基于協(xié)整理論的旅游服務(wù)貿(mào)易對經(jīng)濟(jì)增長的影響研究

基于協(xié)整理論的旅游服務(wù)貿(mào)易對經(jīng)濟(jì)增長的影響研究

改革開放以來，中國旅游業(yè)迅速發(fā)展，尤其是20世紀(jì)80年代以來，國內(nèi)旅游業(yè)的繁榮極大地促進(jìn)了中國旅游業(yè)的發(fā)展，成為中國旅游業(yè)在海外、國外和國內(nèi)旅游市場中的重要組成部分。國內(nèi)旅游市場,從產(chǎn)業(yè)政策角度上屬于積極發(fā)展的對象。特別是從1999年開始實(shí)行黃金周以來,國內(nèi)旅游市場出現(xiàn)了蓬勃發(fā)展的態(tài)勢,為我國經(jīng)濟(jì)發(fā)展做出了積極貢獻(xiàn)。電子商務(wù)等新技術(shù)的出現(xiàn),為旅游服務(wù)貿(mào)易帶來了新的發(fā)展機(jī)遇。旅游者在旅游目的地信息的搜尋、目的地的選擇、旅游服務(wù)商的選擇以及旅游“食、住、行、游、購、娛”六要素信息的搜尋與選擇過程中,網(wǎng)絡(luò)和電子商務(wù)技術(shù)為現(xiàn)代旅游提供了極大的便利。我們可以把旅游“食、住、行、游、購、娛”六要素視為旅游產(chǎn)業(yè)價(jià)值鏈,從而把這種依靠網(wǎng)絡(luò)和電子商務(wù)技術(shù)組合旅游產(chǎn)業(yè)價(jià)值鏈的新型旅游服務(wù)貿(mào)易方式稱為虛擬價(jià)值鏈下的旅游服務(wù)貿(mào)易。那么在目前我國國內(nèi)旅游迅速發(fā)展的背景下,如何測度虛擬價(jià)值鏈下國內(nèi)旅游服務(wù)貿(mào)易對經(jīng)濟(jì)增長的貢獻(xiàn),從理論和實(shí)踐上來看,都是一個(gè)很值得研究的課題。本文從計(jì)量經(jīng)濟(jì)學(xué)和統(tǒng)計(jì)學(xué)相結(jié)合的視角,以實(shí)證研究方法,構(gòu)建一個(gè)國內(nèi)旅游服務(wù)貿(mào)易對經(jīng)濟(jì)增長貢獻(xiàn)的協(xié)整模型,并通過Granger因果檢驗(yàn)來分析兩者之間的因果關(guān)系,最后通過誤差修正模型來反映變量之間的短期波動與長期均衡關(guān)系。一、中國旅游業(yè)的整體發(fā)展態(tài)勢由于旅游服務(wù)產(chǎn)業(yè)本身具有的無形性、綜合性等特征,使得旅游產(chǎn)業(yè)個(gè)部門之間的價(jià)值鏈更具有虛擬價(jià)值鏈的特點(diǎn)。旅游產(chǎn)業(yè)的無形性是指旅游產(chǎn)品在消費(fèi)之前消費(fèi)者不能接觸到實(shí)物,旅游產(chǎn)品在消費(fèi)之中也是以服務(wù)的形式體現(xiàn)出來的,消費(fèi)之后也是一種消費(fèi)體驗(yàn),無形性非常明顯。旅游產(chǎn)品的無形性使得旅游產(chǎn)業(yè)內(nèi)部的餐飲、住宿、交通、游覽、購物、娛樂等環(huán)節(jié)之間的更加密切和復(fù)雜,形成了一條虛擬的價(jià)值鏈,促使旅游服務(wù)貿(mào)易快速發(fā)展。以國內(nèi)旅游服務(wù)貿(mào)易為例,旅游人數(shù)從1994年的524萬人次,到2004年首次突破1億人次,到2008年達(dá)到1.7億人次,是1994年的3.3倍。旅游總花費(fèi)也從1994年的1023.5億元,增長到2008年的8749.3億元,增長了7.5倍。