谈旅游业发展与区域经济增长的动态关系
———基于桂林市1980年~2008年数据的实证检验
[摘 要] 运用VAR模型对桂林市旅游业发展和经济增长的关系进行实证研究,结果表明:两者之间存在长期稳定的均衡关系;旅游业发展是经济增长的Granger原因,而经济增长不是旅游业发展变化的Granger原因;从长期看,旅游业发展与经济增长之间具有持续的双向促进效应,但旅游业发展对经济增长的促进效应显著大于经济增长对旅游业发展的促进效应。因此,在制定相关时,应采用长期而非短期,既加大旅游资源开发投入力度,又制定优惠的税收和投资激励企业或者民间资本更多地参与旅游资源开发,并通过有效的措施促进桂林市旅游产业的发展。
[关键词] 旅游业发展 经济增长 VAR模型
一、文献综述
近年来,越来越多的学者开始关注旅游业发展与旅游目的地经济增长相互之间的内在关系。在国外,Balaguer[1]和Dritsakis[2]提出了旅游主导型经济增长假说理论,并利用西班牙的数据进行实证检验,研究认为,旅游业发展与经济增长之间存在长期均衡关系,旅游业发展对总体经济增长具有单向Granger因果关系;其结论支持旅游主导型经济增长假说。然而,他们的研究受到一些学者如Chien-ChiangLee和Chun-Ping Chang[3]等的质疑,他们认为西班牙是世界上国际入境旅游的最大接待国,其结论并不具备普遍适应性。进一步地,有些文献以韩国为对象进行了研究,结果显示旅游总收入与GDP之间并不存在长期均衡关系,其结果表明韩国不是一种旅游主导型经济发展模式,而是一种经济带动型旅游业发展模式[4]。针对其他一些国家或者地区, Kulendran和W ilson、Shan和W ilson、Hyun和分别进行了研究结果发现大多数国家或者地区的旅游业发展与经济增长之间存在互相促进的关系。他们的研究结论与旅游主导型经济增长理论或者经济带动型旅游业发展理论并不相同[5]。
在国内,对旅游业发展与区域经济增长关系的实证研究得出了不同的结论。在国家层面,闫敏和吴国新运用投入产出法分析了两者之间的关系,认为旅游业的产业化和国民经济的发展水平之间存在一种必然联系,旅游业发展对我国经济增长具有较大促进作用[6];杨勇[7]、屠文雯和冯俊文[8]、刘长生和简玉峰[9]运用时间序列进行了研究,结果发现我国经济增长与旅游业发展之间存在一种长期均衡和双向因果关系,但旅游业发展对经济增长的贡献小于经济增长对旅游业发展的贡献;而柳思维和吴忠才的研究却表明,只存在区域经济增长与国内旅游收入单向的因果关系[10]。在区域层面,庞丽、王铮和刘清春的研究表明,东部地区的入境旅游和经济增长存在单向因果关系东部地区的入境旅游对区域的经济增长产生显著影响,但是中西部地区的入境旅游与经济增长之间不存在显著的因果关系[11];刘长生和简玉峰的研究也表明,我国不同经济区域之间旅游业发展与经济增长之间的因果关系表现出较强的地理差异性[12];吴忠才的研究则表明,旅游业发展与区域经济增长之间存在协整关系和单向因果关系,旅游业发展每增加1%,国内生产总值增加约0. 26%[13]。
由此可见,学术界对旅游业发展与经济增长之间的关系并未取得一致意见。此外,现有研究尚存在一些不足之处:首先,大多数研究是从国家层面或者省域层面进行研究的,尚缺乏针对典型旅游城市的城市层面的研究;其次,大多数研究采用的是传统Granger因果检验方法来检验两者之间的因果关系,而当变量存在单位根(即变量非平稳)时,传统的Granger因果检验可能存在“伪因果”问题。因此,笔者认为这些研究结论并没有足够坚实的实证支持,进一步的研究是十分必要的。为了弥补现有文献在研究对象和研究方法上的不足,本文将选取国际著名的旅游城市———桂林市作为研究对象,运用向量自回归(VAR)模型将两者纳入统一的分析框架,并采用向量误差模型(VECM)基础上的Wald联合检验来考察两者之间的因果关系。
二、数据、变量与计量方法
(一) 变量与数据说明
本文以桂林市的国内生产总值(GDP)来反映桂林地区的经济增长,用国民生产总值指数将GDP换算为以1978年不变价格计算的值。本文选取旅游业的总收入(YOU)作为评价旅游业发展的指标,并用居民消费价格指数将其换算为以1978年不变价格计算的值;旅游业的总收入是历年桂林旅游统计中比较全面和连续的,而且也能很好地描述旅游业的发展,故选取这一指标描述旅游业的发展。为消除异方差,取各变量的自然对数消除变化趋势,两变量用LGDP与LYOU表示。
