旅游外匯收入、FD I與國內生產總值的協整分析＊

蔣才芳,陳 收

(1.吉首大學商學院,湖南吉首 416000;2.湖南大學工商管理學院,湖南長沙 410082)

旅游外匯收入、FD I與國內生產總值的協整分析＊

蔣才芳1,2,陳 收2

(1.吉首大學商學院,湖南吉首 416000;2.湖南大學工商管理學院,湖南長沙 410082)

運用相關性和協整檢驗方法,分析旅游外匯收入、FDI和國內生產總值之間的關系,結果顯示三者之間存在協整關系,FD I和國內生產總值共同促進了旅游收入的增長,同時旅游外匯收入不論在短期還是長期都顯著地促進了國內生產總值的增長,FD I和旅游外匯收入不存在協整關系,國內生產總值與FD I之間存在協整關系,但在5%的顯著性水平下它們之間是否存在因果關系受滯后期選擇的影響。

旅游外匯收入;FD I;國內生產總值;協整

Abstract:This Papermakes use of themethod of co rrelations and Cointegration test to investigate relationsof three variables(tourism fo reign exchange income,foreign direct investment,gross domestic p roduct).The results show that the three variables pass the cointegration test,the fo reign direct investment p romotes the tourism foreign exchange income increase w ith gross domestic p roduct together.And both in the long and sho rt run,the tourism fo reign exchange income p romo te the gross domestic p roduct increase.How ever,the foreign direct investment does not cointegrate w ith tourism foreign exchange income.With the 5%significant level,the Granger causality betw een gross domestic p roduct and foreign direct investment is up to the lagsw hich selected,although they are cointegration.

Key words:tourism fo reign exchange income;fo reign direct investment;gross domestic p roduct;cointegration

一 引 言

改革開放以來,隨著國家吸引外資、引進技術政策的實施,大量外資和外國游客紛紛涌入大陸。旅游外匯收入和FD I金額都迅猛增加。1978年,我國的旅游外匯收入僅為2.63億美元,2007年這一金額已達到419.19億美元,1979至1984年我國實際利用外資總額僅為97.5億美元,而2007年單年實際利用外資總額就達到747.68億美元,同時,我國的國內生產總值也由1978年的3645.2億元增加到2007年的251483.2億元。那么,改革開放三十年這三者之間究竟存在怎樣的關系呢?

在旅游外匯收入與國內生產總值之間關系的研究中,Balaguer and Cantavella-Jo rda(2002)[1]利用西班牙1975—1997年的數據,通過 Granger檢驗發現旅游帶動了經濟的增長;Hyun Jeong Kim等人(2006)[2]對臺灣經濟增長和旅游業之間的關系進行了驗證,JJ檢驗的結果表明兩者之間存在著某種長期均衡關系,而且還是相互促進的;吳國新(2003)[3]通過采用定量、定性的分析方法得出旅游產業的發展對我國經濟增長具有促進作用,但在定量檢驗過程中沒有考慮到時間序列的非平穩性,雖然相關系數很高,但可能存在偽回歸;蔣滿元(2008)[4]認為我國旅游外匯收入與經濟的增長之間不存在長期均衡關系,即使在短期內也不能確定其相互間因果關系的次序。龐麗等(2006)[5]則探討了入境旅游發展的區域差異,結果表明在東部地區,入境旅游對區域經濟增長產生顯著影響。但是全國和中西部地區的入境旅游與經濟增長之間不存在顯著的因果關系。并且在總體上,入境旅游在我國還沒有得到足夠的發展。另外,李興緒、牟怡楠(2004)[6],毛端謙、張偉朋(2007)[7],艾燕琳、鄭澤民(2008)等人[8]從省際層面對我國經濟發展和旅游的關系進行了探討。不過,在旅游外匯收入與國內生產總值之間關系上仍不存在完全一致的意見。

