生態旅游與經濟增長的協整關系研究

陳 艷

（湖南商務職業技術學院，長沙 410205）

0 引言

隨著經濟的飛速發展和城市競爭的加劇，全國各地都試圖實現區域經濟一體化。通過區域經濟一體化，可以有效降低區域內城市經濟體競爭，并增強整個區域的經濟競爭能力，從而促進區域內各個組成部分的經濟增長[1]。

在湖南省，自覺推行經濟一體化區域的經典范例就是長株潭城市群。這個區域以長沙、株洲、湘潭為中心，形成了包括長沙、株洲、湘潭、岳陽、常德、益陽、衡陽、婁底在內的城市經濟群[2]。經過幾年的發展，長株潭城市群已經成為引領湖南經濟發展的龍頭區域。

近年來，長株潭城市群正在大力推進兩型社會建設，即構建資源節約型社會和環境友好型社會。這一發展思路也推動了長株潭城市群生態旅游的全面發展，使得旅游業成為促進長株潭區域經濟增長的重要因素[3]。因此，以長株潭城市群的相關統計數據為研究對象，深入挖掘旅游業發展和地區經濟增長的科學關系，已經成為當前需要開展的重要課題。

為了深入地揭示長株潭地區生態旅游和區域經濟增長的深層次規律，本文以長株潭地區的核心城市長沙為例，以其相關數據作為實證分析的對象，進行用于檢驗生態旅游和經濟增長長期均衡關系的協整檢驗，以期對長株潭地區旅游業的進一步發展提供有建設性的建議。

1 本文所使用的分析方法

如果要探究長株潭地區生態旅游與經濟增長的關系，需要借助歷年的統計數據。這就涉及到年度時間序列的相關性分析，在此領域最成功的分析方法就是協整檢驗。協整檢驗可以用于不平穩性的時間序列長期均衡關系檢驗，因此應用范圍很廣。應用協整檢驗前，需要先判定時間序列的平穩性，這又涉及到單位根檢驗。

1.1 單位根檢驗

為了避免偽回歸，首先需要對變量的時間序列進行平穩性檢驗。ADF檢驗法是最常用的單位根檢驗方法，其基本原理如下：

ADF模型包括無常數項和線性時間趨勢項、有常數項和無線性時間趨勢項與有常數項和線性時間趨勢項三種形式，模型如下：

式中，yt為一時間序列變量，Δyt為yt的一階差分，α為常數項，β為時間趨勢項系數，ηi為yt不同滯后期的差分系數，εt為隨機擾動項。

判斷時間序列yt是否存在單位根，采用Mackinnon臨界值，如果ADF統計量值大于Mackinnon臨界值，接受原假設，表明序列yt存在單位根，為非平穩序列；反之為平穩序列。

1.2 協整檢驗

在判斷非平穩時間序列關系時，協整分析是非常有力的工具。協整檢驗可以同時刻畫兩個或多個序列之間的長期均衡關系。一個時間序列可能是不平穩的，這些序列的矩是隨時間變化的，但它們的線性組合卻有可能不隨時間變化。

設x1，x2，…，xk是我們所要考慮的變量,假設每個變量都是I(1)的。所以需要差分一次得到平穩變量。

則Xt是I(1)變量的向量。一般來說，這向量元素間的任何線性組合將是I(1)的。因此

假設α是非零的，一般來說公式(5)是I(1)的。對于一些特殊的向量α來說，可以使這些線性組合是I(0)的。

如果Xt的所有元素 x1t，…，xkt是I(1)的，但存在向量α使線性組合是I(0)的，則說向量Xt是協整的。向量α稱為協整向量。

2 協整分析的數據選擇

為了能準確地分析生態旅游和長株潭城市群的經濟增長之間的關系，需要有針對性地選擇協整分析所用的數據。地區國民生產總值無疑是一個地區經濟發展的最佳衡量指標，旅游業中生態旅游的歷年收入也無疑是生態旅游的最好例證。但由于長株潭城市群的形成時間較短，各項數據的統計工作還不健全。加之中間涉及了八個城市的工作，每個城市的數據統計起點也不一致，使得對于本文所需的實驗數據無法進行有效提取。

最后，我們選定長沙市作為長株潭城市群的代表，以其歷年城市GDP作為長沙經濟增長的表征數據。而長沙對于旅游業收入的統計，并未劃分哪些是生態旅游所得，因此無法獲得直接相關數據?？紤]到長沙近年來旅游業的發展導向一直以低碳旅游、生態旅游為旗幟，向石燕湖、大圍山、岳麓山、月亮島、千佛洞都是融合了人文景觀的生態景點，因此也可以把長沙旅游看作是以生態旅游為主的。所以，我們直接用長沙市旅游業的總收入數據表征長沙生態旅游的發展。