本文选取1980年到2008年的年度数据为样本区间,数据主要来源于《桂林市经济社会统计年鉴》和《中国统计年鉴》。其中, 1980年~2007年的GDP和旅游收入来自相关年度的《桂林市经济社会统计年鉴》, 2008年度桂林市的GDP和旅游收入来源于中国经济信息网统计数据库和2008年度桂林市统计公报,国民生产总值指数和居民消费价格指数来源于相关年度的《中国统计年鉴》。
从图1可以看出, LGDP与LYOU在1980年~2008年的变动都呈现出非平稳性,但都具有共同向上发展的趋势。而图2显示变量的一阶差分具有平稳性,一阶差分序列可能是平稳序列。但一阶差分序列是否平稳,需进行进一步的单位根检验。经过相关系数检验,两变量之间的相关系数为0. 934 2,说明两者相关性较大,但这并不表示它们之间一定具有因果关系。
(二) 计量方法说明
为了考察旅游业发展和区域经济增长的动态关系,本文使用VAR模型将两者纳入一个统一的框架进行分析。桂林市旅游业发展和区域经济增长的关系可以用下面的VAR模型来表达:
其中:Yt=(LGDP, LYOU); k表示模型的滞后阶数,Ai为模型待估计的参数矩阵,εt为模型随机残差向量, 0为εt的零均值向量,Ω为εt的协方差矩阵。本文将按照以下四个步骤对所建立的VAR模型展开实证检验:
首先,对拟进入VAR模型的时间序列进行单位根的稳定性测试。由于本文的时间序列样本数据呈现出非平稳性,因而使用ADF测试法来检验变量是否具有单位根。
其次,如果单位根测试的结果表明这些变量是I(d)单位根过程,就用Johansen协整检验来检验VAR模型变量之间是否存在着均衡或长期关系。Johansen协整检验模型的表达式如下:
其中,
如果的秩为r,当0 误差修正模型是协整分析的一个延伸。协整反映的是变量之间的长期均衡关系。如果由于某种原因短期出现了偏离的现象,则必然会通过对误差的修正使变量重返均衡状态,误差修正模型将短期波动和长期均衡结合在一个模型中。在确定了二者长期的关系以后,可以估计它们之间的误差修正模型。 再次, Sims和Watson的研究证明,对于包含单位过程变量的VAR系统,在只存在一个协整关系的条件下,其因果检验的分布是标准的; Toda和Phil-lips也证明误差修正项和协整向量参数的联合检验是最有效的一种因果检验方法。据此,本文将在向量误差模型(VECM)的基础上对模型参数的显著性进行Wald联合检验,以此确定经济变量之间是否存在因果关系。 最后,运用脉冲响应函数和方差分解进一步分析VAR模型所包含的经济意义。脉冲响应函数(Impulse Response Function, IRF)是追踪系统对一个内生变量的冲击效果,相反,方差分解则是将系统的均方误差(Mean Square Error)分解成各变量冲击所作的贡献。 本文所使用的计量软件为Eviews 5. 0。 三、实证检验与结果解释 (一) 时间序列的平稳性检验 在检验LGDP与LYOU的协整关系之前,先用单位根ADF检验方法来检验时间序列的平稳性,检验结果如表1所示。 注: (1)检验形式是否保留截距和趋势项是根据从一般模型中得到的截距和趋势项的t统计值是否显著而确定的;其中c表示含截距, t表示含趋势项;滞后阶数根据AIC信息准则确定。(2)ADF采用麦金农(Mackinnon)值。(3)Δ表示变量序列的一阶差分。 由上表的单位根检验结果可以看出,在10%的显著水平下,时间序列LGDP与LYOU都是单整的I(1)过程,它们之间可能存在某种稳定的关系。 (二) 协整检验和误差修正模型 本文使用Johansen多变量极大似然估计法来进行协整检验。这是一种基于向量自回归(VAR)模型的检验方法,在进行协整检验之前,必须先确定VAR模型的结构,为了保持合理的自由度使模型参数具有较强的解释能力,同时又要消除误差项的自相关,以AIC准则、SC准则和LR统计量作为选择最优滞后阶数的检验标准,并检验VAR模型的残差是否服从正态同分布,最后确定用于协整检验的VAR模型滞后阶数为2。 协整关系对如何处理协整空间中的确定项非常敏感。在Eviews5. 0中, Johansen协整检验有5个选择可帮助决定如何处理确定项问题,基于单位根测试的结果,本文选择的是第三个情形,即序列有确定性线性趋势,但协整方程只有截距项。检验结果如表2所示。 从表2中可以看出,以检验水平为5%为判断,在迹检验和极大特征值检验中,LGDP与LYOU之间都存在协整关系。通过对变量进一步的估计,可以得到一个标准化的协整方程: 似然比: 47. 