基于VAR模型的新疆旅游發(fā)展與經(jīng)濟(jì)增長(zhǎng)的實(shí)證分析

劉夢(mèng)瑩，巫朝霞

（新疆財(cái)經(jīng)大學(xué) 應(yīng)用數(shù)學(xué)學(xué)院， 烏魯木齊 832000）

新疆地處祖國(guó)西北邊陲，其獨(dú)特的自然景色和多民族風(fēng)俗文化受到世界各地游客的追捧。近年來，隨著旅游需求的不斷擴(kuò)大，旅游業(yè)得到快速發(fā)展，新疆伊犁等地將旅游業(yè)作為促進(jìn)當(dāng)?shù)亟?jīng)濟(jì)發(fā)展的重要手段。旅游資源對(duì)一座城市未來發(fā)展走向的重要性顯而易見，同時(shí)也在一步步摸索中逐漸確立符合自身長(zhǎng)遠(yuǎn)發(fā)展的產(chǎn)業(yè)地位。

伴隨著國(guó)家改革以及開放戰(zhàn)略的實(shí)行，新疆由過去落后的邊陲省區(qū)，成為我國(guó)西部開發(fā)的重要前沿省份。通過對(duì)新疆1978-2016年間的旅游業(yè)收入進(jìn)行匯總后發(fā)現(xiàn)，自1978年正式開放國(guó)際旅游起，不論是新疆的旅游收入還是游客數(shù)量，每年均在持續(xù)增長(zhǎng)。1978年，新疆地區(qū)生產(chǎn)總值為39.07億元，同年的旅游總收入（即國(guó)際旅游外匯消費(fèi)與國(guó)內(nèi)旅游消費(fèi)之和）為0.00086億元，旅游收入占GDP的比重不足1%；2016年，新疆地區(qū)生產(chǎn)總值為9 617.23億元，同年的旅游總收入為1 398.62億，旅游收入占地區(qū)生產(chǎn)總值的15.54%。通過數(shù)據(jù)對(duì)比發(fā)現(xiàn)，隨著經(jīng)濟(jì)的不斷發(fā)展，旅游收入所占的比重不斷增大，旅游行業(yè)已成為新疆經(jīng)濟(jì)的重要產(chǎn)業(yè)之一。作為重要產(chǎn)業(yè)，新疆的旅游業(yè)與新疆經(jīng)濟(jì)之間必然存在某種內(nèi)在聯(lián)系，因此本文從新疆GDP與旅游收入入手，深入分析兩者的內(nèi)在聯(lián)系。

在大部分研究中，國(guó)內(nèi)學(xué)者都將目光集中在整個(gè)國(guó)家的旅游收入與經(jīng)濟(jì)增長(zhǎng)關(guān)系的研究上，[1～2]或者是經(jīng)濟(jì)發(fā)展較為迅猛的一、二線省份或城市。[3～5]吳迪、袁帆[1]運(yùn)用灰色預(yù)測(cè)模型分析國(guó)內(nèi)旅游業(yè)收入的長(zhǎng)期增長(zhǎng)趨勢(shì)，采用Granger檢驗(yàn)原理，得出了兩者之間具有單向的因果關(guān)系。吳忠才[2]根據(jù)構(gòu)建的協(xié)整方程結(jié)果得出兩者間存在長(zhǎng)期穩(wěn)定的協(xié)整關(guān)系,即入境旅游每增長(zhǎng)1%時(shí)，將推動(dòng)國(guó)內(nèi)GDP 0.51%的增長(zhǎng)，并采用VEC模型的方式進(jìn)而反映兩者間的短期波動(dòng)的情況。任燕、穆秀珍[3]選擇1985-2010年西安市的經(jīng)濟(jì)人均收入和旅游人均收入為實(shí)驗(yàn)數(shù)據(jù)，并根據(jù)建立的VAR模型顯示結(jié)果發(fā)現(xiàn)，滯后項(xiàng)的旅游收入及滯后項(xiàng)的經(jīng)濟(jì)增長(zhǎng)是影響西安市長(zhǎng)期經(jīng)濟(jì)增長(zhǎng)的因素，而影響旅游收入的主要是其自身滯后因素。侯青、郎禹[4]主要運(yùn)用灰色關(guān)聯(lián)度理論，以2016年張家界市的旅游人數(shù)、收入以及GDP為對(duì)象進(jìn)行研究，根據(jù)統(tǒng)計(jì)數(shù)據(jù)結(jié)果顯示三者之間的變化趨勢(shì)具有同步性。李娟[5]主要以河南省為例，探討其省生態(tài)旅游和地區(qū)經(jīng)濟(jì)增長(zhǎng)二者間的關(guān)系，運(yùn)用平穩(wěn)性檢驗(yàn)等一系列計(jì)量方法，研究結(jié)果認(rèn)為生態(tài)旅游業(yè)與地區(qū)經(jīng)濟(jì)可持續(xù)增長(zhǎng)呈現(xiàn)出強(qiáng)關(guān)聯(lián)性，生態(tài)旅游業(yè)發(fā)展對(duì)河南省經(jīng)濟(jì)的可持續(xù)增長(zhǎng)有著正向影響，且生態(tài)旅游業(yè)對(duì)河南省經(jīng)濟(jì)可持續(xù)增長(zhǎng)的長(zhǎng)期效應(yīng)更為明顯。

