四川省旅游業發展與經濟增長的實證分析

電子科技大學成都學院 黃昱馨，馮瀟

一、引言

四川省作為旅游資源大省，國家全域旅游示范區創建單位之一，擁有美麗的自然風景、悠久的歷史文化和獨特的民族風情，旅游資源的數量和品質均在全國名列前茅。《四川省“十四五”文化和旅游發展規劃》提出，到2025年基本建成文化強省、旅游強省，世界重要旅游目的地建設取得突破。對四川省旅游業發展與經濟增長互動機制進行研究，有助于制定科學客觀的旅游發展策略，加快推進落實文化強省、旅游強省建設的總布局和總路線。

二、文獻綜述

對于旅游業和經濟增長之間的關系，國內學者的研究主要涉及旅游消費在經濟增長中的地位和作用的定性研究,旅游業的發展對經濟增長有明顯的促進作用,旅游拉動經濟增長假說在研究中一直居于主流地位。孫海波、徐寧通過構建VAR模型，實證分析了陜西省延安市當前旅游消費對經濟增長的影響程度[1]。趙雪、謝宇欣構建VAR模型，對陜西省的旅游業與經濟發展的動態關系進行了實證分析，研究結果表明，旅游行業總收入與旅游人數對陜西省經濟增長在短時間內具有較為顯著的促進作用，旅游總收入與旅游人數二者形成了互相影響的關系[2]。宋沁鴿、李陽、孫碧光構建VAR模型發現旅游業是區域經濟發展的一部分，旅游業的發展一定程度上推動了區域經濟發展總量的增長，加快了區域經濟結構轉型[3]。

綜上所述，多數學者認為區域經濟發展和旅游業具有長期協整關系，也有少數學者認為區域旅游和經濟發展呈負向相關。但多數學者仍然認為旅游業最終會促進經濟的增長，發展旅游業是大勢所趨。本文主要以四川省2000年至2020年旅游業與地區經濟發展的時間序列數據為模型，對數據進行處理后，在取得平穩性的基礎上檢驗其是否存在長期的協整關系、是否存在格蘭杰因果關系，并構建 VAR 模型，進行脈沖響應函數分析與方差分解，得到地區經濟增長與旅游收入之間相關的短期動態特征。

三、數據來源與研究方法

本文選取四川省地區生產總值(GRP)來表示地區經濟綜合發展的增長水平，以旅游總收入(TR)來表示四川省旅游業的發展水平。數據均來源于2000年至2020年《四川省統計年鑒》和《四川省旅游業統計發展公告》。對數據進行了對數處理，以消除可能存在的異方差問題。使用LNGRP、LNTR表示變換后的變量，分別代表地區生產總值、旅游總收入，利用(VAR)向量自回歸模型對他們之間的關系進行了實證研究，計量統計分析所用的軟件為Eviews10.0。

四、實證分析

（一）單位根檢驗

在進行VAR模型分析前，為防止出現偽回歸的現象，先對時間序列進行平穩性檢驗。采用Eviews10.0軟件借助ADF檢驗方法對LNGRP、LNTR、LNGRP、LTR進行單位根檢驗，檢驗結果(表1)。

表1 原變量二階差分單位根檢驗結果

由表1可知，時間序列LNGRP、LNTR的ADF統計量在1%、5%、10%的顯著性水平上均不能拒絕原假設，即序列不平穩; 在此基礎上，對原時間序列進行二階差分檢驗得LNGRP、LNTR的Prob值都為0.0001，均小于1%、5%、10%三種顯著水平的臨界值，可以拒絕原假設，表明地區生產總值、旅游收入為平穩序列，并且均為二階單整序列。

（二）Johansen協整檢驗

根據上述原變量單位根檢驗，時間序列地區生產總值(LNGRP)、旅游業總收入(LNTR)均為二階差分單整序列，符合Johansen協整檢驗的前提條件。根據表2的Johansen協整檢驗結果得知,各時間序列數據變量的tau統計量的P值均在大于5%的顯著性水平上，所以兩變量之間并不存在協整關系。就長期趨勢來看，四川省旅游收入和經濟增長之間并不存在長期均衡關系，需要通過建立VAR模型來檢驗其短期動態互動機制。

表2 ACI信息準則、SC準則以及LR對數似然比檢驗

1.滯后階數的選擇

根據ACI信息準則、SC準則以及LR對數似然比檢驗確定模型的滯后階數（表2）。

根據表2可以確定VAR模型的最優滯后期為2，即P=2。

2.VAR模型估計

VAR(2)模型回歸結果如表3所示：回歸結果如上式，兩個方程的擬合優度分別為0.980598,這說明方程整體的擬合效果非常好，基于表3回歸結果進行以下分析。

表3 VAR模型回歸結果

3.VAR模型的平穩性檢驗

圖1為VAR模型穩定性檢驗，特征方程的特征根的絕對值小于1是構建穩定VAR模型的充分必要條件，即所有的特征值都要在單位圓以內。可以看出，該模型的4個特征根都落到單位圓內，因此該模型具有穩定的結構，構建的VAR模型是有效的，可進行接下來的動態分析。

