中國旅游產(chǎn)業(yè)聚集與經(jīng)濟增長關(guān)系研究——基于2000～2014年中國省級面板數(shù)據(jù)的實證分析

翁宇威，張嘉琪，魏正超

(華中農(nóng)業(yè)大學(xué) 經(jīng)濟管理學(xué)院，湖北 武漢 430070)

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中國旅游產(chǎn)業(yè)聚集與經(jīng)濟增長關(guān)系研究
——基于2000～2014年中國省級面板數(shù)據(jù)的實證分析

翁宇威，張嘉琪，魏正超

(華中農(nóng)業(yè)大學(xué) 經(jīng)濟管理學(xué)院，湖北 武漢 430070)

利用2000～2014年中國省級面板數(shù)據(jù)，采用協(xié)整分析、面板VEC模型、面板VAR模型等方法，分析了旅游產(chǎn)業(yè)聚集與經(jīng)濟增長之間的因果關(guān)系和動態(tài)影響機制。實證結(jié)果表明：各省份旅游產(chǎn)業(yè)聚集水平逐年提高，區(qū)域間差距有縮小趨勢；東、中、西部地區(qū)旅游產(chǎn)業(yè)聚集與經(jīng)濟增長間存在長期協(xié)整關(guān)系；旅游產(chǎn)業(yè)聚集能在一定程度上促進區(qū)域經(jīng)濟增長，中、西部地區(qū)尤為明顯，且隨著時間推移，其作用逐漸加大；經(jīng)濟增長對旅游產(chǎn)業(yè)聚集的影響存在較大的區(qū)域差異，東部地區(qū)所受影響最大，中部次之，西部相對較小。

旅游產(chǎn)業(yè)聚集；經(jīng)濟增長；協(xié)整機制；面板VEC；面板VAR

1　引言

聚集經(jīng)濟作為一種空間組織形式，它特有的效率性和靈活性可以帶來競爭優(yōu)勢，降低交易成本、加快創(chuàng)新和鼓勵新企業(yè)的形成，從而帶動經(jīng)濟增長[1]。Michael[2]率先提出旅游業(yè)適合集群化發(fā)展，其聚集效應(yīng)顯著。Jackson[3]研究了澳大利亞的旅游產(chǎn)業(yè)聚集情況，發(fā)現(xiàn)聚集可以實現(xiàn)資源豐富地區(qū)的優(yōu)勢轉(zhuǎn)換。國內(nèi)方面，王兆鋒[5]分析了旅游產(chǎn)業(yè)集群競爭力的影響因素，并以湘鄂渝黔邊區(qū)為例提出提升區(qū)域旅游產(chǎn)業(yè)集群競爭力的對策。劉佳、于水仙[6]運用協(xié)整檢驗與格蘭杰因果檢驗考察旅游產(chǎn)業(yè)集聚與經(jīng)濟增長之間的關(guān)系。

時間序列VAR方程易出現(xiàn)解釋變量與固定效應(yīng)相關(guān)聯(lián)及多重共線性問題，面板數(shù)據(jù)模型能夠克服這些缺陷。協(xié)整和VEC模型能夠準(zhǔn)確計量變量間長期均衡與短期波動關(guān)系，面板VAR模型結(jié)合了動態(tài)模型和面板模型的優(yōu)勢，使用Cholesky沖擊函數(shù)分析變量之間的相互沖擊效應(yīng)[7]?；诖?，利用2000～2014年中國省級面板數(shù)據(jù)，運用新近發(fā)展起來的基于面板數(shù)據(jù)的協(xié)整檢驗、面板VEC和面板VAR方法，研究旅游產(chǎn)業(yè)聚集與東、中、西部經(jīng)濟增長之間的動態(tài)影響機制。

2　研究方法

2.1指標(biāo)選擇及數(shù)據(jù)來源

筆者選取31 個省份2000～2014年的數(shù)據(jù)分析旅游產(chǎn)業(yè)聚集與經(jīng)濟增長的相互影響關(guān)系。以改進的區(qū)位商測度旅游產(chǎn)業(yè)聚集程度，其具體由星級飯店、旅行社、其他旅游企業(yè)的相關(guān)數(shù)據(jù)計算得到[8]；以GDP作為經(jīng)濟增長水平的衡量指標(biāo)，同時為消除物價變動導(dǎo)致的誤差，將各年度GDP折算為2000年可比價。其中星級飯店、旅行社、其他旅游企業(yè)的相關(guān)數(shù)據(jù)來源于《中國旅游統(tǒng)計年鑒》及其副本(2001～2015年)。各省GDP、就業(yè)人數(shù)等數(shù)據(jù)來源于《中國統(tǒng)計年鑒》和各省統(tǒng)計年鑒(2001～2015年)。此外，對GDP和區(qū)位商進行對數(shù)化處理，以消除異方差和數(shù)據(jù)的劇烈波動。

