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本文采用的數(shù)據(jù)全部來源于浙江省統(tǒng)計局公布的《浙江省統(tǒng)計年鑒》。因為旅游外匯收入在統(tǒng)計年鑒中都是以美元為單位統(tǒng)計的,所以需要根據(jù)當(dāng)年的匯率轉(zhuǎn)換成人民幣。
(一)數(shù)據(jù)平穩(wěn)性檢驗
對GDP和TTR進(jìn)行取對數(shù)處理得到兩者的對數(shù)形式Lngdp和Lnttr以消除兩者之間的異方差性。在對時間序列的關(guān)系進(jìn)行研究前,需要先對時間序列的平穩(wěn)性進(jìn)行檢驗。如果將非平穩(wěn)性的時間序列直接當(dāng)做平穩(wěn)性的時間序列進(jìn)行回歸分析,可能會存在偽回歸問題。檢驗時間序列平穩(wěn)性的標(biāo)準(zhǔn)方法一般為PP檢驗、KPSS檢驗、DF檢驗、ADF檢驗、NP檢驗以及ERS檢驗,一般使用Dickey和Fuller的增廣單位根(ADF)檢驗。本文運用Eviews6對Lngdp和Lnttr分別進(jìn)行單位根檢驗。檢驗結(jié)果如表2。Eviews的統(tǒng)計結(jié)果顯示Lnttr的ADF檢驗值大于5%的顯著性水平下的臨界值,說明Lnttr存在單位根,Lnttr時間序列不平穩(wěn),需要進(jìn)行差分運算。一階差分后,Lnttr還是存在單位根,但是二階差分后Lnttr的ADF檢驗值小于5%的顯著性水平下的臨界值,說明Lnttr經(jīng)過二階差分后變得平穩(wěn)。Lngdp的ADF檢驗值小于5%顯著性水平下的臨界值,Lngdp不存在單位根,是平穩(wěn)的時間序列。因此,不能使用傳統(tǒng)的回歸分析來構(gòu)建模型,需要使用協(xié)整理論來研究兩者之間的長期均衡關(guān)系。
(二)協(xié)整檢驗
通過上一步的分析可知,可以對Lngdp和Lnttr進(jìn)行協(xié)整檢驗。協(xié)整分析是為了決定一組非平穩(wěn)性的時間序列的線性組合是不是存在協(xié)整關(guān)系,檢查變量之間是不是存在長期的、穩(wěn)定的關(guān)系,以避免出現(xiàn)偽回歸。協(xié)整檢驗從研究對象上來劃分可分為兩種:一是基于回歸系數(shù)的協(xié)整檢驗;二是基于回歸殘差的協(xié)整檢驗。常用的一般是Engle和Grangen提出的協(xié)整檢驗方法,他們認(rèn)為當(dāng)只存在兩個時間序列的時候,只可能存在一個線性的協(xié)整關(guān)系。根據(jù)Engle和Grangen的協(xié)整檢驗方法,首先要構(gòu)建回歸模型,對Lngdp和Lnttr進(jìn)行協(xié)整回歸,以便估計兩者之間的長期線性均衡關(guān)系。然后對回歸方程的殘差進(jìn)行檢驗,如果協(xié)整回歸的殘差是平穩(wěn)的,那么Lngdp和Lnttr之間就存在協(xié)整關(guān)系,也就是說Lngdp和Lnttr兩個變量之間存在著長期穩(wěn)定的均衡關(guān)系。
從回歸方程的各個參數(shù)中可知,模型的擬合度非常高,而且DW值接近2,這說明Lngdp和Lnttr之間不存在序列自相關(guān)。進(jìn)行回歸之后得到了方程的殘差et,下一步就殘差et作進(jìn)一步的估計,對其進(jìn)行ADF檢驗,可以判斷Lngdp和Lnttr之間是否存在協(xié)整關(guān)系。我們把回歸方程的殘差et的值賦值給變量e,對變量e進(jìn)行ADF檢驗,檢驗結(jié)果如表3:從檢驗結(jié)果看到ADF的統(tǒng)計值為-4.661692,在5%的顯著性水平下臨界值為-3.259808,ADF的統(tǒng)計值小于5%顯著性水平下的臨界值,因此殘差et的ADF的檢驗結(jié)果為拒絕零假設(shè),該殘差序列不存在單位根,即為平穩(wěn)的時間序列。即使在1%顯著性水平下,殘差的ADF檢驗依然拒絕零假設(shè),不存在單位根,為平穩(wěn)的時間序列。檢驗結(jié)果證明:Lngdp和Lnttr之間是存在協(xié)整關(guān)系的,即兩者之間存在長期的均衡關(guān)系。
(三)VAR模型的構(gòu)建
