浙江省入境旅游與區(qū)域經(jīng)濟增長相關(guān)性的實證研究

龍祖坤，白曉霞

(湘潭大學(xué) 旅游管理學(xué)院，湖南 湘潭 411105)

浙江省入境旅游與區(qū)域經(jīng)濟增長相關(guān)性的實證研究

龍祖坤，白曉霞

(湘潭大學(xué) 旅游管理學(xué)院，湖南 湘潭 411105)

采用經(jīng)典的計量經(jīng)濟檢驗方法，對浙江省1993—2013年入境旅游的統(tǒng)計數(shù)據(jù)進行檢驗分析，探究入境旅游與經(jīng)濟增長的關(guān)系。結(jié)果表明：浙江省入境旅游與經(jīng)濟增長存在長期穩(wěn)定的均衡關(guān)系；浙江省入境旅游外匯收入每增加1個百分點，會促進其生產(chǎn)總值增長0.74個百分點；浙江省入境旅游是其經(jīng)濟增長的格蘭杰原因，但其經(jīng)濟增長并不是其入境旅游發(fā)展的格蘭杰原因，兩者存在單向因果關(guān)系；當短期波動偏離了長期均衡時，系統(tǒng)就會以0.466170的修正力度將其從非均衡狀態(tài)修正到均衡狀態(tài)。

入境旅游；區(qū)域經(jīng)濟；相關(guān)性

當今社會經(jīng)濟全球化的時代背景，加大了各國的貿(mào)易往來與民眾互動。在競爭愈演愈烈的形勢下，各國都在尋找經(jīng)濟增長新的突破口，而旅游業(yè)已被列為經(jīng)濟發(fā)展新的增長點。入境旅游作為旅游業(yè)的重要組成部分，其對提高國家的外匯收入以及解決當?shù)鼐蜆I(yè)，均有很大的拉動作用，而且入境旅游已成為衡量一個國家的國際知名度及綜合競爭力的重要指標，各國將大力發(fā)展入境旅游作為向世界推銷自己的窗口。研究入境旅游可以為我們實現(xiàn)建設(shè)旅游強國的宏偉目標提供指導(dǎo)。浙江省的入境旅游外匯收入從1993—2002年一直位居全國第六，2003—2012年一直穩(wěn)居全國第五。自2013年起，國家旅游局調(diào)整入境旅游統(tǒng)計口徑為“接待入境過夜游客”，因口徑不一，所以沒有全國排名，浙江省作為我國的旅游熱點省份，研究其入境旅游與地區(qū)經(jīng)濟增長之間的關(guān)系，頗具代表性。