在FD I與我國經濟增長關系的研究中有三種不同的觀點。第一種觀點認為FD I是經濟增長的原因。ChungChen,Law reneeChang和 YiminZhang(1995)[9]的研究指出外資不僅促進了中國的經濟增長和固定資產投資的增加,而且極大地改善了國內制造業在全球范圍內的競爭力;陳浪南,陳景煌(2002)[10]的研究結果表明,FD I的存量增長率與經濟GDP的增長率存在線性相關關系,FD I對 GDP的貢獻率逐年增加;賀紅波,屠新曙(2005)[11]認為 FD I是我國經濟增長的單向 Granger原因。第二種觀點認為經濟增長是 FD I流入的原因。吳涌超(2004)[12]利用協整方法得出短期內 GDP是 FD I的 Granger原因;王津港,李水鳳(2005)[13]認為中國經濟增長是FD I進入的主要原因,其次才是FD I對我國經濟的促進作用。第三種觀點認為FD I和經濟增長之間互為因果關系。杜江、高建文(2002)[14]采用了 Granger因果關系檢驗和協整檢驗技術,認為FD I與中國經濟發展水平之間互為因果關系,但不存在長期穩定(協整)關系;任永菊(2003)[15]在建立向量自回歸模型和 Granger因果關系檢驗模型的基礎上,檢驗FD I與東道國經濟增長之間的關系表明FDI與經濟增長間存在協整關系,但是滯后期數不同時,兩者間存在不同的因果關系。

顯然,上述國內外學者或者因為采用不同的計量方法或者因為采用不同區間數據對旅游外匯收入與國內生產總值、FD I與國內生產總值兩者之間的關系進行研究,從而得出了不盡相同的結論。但在旅游外匯收入與FD I以及旅游外匯收入、FD I與國內生產總值三者之間關系研究方面,目前還缺乏相應的實證分析。不過,我們不難猜想旅游外匯收入與FD I之間存在長期均衡關系。因為外國直接投資必然帶來相應的商務考察、旅游觀光等,反過來,入境旅游者可能因為在旅游中發現商機進而決定投資。[16]

本文以1985—2007年的原始數據為基礎,通過當年中間匯率以及CPI價格指數(1985年為基期)對原始數據進行處理,得到以美元表示的實際旅游外匯收入、實際FD I和實際 GDP,并對它們進行相關性分析,找出三者之間的相關程度,然后在5%的顯著性水平下分別對兩變量和三變量之間的協整關系進行檢驗,從中發現兩個或三個變量之間的某種長期均衡關系,在變量存在協整關系的基礎上,進一步建立誤差修正模型探究其動態均衡關系,并通過 Granger因果檢驗確定變量之間長期均衡關系的類型。

二 外匯收入、FD I與國內生產總值的相關性分析

旅游外匯收入(FTI)、FDI(實際利用外資金額)和國內生產總值(GDP)經過處理后的1985—2007年的數據如表1所示。為了避免異方差的影響,我們進一步將所有數據對數化(取自然對數),分別表示為 LFTI、LFDI、LGDP,見表 2。各變量的增長率(即對數 1 階差分)則表示為 LDFTI、LDFDI、LDGDP。

表1 旅游外匯收入、FD I與國內生產總值數據(單位:億美元)

表2 旅游外匯收入、FD I與國內生產總值對數化數據

LFTI、LFD I、LGDP隨時間變化的特征圖如下:

圖1

從圖1可以看到,三個變量總體上隨著時間呈上升趨勢。外匯旅游收入在1989年和2003年間有明顯短暫的下降趨勢,這與1989年國內政局不穩定、2003年SARS流行密切相關,可見入境旅游對一國政治局勢與衛生防疫相當敏感。外國直接投資在1991—1993年間增長非常迅速,而1994年震蕩回調,之后又較平穩上升,這可能與1991年我國政府注入大量信貸資金使1992年經濟出現超高速增長以及1994年實施匯率制度改革有關。國內生產總值在1986—1997年之間經歷一小型“W”調整之后,出現了平穩快速的增長。其中,1990年我國經濟陷入低迷,1994年再陷低谷則與當年的匯率制度改革密切相關,人民幣大幅貶值導致折算成美元的國內生產總值明顯下降。由于這三個變量呈明顯的時間趨勢(尤其在1994年后),因此直接對變量進行回歸會產生“偽回歸”問題。

三個變量的相關性系數如表3(1994年之后數據的相關系數如表4)所示:

表3 各變量之間的相關系數(1985-2007)

從表3、4可知,任意兩變量之間都存在較強的相關關系,尤其是在1994年后,變量之間的相關系數達到0.9以上,表3中,國內生產總值與外國直接投資的相關系數最低,只有0.52,但在表4中它們之間的關系則達到0.93,而在兩表中國內生產總值與旅游外匯收入、外國直接投資、D I匯收入與旅游外匯收入都存在較高的相關性。

