基于VAR模型的宜昌对外贸易、入境旅游与经济增长的实证研究

安敏， 王丽娜， 何伟军

(1. 三峡大学 经济与管理学院， 湖北 宜昌 443002； 2. 武汉理工大学 经济学院， 湖北 武汉 430070)

经济的快速发展有助于提高人们的收入，但同时会带来一些诸如环境污染的“副作用”[1]。为了使社会在新经济形势下得到更好的发展，我国现阶段经济增长的方式需要调整升级、经济结构也需要进行战略性的部署转变、产业结构更需要进行全方面的规划优化。因此现代经济的增长是伴随着产业结构调整的经济效率的提升过程[2]。

宜昌位于长江中上游分界处的鄂西地区，是我国重要的水资源战略储备地区。近年来，宜昌经济增长迅速，GDP从2005年的605.77亿元增至2017年的3857.17亿元，位于中部地区地级市的第三名。但增速逐步趋缓，2017年GDP增速仅为2.4%，其中主要原因是宜昌市政府紧紧围绕新发展理念，承担长江大保护重任，对全市化工产业、煤矿开采业开展专项整治以减少污染物排放(杨友麒，2018)。经济增速的放缓是宜昌直面矛盾、转型跨越、寻求高质量的发展过程中必须承受的阵痛。

但是其中也蕴含着一些积极的变化。首先，宜昌市的改革开放水平得到了显著的提高。2017年宜昌市进出口总额达到了184.2亿元，同比增长了4.8%，较去年同期增加18.2个百分点。从2017年初三峡保税物流中心运行后，宜昌自贸区随之成立，此外，H986大型集装箱检查设备通过验收，“宜汉欧”货运班列加挂运行，这些都将使今后宜昌进出口货物更加便利快捷。其次，宜昌市第三产业比重有了显著上升，产业结构得到明显升级，经济效率得到大幅提高。宜昌市旅游业对其经济增长做出了不容忽视的贡献。2017年宜昌市入境游客人数和旅游外汇收入都有明显的增长，分别达到了45.33万人次和16750.81万美元，同比增幅分别是4.7%和13.4%。那么宜昌市对外贸易的扩大和入境旅游的增加是否促进了其经济的增长，作用的动态机制是怎样的？

一、文献综述

对外贸易与经济增长间的关系一直是相关领域学者的研究重点。从研究范围看，韩家彬等[3]和谢锐等[4]分别研究了金砖国家和中印进出口贸易对经济增长的作用；郭雁等[5]和王磊[6]研究了中国对外贸易与经济增长之间的关系后均发现：进口贸易能够更好地促进我国经济增长；杨丛等[7]和邢胜龙[8]分别利用VAR模型和柯布-道格拉斯生产模型研究了对外贸易与我国区域经济增长之间的动态作用机制；马青青[9]、刘菲菲[10]和宋博伟[11]则分别研究了贵州省、山西省、安徽省的进出口贸易与经济增长之间的关系。

从研究内容看，在分析对外贸易与经济增长的关系时，很多学者会选择着重分析贸易结构。裴长洪[12]通过对进口结构划分成不同子类研究进口结构的变化方向和经济增长之间的关系，刘修岩等[13]利用扩展的Solow增长模型，借鉴了Feder和Al-Marhubi的方法实证检验了出口贸易的专业化和多样化对地区经济增长的影响。此外，还有学者将金融改革、市场整合、实际汇率、知识产权出口等变量纳入贸易与经济关系研究框架[14-17]。

关于入境旅游与经济增长之间的关系研究，庞丽等[18]运用格兰杰因果检验法分析得出：入境旅游在中国还没有得到足够的发展，而且入境旅游在我国的发展存在非常明显的区域差异性；王良健等[19]、邱亚利[20]研究均发现：我国入境旅游与经济增长之间互相促进、互相解释且两者互为因果；周文丽[21]和刘春济等[22]均对国内外有关入境旅游与经济增长之间关系的文献及其研究结论进行了分析和综述；李秋雨等[23]利用计量模型分别研究了国内旅游业、入境旅游与经济增长之间的关系和作用机理。钟高峥等[24]和张世兵[25]分别研究了西藏和湖南省入境旅游与当地经济增长之间的关系；翟梗吕等[26]在研究海南省入境旅游与对外贸易之间的关系的基础上，将外商直接投资这个变量也纳入了研究体系。

