與此相反，國內旅游經(jīng)濟則在對應時期呈上行趨勢。20世紀90年代初，為減輕投資過熱導致的經(jīng)濟衰退問題，政府將發(fā)展旅游、鼓勵消費作為提振經(jīng)濟的有效手段，1993年《關于發(fā)展國內旅游業(yè)的意見》即是從投資拉動和消費促進方面助推旅游發(fā)展，隨著政策積累效應漸顯，1995年國內旅游經(jīng)濟以34.41%的強勁增勢步入擴張期。1999年為應對亞洲金融危機，政府采取內源型需求干預策略引導消費擴增、穩(wěn)定經(jīng)濟運行，如推行“黃金周”政策釋放“假日旅游”潛力，并順勢實現(xiàn)旅游消費“井噴式”增長。2008年因應“調結構、擴內需”的發(fā)展訴求，《關于加快發(fā)展旅游業(yè)的意見》出臺并通過強化旅游產(chǎn)業(yè)的戰(zhàn)略地位穩(wěn)定旅游經(jīng)濟增長。2012年國內旅游經(jīng)濟步入“軟擴張”階段，并保持在17%左右的適度增長水平?？梢?，1995—2002年、2005—2006年、2008年、2012—2015年對應宏觀經(jīng)濟收縮期和國內旅游經(jīng)濟擴張期，即區(qū)制1內二者呈反向周期運行關系。

其次，回溯區(qū)制2各階段經(jīng)濟發(fā)展事實可知，1994年固定資產(chǎn)投資過快引發(fā)經(jīng)濟過熱，經(jīng)濟名義增速一度突破36.4%。2003—2004年投資和出口需求高漲，宏觀經(jīng)濟運行由此進入新一輪擴張期，年均增速接近16%。2007年經(jīng)濟保持高位運行，同期GDP名義增速高達23.1%。2009—2011年時處金融危機后期，經(jīng)濟運行非但未出現(xiàn)大衰退后的探底反而呈擴張態(tài)勢，實則得益于政府4萬億投資計劃和寬松貨幣政策的激勵作用，在政策激勵效應下，投資率迸發(fā)式增長并迅速帶動了經(jīng)濟擴張[21]。與此相對，國內旅游經(jīng)濟則在對應時段呈收縮趨勢。1994年國內旅游時處粗放發(fā)展期，加之扶持旅游產(chǎn)業(yè)的政策效應尚未顯現(xiàn)，致使其總體增長水平較低；2003年受“非典”疫情沖擊，國內旅游經(jīng)濟首次出現(xiàn)負增長且自發(fā)性增長率降至谷底值；2009年金融危機后期，受支出預期提升和消費需求低迷影響，旅游經(jīng)濟增速放緩；2010—2011年盡管政府超常規(guī)調控在一定程度上刺激了旅游經(jīng)濟增長，但并未從根本上改變其收縮態(tài)勢：一方面2009—2011年旅游經(jīng)濟增長的均衡性較低，且自發(fā)性增勢（9.2%）降至2008—2011年以來的最低值，與擴張期的高位自發(fā)性增勢（10.31%）差距明顯；另一方面受金融危機和超常規(guī)調控疊加影響，旅游經(jīng)濟增長呈現(xiàn)短期性和高波動性等收縮期特征，顯然有悖于擴張期持續(xù)性強、波動性低的常規(guī)增勢?？梢?，1994年、2003—2004年、2007年、2009—2011年對應宏觀經(jīng)濟擴張期和國內旅游經(jīng)濟收縮期，即區(qū)制2內二者呈反向周期運行關系。

