發(fā)布時間：2016-08-12 17:02

  本文關(guān)鍵詞：西藏旅游產(chǎn)業(yè)發(fā)展與經(jīng)濟增長的相關(guān)性研究，由筆耕文化傳播整理發(fā)布。

西藏旅游產(chǎn)業(yè)發(fā)展與經(jīng)濟增長的相關(guān)性研究

鐘高崢 耿嬌陽 麻學(xué)鋒

2013-11-29 16:11:00　　　來源：《經(jīng)濟地理》2012年第11期

　　

　　摘 要：選取西藏1989－2010年旅游統(tǒng)計數(shù)據(jù)，運用協(xié)整檢驗、Granger因果檢驗等方法，對西藏旅游產(chǎn)業(yè)發(fā)展與經(jīng) 濟增長進行實證分析。結(jié)果顯示，西藏旅游總收入、旅游外匯收入與地區(qū)生產(chǎn)總值之間均存在著長期協(xié)整關(guān)系；西藏旅游總收入與地區(qū)生產(chǎn)總值之間互為格蘭杰原因，西藏地區(qū)生產(chǎn)總值不是旅游外匯收入的格蘭杰原因。

　　關(guān)鍵詞：旅游總收入，協(xié)整檢驗，誤差修正模型，Granger因果檢驗，西藏

　　眾多學(xué)者對旅游產(chǎn)業(yè)與經(jīng)濟增長的關(guān)系進行了研究。Khan、Phang和Toh等通過對新加坡服務(wù)業(yè)的乘數(shù)效應(yīng)研究，發(fā)現(xiàn)旅游產(chǎn)業(yè)對整個國民經(jīng)濟增長有正向的促進作用[1]。Lee對韓國入境旅游的研究也發(fā)現(xiàn)入境旅游對經(jīng)濟增長有促進作用[2]。但是，Oh在對韓國的實證研究發(fā)現(xiàn)，旅游業(yè)發(fā)展與經(jīng)濟增長之間不存在長期的均衡關(guān)系[3－4]。在國內(nèi)，吳國新運用回歸分析得出旅游業(yè)對我國經(jīng)濟增長起到了較大的促進作用的結(jié)論[5]。查芳運用索洛經(jīng)濟增長模型檢驗旅游產(chǎn)業(yè)和社會經(jīng)濟增長的相關(guān)性，發(fā)現(xiàn)兩者之間有著密切聯(lián)系[6]。柳思維等通過Granger因果檢驗，發(fā)現(xiàn)經(jīng)濟增長與國內(nèi)旅游、入境旅游與國內(nèi)旅游之間存在單向因果關(guān)系[7]。屠文雯等構(gòu)建了一個用于測度經(jīng)濟增長與國內(nèi)旅游之間量化關(guān)系的協(xié)整模型，發(fā)現(xiàn)它們之間存在雙向因果關(guān)系，經(jīng)濟增長對國際旅游存在單項因果關(guān)系[8]。何滿喜利用系統(tǒng)工程理論和方法說明了浙江省旅游經(jīng)濟與地區(qū)生產(chǎn)總值之間存在相關(guān)關(guān)系[9]。戴魁早運用VAR模型對桂林市旅游業(yè)發(fā)展和經(jīng)濟增長的關(guān)系進行實證研究，指出兩者之間存在長期穩(wěn)定的均衡關(guān)系，前者是后者的格蘭杰原因，但后者不是前者的格蘭杰原因[10]。雷億輝等分析了張家界旅游產(chǎn)業(yè)對當(dāng)?shù)亟?jīng)濟增長的影響，指出旅游業(yè)發(fā)展與經(jīng)濟增長之間存在長期均衡關(guān)系，旅游業(yè)是當(dāng)?shù)亟?jīng)濟發(fā)展的格蘭杰原因[11]。張晨運用協(xié)整方程、Granger因果檢驗和VAR模型，發(fā)現(xiàn)上海入境旅游收入與地區(qū)生產(chǎn)總值存在單一的協(xié)整關(guān)系，入境旅游收入是地區(qū)生產(chǎn)總值增長的單向格蘭杰原因[12]。王霞等利用多元時間序列方法分析了河南省旅游業(yè)發(fā)展與第三產(chǎn)業(yè)增長的關(guān)系，發(fā)現(xiàn)兩者之間存在長期穩(wěn)定的協(xié)整關(guān)系和雙向Granger因果關(guān)系，并利用方差分解技術(shù)得出國內(nèi)旅游對第三產(chǎn)業(yè)增長貢獻(xiàn)較大，國際旅游對第三產(chǎn)業(yè)貢獻(xiàn)較小的結(jié)論[13]。楊勇在對中國居民旅游消費支出與經(jīng)濟增長之間的關(guān)系進行判斷時，得出了我國旅游業(yè)與經(jīng)濟增長之間并不存在穩(wěn)定的因果關(guān)系的結(jié)論[14]。蔣滿元通過VAR模型和Granger因果檢驗，發(fā)現(xiàn)我國旅游外匯收入與經(jīng)濟增長之間不存在長期的均衡關(guān)系，在短期內(nèi)也不能確定其相互間因果關(guān)系的次序[15]。麻學(xué)鋒等引入旅游服務(wù)密度指標(biāo)得出在空間上旅游業(yè)發(fā)展與經(jīng)濟增長具有較好的響應(yīng)性和差異性[16]。