表4 各變量之間相關系數(1995-2007)

三 外匯收入、FDI與國內生產總值的協整分析

使用ADF檢驗方法確定每個變量的單整階數。在不同的顯著水平下,同一變量可能有不同的平穩性,因而,本文選擇5%的顯著水平,對各個變量的平穩性檢驗結果如表5所示。

表5 各變量的單整階數

從表5可知,在顯著性水平為5%的情況下,三個變量均為1階單整,因而 LFD I、LFTI、LGDP之間可能存在協整關系。

(一)兩變量協整關系

對于兩個單整變量而言,只有它們的階數相同,才可能存在協整。每個變量具有各自的長期波動規律,但如果它們是協整的,則彼此之間會存在一個長期穩定的比例關系,如果不是協整的,則不存在某種長期穩定的比例關系。

1.LFD I與L FTI之間的協整關系

以LFTI為被解釋變量,以 LFD I為解釋變量,試算后,發現截距項系數不顯著,去掉截距項后,較好的回歸方程為:

R2=0.754,D.W.=0.370,AD F檢驗的結果顯示殘差序列存在單位根。

以LFD I為被解釋變量,以LFTI為解釋變量,試算后,發現截距項系數不顯著,去掉截距項后,較好的回歸方程為:

R2=0.771,D.W.=0.371,AD F檢驗的結果顯示殘差序列存在單位根。

綜上可見,以1985—2007年的數據檢驗 LFD I與L FTI之間不存在協整關系,即外國直接投資與旅游外匯收入之間不存在直接的長期穩定均衡關系。

2.LGD P與L FTI之間的協整關系

以LGD P為被解釋變量,以LFTI為解釋變量,試算后,得到以下相對好的線性回歸方程:

R2=0.946,D.W.=2.38,AD F檢驗的結果顯示殘差序列不存在單位根,LGDP與L FTI之間存在協整關系。

以LFTI為被解釋變量,以LGD P為解釋變量,試算后,得到以下相對好的線性回歸方程:

R2=0.67,D.W.=0.31,AD F檢驗的結果顯示殘差序列存在單位根,D.W.檢驗顯示殘差序列存在自相關,說明LGD P作為L FT I的解釋變量不合適。

綜上所述,1985-2007年的數據表明LGD P與L FTI之間存在協整關系,而且 Granger因果檢驗指出L FTI是LGD P的 Granger原因。

3.LGD P與L FD I之間的協整關系

以LGD P為被解釋變量,以LFD I為解釋變量,試算后,得到以下相對好的線性回歸方程:

R2=0.93,D.W.=1.85,AD F檢驗的結果顯示殘差序列不存在單位根,LGD P與L FD I之間存在協整。

以LFD I為被解釋變量,以LGD P為解釋變量,試算后,得到以下相對好的線性回歸方程:

R2=0.92,D.W.=1.04,AD F檢驗的結果顯示殘差序列不存在單位根,LFD I與LGD P之間存在協整。

綜合以上分析,1985-2007年的數據表明 LGD P與L FD I、LFD I與LGD P之間都存在協整關系。

(二)三變量協整關系

對LGD P、LFD I與L FTI三變量進行協整分析,就是以其中某一變量為被解釋變量,其他兩變量為解釋變量,進行OLS估計,并檢查殘差序列是否平穩。

以LGD P為被解釋變量,LFTI、LFD I為解釋變量進行回歸得:

R2=0.85,D.W.=1.62,AD F檢驗的結果顯示殘差序列不存在單位根,但殘差項存在較強的相關性,考慮加入適當的滯后項,得出分布滯后模型如下:

R2=0.95,D.W.=2.53,(8)式的自相關性明顯減弱,AD F檢驗的結果顯示殘差序列不存在單位根,LGD P與L FTI、LFD I之間存在長期穩定的均衡關系。(8)式表述了這一均衡關系。式中表明長期中 FTI對GD P存在顯著的較小的正面影響,FD I對GD P有較小的負的影響,不過并不顯著,這與前面兩變量分析中LFTI是LGD P的Granger原因的結論是一致的。

