導語：探究旅游與當?shù)亟?jīng)濟增長關(guān)聯(lián)性研究論文一文來源于網(wǎng)友上傳，不代表本站觀點，若需要原創(chuàng)文章可咨詢客服老師，歡迎參考。

隨著社會經(jīng)濟的發(fā)展，旅游業(yè)以其開發(fā)難度小、對環(huán)境污染小、與三大產(chǎn)業(yè)關(guān)聯(lián)度高、對社會經(jīng)濟輻射面廣等特點越來越多飛成為許多國家發(fā)展經(jīng)濟的首選項目。我國擁有豐富的旅游資源，旅游業(yè)的發(fā)展已經(jīng)成為經(jīng)濟增長的一個新亮點。據(jù)有關(guān)資料統(tǒng)計，2007年我國旅游總收入達1.09萬億元，首次突破一萬億元，繼續(xù)保持全球第四大入境旅游接待國地位。旅游產(chǎn)業(yè)的發(fā)展對我國經(jīng)濟增長起到了巨大的促進作用，已成為國民經(jīng)濟中發(fā)展最快的行業(yè)之一，到目前為止，已有二十多個省市把旅游業(yè)作為發(fā)展地區(qū)經(jīng)濟的支柱產(chǎn)業(yè)或先導產(chǎn)業(yè)。

1文獻綜述

國外學者很早就已開始研究旅游業(yè)與經(jīng)濟增長的關(guān)系，如Kahn等[1]和Lee等[2]早在1995年就得出了旅游業(yè)的發(fā)展對整個國民經(jīng)濟增長有正向促進作用的結(jié)論。國內(nèi)學者也結(jié)合我國旅游業(yè)發(fā)展的實際情況，對兩者之間的關(guān)系進行了探討，如楊勇[3]利用VAR模型以及Granger因果檢驗等方法對改革開放以來中國居民旅游消費支出以及經(jīng)濟增長之間的關(guān)系進行了判斷，得出了不論就短期還是長期來說中國旅游業(yè)與經(jīng)濟增長之間均不存在穩(wěn)定因果關(guān)系的結(jié)論。吳國新[4]采用定量分析法對旅游業(yè)發(fā)展與中國經(jīng)濟增長的相關(guān)性進行了論證并結(jié)合中國旅游業(yè)發(fā)展的基本狀況，以實證分析方式進一步論證了旅游業(yè)發(fā)展對中國經(jīng)濟增長的拉動效應，得出旅游業(yè)的發(fā)展對我國經(jīng)濟增長具有較大的促進作用的結(jié)論。

但是，國內(nèi)學界研究主要集中于旅游業(yè)與地區(qū)經(jīng)濟發(fā)展的關(guān)系，如張偉等[5]應用灰色理論對安徽旅游業(yè)與三產(chǎn)的關(guān)聯(lián)性進行分析，發(fā)現(xiàn)安徽省旅游業(yè)與第三、第二產(chǎn)業(yè)關(guān)聯(lián)性較大，與第一產(chǎn)業(yè)關(guān)聯(lián)性較小，旅游業(yè)與國民經(jīng)濟發(fā)展具有一定的協(xié)調(diào)性。甘靜[6]分析了旅游業(yè)對遼寧省經(jīng)濟的拉動效應，認為旅游業(yè)對經(jīng)濟的直接拉動效應主要體現(xiàn)在對GDP、第三產(chǎn)業(yè)生產(chǎn)總值以及創(chuàng)造外匯等方面，間接效應主要體現(xiàn)在對就業(yè)、交通運量的拉動上。韓勇等[7]對海南省旅游業(yè)對經(jīng)濟的影響效果進行了實證分析，結(jié)果表明海南省的GDP對旅游收入的依賴程度越來越高，2000年達到16.24%，并且其旅游業(yè)與第一、第三產(chǎn)業(yè)關(guān)聯(lián)度大，旅游收入對GDP的拉動效果較為顯著。錢玥[8]結(jié)合旅游業(yè)作為云南支柱產(chǎn)業(yè)的基本現(xiàn)狀，選取云南省2000—2005年的統(tǒng)計數(shù)據(jù)為樣本，運用計量經(jīng)濟模型，通過實證分析證明旅游業(yè)總收入對云南省的經(jīng)濟增長具有顯著影響，測算出旅游業(yè)總收入每增加一個單位，就會帶來7.308個單位GDP的增加。

