農村旅游支出、房產價格與經濟增長研究

彭志勝 陳敏玲

（安徽建筑大學經濟與管理學院 安徽省合肥 230601）

據國家統計局公布的數據可知，國內生產總值從2000年的100280.1億元逐步上升至2017年的832035.9億元，短短的17年時間，我國國內生產總值已經上漲了7倍，那么到底是什么引起我國經濟飛速增長？諸多學者已經對經濟增長進行了較深入的研究，并取得了不錯的研究成果，但是大部分文獻只是研究了一個變量對經濟增長的影響，其中房產價格和旅游因素對于經濟增長的影響比較受到相關學者的關注，但很少有學者研究農村旅游支出與經濟增長的關系。

一、變量與數據選取

文中選取的變量主要包括農村旅游支出、房產價格、對外貿易和經濟增長。其中經濟增長以我國每年國內生產總值作為衡量指標，記為GDP（單位為億元）；農村旅游支出以農村居民國內旅游總消費作為衡量指標，記為TC，單位為億元；房產價格以我國居民住宅商品房的平均價格作為代理變量，記為HP，單位為元/m2；對外貿易以進出口貿易總額作為代理變量，記為MT，單位為億元。選取我國2000-2017年的相關數據，均來源于《國家統計局》。

GDP用GDP平減指數進行平減，TC、MT用消費指數進行平減，HP用固定資產指數進行平減。為了降低異方差的影響，以上四組時間序列數據均取對數，分別記為LNGDP、LNTC、LNHP、LNMT。運用Eviews8.0軟件來分析農村旅游支出、房產價格、對外貿易與經濟增長之間是否有相關性，并檢驗其格蘭杰因果關系。

表1 各變量的描述性分析

二、模型構建以及實證分析

（一）模型的構建。VAR模型建立的前提是數據平穩(wěn)或者同階單整數據之間有協整關系，因此第一步對農村旅游支出、房產價格、對外貿易、經濟增長四組時間序列數據進行ADF檢驗，若原始序列平穩(wěn)，則直接構建向量自回歸模型（VAR）,若非平穩(wěn)，則進行一階差分或二階差分，均為同階單整數列時，進行johansen協整檢驗，發(fā)現有協整關系，方可構建向量自回歸模型（VAR）。

式中：Yt是包括農村旅游支出、房產價格、對外貿易和經濟增長的四個變量的列向量，p表示滯后階數，A1,...,Ap表示K*K維系數矩陣，μt表示K*1維向量誤差。

采用VAR方法有幾個原因。首先是適合獲得文中的四個內生變量之間的關系。其次，它還允許我們研究動態(tài)沖擊的脈沖響應函數（IRF）以及它們如何相互影響。 第三，通過方差分解，我們能夠清楚的知道農村旅游支出、房產價格、對外貿易對經濟增長的解釋能力。

（二）序列穩(wěn)定性檢驗。文中采用最常見的檢驗方式即ADF檢驗來檢驗農村旅游支出、房產價格、對外貿易、經濟增長四組時間序列數據的穩(wěn)定性。D表示一階差分，D2表示二階差分。由表2可以看出LNGDF的ADF統計量的值大于1%、5%、10%臨界值的值，且P值為0.9832，接受原假設（原假設：存在單位根過程），即存在單位根過程，序列為不平穩(wěn)序列，直至對LNGDF進行二階差分后的ADF統計量的值才小于1%、5%、10%臨界值的值，且p值為0.0125，在5%顯著性水平下拒絕原假設，序列為平穩(wěn)序列。同樣的方法農村旅游支出、房產價格、對外貿易的原始序列以及一階差分序列均為不平穩(wěn)序列，二階差分后均為平穩(wěn)序列，農村旅游消費、房產價格、對外貿易、經濟增長均為二階單整序列。

表2 ADF檢驗結果

（三）johansen協整檢驗。由表3可知，在5%顯著性水平下，r=0時，臨界值小于Trace統計量，且P值為0，拒絕原假設（原假設為不存在協整關系），r≤1、r≤2、r≤3時，臨界值均大于Trace統計量，P值為分別為0.4445、0.4082、0.9289，接受原假設（原假設為存在1個協整關系、存在2個協整關系、存在3個協整關系），所以農村旅游支出、房產價格、對外貿易、經濟增長之間僅存在一個協整關系。

表3 Johansen協整檢驗

（四）模型最優(yōu)滯后階數確定。最優(yōu)滯后期的確定是var模型構建中尤為重要的一步，滯后期要盡可能的大，因為盡可能大的滯后期能充分反映模型的動態(tài)特征，但是過大的滯后期使得模型中帶估計的參數增多，降低了自由度。因此，滯后期的選擇既要盡可能大，也要充分考慮自由度。在確定滯后階數時綜合考慮AIC、SC、HC信息準則,FPE最終預測誤差以及LR統計量，由表4可知最優(yōu)滯后階數為1，因此本文確定模型為var（1）。

表4 最優(yōu)滯后階數

（五）格蘭杰因果檢驗。通過johansen協整檢驗可以知道農村旅游支出、房產價格、對外貿易、經濟增長之間有著長期的相關性，但是具體誰是因誰是果，單向關系還是雙向關系無法確定，因此進行格蘭杰因果檢驗，因為var最優(yōu)滯后階數為1，所以進行格蘭杰檢驗時選擇滯后階數也為1。