為了驗證LFD I在短期內對LGD P的影響,可依據(7)式建立如下誤差修正模型:

A IC=-1.73,R2=0.45,D.W.=0.76,(9)式中DL FD I的系數接近于零且不顯著,表明短期內外國直接投資對我國經濟的直接影響也不顯著,旅游外匯收入在短期內對國內生產總值有著正向的影響,但也不顯著,而誤差修正項系數為負且顯著,符合反向修正機制。

以LFTI為被解釋變量,LGD P、LFD I為解釋變量進行回歸得:

R2=0.95,D.W.=1.83,對(10)式進行 AD F檢驗發現不存在單位根,殘差序列是平穩的。FD I和GD P共同促進旅游外匯收入的增加,而且系數都是顯著的。GD P每增長1%,旅游外匯收入就增加0.87%,外國直接投資每變動1%,旅游外匯收入也同方向變動0.48%。可見,長期來看,國內生產總值與旅游外匯收入是同方向變化的,同時外國直接投資顯著地促進了外匯旅游收入的增加。

依據(10)式建立如下誤差修正模型:

A IC=-1.01,R2=0.15,D.W.=2.10,該式表明 ,短期內GD P和FD I共同促進了旅游外匯收入的增加,GD P變化1%,旅游外匯收入同方向變動0.837%;FD I變化1%,旅游外匯收入同方向變動0.241%。短期調整系數是顯著的,說明每年旅游外匯收入與其長期均值偏差中的83%被修正。比較(10)、(11)式,不難發現短期內 GD P對旅游外匯收入的影響略低于長期,而短期內FD I對旅游外匯收入的影響系數僅僅是長期影響系數的一半。

以LFD I為被解釋變量,LGD P、LFTI為解釋變量進行回歸得:

R2=0.89,D.W.=1.63,對該式進行平穩性檢驗發現不存在單位根,殘差序列是平穩的。FTI與 FD I存在著同向變化關系,FTI每變動1%,FD I將同向變動1.79%;GD P與FD I卻存在反向變動關系,GD P每增加1%,FD I減少1.397%,而且系數都是顯著的。長期內 FTI對 FD I有顯著的促進作用容易解釋,因為旅游觀光、商務考查有助于決定投資;但GD P增長對FD I顯著負向影響的結論有些出人意外,有待進一步探究。①也可能是因為隨著 GDP提高,該國資本存量提高,資本回報率下降,從而對FDI的吸引力減弱.

依據(12)式建立誤差修正模型如下:

A IC=-0.88,R2=0.75,D.W.=1.66,在短期內 FTI對 FD I有著顯著的正向影響,系數達到0.819,上期 FD I變動額對當期FD I有著顯著正向影響,系數達到0.85;GD P對FD I的正向影響不顯著,而且影響系數也不足0.15;短期調整系數是顯著的,說明每年 FD I對長期均值的偏差中的66%將被修正。綜合(12)、(13)式可見,FTI在無論在短期還是在長期都顯著影響 FD I,長期影響系數是短期影響系數的兩倍多;而GD P在短期內對FD I有不顯著的弱正向影響,長期中卻存在顯著的強負向影響。

(三)協整變量間 Granger因果檢驗

綜合兩變量、三變量協整關系分析,我們得知LFD I與LFTI之間不存在協整關系,LGDP與LFTI、LGDP與LFD I,以及LGDP、LFTI、LFD I三者之間存在協整關系。為了進一步確定協整變量之間的關系,我們進一步地對其進行Granger因果檢驗。由于在不同的顯著性水平下選擇不同的滯后期可能產生不同的因果關系,本文以5%的顯著性水平綜合考慮滯后期為1、2、3、4四種情形(如表5),以圖全面考察三變量之間的因果關系。

表6 LGDP、LFTI、LFD I三變量 Granger因果關系檢驗(1985-2007)

由表6可知,在5%的顯著性水平下,無論滯后幾期旅游外匯收入都是國內生產總值的 Granger原因,具有極強的穩定性,這與蔣滿元(2008)的結論不同,與Balaguer and Cantavella-Jorda(2002)、吳國新(2003)的結論相似;當滯后期為3時,FD I是 GDP的 Granger原因,表明長期中外國直接投資對國內經濟增長具有貢獻,同 ChungChen,LawreneeChang和 YiminZhang(1995)、陳浪南,陳景煌(2002)、賀紅波,屠新曙(2005)等人的觀點一致;當滯后期為4時,FD I與 GDP互為因果關系,相互促進,這與杜江、高建文(2002)、任永菊(2003)等人的結論相同。顯然,目前國內在FD I與我國經濟增長關系的研究中存在三種不同的觀點可能與在進行 Granger因果檢驗時選取了不同的滯后期有關。