2.2面板VEC模型

Engle和Granger將協(xié)整和誤差修正模型結(jié)合起來，建立了向量誤差修正模型。為了考察旅游產(chǎn)業(yè)聚集與經(jīng)濟增長之間的長期均衡和短期波動關(guān)系，運用兩步法，首先進行協(xié)整回歸：

lnGDPit=c1+α1lnLQt+ε1,it

(1)

lnLQit=c2+α2lnGDPt+ε2,it

(2)

其中，i代表省份，t代表年份，c1、c2為常數(shù)項，ε1,it、ε2,it為隨機誤差項，α1、α2為待估計參數(shù)，lnGDP表示GDP的對數(shù)，lnLQ表示旅游產(chǎn)業(yè)區(qū)位商的對數(shù)。

估計后得到兩個模型的隨機誤差項，分別記為ECM1、ECM2。建立PVEC模型以反映短期波動偏離長期均衡時系統(tǒng)自動拉回的速率以及變量短期波動的相互沖擊。模型形式如下：

(3)

(4)

其中，Δ表示一階差分運算，j表示滯后階，ECMi,t-j表示長期均衡誤差，λ1、λ2為短期均衡偏離長期均衡時系統(tǒng)拉回速率，γ1j、γ2j為解釋變量短期波動對因變量短期波動的影響。如果對于所有的i，λ1、λ2為零的原假設(shè)被拒絕，說明旅游產(chǎn)業(yè)聚集和經(jīng)濟增長存在著長期的因果關(guān)系，反之則不存在；如果γ1j、γ2j為零的原假設(shè)被拒絕，說明旅游產(chǎn)業(yè)聚集與經(jīng)濟增長之間的短期因果關(guān)系成立，反之則不成立。

2.3面板VAR模型

面板VAR綜合了面板平行數(shù)據(jù)和向量自回歸模型的優(yōu)點，既降低了傳統(tǒng)時間VAR模型中多重共線性與內(nèi)生性問題，又控制了樣本差異。為進一步分析旅游產(chǎn)業(yè)聚集對不同地區(qū)經(jīng)濟增長的動態(tài)影響情況，以東、中、西部三個地區(qū)的省級面板數(shù)據(jù)為研究對象，分別建立面板VAR模型，結(jié)構(gòu)如下：

(5)

其中，i代表省份，t代表年份，yi,t是一個包含兩個變量{lnLQ,lnGDP}的向量。由于旅游產(chǎn)業(yè)聚集和經(jīng)濟增長的區(qū)域異質(zhì)性(區(qū)位、自然條件以及經(jīng)濟發(fā)展水平等的不同)，引入代表地區(qū)固定效應(yīng)的變量i。φi表示時間效應(yīng)向量，μit為隨機擾動項，滿足E(μit|αi,γt,yi,t-1,yi,t-2,…)=0。

3　實證結(jié)果與分析

3.1區(qū)位商計算結(jié)果

根據(jù)文獻[8]，在2000～2014年間，全國大部分省份的區(qū)位商都呈現(xiàn)上升態(tài)勢，2000年有7個省份表現(xiàn)為聚集(區(qū)位商大于1)，2014年增長到28個，說明我國旅游產(chǎn)業(yè)正走向區(qū)域聚集化。分別選取3個區(qū)域各省的平均區(qū)位商指數(shù)進行對比分析，東部地區(qū)旅游產(chǎn)業(yè)的區(qū)位商始終大于1.5，明顯高于中西部，西部地區(qū)的區(qū)位商指數(shù)略高于中部。

3.2面板單位根與協(xié)整檢驗

利用Eviews8.0軟件，對東、中、西部3大地區(qū)的旅游產(chǎn)業(yè)聚集指標(biāo)和經(jīng)濟增長指標(biāo)進行單位根檢驗，得到檢驗結(jié)果(表1)。