3.3 DTRG與GDPG反向波動的因果關系與內在機制

3.3.1 Grainger檢驗與因果作用關系分析

模型中，Grainger檢驗用以明確周期變量的因果作用關系和還原經(jīng)濟現(xiàn)象本質，并由此揭示二者聯(lián)動規(guī)律形成的內在機制。如表4所示，在5%顯著性水平上，整體存在從宏觀經(jīng)濟波動到旅游經(jīng)濟波動的單向因果關系，即前者是后者的Grainger原因，反推不成立。在整體檢驗基礎上，尚須厘清不同區(qū)制內變量的因果關系，規(guī)則如下：以方程組（7）為例，GDPGt為因變量時，DTRGt-1系數(shù)不為0，則該區(qū)制內DTRG是GDPG的Grainger原因；DTRGt為因變量時，GDPGt-1系數(shù)不為0，則該區(qū)制內GDPG是DTRG的Grainger原因[38]。由表2可知，GDPGt作因變量時，DTRGt-1在S1、S2的系數(shù)（-0.098，0.057）趨近于零，說明S1、S2均不存在從旅游經(jīng)濟波動到宏觀經(jīng)濟反向波動的單向因果關系。DTRGt為因變量時，GDPGt-1在S1、S2的系數(shù)（0.611，1.293）明顯大于零，說明S1、S2均有從宏觀經(jīng)濟波動到國內旅游經(jīng)濟反向波動的單向因果關系。即檢驗結果表明，宏觀經(jīng)濟周期波動是引發(fā)國內旅游經(jīng)濟周期反向波動的實際原因。對此，需借助經(jīng)濟周期理論予以闡釋：由供給和需求沖擊入手，解釋宏觀經(jīng)濟波動及其對單部門經(jīng)濟增長變動的影響是經(jīng)濟周期理論研究的基本命題[39-40]。就本研究來講，供給和需求變動既是宏觀經(jīng)濟的周期觸發(fā)因素，也是旅游經(jīng)濟周期產(chǎn)生的根源，加之旅游供需結構主要受宏觀經(jīng)濟波動影響，由此則產(chǎn)生從宏觀經(jīng)濟波動到旅游經(jīng)濟波動的單向因果關系。本質上，這一現(xiàn)象是經(jīng)濟體基于特定利益訴求自發(fā)或自覺地對旅游供需結構施以影響致使其圍繞均衡狀態(tài)上下偏移的結果。換句話說，經(jīng)濟體作為生產(chǎn)關系與經(jīng)濟制度的總和，其利益訴求因運行階段不同而存有差異，并由此引發(fā)旅游供需結構的周期性變動。endprint

進一步地，針對宏觀經(jīng)濟波動引發(fā)旅游經(jīng)濟反向波動的深層作用關系，應基于不同周期階段經(jīng)濟體發(fā)展訴求變化及其引致的旅游供需水平變動規(guī)律予以闡釋：宏觀經(jīng)濟擴張階段，為響應總量規(guī)模最大化的經(jīng)濟發(fā)展訴求，投資驅動的增長模式和市場運行機制對資源配置起決定作用[41]。相應地，在投資“逐利性”和市場調節(jié)的“功利性”缺乏規(guī)制的條件下，資本等生產(chǎn)要素會更多涌向房地產(chǎn)、金融、能源等利潤高、收效快的行業(yè)項目，進而對短期收益不顯著、運營風險較高的旅游投資構成“擠出”效應，造成其資本供給不足。加之高利潤行業(yè)崛起會強化資本主導的產(chǎn)出模式而相應弱化勞動報酬在要素收入中的比重，導致相對收入降低和消費需求不足，并引發(fā)投資消費失衡、消費升級滯后和旅游需求疲軟。即該階段由經(jīng)濟自身運行機制所產(chǎn)生的資本配置失調、投資消費失衡等內在矛盾會阻滯旅游供需水平提增，進而造成旅游經(jīng)濟下行。宏觀經(jīng)濟收縮階段，發(fā)展質量最優(yōu)化則成為經(jīng)濟體核心訴求[42]。相應地，亟待解決的投資結構單一、投資消費失衡問題會倒逼宏觀調控介入以發(fā)揮統(tǒng)籌協(xié)調作用。一方面通過產(chǎn)業(yè)調控機制引導資本要素向能夠優(yōu)化投資結構、引導消費升級的旅游產(chǎn)業(yè)流動，從而提升旅游供給水平和旅游經(jīng)濟增長效益；另一方面，通過消費引導機制改善收入分配結構、提升相對收入水平和消費需求規(guī)模，并在消費規(guī)模增長基礎上實現(xiàn)消費升級和旅游需求擴張。即該階段宏觀調控機制在優(yōu)化產(chǎn)業(yè)結構和引導消費升級過程中，提增了旅游供需水平，繼而推動旅游經(jīng)濟上行。下面將通過具體過程分析來佐證這一深層作用關系。