通過綜述可知，我國學術(shù)界關(guān)于旅游業(yè)與經(jīng)濟增長之間關(guān)系的認識和研究是基于具體區(qū)域的基礎上的，具體到陜西省的實際，學界的研究主要集中在對旅游產(chǎn)業(yè)本身的探討上，理論層面分析的較多，定量實證分析陜西旅游業(yè)與國民經(jīng)濟增長關(guān)系的很少，究竟是旅游業(yè)的發(fā)展帶動了經(jīng)濟增長，還是由于經(jīng)濟的快速發(fā)展導致居民收入增加從而帶動旅游消費的增加，或者是兩者本身就是一種互相促進的關(guān)系，這些都需要通過定量分析的方法加以論證。因此，本研究選取1991—2007年陜西省旅游業(yè)發(fā)展及經(jīng)濟增長的實際數(shù)據(jù)，用Granger因果檢驗法對對這一問題進行實證分析，對二者之間相互影響及影響結(jié)果予以量化分析。

2實證分析

2.1數(shù)據(jù)選取

進行陜西省旅游業(yè)發(fā)展與經(jīng)濟增長之間因果關(guān)系的檢驗，必須確定旅游業(yè)發(fā)展和經(jīng)濟增長的變量指標。考慮到時序數(shù)據(jù)的可獲得性，本研究從眾多指標中選取了以國內(nèi)生產(chǎn)總值(GDP)作為經(jīng)濟增長的基本指標，以旅游總收入(TOUP)來衡量旅游業(yè)的發(fā)展。本研究采用1991—2007年陜西省GDP和旅游總收入(TOUP)的時間序列資料進行分析(表1)。在進行實證分析之前,對其進行了自然對數(shù)化處理,該處理可避免數(shù)據(jù)的劇烈波動,還可以消除異方差的影響,且這種變換不會影響變量之間的長期穩(wěn)定關(guān)系。在下面的分析中,分別用LnGDP、LnTOUP代表自然對數(shù)化以后的陜西省GDP總量、陜西旅游總收入(TOUP)。

2.2分析方法

在考察變量間的關(guān)系時，一般是根據(jù)現(xiàn)有的樣本資料建立比較合適的回歸方程，常用的計量分析方法是普通最小二乘法(OLS)，但OLS方法的有效性是建立在變量的平穩(wěn)性基礎上的。如果變量是含單位根的非平穩(wěn)過程，則基于OLS方法做出的常規(guī)統(tǒng)計推斷很可能是錯誤的。在進行傳統(tǒng)的回歸分析時，要求所用的時間序列必須是平穩(wěn)的，否則會產(chǎn)生“偽回歸”問題。然而，現(xiàn)實中的經(jīng)濟時間序列通常都是非平穩(wěn)的，破壞了平穩(wěn)性的假定，為了使回歸有意義，可對其實行平穩(wěn)化。常用的方法是對水平序列進行差分，然后用差分序列進行回歸，但這樣做的結(jié)果是忽視了水平序列所包含的有用信息，而這些信息對分析問題來說既是必要的又是重要的。20世紀80年代，Granger提出的協(xié)整理論是處理非平穩(wěn)時間序列長期均衡關(guān)系的有效方法。在研究陜西省旅游業(yè)發(fā)展與經(jīng)濟增長之間的關(guān)系之前，首先應該明確所研究的對象(時間序列數(shù)據(jù))是否為平穩(wěn)時間序列，如果不是，則不能用平穩(wěn)時間序列的一系列理論進行分析；其次，若所研究的對象是非平穩(wěn)時間序列，且單整階數(shù)相同時，更深一步對其進行協(xié)整檢驗，若二者協(xié)整，那么即使二者不是平穩(wěn)時間序列，序列間仍然存在長期的均衡關(guān)系；最后,若經(jīng)過單位根及協(xié)整檢驗后，滿足進行Granger因果關(guān)系的前提，就可以對所研究經(jīng)濟變量進行Granger因果關(guān)系檢驗，找出序列間的因果關(guān)系。