圖1 VAR模型平穩性檢驗

4.Granger因果檢驗

旅游收入和經濟增長之間是否存在因果關系或是平行關系，即他們同時受到政策制度、生態環境等其他變量因素的影響而產生波動，還是兩者之間其中一個變量的滯后階數的確定對Granger因果關系檢驗結果有顯著影響，不同的滯后階數，Granger因果關系檢驗的結果也不同。表4中的檢驗數據顯示，在不同的顯著性水平下，LNTR不是LNGRP的Granger原因的原假設均不能被拒絕，反之，LNGRP到LNTR具有單向Granger原因。也就表明旅游收入對區域經濟增長并沒有有效的促進作用，但地區經濟的增長能為旅游收入的增加帶來推動作用。

表4 Granger因果關系檢驗

（三）VAR模型的動態特征

1.脈沖響應函數分析

進一步描述旅游收入和經濟增長之間的動態關系，采用脈沖響應函數分析一個內生變量對由誤差項所帶來的沖擊的反應，對它以及其他內生變量的當期值和未來值所帶來的影響，在觀察15期的影響過程下，得到LNGRP和LNTR分別受到自身和對方擾動的動態響應水平[4]。

由圖2LNGRP受到LNTR一個單位沖擊的響應來看，LNGRP迅速作出反應并持續上升，在第3期達到最大值4.99%，從第4期開始逐漸下降，在第12期后逐步放緩下降，趨于平穩下降狀態，在第15期降到1.54%。這一特征的經濟意義表明，在初期階段，旅游業的發展會對地區經濟增長產生正面效應，但隨著旅游業的發展，對經濟增長產生的正面影響將會逐步降低，總體而言，旅游收入增加對地區經濟增長帶來的影響是正向的，但是這個影響的作用很小。

圖2 LNTR變動沖擊引起LNGRP變動的脈沖響應圖

由圖3可知，在給LNGRP一個標準差擾動沖擊之后,LNTR并沒有迅速作出反應，存在2個滯后期，這與上文所述Granger因果關系檢驗當滯后期數為2時的結果一致。在2期之后，LNTR從4%較快上升,之后繼續緩慢上升，在第9期達到12.2%，并保持在10%左右，在第11期后下降速度非常緩慢，響應圖整體呈現先較快上升后增速放緩的趨勢，隨后逐漸下降并維持在一個較大增加值的水平上。這一現象的經濟意義表明，地區經濟增長并不能強有力地持續推動旅游收入的增加，在到達某一臨界值時，地區經濟增長對旅游收入增加的促進作用會放緩，但總體而言具有促進作用。

圖3 LNGRP變動沖擊引起LNTR變動的脈沖響應圖

2.方差分解分析

LNGRP和LNTR的方差分解結果如表5所示。

表5 LNGRP和LNTR的方差分解結果

根據表5可知，初期階段，LNGRP對LNTR的貢獻度并不高，LNTR的變動很大程度上受自身變動的影響，但是LNGRP對LNTR的貢獻度一直呈上升趨勢，到第7期至第10期，LNGRP及LNTR與其自身的貢獻度已經十分接近，在第9期后，LNGRP超越LNTR達到了50.39%。而LNTR對LNGRP的貢獻度存在滯后期，在第1期，LNTR對LNGRP的貢獻度為0，第2期，LNTR對LNGRP的貢獻度增加到17.9%，并且逐漸上升至第4期的25.1%，但過了滯后階段又逐漸下降，并保持在較低的一個水平。由此可知，地區經濟增長對旅游收入增長的貢獻度遠超過旅游收入增長對地區經濟增長的貢獻度，可以得出四川省旅游業的發展并沒有對該行政區域的經濟增長起到強有力的推動作用。

五、結論

通過對收集整理后的數據進行分析可以看出，盡管2000年至2020年間四川省地區生產總值和旅游消費均為非平穩的時間序列，但對其進行二階差分后均趨于平穩。通過構建VAR模型進行Johansen協整檢驗、Granger因果關系檢驗、脈沖響應函數及方差分解分析，實證結果表明，根據Johansen協整檢驗，地區生產總值和旅游消費不存在長期的比例關系；根據Granger因果檢驗結果顯示，只存在四川省地區經濟增長到旅游收入的單向Granger原因；脈沖響應函數分析結果表明，在初期階段旅游業的發展會對地區經濟增長產生正面效應，但隨著旅游業的發展，其對經濟增長產生的正面影響將會逐步降低，推動作用并不明顯，而地區經濟增長將持續推動旅游收入的增加，當達到某一臨界值時，地區經濟增長對旅游收入增加的促進作用會慢慢減弱；方差分解結果表明，旅游收入增加對經濟增長的貢獻度很小，相比之下，經濟增長對旅游消費的拉動作用大于旅游消費對經濟增長的推動作用。