综上可知，学者们为了更充分更详细地分析对外贸易或入境旅游与经济增长之间的关系，选择了从不同角度和尺度进行了研究。但是，仍存在两点有待改进：

(1)分析上述文献的研究框架可以发现：单独研究对外贸易或入境旅游与经济增长关系的文献较为丰富，但对外贸易、入境旅游与经济增长三者之间彼此联系、互相影响，同时选取这三个变量进入同一个研究框架的学者却不是很多。

(2)分析上述文献的区域选择范围可以发现：大多数学者会选择收集国家或者省际层面的数据来研究对外贸易或入境旅游与经济增长的关系，但我国各城市经济发展的状况有很大差异，以某个具体城市为研究主体的文献较匮乏。

本文立足于正处于经济转型重要时期，经济发展较强依赖于外贸业与旅游业的宜昌市，同时选取对外贸易、入境旅游与经济增长这三个变量来构建分析框架，以期深入分析宜昌市对外贸易、入境旅游与经济增长的动态作用机制。

二、模型介绍、方法及数据来源

1.模型介绍

向量自回归(Vector Auto-regression，简称VAR)模型不同于以往的单变量自回归模型，而是对多个变量在多元时间序列中的关系加以直接考虑，并在此基础上通过将多个方程进行联立来完成计量经济模型的构建[16]。模型的一般形式为：

其中：E(εt)=0，E(εt，Yt-i)=0，i=1，2，…，p；Yt是(n×1)向量组成的同方差平稳的线性随机过程，βi是(n×n)的系数矩阵，Y(t-i)是Yt向量的i阶滞后变量，εt是随机扰动项。

2.方法及数据来源

为了具体研究宜昌市对外贸易、入境旅游与经济增长三者之间的关系和动态作用机制，通过收集相关数据、构建VAR模型来进行实证分析。在变量选取上用进出口总额(IMEX)来反映对外贸易的变化、旅游外汇收入(TR)来反映入境旅游的变化、地区生产总值(GDP)来反映经济增长的变化。为避免因剧烈的数据变化而造成分析结果偏差的情况出现，分别用各变量的对数值LNIMEX、LNTR、LNGDP表示对外贸易、入境旅游与经济增长。

使用宜昌市2005至2017年的社会经济数据，主要来源为：《国家外汇管理局年报》《宜昌统计年鉴》《宜昌市国民经济和社会发展统计公报》。

三、结果分析

1.变量平稳性检验

通过检验各个宏观变量的平稳性，可以确保对数据进行后续分析后能够得到有效、没有偏差的最佳回归结果。如果检验结果显示变量是非平稳的，通常会选择对数据进行差分变换后再检验，直到变量平稳。本文采用最常见的ADF检验法对数据进行平稳性检验。检查过程按照带截距项和趋势项、带截距项、不带截距项和趋势项三种模型进行检验，结果见表1。

从表1结果可以看出：三个变量(地区生产总值、进出口总额、旅游外汇收入)水平序列存在单位根I(2)是不平稳的，二阶差分序列是平稳的。

表1 变量的ADF平稳性检验结果

2.协整检验

为避免变量之间可能存在的“伪回归”现象，选择可验证是否存在“伪回归”问题的办法协整方法[27]。本文选择常用于检验两个或两个以上变量间关系的Johansen协整检验法，对三个变量LNGDP、LNIMEX、LNTR之间是否存在协整关系进行检验。检验结果见表2。根据表2的研究结果，在5%的置信水平下，以下两个假设：协整向量等于0和协整向量大于或等于2均无法成立。

表2 协整检验结果

这表明被检验的三个变量(LNGDP、LNIMEX、LNTR)之间有且只有1个协整向量，即：宜昌市对外贸易(IMEX)、入境旅游(TR)和经济增长(GDP)三者之间存在一种长期协整关系的概率高达95%。这种协整关系的方程为：

LNGDP=1.089531LNIMEX-0.037161LNTR

(0.03710) (0.05521)