人均劃分也由1994年的195.3元,增長到2008年的511元,增長了1.6倍(見表1)。2009年中國旅游業(yè)發(fā)展態(tài)勢,有媒體報(bào)道中國旅游業(yè)2009年收入高達(dá)12600億元(約1850億美元),同比增長9%。國內(nèi)旅游接待達(dá)到了19.02億人次,同比增長11.1%;國內(nèi)旅游收入1.02萬億元,增長16.4%;2010年對于中國旅游產(chǎn)業(yè)界來說是非常重要和關(guān)鍵的一年,不僅是全面貫徹落實(shí)《國務(wù)院關(guān)于加快發(fā)展旅游業(yè)的意見》的第一年,也是實(shí)現(xiàn)“十一五”規(guī)劃目標(biāo)的最后一年。在2010年全國旅游工作會議上,相關(guān)部門透露“要以國內(nèi)旅游為重點(diǎn),積極發(fā)展入境旅游,有序發(fā)展出境旅游,推進(jìn)改革開放,著力創(chuàng)新體制機(jī)制,著力擴(kuò)大旅游消費(fèi),著力提升服務(wù)質(zhì)量,著力優(yōu)化產(chǎn)業(yè)結(jié)構(gòu),著力轉(zhuǎn)變發(fā)展方式,努力實(shí)現(xiàn)旅游業(yè)平穩(wěn)較快增長?！薄叭曷糜螛I(yè)發(fā)展的預(yù)期目標(biāo)是:國內(nèi)旅游人數(shù)21.5億人次,增長13%,國內(nèi)旅游收入1.15萬億元,增長13%;入境旅游人數(shù)1.32億人次,增長5%,其中過夜旅游人數(shù)5450萬人次,增長7%,旅游外匯收入430億美元,增長8%;出境旅游人數(shù)5100萬人次,增長7%;旅游業(yè)總收入1.44萬億元,增長12%。新增旅游就業(yè)50萬人?！?1)二、變量選擇和樣本數(shù)據(jù)采集1.發(fā)展水平變量我們選取國內(nèi)生產(chǎn)總值指標(biāo)作為衡量經(jīng)濟(jì)增長的指標(biāo),選取國內(nèi)旅游總收入作為衡量國內(nèi)旅游服務(wù)貿(mào)易發(fā)展水平的變量。除有特別說明外,樣本數(shù)據(jù)均來源于歷年《中國統(tǒng)計(jì)年鑒》。以GDPi表示以當(dāng)年價(jià)格計(jì)算的GDP,以DRi(domestictourismrevenue)表示以當(dāng)年價(jià)格計(jì)算的國內(nèi)旅游總收入,以GDPIi表示GDP指數(shù)(1978=100)。樣本數(shù)據(jù)如表2所示。2.數(shù)值化+線性化中國統(tǒng)計(jì)年鑒發(fā)布按當(dāng)年價(jià)格核算的名義GDP數(shù)據(jù)和以1978年為基期的真實(shí)GDP指數(shù),我們需要換算為以1985年為基期的GDP平減指數(shù)和按1985年價(jià)格核算的實(shí)際GDP數(shù)據(jù)。另外按照常規(guī),在進(jìn)行計(jì)量分析時(shí)為了消除時(shí)間序列中的異方差,我們再分別對數(shù)據(jù)進(jìn)行對數(shù)化變換,冠以字母L表示經(jīng)對數(shù)變換后得到的新數(shù)據(jù)(表2),即LGDP=LOG(GDP)。該步驟主要是因?yàn)閷?shù)化不但不會改變變量間的協(xié)整關(guān)系,反而能夠使其線性化,從而方便我們構(gòu)建模型。同時(shí)在以下的差分分析中,記一階差分為DLGDP,即DLGDP=D(LGDP)=LOG(GDP)-LOG(GDP(-1))。