由表5可以看出，經濟增長與農村旅游支出、房產價格存在雙向反饋機制，即農村旅游支出與房產價格能夠引起經濟增長的變動，經濟增長的增加也能引起旅游消費和房產價格的變動；經濟增長與對外貿易只存在單向因果關系，即對外貿易是經濟增長的格蘭杰原因。

表5 格蘭杰檢驗

（六）VAR模型穩(wěn)性檢驗。為了進一步確定農村旅游支出、房產價格、對外貿易、對經濟增長的影響，需做脈沖響應與方差分解，脈沖響應與方差分解的前提是VAR模型是穩(wěn)定的。由圖1可知，所有特征根倒數的模均分散于單位圓內，說明VAR(1)模型穩(wěn)定，可進行脈沖響應與方差分解。

圖1 模型穩(wěn)定性檢驗

（七）脈沖響應。為了確定農村旅游支出、房產價格、對外貿易、經濟增長之間的相互影響機制，尤其是旅游支出、房產價格、對外貿易、對經濟增長的影響，我們先采用脈沖響應，然后再采用方差分解進行詳細的分析。

通過構建VAR模型，得到農村旅游支出、房產價格、對外貿易對經濟增長的脈沖響應圖，橫軸為滯后期數，設定為30，縱軸代表各變量的響應程度。

由圖2左上圖可以看出，經濟增長對自身的沖擊一直為正且處于逐漸降低的趨勢。由圖2右上圖可以看出，在給房產價格一個正向沖擊后，經濟呈現正增長，且正增長逐漸加大至第7期達到最高點，后又逐漸降低收斂于橫軸，說明我國房產價格總體促進了經濟增長，但是呈倒“U”型關系。由圖2左下圖可以看出，在給對外貿易一個正向沖擊后，經濟同樣出現正增長，且逐漸加大至第9期達到最高點，隨后又緩慢降低，于第25期歸于平緩。說明我國對外進出口貿易也促進了經濟增長。由圖2右下圖可以看出，農村居民旅游支出對經濟增長的沖擊一直為負，且負值逐漸變大，第8期達到-0.035，隨后負值逐漸減小至-0.01并收斂于橫軸，說明我過農村居民旅游消費抑制了經濟的發(fā)展。

圖2 脈沖響應圖

（八）方差分解。為了進一步了解旅游支出、房產價格、對外貿易對經濟增長的影響，通過方差分解來詳細了解。

表6反應了農村旅游支出、房產價格、對外貿易與經濟增長的方差分解結果。可以看出：1.經濟增長對自身的影響在第1期達到99.5%，隨后迅速下降到第30期的12.6%，說明經濟增長在短期內受自身影響顯著，長期來看經濟增長并未對自身產生決定性影響。2.當期農村旅游支出對經濟增長的貢獻率僅為0.5%，在第二期迅速增長至13.8%，隨后緩慢上漲，第12期貢獻率為22%，12期之后一直趨于穩(wěn)定。3.房價在當期并未對經濟增長做出反應，第2期迅速上漲至32%，隨后緩慢上升，在第11期達到最高為42%，11期后略有下降，維持在41.8%以上的貢獻率。4.對外貿易在當期同樣未對經濟增長做出反應，隨后緩慢增長至第30期的22.8%。

表6 方差分解表

可以得出以下特點：1.房產價格對我國經濟增長的貢獻度最大，房地產業(yè)的發(fā)展拉動了各行各業(yè)的發(fā)展，使其對經濟增長的貢獻較大。2.對外貿易對經濟增長的貢獻較大，這與我國堅持改革開放，實行對外政策有關，2013年9月和10月習近平總書記提出的“一帶一路”合作倡議，極大的提高了我國與一帶一路相關的49個國家的進出口貿易總額，提高了我國經濟增長；3.農村旅游支出對經濟增長的貢獻最小，這可能是我國農村居民固有的“勤儉節(jié)約”“攢錢消費”觀念已經根深蒂固。

三、結論與建議

（一）結論。1.農村旅游支出、房產價格、對外貿易與經濟增長之間存在協整關系，Granger因果檢驗表明農村旅游支出、房產價格、對外貿易是引起經濟增長的重要因素。2.脈沖響應結果表明，房產價格與對外開貿易均對經濟增長產生促進作用，而農村旅游支出卻抑制了經濟增長。3.方差分解結果表明，在農村旅游消費、房產價格、對外貿易對經濟增長的沖擊中，房產價格的貢獻率最大，對外貿易次之，農村旅游消費貢獻率最小。

（二）政策建議。1.政府應當出臺相應措施，建立農村居民旅游法規(guī)制度，充分保障農村居民旅游消費的合法權益，發(fā)放消費券等刺激農村居民旅游消費的支出，增加農村居民可支配收入，思想上引導農村居民走出去看看外面的世界。2.房地產業(yè)是我國經濟增長的主要動力，因此政府要維持好現在良好的市場價格，避免給經濟造成沖擊。3.我國是一個進出口大國，保持良好的進出口貿易環(huán)境也是十分必要的。