900 1(括号内数值为回归系数的标准差)。 该协整方程表明LGDP与LYOU之间存在长期稳定的、均衡的数量关系。具体地说,从长期来看,旅游业收入每增加1%,会引起桂林市国民生产总值增加0. 909 0个百分点。这一结论具有重要的意义。一方面,这表明旅游业发展和区域经济增长之间存在着某种长期而稳定的联系或均衡关系,必然在某一方向上存在长期的因果关系。另一方面,协整关系的存在是建立VECM模型的前提。这就可以在解决变量非平稳问题的条件下使用Granger检验稳妥地探讨变量间关系,从而避免“伪因果”问题。 建立误差修正模型,首先需要选择每一个变量的滞后长度,本文使用Hendry从一般到特殊的建模方法,从滞后2期开始逐渐排除不显著的滞后期,最终得到估计结果如下: 似然比:37.009 8(括号内数值为回归系数的标准差)。 以上分析结果表明: (1) 在1980年~2008年间,桂林市旅游总收入与经济增长之间存在长期动态均衡关系。 (2) 在短期内,经济增长的变动受到自身、旅游总收入的影响。其中,滞后1年及2年的经济增长对自身的变动影响显著,滞后1年的旅游总收入对经济增长的变动也有显著的影响,而其他滞后期对当前经济增长的变动作用并不显著。 (3) EC是误差修正项,该项系数反映了误差修正规模自身修正偏离均衡误差的作用机制。当修正系数为1时,二者当年均衡误差在下一年就可调整到均衡状态。此模型的系数仅为-0. 036 9,说明经济增长受到多种其他因素的影响,二者之间的均衡关系对当期非均衡误差调整的自身修正能力不强。 (三) Granger因果关系检验 协整检验结果表明LGDP与LYOU之间存在长期均衡关系,但是这种均衡关系是否构成因果关系,还需进一步验证。首先在VAR(2)模型基础上估计变量的VECM模型,检验结果表明,VECM模型整体对数似然函数值足够大(47. 900 1),同时AIC和SC相当小,分别为-2. 000 0和-0. 857 9,说明模型整体解释能力较强。因此,对VECM模型的系数显著性进行Wald联合检验,检验结果如表3所示。 注:原假设H0为各项系数为零,表示行变量不是列变量的原因, P值是根据系数的Wald联合检验χ2统计量计算出来的相伴概率。 从上表的统计显著性结果可以看出:旅游业的收入(LYOU)的变化是经济增长(LGDP)变化的Granger原因(显著性水平小于5%);而经济增长变化不是旅游业收入变化的Granger原因(显著性水平为80. 92%)。 (四) 脉冲响应函数和方差分解分析 Granger检验从统计意义的角度探讨变量之间因果流在某个方向的存在性,脉冲响应函数和方差分解则可以将向量自回归(VAR)模型所包含的经济意义较为完整而细腻地表达出来,进而体现出超越Granger检验的观测。本文采用Pesaran和Shin于1998年提出的广义脉冲响应函数进行分析,从而避免了以往研究中经常采用的Cholesky分解技术存在的对冲击识别的任意性和结果对变量排序的依赖[14]。图3和图4为VAR(2)模型的脉冲响应函数分析结果图中纵轴表示响应数值横轴为滞后期间数 脉冲响应函数分析的结果是:由图3可见,变量LYOU的一个单位的正向标准差冲击使得LGDP即刻上升,并在第十期上升到最高点,之后冲击影响力逐步减弱。说明桂林市的旅游业发展对经济增长具有正向的促进效应,并且具有较长的持续效应;这与Balaguer和Dritsakis提出的旅游主导型经济增长理论相符,即旅游业的发展可以促进区域的经济增长。由图4可见,变量LGDP的一个单位的正向标准差冲击并没有使得LYOU即刻作出反应,LYOU是从第二期开始才逐渐有响应的,并且响应的幅度比较小,在第六期达到峰值后持续下降。这表明旅游业发展(LYOU)变动对经济增长(LGDP)变动的反应有时滞,并且反应的程度比较小;但从总体上看,LGDP在滞后期内对LYOU产生了正向效应,这说明桂林市的经济增长在一定程度上促进了旅游业的发展。 方差分解分析的结果是:从LGDP的方差分解可以看出,旅游业发展对经济增长的影响在第一期就达到33. 80%,在第十期达到最大,为58. 40%。这表明在长期均衡中,旅游业发展对桂林市经济增长的影响不仅是短期的,也是长期的,并且影响比较大。此外,桂林市经济增长受自身影响也比较大,这说明其受到其他多种因素的影响。LYOU的方差分解表明,经济增长对旅游业收入的影响,在第一期为0,之后各期逐渐上升,第四期才达到0. 