一、文獻綜述

關(guān)于入境旅游與經(jīng)濟增長的關(guān)系，Guellil Mohammed Seghir[1]基于動態(tài)面板數(shù)據(jù)對49個國家的旅游花費與經(jīng)濟增長的因果關(guān)系進行了研究，結(jié)果顯示：旅游花費與經(jīng)濟增長存在重要的協(xié)整關(guān)系；旅游花費與經(jīng)濟增長具備雙向的因果關(guān)系。K. Ali Akkemik[2]用1996年和2002年的兩個社會核算矩陣，分析了國際旅游對土耳其經(jīng)濟的貢獻， 結(jié)果表明在土耳其國際旅游的GDP彈性相對較低，并且外國游客支出對國內(nèi)生產(chǎn)、GDP增值、就業(yè)的影響適度。李帥[3]分析了廣西壯族自治區(qū)入境旅游與經(jīng)濟增長的關(guān)系，入境旅游外匯收入(IR)與地區(qū)生產(chǎn)總值(GDP)均為二階單整的平穩(wěn)序列，而且存在長期穩(wěn)定的均衡關(guān)系，GDP是IR的格蘭杰原因。趙東喜[4]對福建省的對外開放程度、經(jīng)濟增長與入境旅游的相關(guān)關(guān)系進行了實證研究。湯世行[5]對河南省入境旅游和地區(qū)經(jīng)濟增長的關(guān)系進行了統(tǒng)計檢驗，結(jié)果顯示，河南省的GDP和入境旅游外匯收入存在長期穩(wěn)定的均衡關(guān)系。吳忠才[6]研究發(fā)現(xiàn)，中國入境旅游與經(jīng)濟增長存在動態(tài)的協(xié)整關(guān)系，但不具備因果關(guān)系，并通過誤差修正模型揭示了兩者短期波動與長期均衡的調(diào)整關(guān)系。龐麗[7]分析了入境旅游與各地區(qū)經(jīng)濟增長關(guān)系的空間差異，結(jié)果顯示東部地區(qū)的入境旅游對區(qū)域經(jīng)濟增長具有顯著的推動作用，但全國和中西部地區(qū)卻不存在明顯的因果關(guān)系。蔣滿元[8]指出我國入境旅游外匯收入與經(jīng)濟增長尚不能明確其因果關(guān)系。王明嚴[9]根據(jù)海南省相關(guān)統(tǒng)計數(shù)據(jù)，研究發(fā)現(xiàn)入境旅游外匯收入與地區(qū)生產(chǎn)總值GDP存在協(xié)整關(guān)系并且互為因果。張明東[10]分析了山東省入境旅游與經(jīng)濟增長存在的差異，發(fā)現(xiàn)入境旅游和區(qū)域經(jīng)濟增長不存在明顯的因果關(guān)系。張鵬楊[11]提出云南省入境旅游與經(jīng)濟增長存在長期均衡關(guān)系，云南省經(jīng)濟增長是其入境旅游發(fā)展的格蘭杰原因，但入境旅游并不是其經(jīng)濟增長的格蘭杰原因。譚偉[12]探析了我國入境旅游與經(jīng)濟增長的關(guān)系，結(jié)果顯示，就全國而言，入境旅游與經(jīng)濟增長并非絕對存在因果關(guān)系，入境旅游對經(jīng)濟增長的促進作用具有顯著的空間差異。劉其君[13]的研究表明，江蘇省國際旅游外匯收入與經(jīng)濟增長具有正向的長期均衡關(guān)系，而且兩者呈雙向的因果關(guān)系。孫希瑞[14]研究發(fā)現(xiàn)，從總體上看，我國入境旅游與經(jīng)濟增長呈顯著的正相關(guān)，但是這種正相關(guān)東部地區(qū)最強，中部地區(qū)次之，西部地區(qū)最弱，顯著性從東到西呈現(xiàn)逐漸弱化的趨勢。上述對于入境旅游與經(jīng)濟增長關(guān)系的實證研究，均是借助于經(jīng)典的計量經(jīng)濟分析中的相關(guān)理論及檢驗方法來進行的，目前我國理論界對國際旅游外匯收入與經(jīng)濟增長的關(guān)系，尚未達成一致意見，故仍需就具體區(qū)域進行探究。在上述研究的基礎(chǔ)上，本文運用協(xié)整檢驗、Granger因果關(guān)系檢驗、誤差修正模型的計量方法，探究浙江省入境旅游與經(jīng)濟增長的關(guān)系，進而科學(xué)地認識入境旅游對其經(jīng)濟增長的影響。

二、研究方法

運用協(xié)整檢驗、Granger檢驗、誤差修正模型計量經(jīng)濟檢驗方法對浙江省入境旅游與經(jīng)濟增長的關(guān)系進行計量分析，具體分析過程如下。