一、實(shí)證研究

（一）變量選取、預(yù)處理

本文數(shù)據(jù)選取1978—2016年的新疆實(shí)際旅游收入（TRA）及新疆實(shí)際生產(chǎn)總值（GDP）。數(shù)據(jù)選自1978—2016年的《新疆統(tǒng)計(jì)年鑒》及《新中國(guó)60年統(tǒng)計(jì)資料匯編》。

原始數(shù)據(jù)預(yù)處理的過程：①為避免低估新疆旅游總收入，新疆實(shí)際旅游收入（TRA）的數(shù)據(jù)，來自新疆國(guó)際旅游收入以及國(guó)內(nèi)旅游消費(fèi)的總和。②以美元為單位的國(guó)際旅游收入，均按當(dāng)年的平均匯率轉(zhuǎn)換為人民幣。③實(shí)際GDP是以1978年為基期（1978=100）計(jì)算得來。④由于對(duì)所有變量取自然對(duì)數(shù)，能夠很好地使其趨勢(shì)線性化，并在一定程度上消除異方差性，故對(duì)數(shù)據(jù)取自然對(duì)數(shù)的操作，{LNGDP}表示自然對(duì)數(shù)后的新疆實(shí)際GDP，{LNTRA}表示自然對(duì)數(shù)的新疆實(shí)際旅游收入。

根據(jù)圖1中漲幅變化可知，兩者（即GDP和TRA）總體上是呈上升態(tài)勢(shì)的?！熬盼濉逼陂g，旅游收入同比增長(zhǎng)約494%，2001-2005年間，旅游收入有了明顯的提高，新疆旅游業(yè)發(fā)展迅速，產(chǎn)業(yè)規(guī)模不斷擴(kuò)大，地位有了較大提升。2010年后，旅游收入明顯進(jìn)入了一個(gè)新的階段，旅游收入迅速飆升，充分確立了新疆旅游業(yè)的產(chǎn)業(yè)地位。

圖1 新疆GDP及旅游收入的走勢(shì)圖

（二）平穩(wěn)性檢驗(yàn)

對(duì)數(shù)據(jù)進(jìn)行單位根（ADF）檢驗(yàn)。

從表1的ADF檢驗(yàn)結(jié)果顯示出，數(shù)據(jù)是非平穩(wěn)的。為消除數(shù)據(jù)的不平穩(wěn)性，對(duì)數(shù)據(jù)進(jìn)行一階差分并取對(duì)數(shù)的處理。進(jìn)行處理后的數(shù)據(jù)分別表示為{DLGDP}、{DLTRA}。從表格中可以發(fā)現(xiàn)，差分后的數(shù)據(jù)在10%的顯著性水平下是平穩(wěn)的。也就是說，LNGDP、LNTRA序列均滿足1階單整，即為I（1）序列。故兩者數(shù)據(jù)可以進(jìn)行協(xié)整分析。