63%,在第十期达到5. 321%,这表明在长期均衡中,桂林市经济增长对旅游业发展的影响不是短期的,而是长期的,但是长期的影响比较小。总的来看,桂林市旅游业发展(LYOU)变动对经济增长(LGDP)变化的贡献度显著大于经济增长变化对旅游业发展变动的贡献度。 四、主要结论与建议 本文利用1980年~2008年的数据,运用VAR模型,对桂林市旅游业发展与区域经济增长之间的关系进行实证研究,得出以下结论: (1) 桂林市旅游业的发展与经济增长存在较强的相关关系。尽管各自的增长是非稳定的,但从长期看,它们之间却构成了长期的均衡关系,只是这种均衡关系对当期非均衡误差调整的自身修正能力不强。在短期内,旅游业发展对经济增长的变动影响显著。 (2) Granger因果关系分析表明:旅游业发展是经济增长的Granger原因,而经济增长却不是旅游业发展变化的Granger原因。 (3) 脉冲响应函数和方差分解分析表明:短期内,旅游业发展对经济增长具有促进效应,但经济增长对旅游业发展没有促进效应;长期内,旅游业发展与经济增长之间具有持续的双向促进效应,但旅游业发展对经济增长的正向效应显著大于经济增长对旅游业发展的正向效应。 根据研究结论,可以给出一些建议: 首先,由于旅游业发展与经济增长之间存在的是一种长期的均衡关系,因而在制定相关时,应采用长期而非短期,只有这样才能保证起到持久的作用。 其次,由于“旅游业发展是经济增长的原因,而经济增长却不是旅游业发展变化的原因”反映了桂林市在经济发展的同时,对旅游业开发的投入还不够。因此,既需要加大旅游资源开发投入力度,又需要制定优惠的税收和投资鼓励和激励企业或者民间资本更多地参与旅游资源开发。 最后,由于旅游业的发展对桂林市经济增长有持续的正向促进效应,因此,必须通过有效的措施来促进桂林市旅游产业的发展。 [参考文献] [1] Balaguer,Cantavella-Jorda.Tourism as a long-run economic growth factor: The Spanish case[J].Ap-plied Economics, 2002, (6). [2] Dritsakis N. Tourism as a long-run economicgrowth factor: An empirical investigation forGreece usingcausality analysis[J].Tourism Economics, 2004, (3). [3] Chien-Chiang Lee, Chun-Ping Chang.Tourismdevelopmentand economic growth: A closer look atpan-els[J].Tourism managemen,t 2007, (12). [4] Chi-OkOh.The contribution of tourism devel-opment to economic growth in theKorean economy[J].TourismManagemen,t 2005, (26). [5] Hyun JeongKim,Ming-HsiangChen. Tourismexpansion and economic development the case ofTai-wan[J].TourismManagemen,t 2005, (12). [6] 闫敏.旅游业与经济发展水平之间的关系[J],旅游学刊, 1999, (5). [7] 杨勇.旅游业与我国经济增长关系的实证分析[J].旅游科学, 2006, (2). [8] 屠文雯,冯俊文.中国旅游业发展与经济增长关系的实证研究[J].南京理工大学学报,2008, (6). [9][12] 刘长生,简玉峰.我国旅游业发展与经济增长的关系研究:基于不同省份的个体数据和面板数据分析[J].旅游科学, 2008, (10). [10] 柳思维,吴忠才.中国旅游业与经济增长关系的实证研究[J].系统工程, 2007, (9). [11] 庞丽,王铮,刘清春.我国入境旅游和经济增长关系分析[J].地域研究与开发, 2006, (3). [13] 吴忠才.旅游产业发展与区域经济增长的协整与因果关系:以湘鄂渝黔边区为例[J].财经理论与实践, 2009, (3). [14] 高铁梅.计量经济分析方法与建模:Eviews应用应用及实例[M].北京:清华大学出版社, 2006.下载本文