3陜西省旅游業(yè)與經(jīng)濟增長協(xié)整分析

3.1平穩(wěn)性檢驗

進行協(xié)整分析以前，應首先檢驗變量是否平穩(wěn)。因此，需要先對陜西旅游總收入(LnTOUP)和陜西省經(jīng)濟總量(LnGDP)總量進行平穩(wěn)性檢驗，檢驗的方法為ADF檢驗。先對原序列進行ADF回歸，得到ADF統(tǒng)計量，如果ADF的值小于給定顯著性水平下的臨界值，則原序列為平穩(wěn)序列，否則原序列為非平穩(wěn)的，進而對原序列的一階差分，二階差分或高階差分進行ADF檢驗，最終確定其單整階數(shù)。本研究使用Eviews3.1軟件對時間序列LnTOUP和LnGDP進行ADF檢驗判斷時間序列的平穩(wěn)性。

在表2中，DLnTOUP和DLnGDP分別表示LnTOUP和LnGDP的一階差分，(C、T、K)分別表示單位根檢驗方程常數(shù)項、時間趨勢項和滯后階數(shù)，其中C=0表示不含常數(shù)項，T=0表示不含時間趨勢項。由表2知，序列LnTOUP和LnGDP均未通過5%顯著性水平下的ADF檢驗，而序列LnTOUP和LnGDP的一階差分DLnTOUP和DLnGDP均通過了5%顯著性水平下的ADF檢驗，由此可知LnTOUP和LnGDP均為一階單整序列。也就是說，它們均為非平穩(wěn)的時間序列。因此，不能夠用傳統(tǒng)的回歸分析來構(gòu)建模型。為此，應使用協(xié)整理論和誤差修正模型來研究它們之間的長期均衡關(guān)系。

3.2協(xié)整檢驗

由以上分析可知，平穩(wěn)性檢驗的結(jié)果是LnTOUP和LnGDP都是一階單整序列，符合進行協(xié)整檢驗的前提，可以對LnTOUP和LnGDP進行協(xié)整檢驗，檢驗的目的是看LnTOUP和LnGDP是否存在長期的、穩(wěn)定的關(guān)系。按照Engle和Granger(1987)提出的兩步檢驗法：在只有兩個時間序列時，只可能存在一個線性的協(xié)整關(guān)系。這種情況下，E-G兩步法顯得非常有效。

首先用OLS方法對LnGDP和LnTOUP進行協(xié)整回歸，估計兩序列的長期線性均衡關(guān)系。如果回歸參差et是平穩(wěn)的，那么LnTOUP和LnGDP是協(xié)整的，也就是說，兩變量之間存在長期穩(wěn)定的“均衡”關(guān)系。

首先通過最小二乘法可以得到回歸方程：

LnGDPt=3.747600+0.771078LnTOUPt

R2=0.981706，D·W·=1.454124，F(xiàn)=804.9224(pro=0.000000)

由回歸方程各參數(shù)可知，模型的擬合優(yōu)度較高，且序列無自相關(guān)。我們還可以進一步得到估計方程的殘差序列Et，并對其進行ADF檢驗，以此來判斷LnTOUP和LnGDP是否存在協(xié)整關(guān)系。

由于檢驗統(tǒng)計量值-3.469731小于置信水平1%的臨界值（-2.7411），說明該殘差序列為平穩(wěn)序列，證明LnTOUP和LnGDP之間是協(xié)整的，二者存在長期的動態(tài)均衡關(guān)系。

3.3建立誤差修正模型

誤差修正模型（ECM：ErrorCorrectionModel），其基本形式是由Davidson、Hendry、Srba和Yeo于1978年提出的。由以上的分析可以得出：陜西省旅游總收入與經(jīng)濟增長存在協(xié)整關(guān)系，即長期的均衡關(guān)系。在協(xié)整關(guān)系的基礎上，建立二者的誤差修正模型(ECM)如下:

DLnGDPt=-0.090988×ECMt+0.6420862DLnGDPt(-1)+0.0487307DLnTOUPt(-1)+0.063541

DLnTOUPt=-0.667081×ECMt+0.617550DLnTOUPt(-1)+0.357726DLnGDPt(-1)-0.070754

兩個誤差修正模型中的誤差修正項ECM的系數(shù)均為負,說明模型符合反向修正機制。短期來看，陜西旅游總收入滯后一階對陜西經(jīng)濟增長的推動作用不大，僅為4.87%；而經(jīng)濟增長滯后一階對陜西旅游總收入具有較大的正向拉動效應，為35.77%。從長期來看,陜西旅游總收入對陜西經(jīng)濟的增長起到一定的推動作用，陜西經(jīng)濟的增長也促進了陜西旅游業(yè)的發(fā)展。同時從長期來看，如果本期的陜西GDP偏離長期均衡,那么在下一時期這種偏離度將有9.0988%得到修正，如果本期的陜西旅游總收入偏離長期均衡，則下一時期這種偏離度將有66.7081%得到修正.