以同樣方法對國內(nèi)旅游收入進(jìn)行上述預(yù)處理。我們用LGDP、LDR和DLGDP、DLDR分別表示國內(nèi)生產(chǎn)總值和國內(nèi)旅游收入的對數(shù)變換和差分變換。三、計(jì)量基本原理上述步驟收集并對基于虛擬價(jià)值鏈的我國國內(nèi)旅游服務(wù)貿(mào)易與經(jīng)濟(jì)增長關(guān)系的初步數(shù)據(jù)進(jìn)行了換算、對數(shù)和差分處理。研究的目的是要找到從虛擬價(jià)值鏈視角下的我國國內(nèi)旅游服務(wù)貿(mào)易與經(jīng)濟(jì)增長兩者之間的關(guān)系,需要借助計(jì)量經(jīng)濟(jì)學(xué)相關(guān)建模原理。根據(jù)計(jì)量經(jīng)濟(jì)學(xué)原理,協(xié)整理論是研究變量之間長期均衡關(guān)系的一種方法,在進(jìn)行變量協(xié)整分析之前必須判斷變量序列的平穩(wěn)性。我們采用ADF檢驗(yàn)方法對序列進(jìn)行單位根檢驗(yàn)以判斷其平穩(wěn)性。如果兩個(gè)序列同是d階單整序列,就可以進(jìn)一步進(jìn)行協(xié)整檢驗(yàn),還可以進(jìn)行格蘭杰(Granger)因果檢驗(yàn),說明兩者之間的格蘭杰因果單雙向關(guān)系。如果變量是協(xié)整的,就說明變量之間存在長期均衡關(guān)系,據(jù)此可以構(gòu)建長期均衡模型。根據(jù)協(xié)整理論,若變量間存在協(xié)整關(guān)系,則可以用誤差修正模型(ECM:ErrorCorrectionModel)來描述變量的短期波動與長期均衡關(guān)系。1.階差分序列為了直觀觀察序列之間的關(guān)系,首先我們進(jìn)行序列的描述統(tǒng)計(jì)分析,繪制時(shí)序圖和差分序列圖,如圖1和圖2所示。從圖1變量時(shí)序圖,可以看到LGDP、LDR在1985-2008年的變動趨勢,圖中顯示變量都呈現(xiàn)出非平穩(wěn)性,但都具有共同向上發(fā)展的趨勢。說明水平序列非平穩(wěn),我們接著分析了一階差分序列,圖2的一階差分序列顯示,變量的一階差分具有非0均值,但沒有時(shí)間趨勢。在二階差分序列圖中,顯示二階差分序列具有0均值,且沒有時(shí)間趨勢。2.adf檢驗(yàn)我們選取ADF單位根檢驗(yàn)法,水平序列顯示有時(shí)間趨勢和常數(shù)項(xiàng),故在檢驗(yàn)水平序列時(shí)確定選擇有時(shí)間趨勢和常數(shù)項(xiàng),而在做一階差分單位根檢驗(yàn)時(shí),選擇同時(shí)不含有時(shí)間趨勢和常數(shù)項(xiàng)的檢驗(yàn)方法,滯后階數(shù)以AIC和SC信息準(zhǔn)則最小確定。檢驗(yàn)結(jié)果如表3所示。通過ADF檢驗(yàn),發(fā)現(xiàn)LGP、LDR在10%顯著性水平上接受原假設(shè),即序列存在單位根,也就是說序列是不平穩(wěn)的。繼續(xù)做一階差分檢驗(yàn),發(fā)現(xiàn)DLGDP、DLDR在1%顯著性水平上拒絕原假設(shè),即序列的一階差分沒有單位根,也就是序列的一階差分是平穩(wěn)的。這樣,單位根檢驗(yàn)報(bào)告顯示,確實(shí)如預(yù)期的那樣,水平序列是非平穩(wěn)序列,而一階差分序列為平穩(wěn)序列。