　　從以上研究成果中可以發(fā)現(xiàn)，旅游產(chǎn)業(yè)發(fā)展與經(jīng)濟增長之間的關(guān)系，會因地域不同或所選擇的經(jīng)濟變量不同而具有一定的差異，針對特定地域或問題研究所得結(jié)論，并不能完全適合其它區(qū)域。早在1996年，旅游產(chǎn)業(yè)就被西藏列為支柱產(chǎn)業(yè)，但對旅游產(chǎn)業(yè)發(fā)展與經(jīng)濟增長的內(nèi)在關(guān)系問題，已有的研究還未完全解決。本文基于相關(guān)性研究的思路，探討西藏旅游產(chǎn)業(yè)發(fā)展與經(jīng)濟增長的特定關(guān)系，以期填補對西藏此方面研究的不足。

　　1　變量選擇與數(shù)據(jù)處理 

　　1.1　變量選擇

　　本文主要以《中國統(tǒng)計年鑒》和《西藏統(tǒng)計年鑒》中1989－2010年的數(shù)據(jù)為依據(jù)，選擇西藏旅游總收入作為西藏旅游業(yè)發(fā)展水平的衡量指標(biāo)，記為TRt；選擇旅游外匯收入作為衡量西藏入境旅游發(fā)展水平的衡量指標(biāo)，記為IRt；選擇地區(qū)生產(chǎn)總值作為西藏經(jīng)濟增長的衡量指標(biāo)，記為GDPt。

　　1.2　數(shù)據(jù)處理

　　利用1989－2010年人民幣匯率，將樣本原始數(shù)據(jù)中以美元為單位的旅游外匯收入轉(zhuǎn)換為以人民幣計算的旅游外匯收入，記為I

。I

=I

人民幣匯率（直接標(biāo)價法）�？紤]到統(tǒng)計年鑒中旅游總收入、旅游外匯收入和地區(qū)生產(chǎn)總值的統(tǒng)計數(shù)據(jù)均為名義值，未剔除價格水平變動的影響，不能真實地反映經(jīng)濟狀況。在此本文利用1989－2010年的居民消費價格指數(shù)（記為CPIt）和地區(qū)生產(chǎn)總值指數(shù)（記為GDPIt），分別求出旅游總收入、旅游外匯收入和地區(qū)生產(chǎn)總值的實際值（轉(zhuǎn)換過程中均以1989年為基期）。其中：以1989年為基期的GDPIt=（GDPIt/GDPI1989）·100，實際TRt=（名義TRt/CPIt）·100，實際IRt=（名義LRt/CPIt）·100，實際GDPt=名義GDP1989·GDPIt/100。

