浙江省入境旅游与区域经济增长相关性的实证研究

2017-03-09龙祖坤白晓霞

重庆第二师范学院学报 2017年1期

关键词：外汇收入格兰杰协整

龙祖坤，白晓霞

(湘潭大学旅游管理学院，湖南湘潭 411105)

浙江省入境旅游与区域经济增长相关性的实证研究

龙祖坤，白晓霞

(湘潭大学旅游管理学院，湖南湘潭 411105)

采用经典的计量经济检验方法，对浙江省1993—2013年入境旅游的统计数据进行检验分析，探究入境旅游与经济增长的关系。结果表明：浙江省入境旅游与经济增长存在长期稳定的均衡关系；浙江省入境旅游外汇收入每增加1个百分点，会促进其生产总值增长0.74个百分点；浙江省入境旅游是其经济增长的格兰杰原因，但其经济增长并不是其入境旅游发展的格兰杰原因，两者存在单向因果关系；当短期波动偏离了长期均衡时，系统就会以0.466170的修正力度将其从非均衡状态修正到均衡状态。

入境旅游；区域经济；相关性

当今社会经济全球化的时代背景，加大了各国的贸易往来与民众互动。在竞争愈演愈烈的形势下，各国都在寻找经济增长新的突破口，而旅游业已被列为经济发展新的增长点。入境旅游作为旅游业的重要组成部分，其对提高国家的外汇收入以及解决当地就业，均有很大的拉动作用，而且入境旅游已成为衡量一个国家的国际知名度及综合竞争力的重要指标，各国将大力发展入境旅游作为向世界推销自己的窗口。研究入境旅游可以为我们实现建设旅游强国的宏伟目标提供指导。浙江省的入境旅游外汇收入从1993—2002年一直位居全国第六，2003—2012年一直稳居全国第五。自2013年起，国家旅游局调整入境旅游统计口径为“接待入境过夜游客”，因口径不一，所以没有全国排名，浙江省作为我国的旅游热点省份，研究其入境旅游与地区经济增长之间的关系，颇具代表性。

一、文献综述

关于入境旅游与经济增长的关系，Guellil Mohammed Seghir[1]基于动态面板数据对49个国家的旅游花费与经济增长的因果关系进行了研究，结果显示：旅游花费与经济增长存在重要的协整关系；旅游花费与经济增长具备双向的因果关系。K. Ali Akkemik[2]用1996年和2002年的两个社会核算矩阵，分析了国际旅游对土耳其经济的贡献，结果表明在土耳其国际旅游的GDP弹性相对较低，并且外国游客支出对国内生产、GDP增值、就业的影响适度。李帅[3]分析了广西壮族自治区入境旅游与经济增长的关系，入境旅游外汇收入(IR)与地区生产总值(GDP)均为二阶单整的平稳序列，而且存在长期稳定的均衡关系，GDP是IR的格兰杰原因。赵东喜[4]对福建省的对外开放程度、经济增长与入境旅游的相关关系进行了实证研究。汤世行[5]对河南省入境旅游和地区经济增长的关系进行了统计检验，结果显示，河南省的GDP和入境旅游外汇收入存在长期稳定的均衡关系。吴忠才[6]研究发现，中国入境旅游与经济增长存在动态的协整关系，但不具备因果关系，并通过误差修正模型揭示了两者短期波动与长期均衡的调整关系。庞丽[7]分析了入境旅游与各地区经济增长关系的空间差异，结果显示东部地区的入境旅游对区域经济增长具有显著的推动作用，但全国和中西部地区却不存在明显的因果关系。蒋满元[8]指出我国入境旅游外汇收入与经济增长尚不能明确其因果关系。王明严[9]根据海南省相关统计数据，研究发现入境旅游外汇收入与地区生产总值GDP存在协整关系并且互为因果。张明东[10]分析了山东省入境旅游与经济增长存在的差异，发现入境旅游和区域经济增长不存在明显的因果关系。张鹏杨[11]提出云南省入境旅游与经济增长存在长期均衡关系，云南省经济增长是其入境旅游发展的格兰杰原因，但入境旅游并不是其经济增长的格兰杰原因。谭伟[12]探析了我国入境旅游与经济增长的关系，结果显示，就全国而言，入境旅游与经济增长并非绝对存在因果关系，入境旅游对经济增长的促进作用具有显著的空间差异。刘其君[13]的研究表明，江苏省国际旅游外汇收入与经济增长具有正向的长期均衡关系，而且两者呈双向的因果关系。孙希瑞[14]研究发现，从总体上看，我国入境旅游与经济增长呈显著的正相关，但是这种正相关东部地区最强，中部地区次之，西部地区最弱，显著性从东到西呈现逐渐弱化的趋势。上述对于入境旅游与经济增长关系的实证研究，均是借助于经典的计量经济分析中的相关理论及检验方法来进行的，目前我国理论界对国际旅游外汇收入与经济增长的关系，尚未达成一致意见，故仍需就具体区域进行探究。在上述研究的基础上，本文运用协整检验、Granger因果关系检验、误差修正模型的计量方法，探究浙江省入境旅游与经济增长的关系，进而科学地认识入境旅游对其经济增长的影响。