从上面的方程可以看出，LNIMEX前的系数正，LNTR前的系数为负。这表明宜昌市对外贸易对其经济增长有正向的影响作用，而入境旅游则相反。每单位进出口总额的增长将促进宜昌市GDP增长1.09个单位，而每单位旅游外汇收入的增长将使GDP减少0.04个单位，对外贸易对宜昌市经济增长的正效应大于入境旅游带来的负效应。一方面，外贸业一直是宜昌的重点产业，另一方面由于宜昌市旅游景点知名度不足、机场等设施建成时间不长等原因，宜昌市入境旅游对其经济增长还存在一定负向影响。

3.格兰杰因果检验

一般情况下，如果确认了各变量之间存在协整关系，就应该进一步检验这些变量间是否存在因果关系及存在何种因果关系，即谁的变化会具体引起谁的反应。通常会选择的方法是格兰杰因果检验法，通过该检验结果分析和确认变量之间具体的因果关系。检验结果见表3。

表3 Granger因果检验结果

从表3可以看出：在5%的显著性水平下，第一，宜昌市对外贸易是宜昌经济增长的单向格兰杰原因；第二，宜昌市入境旅游是宜昌经济增长的单向格兰杰原因；第三，宜昌市对外贸易是宜昌入境旅游的单向格兰杰原因。以上研究结论表明：随着宜昌市对外贸易开放程度不断提高、入境旅游人数不断增多，这两者对宜昌市的经济增长会产生越来越显著的影响。同时，进出口贸易量的增多也会提高宜昌市在全球市场上的知名度，从而吸引入境游客，增加宜昌市的旅游外汇收入。

4.向量自回归(VAR)模型的构建

根据上述讨论，选择LNGDP、LNIMEX、LNTR为要分析的三个变量进行建模。在建模之前，应该先确定模型具体的滞后阶数，这一步骤通常是利用相关确定准则来判断(结果见表4)，确定好滞后阶数后再构建相应阶数的3维VAR模型。

表4 向量自回归模型滞后阶数的确定

由表4可以看出，6个确定准则中有5个准则都表示1阶是最优滞后阶数，因此应将VAR模型的滞后期确定为1 期，即建立VAR(1)。模型方程如下：

通过AR根图(如图1)来观察并加以判断，如果模型所有的AR根都没超出单位圆范围，则说明构建的是一个稳定的模型。模型具有稳定性可以有效保

图1 VAR(1)模型AR根图

证模型在进行脉冲响应和方差分解后所得的分析结果是正确有效的。

5.脉冲响应分析

为了进一步分析模型中各个变量间的关系、受到冲击后会产生何种动态影响及作用效果，一般情况下选择的分析方法是脉冲响应函数(Impulse response function，IRF)(结果见图2)。横轴表示滞后期数，单位是年，本文研究时将其设置为了13年，这是为了与收集数据的时间跨度保持一致。实线表示一个标准差冲击后各变量对此的响应，虚线表示加或减两倍标准差冲击后各变量对此的响应。

图2 脉冲响应结果

分析图2可以发现，当GDP在本期受到一个标准差的冲击后，其自身从第1期开始就立即有响应，且是一种明显的正向响应，但这种正向响应呈先增后减的趋势，在第2期达到峰值后一直稳定不变直至第5期才开始递减，递减幅度越来越缓；进出口总额和旅游外汇收入对其冲击的响应较为相似，都是在第1期时达到峰值，在第二期骤降后又缓慢回升，且慢慢趋于稳定。不同的是进出口总额对其冲击的响应一直是正向响应，且在第3期回升后又呈缓慢下降趋势，在最后两期趋近于0，而旅游外汇收入在第2期变为负向响应，从第5期开始转变为正向响应后一直递增。这表明随着期数的增加：经济增长对其自身的促进作用越来越小；经济增长可以在短期内很好地促进对外贸易的发展，但这种促进作用会持续降低；经济增长对入境旅游的拉动作用会越来越大。

当进出口总额在本期受到一个标准差的冲击，GDP在第1期没有响应，从第2期开始有正向响应且呈增长趋势，在第5期达到峰值，稳定不变至第9期后开始降低，但期末仍为正向响应且全程波动幅度较小。进出口总额自身和旅游外汇收入对其冲击的响应较为相似，且和它们各自对GDP冲击的响应也较为一致。不同之处在于，第13期时进出口总额对其自身冲击的正向响应要比其对GDP冲击的正向响应明显，旅游外汇收入对进出口总额冲击在当期没有响应然后一直呈递增状态，且负向响应的持续时间要大于其对GDP冲击负向响应的时间。这表明随着期数的增加：经济增长对对外贸易的冲击反应有滞后性，且对外贸易对经济增长的拉动作用先增后减；对外贸易对其自身的拉动作用越来越小；对外贸易对入境旅游的拉动作用在后期会一直增加。