表1　面板單位根檢驗結(jié)果

注：***，**，*分別表示在1%，5%和10%的顯著性水平線顯著

由表1可知，當(dāng)對東部、中部和西部地區(qū)的經(jīng)濟增長(lnGDP)和旅游產(chǎn)業(yè)聚集(lnLQ)的水平值進行檢驗時，除個別統(tǒng)計量外，其余統(tǒng)計量都不能拒絕“存在單位根”的原假設(shè)，變量是非平穩(wěn)的。對這兩個變量的一階差分值進行檢驗時，均顯著地拒絕“存在單位根”的原假設(shè)(個別檢驗方法的結(jié)果不理想，但不影響總體效果) 。因此認為，東、中、西部地區(qū)的lnGDP和lnLQ在一階差分后各序列平穩(wěn)，各變量屬于一階單整I(1)，可以進行協(xié)整檢驗。

用Pedroni 提出的異質(zhì)面板數(shù)據(jù)的協(xié)整檢驗方法對旅游產(chǎn)業(yè)聚集和經(jīng)濟增長進行協(xié)整檢驗，結(jié)果如表2所示。

表2　面板協(xié)整檢驗結(jié)果

注：***，**，*分別表示在1%，5%和10%的顯著性水平線顯著

從表2中可以看出，大部分統(tǒng)計量均在5%顯著性水平下拒絕原假設(shè)。因此，東、中、西部的旅游產(chǎn)業(yè)聚集與經(jīng)濟增長之間均存在著長期、穩(wěn)定的均衡關(guān)系。

3.3面板VEC模型估計

表3報告了誤差修正模型的檢驗結(jié)果。對于東部地區(qū)，模型(3)的ECM項系數(shù)不能通過檢驗，說明旅游產(chǎn)業(yè)聚集并不是經(jīng)濟增長的長期原因；模型(4)的ECM項系數(shù)在1%的水平上顯著為負，說明反向誤差修正機制成立，經(jīng)濟增長是旅游產(chǎn)業(yè)聚集的長期原因。觀察其他變量的符號和顯著性，發(fā)現(xiàn)短期內(nèi)東部地區(qū)的旅游產(chǎn)業(yè)聚集對經(jīng)濟增長有單向因果關(guān)系。同理，在中部地區(qū)，短期內(nèi)存在著從旅游產(chǎn)業(yè)聚集到經(jīng)濟增長的單向因果關(guān)系，長期內(nèi)存在著旅游產(chǎn)業(yè)聚集與經(jīng)濟增長之間的雙向因果關(guān)系。在西部地區(qū)，僅存在二者之間長期的雙向因果關(guān)系。

表3　面板VEC模型估計結(jié)果

注：滯后階數(shù)根據(jù)AIC和SC判斷準(zhǔn)則確定； ***，**，*分別表示在1%，5%和10%的顯著性水平線顯著

3.4面板VAR模型估計

分別將經(jīng)濟增長指標(biāo)和旅游產(chǎn)業(yè)聚集指標(biāo)作為被解釋變量，建立PVAR模型描述變量間的動態(tài)作用關(guān)系，估計結(jié)果見表4。

表4　面板VAR 模型GMM 估計結(jié)果

注：①滯后階數(shù)根據(jù)AIC和SC判斷準(zhǔn)則確定； ***，**，*分別表示在1%，5%和10%的顯著性水平線顯著

從回歸結(jié)果可以看出：①以lnGDP作為被解釋變量時，東部、中部、西部滯后一期和二期的區(qū)位商均為正，且除東部地區(qū)外，都通過了5%的顯著性檢驗。說明中、西部地區(qū)的旅游產(chǎn)業(yè)聚集對區(qū)域經(jīng)濟增長有顯著的影響，東部地區(qū)影響不明顯；②以lnLQ作為被解釋變量時，不同區(qū)域間存在較大差異。在東部地區(qū)，滯后一期的經(jīng)濟增長對區(qū)位商的影響顯著為負，滯后二期在10%水平顯著為正。在中部地區(qū)，滯后一期的經(jīng)濟增長對區(qū)位商有顯著的正向影響。在西部地區(qū)，經(jīng)濟增長對區(qū)位商無顯著影響，這說明西部地區(qū)對旅游產(chǎn)業(yè)的投入不夠，經(jīng)濟增長未能帶動旅游業(yè)的聚集發(fā)展。