　　為了消除計量分析中時間序列可能存在的異方差現(xiàn)象，我們對數(shù)據(jù)進行自然對數(shù)變換（對數(shù)變換不會改變原時間序列的協(xié)整關(guān)系）。分別用LTRt、LI

和LGDPt表示實際旅游總收入、實際旅游外匯收入和實際地區(qū)生產(chǎn)總值以e為底的自然對數(shù)值，其相對應(yīng)的一階差分分別為DLTR、DLIR和DLGDP。

　　處理的數(shù)據(jù)如表1、表2所示。

　　2　實證檢驗 

　　首先對表2中轉(zhuǎn)換后的數(shù)據(jù)進行平穩(wěn)性檢驗，以此確定時間序列的平穩(wěn)性。其次對平穩(wěn)的時間序列進行協(xié)整檢驗以確定變量之間是否存在長期的穩(wěn)定關(guān)系。如果協(xié)整關(guān)系存在，則進一步使用誤差修正模型，來觀察變量之間的動態(tài)調(diào)整機制。最后利用Granger因果檢驗來確定經(jīng)濟變量之間的因果關(guān)系。

　　2.1　平穩(wěn)性檢驗

　　利用單位根檢驗中的ADF檢驗對數(shù)據(jù)的平穩(wěn)性進行檢驗。借助Eviews5.0對樣本數(shù)據(jù)進行分析，檢驗結(jié)果見表3。由表3可知，在5%顯著水平下，LTRt、LI

和LGDPt為非平穩(wěn)時間序列，而相應(yīng)的DLTR、DLIR′與DLGDP為平穩(wěn)時間序列。在此條件下，我們可以進行下一步檢驗，驗證平穩(wěn)序列之間的長期協(xié)整關(guān)系�！　�

 

 

 

　　2.2　協(xié)整關(guān)系檢驗

　　在以上ADF檢驗中，LTRt、LI

和LGDPt均為1階單整序列，即時間序列經(jīng)過一次差分即變?yōu)槠椒�(wěn)。在此利用兩步檢驗法（EG檢驗）檢驗兩個均呈現(xiàn)出1階單整的變量之間是否存在協(xié)整關(guān)系�！　�

 

 

　　

 

 

 

　　第一步，利用Eviews5.0求出協(xié)整回歸方程。括號內(nèi)數(shù)值為其對應(yīng)的t－Statistic值�！　�

 

 

 

　　由協(xié)整回歸方程可以看出，西藏旅游總收入每增加1%，其地區(qū)生產(chǎn)總值就會增加約0.45%；旅游外匯收入每增加1%，其地區(qū)生產(chǎn)總值就會增加約0.59%。這說明西藏旅游產(chǎn)業(yè)發(fā)展對經(jīng)濟增長具有顯著帶動作用，且入境旅游對經(jīng)濟增長的帶動作用更強。

　　第二步，檢驗殘差的單整性。用ADF檢驗方法檢驗殘差et1和et2。檢驗結(jié)見表4�！　�

 

 

 

　　通過觀察殘差的ADF檢驗結(jié)果可知，et1的ADF檢驗值小于其在1%的顯著性水平下的臨界值，殘差et1為平穩(wěn)的時間序列；et2的ADF統(tǒng)計值小于其在10%的顯著性水平下的臨界值，故在10%水平下et2為平穩(wěn)時間序列。在10%的顯著水平下，LGDPt與LTRt之間、LGDPt與LI

之間均具有長期的協(xié)整關(guān)系。

　　2.3　誤差修正模型

　　為進一步探討它們的短期波動與長期均衡的關(guān)系，建立誤差修正模型如下：　　

 

 

 