3.3.2 GDPG波動引發(fā)DTRG反向波動的過程分析

宏觀經(jīng)濟擴張階段，一方面出于快速逐利需求，政府、企業(yè)多將投資集中在房地產(chǎn)、金融和能源領域，加之投資約束機制相對缺失，終導致資金市場重心向上述高利潤、快收益行業(yè)過度偏移而對旅游投資構成“擠出效應”。事實上，旅游項目普遍存在資金需求量大、風控成本高和短期收益不顯著特征，故較之快收益行業(yè)本就缺乏投資吸引優(yōu)勢，再則旅游發(fā)展又存在融資渠道單一、過度依賴資金市場的短板，使得資金不受控地涌向短平快行業(yè)時必然造成旅游資金缺口問題，繼而限制旅游項目及配套設施建設資金投入，最終造成旅游供給能力和增長水平下降。有數(shù)據(jù)表明，2003—2004年、2007年、2009—2011年房地產(chǎn)、能源行業(yè)投資占固定資產(chǎn)投資份額超過65%，比常規(guī)年份高10%，其中，以房地產(chǎn)投資強度最大，并于2003年、2007年和2011年出現(xiàn)30.6%、33.1%、28.1%的增長峰值，約為同期固定資產(chǎn)投資增速的1.5倍。而由此對旅游投資造成的“擠出效應”也同樣顯著，同期旅游固定資產(chǎn)投資相應出現(xiàn)2.4%、8.6%、3.8%的谷底值，尚不足固定資產(chǎn)投資增速的1/4。另一方面，高強度投資使資本產(chǎn)出率持續(xù)攀升而勞動報酬占要素收入比重則不斷下降，出現(xiàn)利潤侵蝕工資、消費需求不足及投資消費失衡現(xiàn)象。不僅如此，投資過熱和消費不足會進一步制約消費結構升級，相應地，旅游消費作為消費升級的產(chǎn)物，在消費轉型滯后情況下旅游需求必然存在較高預算約束而難以轉化為實際消費，最終導致旅游消費不足。2000年以來我國投資率基本在40%以上，并以高于世界平均水平兩倍的速度增長，極大程度造成收入分配結構失衡和內需不振。在投資高漲的2007年、2009—2011年，消費率一度跌至谷底不足50%，比世界平均水平要低15%。受消費不足影響，同期旅游食宿消費占總消費比例明顯下滑，比正常水平至少低4個百分點。