協(xié)整分析有兩種分析法：一種是E-G兩步法，第二種為Johanson檢驗(yàn)。由于E-G兩步法要求研究的樣本容量充分大，否則估計(jì)結(jié)果將會(huì)是有偏的。而本文選取的樣本容量較小，所以估計(jì)結(jié)果的精確度可能并不高。此處先選用E-G兩步法進(jìn)行初步粗略驗(yàn)證。

根據(jù)E-G兩步協(xié)整模型，可以得到如下估計(jì)模型：

檢驗(yàn)估計(jì)模型的殘差序列，結(jié)果如表2所示。

表1 單位根檢驗(yàn)

表2 E-G兩步協(xié)整

表3 VAR模型的最佳階數(shù)選擇

由表2可知，在三種顯著性水平下，均可表明序列{LNGDP}和{LNTRA}協(xié)整?？梢越⑾蛄孔曰貧w模型，進(jìn)一步研究?jī)烧叩年P(guān)系。

（三）基于VAR模型的階數(shù)選擇及平穩(wěn)性檢驗(yàn)

圖2 VAR模型的估計(jì)結(jié)果

VAR模型的階數(shù)可以通過eviews軟件操作，從而選出最優(yōu)階數(shù)。在表3中，“*”表示每一列中最優(yōu)的滯后階數(shù)，由此可見，AIC、FPE以及HQ準(zhǔn)則都選擇滯后2期。

運(yùn)用Eviews軟件建立滯后2階的VAR模型（見圖2）。

為進(jìn)行后續(xù)基于VAR模型的協(xié)整及脈沖響應(yīng)分析，采用EVIEWS繪制AR特征根的圖形和單位圓。若模型中4個(gè)根的倒數(shù)均小于1，即根均在單位圓內(nèi)，則模型滿足穩(wěn)定性條件，可進(jìn)行其它操作。由圖3可以看出，這些點(diǎn)均在單位圓內(nèi)，即估計(jì)模型是平穩(wěn)的。

圖3 基于VAR模型的單位根檢驗(yàn)

（四）基于VAR模型的協(xié)整分析

通常情況下，若存在兩個(gè)非平穩(wěn)時(shí)間序列的線性組合可以變?yōu)槠椒€(wěn)可逆的序列的情況，可以稱變量之間存在協(xié)整關(guān)系。LNGDP、LNTRA均滿足1階單整，即為I（1）序列，滿足協(xié)整分析的前提。協(xié)整分析的結(jié)果見表4、5。

表4 基于跡統(tǒng)計(jì)量的協(xié)整檢驗(yàn)

表5 基于最大特征值的協(xié)整檢驗(yàn)

從表4中看出，在“至多存在一個(gè)協(xié)整關(guān)系”的原假設(shè)中，跡統(tǒng)計(jì)量為1.005 599，小于臨界值，故接受原假設(shè)。故而表明在5%的水平下存在一個(gè)協(xié)整關(guān)系。同樣，基于最大特征值的協(xié)整檢驗(yàn)也是如此分析。根據(jù)協(xié)整檢驗(yàn)得出的分析結(jié)果，在1%的可能性下，可以寫出存在一個(gè)協(xié)整關(guān)系的協(xié)整方程：

從估計(jì)的方程中可以看到，旅游收入每增加1%，國(guó)民生產(chǎn)總值相應(yīng)增加大約0.37%。依據(jù)上述方程可以得出：新疆地區(qū)旅游總收入能夠拉動(dòng)該地區(qū)的經(jīng)濟(jì)增長(zhǎng)，并且對(duì)此有著明顯的促進(jìn)作用。