所以LGDP、LDR都是一階單整Ⅰ(1)序列,均通過單位根檢驗(yàn),可以進(jìn)一步檢驗(yàn)基于虛擬價(jià)值鏈的我國國內(nèi)旅游服務(wù)貿(mào)易與經(jīng)濟(jì)增長關(guān)系它們之間是否存在長期協(xié)整關(guān)系。3.協(xié)整方程擬合效果經(jīng)過上述分析,LGDP、LDR都是一階單整Ⅰ(1)序列,所以可以利用Engle-Granger提出的兩步法,來檢驗(yàn)我國國內(nèi)旅游服務(wù)貿(mào)易與經(jīng)濟(jì)增長的關(guān)系。檢驗(yàn)結(jié)果如下表4所示。依協(xié)整方程估計(jì)建立協(xié)整回歸方程:方程下方括號內(nèi)為標(biāo)準(zhǔn)誤差。協(xié)整方程各檢驗(yàn)項(xiàng)均通過,表明國內(nèi)生產(chǎn)總值每增加1個(gè)百分點(diǎn),能夠拉動國內(nèi)旅游服務(wù)貿(mào)易1.02個(gè)百分點(diǎn)的增長,充分說明國內(nèi)生產(chǎn)總值對國內(nèi)旅游服務(wù)貿(mào)易增長有顯著的拉動效應(yīng)。右圖4描述了協(xié)整方程的擬合效果和殘差。進(jìn)一步對殘差進(jìn)行單位根檢驗(yàn),選擇ADF檢驗(yàn)法,按照SIC準(zhǔn)則確定的滯后階數(shù)為0,選取沒有常數(shù)項(xiàng)沒有趨勢項(xiàng)對回歸方程的殘差進(jìn)行單位根檢驗(yàn)。結(jié)果如下表5所示。檢驗(yàn)結(jié)果表面,當(dāng)選取無常數(shù)項(xiàng)無趨勢項(xiàng)時(shí),序列殘差在1%的顯著性水平上是平穩(wěn)的,表明LDR和LGDP之間存在協(xié)整關(guān)系。4.lgdp、ldr的雙向因果關(guān)系上述分析充分表明變量之間確實(shí)存在協(xié)整關(guān)系,雖然協(xié)整隱含著Granger因果關(guān)系,但這并不保證一定能辨識出變量之間的因果關(guān)系的方向(P21)。為了清晰的辨識變量之間的因果貢獻(xiàn),可以進(jìn)一步通過Granger因果關(guān)系進(jìn)行檢驗(yàn),選最大滯后期數(shù)為4,得到如表6所示檢驗(yàn)結(jié)果。檢驗(yàn)結(jié)果表面,對于LGDP不是LDR的Granger原因的原假設(shè),相伴概率為0.01747,則至少在95%的置信水平下,可以認(rèn)為LGDP是LDR的Granger原因。第二個(gè)檢驗(yàn)的概率為0.03704,則至少在95%的置信水平下,可以認(rèn)為LDR是LGDP的Granger原因。所以兩個(gè)變量LGDP、LDR之間存在著Granger雙向因果關(guān)系。這充分表明我國國內(nèi)旅游服務(wù)貿(mào)易與經(jīng)濟(jì)增長之間的密切關(guān)系,通過協(xié)整方程(1)可以看出,國內(nèi)生產(chǎn)總值每增加1個(gè)百分點(diǎn),能夠拉動國內(nèi)旅游服務(wù)貿(mào)易1.02個(gè)百分點(diǎn)的增長,充分說明國內(nèi)生產(chǎn)總值對國內(nèi)旅游服務(wù)貿(mào)易增長有顯著的拉動效應(yīng)。另外我們再構(gòu)建一個(gè)LDR到LGDP的協(xié)整模型:方程下方括號內(nèi)為標(biāo)準(zhǔn)誤差。通過協(xié)整模型(2)我們可以看到,國內(nèi)旅游服務(wù)貿(mào)易每增長1%,就可以拉動國內(nèi)生產(chǎn)總值0.98%。