二、研究方法

运用协整检验、Granger检验、误差修正模型计量经济检验方法对浙江省入境旅游与经济增长的关系进行计量分析，具体分析过程如下。

(一)变量及数据的选取

自古以来，浙江省就是人们青睐的旅游胜地，拥有丰富的旅游资源。省内共有17处国家重点风景名胜区，数量位居全国第一。1993—2013年浙江省的相关统计数据显示，其入境旅游与经济增长都取得了很大的发展。图1与图2分别是浙江省入境游客量与地区生产总值以及入境旅游外汇收入与地区生产总值的趋势变化图。由图1与图2可以看出，浙江省1993—2013年的入境旅游人次、入境旅游外汇收入及地区生产总值，整体上均表现为递增的态势，而且两个变量分别与地区生产总值的变化趋势相一致，但在2003年出现了微小的波动差异。其中地区生产总值从1993年的1925.91亿元增长到2013年的3775.58亿元，年均增长16.0%；入境旅游游客接待量从1993年的73万人次增加到2013年的866万人次，年均增长13.2%；入境旅游外汇收入由1993年的11,679万美元增加到2013年的539,293万美元，年均增长了21.1%，入境旅游外汇收入的年均增长率最大，地区生产总值的年均增长率次之，旅游人次的年均增长率最小，但是三者都呈两位数的快速增长。入境旅游人次与入境旅游外汇收入，在总体上是递增的趋势，其中也出现了小波动，2003年受非典影响较大，出现了短暂的下滑，但很快又恢复了增长的态势，2008年的金融危机对其影响不大，二者仍以缓慢的速度增加。

本文所收集的统计数据包括2组时间序列，即1993—2013年浙江省入境旅游游客量和入境旅游外汇收入及地区生产总值，这些数据来源于国家统计局的地区年度统计数据、浙江旅游统计便览与浙江省统计年鉴。

(二) Johansen协整检验

进行经典的回归分析的前提假设，变量必须是平稳的，这样可以有效地避免“伪回归”的发生。如果选取的变量是平稳的，便可以直接对其进行回归；如若选择的回归变量是非平稳的，则需要对变量取差分，直到其差分变为平稳序列[15]。本文选取地区生产总值(GDP)作为衡量地区经济增长的重要变量，入境旅游外汇收入(IR)作为衡量入境旅游发展水平的重要变量，为消除变量的异方差性，对其取自然对数，分别记为LnGDP和LnIR，一阶差分分别记作DLnGDP及DLnIR。

图1 浙江省入境游客量与地区生产总值

图2 浙江省入境旅游收入与地区生产总值

1.数据平稳性检验

(1)描述统计分析

图3和图4分别表示LnGDP和LnIR的时间序列及一阶差分DLnGDP和DLnIR的时间序列。从图3和图4可见，LnGDP与LnIR在1993—2013年均表现为明显的上升趋势，故而可以初步判断其变量的序列是非平稳的；其一阶差分DLnGDP和DLnIR的时间序列却没有明显的变化趋势，可以初步判断其一阶差分序列有可能是平稳的序列，但以上结论是否属实，仍需做进一步检验，才能得出确切结论。

(2)单位根检验

单位根检验是指检验序列中是否存在单位根，如果结果显示序列中存在单位根则其序列是非平稳的，需要对其继续取差分重新检验，直到其序列是平稳的；如果序列的检验结果没有单位根，则说明其变量的序列是平稳的。运用ADF检验方法分别对LnGDP和LnIR两组变量进行单位根检验，检验其变量的平稳性，通过赤池信息量准则确定其最佳滞后阶数，检验结果见表1。由表1可见，在5%的显著性水平下LnGDP的ADF统计值大于临界值，因此接受有单位根的原假设，LnGDP序列是非平稳的；在1%的显著性水平下LnIR的ADF统计值大于临界值，接受有单位根的原假设， LnIR的时间序列是非平稳的。在5%的显著性水平下，一阶差分DLnGDP的ADF统计量的值小于临界值，拒绝原假设，DLnGDP序列是平稳的；在1%的显著性水平下DLnIR的ADF统计值小于临界值，拒绝原假设，其时间序列是平稳的。又因为DLnGDP和DLnIR均是一阶单整的，所以LnGDP与LnIR满足协整检验的条件，可以对其进行协整检验。

图3 1993—2013年的数据时序

图4 1993—2013年的数据差分时序

变量ADF统计量1%临界值5%临界值10%临界值结论LnGDP-3．465185-4．532598-3．673616-3．277364非平稳LnIR-2．147543-4．498307-3．658446-3．268973非平稳DlnGDP-3．405488-3．831511-3．029970-2．655194平稳DLnIR-4．311713-3．831511-3．029970-2．655194平稳