（五）格蘭杰因果檢驗(yàn)

表6 GDP與旅游的Granger因果檢驗(yàn)

由于Granger因果檢驗(yàn)依賴于回歸模型中的滯后長(zhǎng)度，故選取不同的滯后階數(shù)來驗(yàn)證兩者的Granger因果檢驗(yàn)。通過表6發(fā)現(xiàn)，在滯后長(zhǎng)度為1時(shí)，拒絕新疆GDP不是旅游收入的Granger原因，而在滯后長(zhǎng)度為2的情況下，則拒絕新疆旅游收入不是新疆GDP的Granger原因。根據(jù)分析結(jié)果，可以認(rèn)為，新疆GDP與新疆旅游收入存在雙向的因果關(guān)系。

（六）誤差修正模型

上述建立的是無約束條件的VAR模型，現(xiàn)在引入誤差修正項(xiàng)VECM，建立VEC模型。VEC模型實(shí)質(zhì)上是在VAR模型的基礎(chǔ)上，對(duì)變量添加了協(xié)整的約束條件，可以表示變量之間的短期非均衡關(guān)系。序列LNGDP、LNTRA均滿足1階單整，即為I（1）序列，表明它們之間一定能建立一個(gè)VEC模型來體現(xiàn)他們之間的短期關(guān)系。這種短期動(dòng)態(tài)誤差校正機(jī)制可以有效防止長(zhǎng)期的偏差。

圖4 VECM模型的估計(jì)圖

VEC修正模型的參數(shù)估計(jì)結(jié)果為（見圖4）：

DLNGDP=0.052238+0.513036DLNGDP（-1）-0.017018DLNTRA（-1）+0.009611VECM

DLNTRA=0.579295-2.440913DLNGDP（-1）-0.071873DLNTRA（-1）+0.282714VECM

根據(jù)估計(jì)結(jié)果得出以下結(jié)論：在相對(duì)較短的時(shí)期內(nèi)，新疆旅游收入滯后一階對(duì)拉動(dòng)經(jīng)濟(jì)增長(zhǎng)的促進(jìn)作用不大明顯。同樣，經(jīng)濟(jì)增長(zhǎng)的滯后一階對(duì)新疆旅游收入依舊沒有產(chǎn)生明顯的拉動(dòng)效應(yīng)。而從長(zhǎng)期來看，如果經(jīng)濟(jì)增長(zhǎng)偏離長(zhǎng)期均衡，那么將有0.96%得到修正。依據(jù)同樣的原理可得，若新疆旅游收入偏離，將得到28.27%的修正。

圖5表示VEC模型的有關(guān)檢驗(yàn)統(tǒng)計(jì)量?？梢钥吹剑鋽M合優(yōu)度較小，這在VEC模型中比較普遍。通常觀察模型整體的統(tǒng)計(jì)量。從圖中可以看到模型的AIC準(zhǔn)則和SC準(zhǔn)則都比較小，故可以認(rèn)為模型擬合較好。

圖5 誤差修正模型的相關(guān)檢驗(yàn)統(tǒng)計(jì)量

二、結(jié)論與建議

（一）結(jié)論

從兩種協(xié)整檢驗(yàn)來看，在相對(duì)較短的時(shí)間內(nèi)，盡管兩序列都具備不平穩(wěn)性，但兩者仍然具有長(zhǎng)期均衡的協(xié)整關(guān)系。就長(zhǎng)期而言，新疆旅游收入每增長(zhǎng)1%，新疆經(jīng)濟(jì)增長(zhǎng)就能上漲0.37%。總體上來說新疆旅游收入對(duì)新疆經(jīng)濟(jì)增長(zhǎng)是具有拉動(dòng)作用的。因此，建議新疆旅游業(yè)在接下來的發(fā)展過程中，應(yīng)采取長(zhǎng)期性策略，努力避免短期行為，從而確保新疆旅游業(yè)的長(zhǎng)遠(yuǎn)及可持續(xù)發(fā)展，使經(jīng)濟(jì)處于穩(wěn)定增長(zhǎng)的趨勢(shì)。