4因果關(guān)系檢驗

協(xié)整檢驗結(jié)果顯示，陜西省旅游總收入與經(jīng)濟增長之間存在長期的均衡關(guān)系，但協(xié)整關(guān)系檢驗并不能確定二者是否具備統(tǒng)計意義上的因果關(guān)系，只能說LnTOUP和LnGDP之間具備了存在Granger因果關(guān)系的可能性。這種均衡關(guān)系是否構(gòu)成因果關(guān)系，即是由陜西省旅游總收入的增加帶來經(jīng)濟的增長，還是經(jīng)濟增長帶來陜西省旅游總收入的增加需要進一步驗證。如果計算出來的F值大于給定的臨界值，則拒絕原假設，說明存在因果關(guān)系；反之則接受原假設，說明不存在因果關(guān)系。

從表4可以看出，當滯后期為1時,LnGDP不是LnTOUP的Granger原因的可能性僅在0.167%，可以拒絕LnGDP不是LnTOUP的Granger原因的原假設，得出陜西省經(jīng)濟發(fā)展是陜西省旅游總收入的Granger原因。LnTOUP不是LnGDP的Granger原因的可能性為73.18%，不能拒絕5%顯著水平下的原假設,說明短期內(nèi)陜西省旅游業(yè)的增長對陜西省經(jīng)濟發(fā)展的作用不顯著。因此,通過分析可知，陜西省經(jīng)濟增長對陜西旅游業(yè)的發(fā)展構(gòu)成單向因果關(guān)系。

當滯后期為2的時候，LnGDP不是LnTOUP的Granger原因的可能性僅為0.0565%，可以拒絕LnGDP不是LnTOUP的Granger原因的原假設，得出陜西省經(jīng)濟發(fā)展是陜西省旅游總收入的Granger原因；同時，LnTOUP不是LnGDP的Granger原因的可能性為2.111%，可以拒絕5%顯著水平下的原假設,說明短期內(nèi)陜西省旅游業(yè)的增長是陜西省經(jīng)濟發(fā)展的Granger原因。

當滯后期為3時同滯后期為2的結(jié)果是一樣的，即陜西旅游總收入和經(jīng)濟增長二者互為Granger原因，出現(xiàn)了互相促進的局面。陜西旅游總收入與經(jīng)濟增長的Granger檢驗得出，經(jīng)濟增長對旅游總收入有直接的促進作用，而旅游總收入在滯后二階后才對經(jīng)濟具有拉動效應。

5結(jié)論與討論

通過對1991—2007年陜西省旅游業(yè)發(fā)展及經(jīng)濟增長的實際數(shù)據(jù)進行實證分析，研究結(jié)果表明:

（1）協(xié)整檢驗結(jié)果表明，短期內(nèi)盡管陜西旅游總收入與經(jīng)濟增長都不具備平穩(wěn)性，但兩者之間存在長期的協(xié)整關(guān)系。

（2）從誤差修正模型可以看出，短期內(nèi)陜西旅游總收入對經(jīng)濟增長的推動作用不明顯，而經(jīng)濟增長滯后一階對陜西旅游總收入具有正向的拉動效應。從長期來看,由于誤差修正項的存在，如果本期的陜西GDP偏離長期均衡，那么在下一時期這種偏離度將有9.0988%得到修正。同理，如果本期的陜西旅游總收入偏離其長期均衡值，那么在下一時期這種偏離度將有66.7081%得到修正。

（3）通過Granger因果檢驗可以看出，陜西旅游業(yè)對經(jīng)濟增長的促進不具有直接性，而是有一個相對的滯后期，因此在著力發(fā)展陜西旅游業(yè)的過程中，政府應當頒布長期的發(fā)展策略，避免頭痛醫(yī)頭腳痛醫(yī)腳的短期行為，保證旅游業(yè)的長期、健康、持續(xù)的發(fā)展，以充分發(fā)揮旅游業(yè)和陜西經(jīng)濟增長的互動關(guān)系，更好的促進陜西經(jīng)濟的全面發(fā)展。

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