2.协整检验

协整检验就是检验一组非平稳序列的线性组合是否存在长期稳定的均衡关系，进行协整检验的变量必须满足变量本身是非平稳的，但其差分是平稳的前提条件。本文采用Engle和Granger于1987年提出的两步法进行协整检验，运用最小二乘法对LnGDP和LnIR构建估计模型：

LnGDPt=α+βLnIRt+εt

得到回归系数α和β及模型的残差

ε=LnGDPt-α-βLnIRt

由回归结果得到回归系数的值及其对应的t统计量的数值，得到如下的估计模型：

LnGDPt=4.102389+0.737012*LnIRt+ εt

(1)

t统计量的值 (42.02200) (53.00136)，其中括号内的数值为相应参数的t统计量的数值，图5描述了协整方程的拟合情况以及残差的波动，由图5可以看出估计值的波动与实际值的波动比较吻合，估计值与实际值的拟合效果很好，且残差的值围绕0上下来回波动，比较稳定，更加说明其拟合度很高。由上面的协整方程可以看出，浙江省入境旅游外汇收入每增加1%，能促进其生产总值增长约0.74%。

图5 协整方程的拟合效果和残差

由表2的检验结果可知，1%的临界值(-2.685718)

表2 入境旅游与经济发展的回归统计与残差序列单位根检验

(三)Granger检验

由上面的协整检验结果可知，浙江省入境旅游与经济增长存在协整关系，为了判别两者是否存在格兰杰因果关系，需要对其做Granger检验。Granger检验是检验一个变量的滞后变量能否对其他变量产生影响，若存在影响便称其存在格兰杰原因。在对LnGDP和LnIR进行格兰杰因果关系检验之前，对序列LnGDP和LnIR进行VAR估计，确定其最佳滞后期，滞后阶数的输出结果见表3。由表3的检验结果可知，所有滞后期的判断准则都选取了最佳滞后期为1阶，因此确定最佳滞后期为1，对序列进行Granger检验，检验结果见表4。由表4的检验结果可知，在滞后期为1时，0.05<0.8345，因而接受原假设LnGDP不是LnIR的格兰杰原因；0.0287<0.05，故而拒绝原假设，LnIR是LnGDP的格兰杰原因。由此可见，在5%的显著性水平下，浙江省入境旅游是地区生产总值的格兰杰原因，但地区生产总值不是入境旅游的格兰杰原因，LnIR与LnGDP存在单向因果关系。

表3 滞后期的输出结果

注：*标记出依据相应准则所选择出来的滞后阶数

表4 入境旅游与经济增长的Granger因果检验

注:在5%的显著水平下进行检验

(四)误差修正模型

变量LnIR是LnGDP的格兰杰原因，并且两者存在协整关系，还可以进一步探讨变量的短期动态关系。误差修正模型(Error Correction Model)，简记为ECM，亦可称为DHSY模型。误差修正模型可以用来分析因变量的短期波动是如何形成的，构建DHSY模型：

DLnGDPt=α+βDLnIRt+γecmt-1

通过回归分析得到系数α，β，γ的值及其对应的统计量。得到的估计模型如下：

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

(2)

t统计量 (3.942356) (3.775782) (-2.979456)

其中

ecmt=LnGDPt- 4.102389 - 0.737012*LnIRt

括号内的数值为相应参数的t统计量的值。

从DHSY模型来看，因变量LnGDP 的短期波动受自变量LnIR的波动以及误差修正项ecm两方面的作用，DLnIR的系数为正，满足正向修正机制，LnIR LnIR每波动1%，能够带动LnIR同向波动0.34%；而ecm的系数为负，满足反向调节机制，其系数的绝对值表示修正力度，当短期波动偏离长期均衡时，系统便会以0.466170的修正力度将其从非均衡状态修正到均衡状态。

三、结语

浙江省入境旅游与经济增长存在长期的均衡关系，入境旅游外汇收入每增加1%，推动其生产总值增长0.74%，这进一步说明了浙江省入境旅游外汇收入在其整个经济产量的总额中所占的比重不高。但是两者存在长期稳定的均衡关系。浙江省政府应立足于长远，做好入境旅游产业的后续发展工作。

通过Granger因果关系检验发现，浙江省现阶段入境旅游外汇收入是其生产总值增长的格兰杰原因，但入境旅游对其生产总值的拉动作用还不大，这说明浙江省的入境旅游还没有得到充分发展，需要进一步提高入境旅游的市场竞争力，为地区经济发展作贡献。

误差修正模型表明，地区生产总值的短期波动会受到入境旅游外汇收入以及误差修正项ecm两方面的影响。若浙江省入境旅游外汇收入变化1%，会引起其生产总值同向变化0.34%。由于ecm的系数为负，满足反向调节机制，其绝对值的大小表示修正力度，当短期波动偏离长期均衡时，系统便会以0.466170的修正力度将其从非均衡状态修正到均衡状态。

[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.

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