宏觀經(jīng)濟收縮階段，一方面投資、出口均呈低迷態(tài)勢，擴大內需則成為提振經(jīng)濟的著力點，相應地，以提升收入水平、完善社會保障和培育消費熱點為核心內容的消費引導機制逐步介入，并通過優(yōu)化收入分配結構、推動消費規(guī)模擴張實現(xiàn)消費結構升級和旅游消費增長的目的。據(jù)統(tǒng)計，1994—1997年，政府通過擴大轉移支付提升收入水平和引導消費結構轉型，受此激勵，同期旅游食宿消費以25%的年均增速持續(xù)擴張。1998—2001年政府則通過補貼和利息調控優(yōu)化投資消費結構和刺激消費，既實現(xiàn)了消費規(guī)模的快速增長，也有效帶動了消費模式轉型升級，相應地，同期旅游食宿消費增長由15.8%上升至19.1%，比同期消費需求增速高出9個百分點。2008年中央加大消費引導的政策力度，同期消費需求增速突破20%，與之適應，旅游食宿消費也出現(xiàn)24%的增長峰值。另一方面，為激發(fā)經(jīng)濟增長活力、調整資本配置和優(yōu)化產(chǎn)業(yè)結構，政府往往通過產(chǎn)業(yè)調控機制引導資本、人力等要素向能夠驅動經(jīng)濟轉型升級的戰(zhàn)略產(chǎn)業(yè)流動，使得資源配置與資金流向更趨合理化。因此，旅游業(yè)在憑借其強大的產(chǎn)業(yè)關聯(lián)、就業(yè)帶動和擴大內需效應升格為戰(zhàn)略產(chǎn)業(yè)的同時，得以在調控機制作用下優(yōu)先引入資本等要素用于項目開發(fā)和設施優(yōu)化從而提升旅游供給水平，最終實現(xiàn)旅游經(jīng)濟超常規(guī)發(fā)展?；厮輥砜?，1995年旅游業(yè)成為積極發(fā)展的新興產(chǎn)業(yè)，并在相關政策支持下獲得長足發(fā)展；2001—2002年國內旅游的主體地位正式確立，并在資金導入、產(chǎn)品升級、熱點培育和消費引導方面獲得利惠政策支持，迅速得以發(fā)展；2012年《關于金融支持旅游業(yè)加快發(fā)展的若干意見》則主要從實現(xiàn)旅游融資渠道多元化、融資機制暢通化方面積極推動旅游發(fā)展，在相關政策收效顯著情況下國內旅游經(jīng)濟順利進入軟擴張階段。

4 結論和討論

4.1 結論

本文從變量動態(tài)關系入手，構建MS-VAR模型探究國內旅游經(jīng)濟與宏觀經(jīng)濟的周期聯(lián)動關系及內在機制，結果表明：

（1）國內旅游經(jīng)濟周期與宏觀經(jīng)濟周期并不同步且呈相反波動趨勢。1994—2015年宏觀經(jīng)濟與國內旅游經(jīng)濟共經(jīng)歷了3次完整的增長周期，其中，1995—2002年、2005—2006年、2008年、2012—2015年為宏觀經(jīng)濟收縮期和國內旅游經(jīng)濟擴張期，平均持續(xù)期為4.21年；1994年、2003—2004年、2007年、2009—2011年為宏觀經(jīng)濟擴張期和國內旅游經(jīng)濟收縮期，平均持續(xù)期為2.1年。endprint

（2）二者周期呈相反波動趨勢實則是宏觀經(jīng)濟波動影響旅游經(jīng)濟反向波動的結果。在經(jīng)濟擴張期，投資驅動主導的經(jīng)濟增長模式會自發(fā)產(chǎn)生投資結構與投資消費雙重失衡現(xiàn)象，這種由經(jīng)濟自身運行機制引發(fā)的內在矛盾會從供需層面約束旅游經(jīng)濟增長。在經(jīng)濟收縮期，以產(chǎn)業(yè)調控和需求引導機制為核心的宏觀調控介入，其優(yōu)化產(chǎn)業(yè)結構和引導消費的過程會從供需層面推動旅游經(jīng)濟擴張。