(一)變量及數(shù)據(jù)的選取

自古以來，浙江省就是人們青睞的旅游勝地，擁有豐富的旅游資源。省內(nèi)共有17處國家重點風(fēng)景名勝區(qū)，數(shù)量位居全國第一。1993—2013年浙江省的相關(guān)統(tǒng)計數(shù)據(jù)顯示，其入境旅游與經(jīng)濟增長都取得了很大的發(fā)展。圖1與圖2分別是浙江省入境游客量與地區(qū)生產(chǎn)總值以及入境旅游外匯收入與地區(qū)生產(chǎn)總值的趨勢變化圖。由圖1與圖2可以看出，浙江省1993—2013年的入境旅游人次、入境旅游外匯收入及地區(qū)生產(chǎn)總值，整體上均表現(xiàn)為遞增的態(tài)勢，而且兩個變量分別與地區(qū)生產(chǎn)總值的變化趨勢相一致，但在2003年出現(xiàn)了微小的波動差異。其中地區(qū)生產(chǎn)總值從1993年的1925.91億元增長到2013年的3775.58億元，年均增長16.0%；入境旅游游客接待量從1993年的73萬人次增加到2013年的866萬人次，年均增長13.2%；入境旅游外匯收入由1993年的11,679萬美元增加到2013年的539,293萬美元，年均增長了21.1%，入境旅游外匯收入的年均增長率最大，地區(qū)生產(chǎn)總值的年均增長率次之，旅游人次的年均增長率最小，但是三者都呈兩位數(shù)的快速增長。入境旅游人次與入境旅游外匯收入，在總體上是遞增的趨勢，其中也出現(xiàn)了小波動，2003年受非典影響較大，出現(xiàn)了短暫的下滑，但很快又恢復(fù)了增長的態(tài)勢，2008年的金融危機對其影響不大，二者仍以緩慢的速度增加。

本文所收集的統(tǒng)計數(shù)據(jù)包括2組時間序列，即1993—2013年浙江省入境旅游游客量和入境旅游外匯收入及地區(qū)生產(chǎn)總值，這些數(shù)據(jù)來源于國家統(tǒng)計局的地區(qū)年度統(tǒng)計數(shù)據(jù)、浙江旅游統(tǒng)計便覽與浙江省統(tǒng)計年鑒。

(二) Johansen協(xié)整檢驗

進行經(jīng)典的回歸分析的前提假設(shè)，變量必須是平穩(wěn)的，這樣可以有效地避免“偽回歸”的發(fā)生。如果選取的變量是平穩(wěn)的，便可以直接對其進行回歸；如若選擇的回歸變量是非平穩(wěn)的，則需要對變量取差分，直到其差分變?yōu)槠椒€(wěn)序列[15]。本文選取地區(qū)生產(chǎn)總值(GDP)作為衡量地區(qū)經(jīng)濟增長的重要變量，入境旅游外匯收入(IR)作為衡量入境旅游發(fā)展水平的重要變量，為消除變量的異方差性，對其取自然對數(shù)，分別記為LnGDP和LnIR，一階差分分別記作DLnGDP及DLnIR。

圖1 浙江省入境游客量與地區(qū)生產(chǎn)總值

圖2 浙江省入境旅游收入與地區(qū)生產(chǎn)總值

1.數(shù)據(jù)平穩(wěn)性檢驗

(1)描述統(tǒng)計分析

圖3和圖4分別表示LnGDP和LnIR的時間序列及一階差分DLnGDP和DLnIR的時間序列。從圖3和圖4可見，LnGDP與LnIR在1993—2013年均表現(xiàn)為明顯的上升趨勢，故而可以初步判斷其變量的序列是非平穩(wěn)的；其一階差分DLnGDP和DLnIR的時間序列卻沒有明顯的變化趨勢，可以初步判斷其一階差分序列有可能是平穩(wěn)的序列，但以上結(jié)論是否屬實，仍需做進一步檢驗，才能得出確切結(jié)論。