当旅游外汇收入在本期受到一个标准差的冲击，GDP和进出口总额对其冲击响应的趋势较为相似，都在当期没有响应，然后呈先减后增趋势，从第2期开始到第13期一直是负向响应。不同的是，GDP的响应波动幅度较进出口总额的响应波动幅度大一些。旅游外汇收入对自身冲击的响应从当期开始一直呈递减趋势，且在第8期时由正向响应转变为负向响应。这表明随着期数的增加：经济增长与对外贸易对入境旅游冲击的反应均具有滞后性，而且入境旅游对这两者的拉动作用还未完全显现出来；入境旅游对其自身的拉动作用越来越小。

6.方差分解分析

当一个变量受到冲击后，其他变量会对这种变化产生反应。脉冲响应能够让我们直观地看到这种影响的强弱程度及方向，而方差分解则可以让我们了解到这个变量对其他变量反应的具体贡献度。从效果的描述上来看，前者是一种绝对强度的描述，而后者则不同，是一种相对状态的描述。与进行脉冲响应分析时相同，我们同样选定13期为滞后期进行方差分解，分别利用三个变量：国内生产总值(GDP)、进出口总额(IMEX)、旅游外汇收入(TR)的方差分解表(表5)和分解图(图3)进行相关分析。

表5 各变量方差分解表

结合表5和图3，可以发现：GDP可以解释其自身47%的波动，0-37%的波动由对外贸易解释，0-16%的波动由入境旅游解释。与其它变量相比，引起宜昌市地区生产总值变化的最大原因来自其自身。第1期的时候，GDP的波动100%由自身解释，随后它对自身波动的解释能力逐渐递减，在第13期时降低为47%，但仍比对外贸易和入境旅游的解释能力显著。这表明宜昌市经济增长具有自我促进能力。对外贸易对GDP变化的解释能力一直呈递增趋势，但其增长率越来越小，在第12期前后，贡献率稳定在36%左右。入境旅游对GDP变化的解释能力也一直呈递增状态，在第12期前后上下浮动较小，贡献率稳定在15%左右。

图3 各变量方差分解图

而表5和图3同样显示进出口总额的波动49%由经济增长解释，40%的波动由自身解释，0-10%的波动由入境旅游解释。与其它变量相比，引起宜昌市进出口总额变化的最大原因来自地区生产总值，说明宜昌市对外贸易对经济增长有较强的依赖性。GDP对进出口总额变化的解释能力在第1期达到峰值，随后一直呈递减状态，在第12期时稳定在47%，仍起主要作用。对外贸易对自身波动的解释能力一直稳定在39%左右，说明对外贸易对自身有较强的依赖性，且这种依赖性是稳定存在的。入境旅游对进出口总额波动的解释能力一直呈递增状态，但增长幅度越来越小，在第12期前后贡献率稳定在10%左右。说明随着宜昌市入境旅游人数的逐年增多，其对进出口总额的影响虽然越来越大，但是宜昌市对外贸易主要还是靠经济增长和自身来促进。

旅游外汇收入的波动26%由GDP解释，0-40%的波动由对外贸易解释，34%的波动由自身解释。与其它变量相比，引起宜昌市旅游外汇收入变化的最大原因来自于对外贸易，这符合前面得出的对外贸易是入境旅游的格兰杰原因。GDP对旅游外汇收入变化的解释能力第1期为18%，随后降低，在第五期后又转变为增长趋势且增长幅度越来越小，在第13期时贡献率为26%。宜昌市GDP对旅游外汇收入波动的贡献率在整个时期内波动幅度不大，这也说明经济增长对入境旅游的带动效应是较为稳定的。对外贸易对旅游外汇收入变化的解释能力第1期不到1%，但在第2期的时候激增为37%，随后呈较为平稳的上下波动状态，在第12期的时候稳定在39%左右。入境旅游对自身变化的解释能力在第1期时高达81%，但在第2期时骤减为46%，随后一直呈较为平稳的递减状态，在第13期时为34%。