LGDP、LDR之間存在著的Granger雙向因果關(guān)系蘊(yùn)涵著豐富的思想和信息。首先,在目前大量的研究中,當(dāng)涉及到經(jīng)濟(jì)增長與國內(nèi)旅游之間的關(guān)系時(shí),被默認(rèn)為互相關(guān)聯(lián)的,缺乏理論依據(jù),這里我們從理論上論證了經(jīng)濟(jì)增長與國內(nèi)旅游服務(wù)貿(mào)易之間的量化因果關(guān)系,而且存在的是一種長期均衡的關(guān)系。其次,用理論很好的解釋了現(xiàn)實(shí),20世紀(jì)80年代中期興起的國內(nèi)旅游蓬勃發(fā)展,對經(jīng)濟(jì)增長起到了積極的拉動作用,同時(shí)國家經(jīng)濟(jì)發(fā)展水平也極大的拉動國內(nèi)旅游服務(wù)貿(mào)易的發(fā)展,理論與實(shí)踐是一致的。5、改進(jìn)的ecm模型以上部分驗(yàn)證了LGDP和LDR的Granger雙向因果關(guān)系,說明經(jīng)濟(jì)增長和國內(nèi)旅游服務(wù)貿(mào)易兩者存在著長期的均衡關(guān)系。在此基礎(chǔ)上,我們可以進(jìn)一步思考和論證變量之間的短期波動與長期均衡的關(guān)系。因?yàn)樽兞康亩唐诓▌邮遣豢杀苊獾?所以完全有必要進(jìn)一步探討它們的短期波動與長期均衡的傳動機(jī)制和關(guān)系。而誤差修正模型正好可以分析因變量的短期波動是如何被決定的,構(gòu)建的ECM(ErrorCorrectionModel)如下。DLDR=0.01821+0.839708DLGDP-0.022421ecmt-1(3)其中:ecm=LDR+4.860794-1.018305LGDP從誤差修正模型(3)可以看出,LDR的短期波動受LGDP的短期波動和誤差修正項(xiàng)ecm的影響。本期LGDP的變化對本期旅游服務(wù)貿(mào)易變化有正向影響作用,即如果國內(nèi)生產(chǎn)總值變化1%,引起國內(nèi)旅游服務(wù)貿(mào)易變化0.84%。另外,就是誤差修正項(xiàng)的影響,ecm的系數(shù)為負(fù),符合反向修正機(jī)制,系數(shù)的大小反映了對偏離長期均衡的調(diào)整力度。從模型(3)中可以看到,當(dāng)短期波動偏離長期均衡時(shí),系統(tǒng)將以(0.022421)的調(diào)整力度將非均衡狀態(tài)拉回到均衡狀態(tài)。四、本文結(jié)論和指導(dǎo)方針的建議1.旅游服務(wù)貿(mào)易拉動相關(guān)效應(yīng)生產(chǎn)總值每增加1個(gè)百分點(diǎn),能夠拉動國內(nèi)旅游服務(wù)貿(mào)易1.02個(gè)百分點(diǎn)的增長,充分說明國內(nèi)生產(chǎn)總值對國內(nèi)旅游服務(wù)貿(mào)易增長有顯著的拉動效應(yīng),也說明國家經(jīng)濟(jì)發(fā)展水平是開展國內(nèi)旅游服務(wù)貿(mào)易的重要前提和基礎(chǔ)。國內(nèi)旅游服務(wù)貿(mào)易每增長1%,就可以拉動國內(nèi)生產(chǎn)總值0.98%。因此,基于兩者存在的長期均衡關(guān)系,我們建議政府應(yīng)該從長遠(yuǎn)戰(zhàn)略角度考慮和規(guī)劃國內(nèi)旅游服務(wù)貿(mào)易的發(fā)展,不能采用短期化的政策和措施。2.gra