(2)單位根檢驗

單位根檢驗是指檢驗序列中是否存在單位根，如果結(jié)果顯示序列中存在單位根則其序列是非平穩(wěn)的，需要對其繼續(xù)取差分重新檢驗，直到其序列是平穩(wěn)的；如果序列的檢驗結(jié)果沒有單位根，則說明其變量的序列是平穩(wěn)的。運用ADF檢驗方法分別對LnGDP和LnIR兩組變量進行單位根檢驗，檢驗其變量的平穩(wěn)性，通過赤池信息量準則確定其最佳滯后階數(shù)，檢驗結(jié)果見表1。由表1可見，在5%的顯著性水平下LnGDP的ADF統(tǒng)計值大于臨界值，因此接受有單位根的原假設(shè)，LnGDP序列是非平穩(wěn)的；在1%的顯著性水平下LnIR的ADF統(tǒng)計值大于臨界值，接受有單位根的原假設(shè)， LnIR的時間序列是非平穩(wěn)的。在5%的顯著性水平下，一階差分DLnGDP的ADF統(tǒng)計量的值小于臨界值，拒絕原假設(shè)，DLnGDP序列是平穩(wěn)的；在1%的顯著性水平下DLnIR的ADF統(tǒng)計值小于臨界值，拒絕原假設(shè)，其時間序列是平穩(wěn)的。又因為DLnGDP和DLnIR均是一階單整的，所以LnGDP與LnIR滿足協(xié)整檢驗的條件，可以對其進行協(xié)整檢驗。

圖3 1993—2013年的數(shù)據(jù)時序

圖4 1993—2013年的數(shù)據(jù)差分時序

變量ADF統(tǒng)計量1%臨界值5%臨界值10%臨界值結(jié)論LnGDP-3．465185-4．532598-3．673616-3．277364非平穩(wěn)LnIR-2．147543-4．498307-3．658446-3．268973非平穩(wěn)DlnGDP-3．405488-3．831511-3．029970-2．655194平穩(wěn)DLnIR-4．311713-3．831511-3．029970-2．655194平穩(wěn)

2.協(xié)整檢驗

協(xié)整檢驗就是檢驗一組非平穩(wěn)序列的線性組合是否存在長期穩(wěn)定的均衡關(guān)系，進行協(xié)整檢驗的變量必須滿足變量本身是非平穩(wěn)的，但其差分是平穩(wěn)的前提條件。本文采用Engle和Granger于1987年提出的兩步法進行協(xié)整檢驗，運用最小二乘法對LnGDP和LnIR構(gòu)建估計模型：

LnGDPt=α+βLnIRt+εt

得到回歸系數(shù)α和β及模型的殘差

ε=LnGDPt-α-βLnIRt

由回歸結(jié)果得到回歸系數(shù)的值及其對應(yīng)的t統(tǒng)計量的數(shù)值，得到如下的估計模型：

LnGDPt=4.102389+0.737012*LnIRt+ εt

(1)

t統(tǒng)計量的值 (42.02200) (53.00136)，其中括號內(nèi)的數(shù)值為相應(yīng)參數(shù)的t統(tǒng)計量的數(shù)值，圖5描述了協(xié)整方程的擬合情況以及殘差的波動，由圖5可以看出估計值的波動與實際值的波動比較吻合，估計值與實際值的擬合效果很好，且殘差的值圍繞0上下來回波動，比較穩(wěn)定，更加說明其擬合度很高。由上面的協(xié)整方程可以看出，浙江省入境旅游外匯收入每增加1%，能促進其生產(chǎn)總值增長約0.74%。

圖5 協(xié)整方程的擬合效果和殘差

由表2的檢驗結(jié)果可知，1%的臨界值(-2.685718)