四 結 論

以1985-2007年的我國旅游外匯實際收入(FTI)、實際利用外國直接投資金額(FD I)與實際國內生產總值(GDP)的數據(以1985年價格指數為基期,以每年的中間匯率統一為美元金額),運用 Eview s6.0,在5%的顯著性水平下我們得出了在長期中,LFD I與LFTI之間不存在協整關系,LGDP與 LFTI、LGDP 與 LFD I,以及 LGDP、LFTI、LFD I三者之間存在協整關系的基本結論。這些結論中有些與現有的兩變量協整關系研究成果相似,有些則存在差異。我們發現將三變量納入一個體系來考慮時,三者之間顯示出較為復雜的相互作用。如單獨考察LFTI與LGDP時,LGDP并不能直接促進LFTI,即國內經濟增長不能帶來旅游外匯收入的增加,但如果引入LFD I,考察三變量之間關系時,我們發現國內生產總值(GDP)和外國直接投資(FD I)共同顯著地促進了外匯旅游收入的增加。這也進一步地證實了經濟系統的復雜性。

FTI與FD I之間不存在協整關系,這說明“旅游外匯收入與FD I之間存在長期均衡關系”的猜想沒有得到數據的支持。不過,以1995-2007年的數據進行檢驗卻發現 FTI與FD I之間雖不存在 Granger因果關系,但存在協整關系(因為篇幅沒有列出)。出現這種差異的原因可能有二:一是 FTI與FD I之間本身不存在協整關系,由于1995-2007年數據的觀察值有限從而出現估計偏誤,這有待觀察值增加時進一步檢驗;二是 FTI與 FD I之間本身存在協整關系,之所以沒有得到1985-2007年數據的支持可能是因為我國改革開放初期市場化程度不高、政策變動頻繁、匯率人為高估等原因掩蓋了這一協整關系。同時考慮到 FTI、GDP、FD I三者關系的(10)式,FD I也可能是通過 GDP而間接地影響FTI。

LGDP與L FTI、LGDP與L FD I之間存在協整關系,尤其是LFTI是LGDP的 Granger原因表明大力發展入境旅游有利于我國經濟增長,作為有著五千年文明、文化燦爛,自然景觀秀美的大國要抓住機遇,加大對外旅游開放、開發的力度。而FD I對于 GDP的貢獻目前仍存在爭論,本文的結論表明,這些爭論一方面可能來自于 Granger因果檢驗時選擇的滯后期不一樣,另一方面可能與我國利用外資的效率不高有一定的關系。聯合國貿易與發展代表會議發表的2002年和2003年《世界投資報告》指出的中國利用外資的業績和潛力比較低的觀點也證實了這一點。[17]

最后 ,在 LFDI、LGDP、LFTI三變量協整關系中 ,LGDP負向地影響LFD I,LFTI則正向地影響LFD I,而且系數都非常顯著。這可能是因為我國隨著經濟增長,資本存量增加,資本投資回報率下降,外國投資優惠減少,進而對 FD I的吸引力有所減弱。同樣地,LFTI顯著地正向影響LFD I再次表明FD I與FTI之間的相互影響可能是通過某個中間變量間接實現的。

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Cointegration Analysis of Tourism Foreign Exchange Income,FD Iand GDP

JIANG Cai-fang1,2,CHEN Shou2

(1.Business school of JiShou University,Jishou 416000,China;2.School of Business Administration,Hunan University,Changsha 410082,China)

F590.8

A

1008—1763(2010)04—0078—06

2010-04-26

湖南省中國少數民族經濟省級重點學科,湖南省西部經濟發展研究基地和“區域旅游發展與管理”省級科技創新團隊的資助

蔣才芳(1969—),男,湖南洪江人,湖南大學工商管理學院博士研究生,吉首大學商學院副教授.研究方向:產業經濟和企業管理.