基于協(xié)整檢驗(yàn)的貴州省旅游業(yè)發(fā)展與經(jīng)濟(jì)增長關(guān)系實(shí)證研究

黃激珊，羅朝輝

（興義民族師范學(xué)院 數(shù)學(xué)科學(xué)學(xué)院，貴州 興義 562400）

1.數(shù)據(jù)選取與變量設(shè)定

本文選用貴州省國內(nèi)旅游收入（記為DTR）和國際旅游收入（記為ITR）代表旅游業(yè)發(fā)展指標(biāo)，用貴州省地區(qū)生產(chǎn)總值（記為GDP）代表經(jīng)濟(jì)增長指標(biāo)。其中ITR的原始數(shù)據(jù)是以萬美元為單位，故查找對(duì)應(yīng)年份的美元兌換率將其單位換算為萬元人民幣，并將DTR和GDP的單位也統(tǒng)一為萬元人民幣；為了消除物價(jià)影響采用1984年為基期的居民消費(fèi)價(jià)格指數(shù)對(duì)相應(yīng)年份DTR、ITR、GDP進(jìn)行調(diào)整。在不影響變量之間的長期穩(wěn)定關(guān)系的同時(shí)，為了消除變化趨勢和異方差，對(duì)上述調(diào)整后的三組變量取自然對(duì)數(shù)，變量名稱分別記為LNDTR、LNITR、LNGDP。以上各有關(guān)數(shù)據(jù)均源自《貴州統(tǒng)計(jì)年鑒（2019）》及中國知網(wǎng)數(shù)據(jù)庫，樣本期間為1984—2018年。

以下實(shí)證分析中所采用的數(shù)據(jù)均為LNDTR、LNITR、LNGDP，涉及到的相關(guān)計(jì)算和分析均在運(yùn)行EVIEWS8.0軟件的基礎(chǔ)上完成。

2.模型構(gòu)建

在以上變量選擇的基礎(chǔ)上，所建立的貴州省旅游業(yè)發(fā)展與經(jīng)濟(jì)增長的關(guān)系模型為：

其中，α為常數(shù)項(xiàng)，β、λ分別為貴州省經(jīng)濟(jì)增長對(duì)國內(nèi)旅游收入、國際旅游收入對(duì)國內(nèi)旅游收入的影響系數(shù)，ε為殘差項(xiàng)。下面，對(duì)該模型進(jìn)行估計(jì)分析。

3.實(shí)證分析

3.1 單位根檢驗(yàn)

采用ADF單位根檢驗(yàn)法[1][2]分別對(duì)變量LNDTR、LNGDP、LNITR的平穩(wěn)性進(jìn)行檢驗(yàn)，結(jié)果見下表。

表1 平穩(wěn)性檢驗(yàn)結(jié)果

通過以上對(duì)三個(gè)變量進(jìn)行ADF檢驗(yàn)的結(jié)果可知，時(shí)間序列LNDTR、LNGDP、LNITR均是一階平穩(wěn)過程，存在著一個(gè)單位根，即 LNDTR～I(xiàn)(1)，LNGDP～I(xiàn)(1)，LNITR～I(xiàn)(1)，三個(gè)變量屬于同階單整的情況，這為分析貴州省旅游業(yè)發(fā)展與經(jīng)濟(jì)增長之間是否存在長期均衡發(fā)展關(guān)系奠定了基礎(chǔ)。

3.2 協(xié)整檢驗(yàn)

由單位根檢驗(yàn)結(jié)果可知，LNDTR、LNGDP、LNITR這三組時(shí)間序列都是一階單整的，故將采用Johansen檢驗(yàn)法[3]來研究三者之間是否存在協(xié)整關(guān)系。

在進(jìn)行協(xié)整檢驗(yàn)時(shí)，需要選擇合適的滯后階數(shù)，該值一般等于VAR模型的最優(yōu)滯后階數(shù)減去1[4]。利用EVIEWS8.0軟件，進(jìn)行VAR模型最優(yōu)滯后階數(shù)的選擇，其結(jié)果如下。

表2 VAR模型最優(yōu)滯后階數(shù)的選擇結(jié)果

由表2可得，準(zhǔn)則FPE、AIC、HQ[5]所判斷的最優(yōu)滯后階數(shù)為5，故VAR的最優(yōu)模型可使用5，那么協(xié)整檢驗(yàn)的滯后階數(shù)即取4。協(xié)整檢驗(yàn)結(jié)果如表3。