表2 入境旅游與經(jīng)濟發(fā)展的回歸統(tǒng)計與殘差序列單位根檢驗

(三)Granger檢驗

由上面的協(xié)整檢驗結(jié)果可知，浙江省入境旅游與經(jīng)濟增長存在協(xié)整關(guān)系，為了判別兩者是否存在格蘭杰因果關(guān)系，需要對其做Granger檢驗。Granger檢驗是檢驗一個變量的滯后變量能否對其他變量產(chǎn)生影響，若存在影響便稱其存在格蘭杰原因。在對LnGDP和LnIR進行格蘭杰因果關(guān)系檢驗之前，對序列LnGDP和LnIR進行VAR估計，確定其最佳滯后期，滯后階數(shù)的輸出結(jié)果見表3。由表3的檢驗結(jié)果可知，所有滯后期的判斷準則都選取了最佳滯后期為1階，因此確定最佳滯后期為1，對序列進行Granger檢驗，檢驗結(jié)果見表4。由表4的檢驗結(jié)果可知，在滯后期為1時，0.05<0.8345，因而接受原假設(shè)LnGDP不是LnIR的格蘭杰原因；0.0287<0.05，故而拒絕原假設(shè)，LnIR是LnGDP的格蘭杰原因。由此可見，在5%的顯著性水平下，浙江省入境旅游是地區(qū)生產(chǎn)總值的格蘭杰原因，但地區(qū)生產(chǎn)總值不是入境旅游的格蘭杰原因，LnIR與LnGDP存在單向因果關(guān)系。

表3 滯后期的輸出結(jié)果

注：*標記出依據(jù)相應(yīng)準則所選擇出來的滯后階數(shù)

表4 入境旅游與經(jīng)濟增長的Granger因果檢驗

注:在5%的顯著水平下進行檢驗

(四)誤差修正模型

變量LnIR是LnGDP的格蘭杰原因，并且兩者存在協(xié)整關(guān)系，還可以進一步探討變量的短期動態(tài)關(guān)系。誤差修正模型(Error Correction Model)，簡記為ECM，亦可稱為DHSY模型。誤差修正模型可以用來分析因變量的短期波動是如何形成的，構(gòu)建DHSY模型：

DLnGDPt=α+βDLnIRt+γecmt-1

通過回歸分析得到系數(shù)α，β，γ的值及其對應(yīng)的統(tǒng)計量。得到的估計模型如下：

DLnGDPt= 0.080805 + 0.342186*DLnIRt- 0.466170*ecmt-1

(2)

t統(tǒng)計量 (3.942356) (3.775782) (-2.979456)

其中

ecmt=LnGDPt- 4.102389 - 0.737012*LnIRt

括號內(nèi)的數(shù)值為相應(yīng)參數(shù)的t統(tǒng)計量的值。

從DHSY模型來看，因變量LnGDP 的短期波動受自變量LnIR的波動以及誤差修正項ecm兩方面的作用，DLnIR的系數(shù)為正，滿足正向修正機制，LnIR LnIR每波動1%，能夠帶動LnIR同向波動0.34%；而ecm的系數(shù)為負，滿足反向調(diào)節(jié)機制，其系數(shù)的絕對值表示修正力度，當短期波動偏離長期均衡時，系統(tǒng)便會以0.466170的修正力度將其從非均衡狀態(tài)修正到均衡狀態(tài)。

三、結(jié)語

浙江省入境旅游與經(jīng)濟增長存在長期的均衡關(guān)系，入境旅游外匯收入每增加1%，推動其生產(chǎn)總值增長0.74%，這進一步說明了浙江省入境旅游外匯收入在其整個經(jīng)濟產(chǎn)量的總額中所占的比重不高。但是兩者存在長期穩(wěn)定的均衡關(guān)系。浙江省政府應(yīng)立足于長遠，做好入境旅游產(chǎn)業(yè)的后續(xù)發(fā)展工作。

通過Granger因果關(guān)系檢驗發(fā)現(xiàn)，浙江省現(xiàn)階段入境旅游外匯收入是其生產(chǎn)總值增長的格蘭杰原因，但入境旅游對其生產(chǎn)總值的拉動作用還不大，這說明浙江省的入境旅游還沒有得到充分發(fā)展，需要進一步提高入境旅游的市場競爭力，為地區(qū)經(jīng)濟發(fā)展作貢獻。