我們從長沙信息統計網和長沙統計年鑒中，選取了從1999～2011年的長沙GDP數據和長沙旅游業收入數據，分別作為長沙經濟增長和生態旅游業發展的表征數據。為了避免后續各種檢驗過程中偽隨機現象的出現，我們還分別對這兩項數據進行了取對數運算。這樣就形成了四組數據，分別用LY(長沙旅游業收入)、JJ(長沙GDP)、LLY(LY的對數運算結果)、LJJ(JJ的對數運算結果)表示，具體如表1所示。

表1 從1999～2011年長沙經濟增長和旅游業發展的表征數據(LY和JJ的單位為：億元)

為了更加直觀地比較LY和JJ、LLY和LJJ之間的關系，我們采用了如圖1所示的柱狀圖和曲線圖形式。

圖1 LY和JJ、LLY和LJJ的比較

在圖1中，尤其是圖1(b)的比較結果更加直觀，可以看出長沙旅游業收入的增長幅度和長沙GDP的增長幅度基本上是一致的。

3 協整檢驗與檢驗結果分析

我們選用Eviews5.0作為實證分析的工具，其上封裝了單位根檢驗、協整檢驗和格蘭杰因果檢驗等統計數據分析的一般功能。

3.1 單位根檢驗

為了檢驗LLY和LJJ兩組年度時間序列的協整關系，先需要對其平穩性進行檢驗。我們采用本文前述部分1.1節所描述的數學方法進行了單位根檢驗，檢驗結果如表2所示。

表2 單位根檢驗結果

從表2的檢驗結果可以看出，LLY和LJJ都是非平穩的時間序列，并且同為二階單整(二階差分的檢驗統計量小于所有的臨界值，-5.323783和-5.479319)，從而滿足了進行協整檢驗的條件。

3.2 協整檢驗

在Eviews5.0平臺下，封裝了協整檢驗的功能，其具體原理已經在1.2節部分進行了闡述。因為LLY和LJJ同為非平穩時間序列，并且同為二階單整，因此可以對它們進行長期均衡關系檢驗，即協整檢驗。在Eviews5.0平臺下，執行協整檢驗的結果如表3所示。

表3 協整檢驗結果

從表3的結果可以看出，在LLY和LJJ的協整分析中，無論是利用最大特征根法還是跡檢驗法，都證實了兩者之間至少存在一個協整關系，也就是說用于表征長沙市經濟增長和旅游業發展的兩組數據之間存在一個長期均衡關系。

進一步檢驗這個關系，可以得到如下的均衡方程：

從公式(6)的結果可以看出，LLY和LJJ之間存在一個同向的長期均衡關系。這個關系表明，當LLY每增加1%，LJJ將增加1.08%。

這個協整關系的檢驗結果清楚地告訴我們：對于長沙而言，旅游業尤其是生態旅游業的發展，對于長沙總體經濟的增長具有明顯的促進作用。當旅游業的收入每增加1%，長沙市的GDP也幾乎按照同樣的比例增加。

而長沙作為長株潭城市群的核心城市，其經濟運行模式和基本經濟規律對于該地區而言，非常具有代表性。從長沙市的相關數據的實證分析結果來看，大力發展旅游業尤其是生態旅游，是促進長株潭城市群經濟增長的有力手段。長株潭經濟體需要繼續貫徹以往的生態旅游發展的激勵政策，并不斷加大力度，以生態旅游帶動長株潭城市群經濟的全面發展。

4 結論

為了分析旅游業尤其是生態旅游對于長株潭城市群經濟發展的作用，本文選取了從1999年到2011年的長沙GDP和旅游業收入的相關數據進行實證分析。借助Eviews5.0平臺，首先對兩組年度時間序列數據進行了對數運算，之后進行了基于ADF的單位根檢驗。單位根檢驗結果證實了兩組時間序列的非平穩性，并滿足進一步協整分析的條件。協整檢驗結果表明，長沙市的旅游業對于長沙GDP的增長具有明顯的促進作用。這說明長沙市乃至長株潭地區開展的低碳旅游、生態旅游是正確的，不但促進了兩型社會的構建，也帶動了區域經濟的增長，今后仍需進一步加大發展生態旅游的政策支持力度。

對于以下一步的工作目標，我們將繼續收集長株潭地區的經濟增長和旅游業發展的統計數據，并進行更加全面的統計分析，以期深入地挖掘蘊藏于長株潭地區的旅游業和經濟增長的關系。

[1]齊秀輝,張鐵男,武志勇.中國經濟增長與財政科技撥款、R&D經費支出的協整檢驗[J].統計與決策,2011,(4).

[2]劉韻琴.低碳視角下兩型社會旅游產業發展要素重構——以長株潭城市群為例[J].吉首大學學報(社會科學版),2011,32(1).

[3]周志宏.長株潭城市群旅游可持續發展評價研究[J].中國農學通報,2012,28(26).