　　由誤差修正模型可以看出，，無論是西藏的旅游總收入還是旅游外匯收入，其變化程度均會對其地區(qū)生產(chǎn)總值產(chǎn)生影響。但從0.001272和0.015686這兩個較小數(shù)值看，西藏地區(qū)旅游總收入和旅游外匯收入對地區(qū)生產(chǎn)總值的短期影響還很有限，統(tǒng)計上不顯著，究其原因，可能是西藏旅游產(chǎn)業(yè)發(fā)展與當(dāng)?shù)仄渌a(chǎn)業(yè)間的聯(lián)系還不密切，對當(dāng)?shù)仄渌a(chǎn)業(yè)的滲透力還較小，對當(dāng)?shù)仄渌a(chǎn)業(yè)的帶動作用還很有限。

　　誤差修正項的系數(shù)反映了調(diào)節(jié)機制，而誤差修正項的大小反映了當(dāng)短期波動偏離了長期均衡時系統(tǒng)調(diào)節(jié)力度的大小。在誤差修正模型（3）中，誤差修正項系數(shù)為－0.02749，這符合反向修正機制，即上一期偏離長期均衡越遠(yuǎn)，本期對偏差的修正量越大。對于LGDPt與LTRt來說，當(dāng)其短期波動偏離長期均衡時，系統(tǒng)將以0.02749的調(diào)節(jié)力度使其恢復(fù)到均衡狀態(tài)。在誤差修正模型（4）中，誤差修正系數(shù)為－0.00858，同樣符合反向修正機制，即對于LGDPt與LI

，當(dāng)其短期波動偏離長期均衡時，系統(tǒng)將以0.00858的調(diào)節(jié)力度使其恢復(fù)到均衡狀態(tài)。

　　由以上兩個誤差修正模型的對比還可以看出，對于LGDPt與LI

來說，當(dāng)其偏離長期均衡時，系統(tǒng)的調(diào)節(jié)力度不如LGDPt與LT

這一組的調(diào)節(jié)力度大。這說明相對國內(nèi)旅游市場，對西藏地區(qū)而言，入境旅游市場的外部影響因素更為復(fù)雜，西藏入境旅游發(fā)展需要更多外部力量的介入。

　　2.4　Granger因果檢驗

　　協(xié)整檢驗的結(jié)果可以表明變量之間是否存在長期均衡，而這種長期均衡是否構(gòu)成因果關(guān)系還需進一步驗證。本文取滯后期為1進行格蘭杰因果檢驗，以驗證LTRt與LGDPt和LIRt與LGDPt之間的因果關(guān)系。檢驗結(jié)果見表5。

　　由表5可以看出，在5%顯著性水平下，除“LG－DPt不是LI

的格蘭杰原因”這一零假設(shè)被接受外，“LGDPt不是LTRt的格蘭杰原因”、“LTRt不是LGDPt的格蘭杰原因”、“LI

不是LGDPt的格蘭杰原因”三個零假設(shè)都被拒絕。說明LGDPt是LTRt的格蘭杰原因、LTRt是LGDPt的格蘭杰原因、LI

是LGDPt的格蘭杰原因，而LGDPt不是LI

的格蘭杰原因。進行歸納表述就是，LTRt與LGDPt互為格蘭杰原因，LI

是LGDPt的單向格蘭杰原因。其進一步的經(jīng)濟學(xué)解釋就是，在西藏地區(qū)，總體上看，旅游產(chǎn)業(yè)的發(fā)展影響到了當(dāng)?shù)亟?jīng)濟發(fā)展，當(dāng)?shù)亟?jīng)濟發(fā)展同時也影響旅游產(chǎn)業(yè)的發(fā)展；但從入境旅游看，西藏的入境旅游影響到當(dāng)?shù)氐慕?jīng)濟發(fā)展，但當(dāng)?shù)氐慕?jīng)濟發(fā)展卻對入境旅游還沒有顯著影響。