通過格蘭杰因果檢驗(yàn)可看出，新疆旅游收入與經(jīng)濟(jì)增長(zhǎng)存在雙向的因果作用關(guān)系。

從VEC模型中可看出，短期內(nèi)兩者之間的相互推動(dòng)作用并不顯著。而從長(zhǎng)期來看，若經(jīng)濟(jì)增長(zhǎng)長(zhǎng)期內(nèi)偏離均衡條件，則得到0.96%的修正。依據(jù)同樣的原理可得，若新疆旅游收入偏離，將得到28.27%的修正。

（二）建議

要想使旅游業(yè)成為新疆經(jīng)濟(jì)增長(zhǎng)的動(dòng)力，就要完善旅游體系，逐步開發(fā)旅游新產(chǎn)品，加大旅游同各產(chǎn)業(yè)鏈之間的相互聯(lián)合。故本文在此給出以下幾點(diǎn)建議。

1.加強(qiáng)基礎(chǔ)設(shè)施建設(shè)。新疆疆域遼闊，很多景區(qū)位置比較分散，難以集中，這就導(dǎo)致旅游成本居高不下，影響旅游的旅客數(shù)量以及旅客消費(fèi)。因此需開辟科學(xué)合理的旅游路線，加大來疆的旅客數(shù)量。加大交通運(yùn)輸?shù)然A(chǔ)設(shè)施建設(shè)勢(shì)在必行。

2.開展文化旅游。新疆具有濃厚的歷史文化底蘊(yùn)，境內(nèi)有多個(gè)少數(shù)民族，民族文化資源豐富，同時(shí)具有很強(qiáng)的地域性和獨(dú)特性，文化碰撞及融合特色異常鮮明。在傳統(tǒng)的觀光旅游中，新疆可以把文化優(yōu)勢(shì)融合旅游市場(chǎng)，逐步加大文化旅游的比重，主打文化旅游特色，將民族風(fēng)情元素融入旅游，突出資源優(yōu)勢(shì)。充分將旅游資源和文化特色相結(jié)合，將多元的文化元素有機(jī)滲透到旅游的各個(gè)環(huán)節(jié)，把文化推向旅游市場(chǎng)，活躍旅游市場(chǎng)，增強(qiáng)文化的體驗(yàn)性和可消費(fèi)性。

3.開展生態(tài)旅游。生態(tài)旅游是一種以實(shí)現(xiàn)整個(gè)旅游業(yè)的可持續(xù)發(fā)展為目的進(jìn)而提出的一種新型旅游消費(fèi)模式，是現(xiàn)今為數(shù)不多綠色消費(fèi)中的一股熱潮。新疆作為我國(guó)旅游資源的后備基地，旅游資源豐富，類型繁多，境內(nèi)歷史遺跡多，自然景觀獨(dú)特，氣候具有多樣性，民俗風(fēng)情獨(dú)具特色，特別適合生態(tài)旅游的長(zhǎng)期可持續(xù)性發(fā)展。在保證生態(tài)環(huán)境完好的條件下，使旅游方式多樣化，將生態(tài)旅游與其他產(chǎn)業(yè)相聯(lián)系，構(gòu)建獨(dú)具地方特色的生態(tài)旅游高級(jí)產(chǎn)業(yè)結(jié)構(gòu)。根據(jù)地方資源環(huán)境基礎(chǔ)，將豐富的生態(tài)資源和一些天人和諧的景觀優(yōu)化配置，吸引更多的國(guó)內(nèi)外旅游消費(fèi)者。同時(shí)，堅(jiān)持生態(tài)環(huán)境與新疆國(guó)民經(jīng)濟(jì)一體化全面發(fā)展的原則，能夠使旅游業(yè)發(fā)展切實(shí)地服務(wù)于地方經(jīng)濟(jì)的可持續(xù)增長(zhǎng)。