表3 協(xié)整檢驗(yàn)結(jié)果

表3顯示，當(dāng)假設(shè)“LNDTR、LNGDP、LNITR之間的協(xié)整關(guān)系個(gè)數(shù)為0”時(shí)，其檢驗(yàn)的跡統(tǒng)計(jì)量值為68.55639，大于5%顯著性水平下的臨界值35.19275，并且其P值為0.0000，由此拒絕不存在協(xié)整關(guān)系的假設(shè)[6]；同理，當(dāng)假設(shè)協(xié)整關(guān)系個(gè)數(shù)為At most 1、At most 2時(shí)，均拒絕原假設(shè)，說明，貴州省國內(nèi)旅游收入與地區(qū)生產(chǎn)總值、國際旅游收入之間存在協(xié)整關(guān)系。因此，貴州省國內(nèi)旅游與經(jīng)濟(jì)增長之間存在著長期均衡發(fā)展關(guān)系，有著共同的發(fā)展趨勢。

由此可得標(biāo)準(zhǔn)化協(xié)整方程為：

注：公式2中，（）里數(shù)據(jù)為標(biāo)準(zhǔn)誤差，[ ]里數(shù)據(jù)為t統(tǒng)計(jì)量值。

可以看出，LNGDP的系數(shù)為1.264816，故當(dāng)貴州省地區(qū)生產(chǎn)總值增長1%時(shí)，貴州省的國內(nèi)旅游收入約增長1.264816%；而貴州省的國際旅游收入增長1%時(shí)，其國內(nèi)旅游收入約增長1.195361%。分析其原因，主要在于經(jīng)濟(jì)的增長能為旅游業(yè)的發(fā)展創(chuàng)造良好的條件從而帶動(dòng)了貴州省國內(nèi)旅游的大力發(fā)展；另一方面隨著國際入境旅游人數(shù)的增多，外籍游客的旅游消費(fèi)觀念、偏好和行為在一定程度上對(duì)貴州省的國內(nèi)旅游消費(fèi)也會(huì)產(chǎn)生一定影響。

3.3 向量誤差修正模型

以上分析表明貴州省國內(nèi)旅游收入與地區(qū)生產(chǎn)總值、國際旅游收入在長期存在均衡發(fā)展的關(guān)系。然而它們之間不可能時(shí)刻都是均衡的，從短期來看，多數(shù)情況下會(huì)偏離均衡。為了更好地反映上述變量的短期波動(dòng)關(guān)系，在以上協(xié)整檢驗(yàn)的基礎(chǔ)上，繼續(xù)建立向量誤差修正模型VECM進(jìn)行分析[7][8]。

運(yùn)用EVIEWS8.0軟件進(jìn)行向量誤差修正模型的估計(jì)。結(jié)果見下表。

表4 向量誤差修正模型的估計(jì)結(jié)果

由表4可得到，在LNDTR與LNGDP、LNITR協(xié)整關(guān)系所對(duì)應(yīng)的誤差修正模型D(LNDTR)[9][10]估計(jì)結(jié)果中，誤差修正項(xiàng)CointEq1的估計(jì)系數(shù)為-0.494581，且該系數(shù)顯著，這說明，該誤差修正模型存在負(fù)向修正機(jī)制，當(dāng)短期波動(dòng)偏離長期均衡時(shí)，系統(tǒng)將以0.494581的調(diào)整力度使其從非均衡狀態(tài)恢復(fù)到均衡狀態(tài)。

4.實(shí)證分析結(jié)論

通過利用1984年至2018年貴州省旅游業(yè)發(fā)展與經(jīng)濟(jì)增長相關(guān)數(shù)據(jù)，采用單位根檢驗(yàn)、協(xié)整分析、向量誤差修正模型對(duì)貴州省旅游業(yè)發(fā)展與經(jīng)濟(jì)增長關(guān)系進(jìn)行實(shí)證研究，得出貴州省國內(nèi)旅游收入、地區(qū)生產(chǎn)總值、國際旅游收入的時(shí)間序列都是非平穩(wěn)數(shù)據(jù)，但其一階差分序列都為平穩(wěn)序列，并通過協(xié)整檢驗(yàn)發(fā)現(xiàn)國內(nèi)旅游收入與地區(qū)生產(chǎn)總值、國際旅游收入之間都存在著長期穩(wěn)定的發(fā)展關(guān)系。具體來看，當(dāng)貴州省地區(qū)生產(chǎn)總值增長1%時(shí)，其國內(nèi)旅游收入約增長1.264816%；貴州省的國際旅游收入增長1%時(shí)，其國內(nèi)旅游收入約增長1.195361%。

根據(jù)以上分析可得如下啟示，在保證貴州省旅游業(yè)可持續(xù)發(fā)展的同時(shí)要穩(wěn)步促進(jìn)貴州省的經(jīng)濟(jì)增長又好又快發(fā)展，只有注重長期政策的制定和實(shí)施，避免短期的激進(jìn)行為，才能順利實(shí)現(xiàn)貴州省旅游業(yè)與經(jīng)濟(jì)增長之間相互促進(jìn)、協(xié)調(diào)發(fā)展的良好互動(dòng)關(guān)系。