采用方差分解的方法進一步研究一定時期內(nèi)旅游產(chǎn)業(yè)聚集與經(jīng)濟增長的相互影響程度。經(jīng)過Eviews 8.0軟件進行500次Monte-Carlo模擬后得到表5。

表5　面板VAR 模型方差分解結(jié)果

從表中數(shù)據(jù)可以發(fā)現(xiàn)：①經(jīng)濟增長波動的原因主要來源于自身，三大地區(qū)各期對自身波動的貢獻比率都在85%以上。說明現(xiàn)階段我國各地區(qū)旅游產(chǎn)業(yè)聚集對地區(qū)經(jīng)濟增長的影響仍然較微弱；②旅游產(chǎn)業(yè)聚集對經(jīng)濟增長的影響在8%～15%之間，中、西部地區(qū)所受影響略高于東部地區(qū)；③經(jīng)濟增長對旅游產(chǎn)業(yè)聚集的影響差距較大，東部地區(qū)各期貢獻比率均在10%以上，而中、西部低于5%。

4　結(jié)論與啟示

選取了2000～2014年全國31個省份的面板數(shù)據(jù)，通過協(xié)整檢驗、面板VEC、面板VAR模型，研究旅游產(chǎn)業(yè)聚集與經(jīng)濟增長之間的動態(tài)影響機制。

實證結(jié)果顯示：①東部、中部和西部地區(qū)的旅游產(chǎn)業(yè)聚集和經(jīng)濟增長之間存在長期協(xié)整關(guān)系。在長期內(nèi)，旅游產(chǎn)業(yè)聚集對經(jīng)濟增長有一定促進作用。②中國東、中、西部旅游產(chǎn)業(yè)聚集與經(jīng)濟增長之間的因果關(guān)系存在明顯差異。③面板VAR結(jié)果顯示，在中、西部地區(qū)，旅游產(chǎn)業(yè)聚集對經(jīng)濟增長均有顯著的正向影響，且旅游產(chǎn)業(yè)聚集對經(jīng)濟增長的推動作用隨時間推移而逐步加強；東部地區(qū)影響不明顯。④方差分解結(jié)果表明，中部地區(qū)旅游產(chǎn)業(yè)聚集對經(jīng)濟增長的影響最大，然后依次為西部、東部；經(jīng)濟增長對旅游產(chǎn)業(yè)聚集的影響呈現(xiàn)出東部最大，中部其次，而西部相對較小的狀態(tài)。

總體來看，我國旅游產(chǎn)業(yè)聚集水平仍有較大的上升空間。各地區(qū)應(yīng)因地制宜地發(fā)展旅游業(yè)，制定集群發(fā)展規(guī)劃，形成綜合性的旅游產(chǎn)品或旅游區(qū)，從而更大程度地發(fā)揮旅游產(chǎn)業(yè)的聚集效益。具體來說，東部地區(qū)應(yīng)充分利用其經(jīng)濟優(yōu)勢，給旅游產(chǎn)業(yè)注入新鮮活力，發(fā)揮旅游業(yè)在城市產(chǎn)業(yè)轉(zhuǎn)型和現(xiàn)代服務(wù)業(yè)培育中的重要作用，進而帶動全國旅游業(yè)的發(fā)展。對中、西部地區(qū)而言，應(yīng)通過經(jīng)濟杠桿的調(diào)節(jié)加大中、西部旅游業(yè)投入，加強基

礎(chǔ)設(shè)施建設(shè)和旅游資源開發(fā)，加快資源到產(chǎn)品的轉(zhuǎn)化。另外，東、中、西部各地區(qū)還應(yīng)重視區(qū)域內(nèi)、區(qū)域間的旅游產(chǎn)業(yè)合作關(guān)系，促進旅游產(chǎn)品、旅游線路的整合，從而實現(xiàn)旅游業(yè)在全國范圍內(nèi)的協(xié)同發(fā)展。

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2016-07-08

國家級大學(xué)生創(chuàng)新創(chuàng)業(yè)訓(xùn)練計劃資助項目(編號：201510504094)

翁宇威(1993—)，女，華中農(nóng)業(yè)大學(xué)經(jīng)濟管理學(xué)院學(xué)生。

F224

A

1674-9944(2016)16-0283-04