誤差修正模型表明，地區(qū)生產(chǎn)總值的短期波動會受到入境旅游外匯收入以及誤差修正項ecm兩方面的影響。若浙江省入境旅游外匯收入變化1%，會引起其生產(chǎn)總值同向變化0.34%。由于ecm的系數(shù)為負，滿足反向調(diào)節(jié)機制，其絕對值的大小表示修正力度，當短期波動偏離長期均衡時，系統(tǒng)便會以0.466170的修正力度將其從非均衡狀態(tài)修正到均衡狀態(tài)。

[1]Guellil Mohammed Seghir，Belmokaddem Mostefa.Tourism Spending-Economic Growth Causality in 49 Countries: A Dynamic Panel Data Approach[J]. Procedia Economics and Finance, 2015(23):1613 - 1623.

[2]K. Ali Akkemik. Assessing the importance of international tourism for the Turkish economy: A social accounting matrix analysis[J]. Tourism Management, 2012(33):790-801.

[3]李帥，毛蔣興，侯劉起.廣西入境旅游與經(jīng)濟增長實證研究[J].廣西師范學(xué)院學(xué)報(自然科學(xué)版)，2013，30(2):89-93.

[4]趙東喜.福建入境旅游與經(jīng)濟增長和對外開放關(guān)系動態(tài)分析[J].福建師范大學(xué)學(xué)報，2007(6):126-131.

[5]湯世行.河南省入境旅游與經(jīng)濟增長關(guān)系的動態(tài)計量分析及實證研究[J].焦作大學(xué)學(xué)報，2013(1):48-50.

[6]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(xué)院學(xué)報，2007(9):30-33.

[7]龐麗，王錚，劉清春.我國入境旅游和經(jīng)濟增長關(guān)系分析[J].地域研究與開發(fā)，2006，25(3):51-55.

[8]蔣滿元.旅游外匯收入對國民經(jīng)濟增長的貢獻[J].旅游學(xué)刊，2008，23(8):30-33.

[9]王明嚴.海南省旅游收入與經(jīng)濟增長的關(guān)聯(lián)度分析[J].商業(yè)經(jīng)濟，2012(9):50-55.

[10]張明東，陸玉麒.山東省入境旅游經(jīng)濟差異及經(jīng)濟增長刺激效應(yīng)[J].南京師大學(xué)報(自然科學(xué)版)，2010，33(2):126-131.

[11]張鵬楊，陳永濤.云南省入境旅游與區(qū)域經(jīng)濟增長關(guān)系的實證研究[J].昆明冶金高等專科學(xué)校學(xué)報，2014，30(6):67-71.

[12]譚偉，張建升.入境旅游對經(jīng)濟增長的動態(tài)影響及地區(qū)差異研究——以廣東省和云南省的比較為例[J].旅游論壇，2011，4(4):69-72.

[13]劉其君.江蘇入境旅游與經(jīng)濟增長關(guān)系的實證研究[J].常熟理工學(xué)院學(xué)報(哲學(xué)社會科學(xué)版)，2010(1):48-52.

[14]孫希瑞.我國省際入境旅游與地區(qū)經(jīng)濟增長的關(guān)系[J].黎明職業(yè)大學(xué)學(xué)報，2014(1):24-27.

[15]古扎拉蒂.計量經(jīng)濟學(xué)基礎(chǔ)[M].北京：中國人民大學(xué)出版社，2011:66-69.

[責任編輯 劉江南]

2016-09-01

龍祖坤 ( 1967— ) ，男，湖南永順人，教授，碩士研究生導(dǎo)師，研究方向: 區(qū)域旅游開發(fā)與景區(qū)管理、旅游經(jīng)濟與旅游企業(yè)管理；白曉霞(1988— )，女，河南安陽人，碩士研究生，研究方向：旅游企業(yè)管理。

F590

A

1008-6390(2017)01-0014-05