四、结论及政策建议

1.结论

本文基于VAR模型，收集了宜昌市2005-2017年间进出口总额、旅游外汇收入和地区生产总值的数据，研究了宜昌市对外贸易(IMEX)、入境旅游(TR)与经济增长(GDP)三者之间的动态作用机制和关系。经过研究，得出以下结论：

(1)宜昌市对外贸易、入境旅游与经济增长三者彼此影响、互相解释。对外贸易和入境旅游都可以解释经济增长，且对外贸易对经济增长波动的解释能力要大于入境旅游，对外贸易对经济增长波动的贡献率在期末达到37%，而入境旅游在期末的贡献率则为16%。对外贸易可以解释入境旅游，对外贸易对入境旅游波动的贡献率在期末达到了40%，甚至超过了入境旅游自身对其波动的解释能力。

(2)宜昌市对外贸易可以拉动经济增长。分析回归方程可得：对外贸易前的系数为正，对外贸易对经济增长有正效应；而宜昌市经济增长对对外贸易冲击的响应为显著的正向响应；从方差分解图得出：随着期数的增加，对外贸易对经济增长波动的影响程度一直在增强。

(3)入境旅游在回归方程中的系数为负，经济增长对入境旅游冲击的响应也为负向响应，但这种负向响应有降低的趋势。

(4)宜昌市对外贸易对GDP的拉动作用显著强于入境旅游带来的负效应。由协整方程可得：对外贸易前的系数要显著大于入境旅游前系数的绝对值；而由经济增长的方差分解表也可以看出：在第13期时，对外贸易对经济增长波动的贡献率达到37%，而入境旅游对经济增长波动的贡献率则为16%。分析脉冲响应结果也可看出：经济增长对对外贸易冲击的响应虽在后期有所减弱，但一直显著为正，而对入境旅游冲击的响应则经历先增后减且一直不明显。

(5)宜昌市对外贸易对入境旅游的影响十分显著。从格兰杰检验结果可以看出：宜昌市对外贸易是入境旅游的单向格兰杰原因；而从入境旅游的方差分解图可以看出：对外贸易对入境旅游波动的解释能力在第13期达到了40%，超过了入境旅游自身对其波动的解释能力。

2.政策建议

根据上述研究结论，提出以下几点建议：

(1)宜昌市应充分重视对外贸易对经济增长和入境旅游的拉动作用。利用自身作为黄金水道重要节点的优势和首批国家物流枢纽的战略地位，扩大对外贸易额，同时还应重视进口贸易的作用；抓住宜昌自贸区与三峡保税物流中心带来的外贸机遇，扭转现阶段一般贸易仍是宜昌市对外贸易主要方式的局面，重视加工贸易，充分发挥保税区的作用；努力开拓新的贸易市场，让对外贸易成为促进宜昌市经济增长的“主力军”；加快外贸业和旅游业相关产业集聚，促进规模经济发展，颁布一揽子相互协调的规划和政策，让对外贸易更好地带动入境旅游的发展。

(2)宜昌市应正确认识入境旅游的显著作用，发挥入境旅游对经济增长和对外贸易的积极作用。随着全球经济的快速发展，旅游业的综合效益和战略性地位越来越高，它不仅对环境资源消耗低，而且能提供很多就业机会，旅游行业也快速跃升为发展最快的“绿色朝阳产业”[25]。其中，入境旅游业这种“无形贸易”促进国家经济长期增长的作用尤其显著，在诸如促进资本积累，激发出口学习效应等方面都有十分显著的优势[22]。宜昌市政府应该大力发展入境旅游业，统筹协调好旅游业与其它产业的关系，争取早日让入境旅游对经济增长展现正向拉动作用，促进入境旅游业与对外贸易共荣发展。对于入境旅游，应利用与“一带一路”沿线国家的外贸机遇，提高宜昌市旅游景点在国际社会上的影响力和知名度，不仅要巩固原有的客源，还应该大力发掘市场的多元化；加大建设相关基础设施的资金投入，优化入境游客的旅游体验，规范入境旅游相关法律法规，保障入境游客的合法权益；培养接待入境游客的导游，加强当地居民与入境游客的文化交流，努力通过交流和尊重来消除入境旅游与当地居民的隔阂；塑造当地旅游品牌，如三峡文化等，强化品牌在国际上的吸引力，让宜昌市的入境旅游业得到更好的发展。