（3）宏觀調控是提高宏觀經(jīng)濟與旅游經(jīng)濟協(xié)同發(fā)展的關鍵力量，在引導經(jīng)濟轉型和提升旅游供需水平方面作用突出。因此促進旅游經(jīng)濟與宏觀經(jīng)濟協(xié)同平穩(wěn)增長的著力點在于引入合理的政策調控機制：首先，可通過產(chǎn)業(yè)調控機制提高資本配置效率和優(yōu)化產(chǎn)業(yè)結構，從供給端提高二者增長的協(xié)同性。宏觀上應統(tǒng)籌考慮市場需求導向、產(chǎn)業(yè)聯(lián)動規(guī)律和經(jīng)濟增長效益，以此安排產(chǎn)業(yè)發(fā)展序列和組合生產(chǎn)要素，構建經(jīng)濟發(fā)展的長效動力機制；微觀上應利用財政、金融、稅收等經(jīng)濟杠桿引導資金要素向旅游產(chǎn)業(yè)高效流動，以彌補旅游發(fā)展的資金缺口和減輕快收益行業(yè)對旅游投資造成的“擠出效應”。其次，可通過需求引導機制調整經(jīng)濟結構和擴大消費需求，從需求端提高二者增長的可持續(xù)性。宏觀上應弱化對投資驅動型經(jīng)濟增長方式的依賴，并相應提高消費對經(jīng)濟增長的引領作用；微觀上應通過優(yōu)化收入分配結構來提高勞動者收入、消費水平，從而推動消費規(guī)模增長、消費結構升級和旅游消費需求擴張。

4.2 討論

當前，有關宏觀經(jīng)濟與旅游經(jīng)濟周期運行關系的探討多以發(fā)達經(jīng)濟體為例，如以歐盟為案例的研究證實二者具有同步關系，以澳大利亞為案例的研究表明二者不存在顯著聯(lián)動關系，以日本為案例的研究則證實二者呈相反波動趨勢。顯然，各國經(jīng)濟體制、政策機制和旅游發(fā)展方式不同必然會造成二者周期聯(lián)動關系的差異。實際上，歐盟屬于典型市場經(jīng)濟國家，市場經(jīng)濟體制成熟、政策運行機制高效、產(chǎn)業(yè)結構先進，其服務業(yè)在國民經(jīng)濟構成中占絕對優(yōu)勢，相應地，旅游經(jīng)濟與宏觀經(jīng)濟的耦合協(xié)調度也很高，一旦宏觀經(jīng)濟出現(xiàn)波動便會通過供需傳導機制迅速影響到旅游經(jīng)濟發(fā)展，使二者出現(xiàn)擴張、收縮同步變動的趨勢。澳大利亞同屬于市場經(jīng)濟體制健全和政策體系較完善的發(fā)達經(jīng)濟體，但特殊之處在于其旅游發(fā)展的政府主導特征明顯，政府立法化推動旅游經(jīng)濟增長則有效排除了可能引發(fā)旅游波動的各項沖擊因素，從而使旅游經(jīng)濟運行與宏觀經(jīng)濟波動無明顯聯(lián)系。相較之下，日本則屬于典型的政府主導型市場經(jīng)濟體制，其旅游發(fā)展也具有明顯國家干預特征。在經(jīng)濟擴張階段，其趕超式經(jīng)濟高速運轉的同時也面臨巨額貿易黑字問題，為增加服務貿易支出實現(xiàn)整體收支平衡，日本曾以“海外旅游倍增計劃”推動出境旅游，而出境旅游徹底自由化則在很大程度上造成日本國內旅游消費不足；在經(jīng)濟收縮階段，特別是20世紀90年代初泡沫經(jīng)濟崩潰后，日本政府為刺激內需和提振經(jīng)濟，采取積極的財政政策加大旅游企業(yè)扶持力度和旅游基建投入水平，由此推動了國內旅游經(jīng)濟發(fā)展。