　　3　結(jié)論與政策建議 

　　3.1　研究結(jié)論

　　通過協(xié)整檢驗可以看出，西藏的實際旅游總收入、實際旅游外匯收入與實際地區(qū)生產(chǎn)總值之間均存在著長期協(xié)整關(guān)系。實際旅游總收入每增加1%，實際生產(chǎn)總值就會增加約0.45%；實際旅游外匯收入每增加1%，實際生產(chǎn)總值就會增加約0.59%。這說明西藏旅游產(chǎn)業(yè)收入的增加對其地區(qū)生產(chǎn)總值的增長有顯著的促進作用，且入境旅游對其經(jīng)濟增長的促進作用更加明顯。

　　通過誤差修正模型可知，西藏旅游產(chǎn)業(yè)發(fā)展對經(jīng)濟增長的短期促進作用較小，當(dāng)實際旅游總收入增加1%時，其地區(qū)實際生產(chǎn)總值僅增加0.001272%；當(dāng)實際旅游外匯收入增加1%時，其地區(qū)實際生產(chǎn)總值僅增加0.015686%，說明西藏旅游產(chǎn)業(yè)發(fā)展對經(jīng)濟增長短期作用并無顯著影響。通過對誤差修正模型的對比可知，相比于國內(nèi)旅游市場，入境旅游更容易受外界因素影響。

　　通過對西藏實際旅游總收入、實際旅游外匯收入與地區(qū)實際生產(chǎn)總值分別進行Granger因果檢驗發(fā)現(xiàn)，西藏實際旅游總收入與地區(qū)實際生產(chǎn)總值之間互為格蘭杰原因，即旅游產(chǎn)業(yè)的發(fā)展會促進區(qū)域經(jīng)濟增長，區(qū)域經(jīng)濟增長也會推動當(dāng)?shù)芈糜萎a(chǎn)業(yè)發(fā)展；西藏實際旅游外匯收入是地區(qū)實際生產(chǎn)總值的格蘭杰原因，而地區(qū)實際生產(chǎn)總值并不是實際旅游外匯收入的格蘭杰原因，即入境旅游可以促進當(dāng)?shù)亟?jīng)濟增長，但當(dāng)?shù)亟?jīng)濟增長并不會讓入境旅游所產(chǎn)生的外匯收入增加。

　　3.2　政策建議　　

 

 

 

　　第一，西藏地區(qū)屬生態(tài)脆弱地區(qū)，通過大規(guī)模工業(yè)化開發(fā)發(fā)展經(jīng)濟不是最佳路徑，大力發(fā)展旅游產(chǎn)業(yè)應(yīng)是很好的選項，特別是要大力發(fā)展入境旅游。

　　第二，考慮到西藏地區(qū)入境旅游更容易受到外界因素影響的現(xiàn)實，中央政府和相關(guān)部門應(yīng)在營造入境旅游環(huán)境和條件方面對西藏給予特別的關(guān)注和支持。

　　第三，西藏地區(qū)要對當(dāng)?shù)芈糜萎a(chǎn)業(yè)和相關(guān)產(chǎn)業(yè)的協(xié)同發(fā)展進行科學(xué)的規(guī)劃，拓展當(dāng)?shù)芈糜萎a(chǎn)業(yè)鏈和旅游價值鏈，圍繞旅游產(chǎn)業(yè)發(fā)展催生相關(guān)產(chǎn)業(yè)集群，解決好旅游產(chǎn)業(yè)發(fā)展對當(dāng)?shù)亟?jīng)濟發(fā)展短期作用不強的問題，更好發(fā)揮旅游業(yè)對當(dāng)?shù)亟?jīng)濟發(fā)展的促進作用。

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　　作者簡介：鐘高崢（1964－），男，湖南桑植人，副教授，碩士生導(dǎo)師。主要研究方向為區(qū)域經(jīng)濟。E－mail：zgz 1330743@yahoo.com.cn。 

責(zé)任編輯：奚祺海

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