事實上，發(fā)達經(jīng)濟體的增長方式和旅游發(fā)展模式皆催生于先進生產(chǎn)力水平和成熟經(jīng)濟體制之下，與發(fā)展中經(jīng)濟體有本質區(qū)別。因此，基于發(fā)達經(jīng)濟體得出二者周期聯(lián)動關系及內在機制，不足以解釋像中國這樣正經(jīng)歷經(jīng)濟體制轉型過程的發(fā)展中經(jīng)濟體其宏觀經(jīng)濟與旅游經(jīng)濟周期運行的關系規(guī)律。加之長期以來，國內研究未對二者波動關系達成一致認識，在研究方法上多以邏輯分析或統(tǒng)計描述為主，缺少基于計量經(jīng)濟模型的驗證，更鮮有針對二者關系形成機理的解釋性研究。鑒于此，本文基于宏觀動態(tài)演進視角，在選取合適指標數(shù)據(jù)基礎上，采用MS-VAR模型檢驗國內旅游經(jīng)濟與宏觀經(jīng)濟的周期聯(lián)動關系，證實二者不具有同步性，且呈相反波動趨勢，并揭示了二者反向波動背后的內在機制。相較于以往研究，無論是研究方法選取還是判定結果可靠性上都更具說服力。需要說明的是，盡管本文在探究中國旅游經(jīng)濟和宏觀經(jīng)濟的周期聯(lián)動關系方面做了有益嘗試，但仍有一定局限性，本文主要以中國為案例分析二者關系，缺乏與其他處于經(jīng)濟轉型階段的發(fā)展中經(jīng)濟體其現(xiàn)實境況進行相互印證，后續(xù)研究則需要針對發(fā)展中經(jīng)濟體進行深入的比較研究。

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Abstract： Identifying the association rules and mechanisms between the fluctuation of the domestic tourism economic cycle and the macro economic cycle is the premise to specify the policy control direction and guide the coordinated and steady growth between the macro economy and tourism economy. Starting with the dynamic relationship of the two above-mentioned periodic variables， the MS-VAR model is constructed to conduct an empirical study on the relationship between the macro economic cycle and the domestic tourism economic cycle. The results show that the domestic tourism economic cycle and the macro economic cycle fluctuations are not synchronized， meanwhile they show the opposite fluctuation trend.

In essence， the relationship pattern is caused by the macroeconomic fluctuation which spontaneously or consciously exerts influences on the tourism supply and demand structure based on the specific interests， making the tourism economy moves up and down around its own equilibrium state. In other words， as the sum of production relations and economic systems， the economys interests are different according to its different operation stages， which results in cyclical changes in the structure of tourism supply and demand. Specifically speaking， in the stage of economic expansion， to maximize the economic scale， the investment-led growth mode and market-mediated mechanisms dominate the resources allocation， which leads to the inherent contradictions such as unbalance between investment and consumption in the absence of appropriate regulatory conditions. And the inherent contradictions largely block the increasing level of tourism supply and demand， which could cause tourism economy downturn. In the stage of economic contraction， optimizing the development quality becomes the core interests of the economy， accordingly in order to boost economic growth by optimizing the investment structure and expanding domestic demand， the macro-control gradually intervenes and increases the tourism supply and demand level in the process of guiding the reasonable capital flows and consumption upgrading， which could promote the tourism economy upward.

According to the article， to realize the coordinated and steady growth between the macro economy and the domestic tourism economy， the effective guidance of the policy control mechanism is needed. First of all， we can improve the efficiency of capital allocation and optimize the industrial structure through the industrial regulation mechanisms， to promote the coordinated growth between the macro economy and tourism economy from the supply side. Macroscopically， overall consideration should be given to demand orientation and economic growth efficiency， in order to combine production factors and construct a long-term dynamic mechanism for economic development. Microscopically， we should use financial， tax and other economic levers to guide the efficient flow of funds to the tourism industry， so as to make up for the tourism funding gap. Secondly， we can adjust the economic structure and expand consumer demand through the demand guidance mechanisms， to promote the sustainable growth of the macro economy and tourism economy from the demand side. Macroscopically， we should weaken the dependence on the investment-led growth mode， and correspondingly improve the leading role of consumption in economic growth. Microscopically， we should optimize the income distribution structure and improve residents living standard to upgrade tourism and leisure consumption.

Keywords： domestic tourism economic cycle； macro economic cycle； synchronism； MS-VAR model； mechanisms

[責任編輯：宋志偉；責任校對：吳巧紅]endprint