通過上面的分析可以看到,Lngdp和Lnttr兩者之間存在唯一的協(xié)整關(guān)系,因此可以構(gòu)建一個2維的向量自回歸模型(VAR)。首先使用模型滯后結(jié)果確定準(zhǔn)則對模型的滯后階數(shù)進(jìn)行篩選,本文主要采用赤池信息準(zhǔn)則(AIC)和施瓦茨(SC)準(zhǔn)則確定滯后階數(shù)。
(四)格蘭杰因果檢驗
從上面的討論知道了Lngdp和Lnttr之間存在長期均衡關(guān)系,也即浙江省旅游業(yè)和經(jīng)濟(jì)增長之間存在長期穩(wěn)定的均衡關(guān)系,但是,這種關(guān)系并不能確定兩者之間是否具備統(tǒng)計意義上的因果關(guān)系,只是說明兩者之間有存在格蘭杰因果關(guān)系的可能。Lngdp和Lnttr之間是否構(gòu)成因果關(guān)系,存在何種因果關(guān)系我們需要進(jìn)一步研究。兩者之間可能存在三種關(guān)系:一是浙江省旅游業(yè)的發(fā)展是經(jīng)濟(jì)增長的原因;二是浙江經(jīng)濟(jì)增長是旅游業(yè)發(fā)展的原因;三是兩者之間互為因果關(guān)系。為了確定兩個變量之間的相互關(guān)系,運用格蘭杰因果檢驗來判斷浙江省旅游業(yè)發(fā)展和經(jīng)濟(jì)增長的因果關(guān)系以及方向,檢驗結(jié)果如表5:從表5看出,Lngdp和Lnttr之間只存在單方向的因果因素:在5%的顯著性水平下,Lnttr是Lngdp的原因,而Lngdp不是Lnttr的原因。也就是說浙江省旅游收入(Lnttr)的變化是經(jīng)濟(jì)增長(Lngdp)變化的格蘭杰原因(拒絕了原假設(shè));而浙江省經(jīng)濟(jì)增長(Lngdp)的變化不是旅游業(yè)收入變化的格蘭杰原因??梢?,浙江省旅游業(yè)的發(fā)展對經(jīng)濟(jì)增長有促進(jìn)作用。
(五)脈沖響應(yīng)分析
格蘭杰檢驗僅僅是從統(tǒng)計意義的角度研究變量之間的因果關(guān)系的方向性,但是脈沖響應(yīng)函數(shù)與方差分解則能將VAR模型所含有的經(jīng)濟(jì)意義進(jìn)行完整的表達(dá)。VAR模型是一種非理性的模型,存在一定的缺陷,它的系數(shù)難以解釋,做完VAR模型之后如果還想知道變量間的相互影響關(guān)系以及它們之間的影響程度,可以借助脈沖響應(yīng)函數(shù)和方差分解來實現(xiàn)。本文在VAR模型的基礎(chǔ)上,選用喬立斯基自由度調(diào)解方法,對模型進(jìn)行脈沖響應(yīng)函數(shù)分析,分析結(jié)果如圖1:從圖1左上角的圖可以看到變量Lngdp的變化對Lnttr的沖擊影響最開始為8,在1到3期快速上升,并且在第3期達(dá)到最高點,但是隨后開始走下坡路,到第10期基本保持穩(wěn)定,說明浙江省的旅游業(yè)發(fā)展對經(jīng)濟(jì)發(fā)展具有正向的促進(jìn)作用,并且具有長期的促進(jìn)效應(yīng)。從圖1右下角的圖可以看到變量Lnttr的變化對Lngdp的沖擊影響最開始為0,作用力隨后上升,在3期之后又下降,之后呈現(xiàn)輕微的震蕩趨勢,數(shù)值基本在5以下,這說明GDP的小幅度提升對旅游業(yè)的發(fā)展沒有太大的實質(zhì)性影響。
浙江省旅游業(yè)與經(jīng)濟(jì)增長之間存在長期均衡關(guān)系。主要得出以下結(jié)論:(1)通過單位根檢驗發(fā)現(xiàn)浙江省的國內(nèi)生產(chǎn)總值是非平穩(wěn)性的時間序列,通過協(xié)整檢驗也發(fā)現(xiàn)浙江省的旅游業(yè)收入和浙江省的國內(nèi)生產(chǎn)總值之間存在一個協(xié)整關(guān)系,即它們之間存在著長期均衡的關(guān)系。(2)通過格蘭杰因果檢驗發(fā)現(xiàn)浙江省旅游業(yè)發(fā)展是經(jīng)濟(jì)增長的重要原因之一,但是經(jīng)濟(jì)增長對旅游業(yè)的發(fā)展促進(jìn)作用有限。這說明浙江省旅游業(yè)發(fā)展和其國內(nèi)生產(chǎn)總值存在一種單向的因果關(guān)系,浙江省需要大力促進(jìn)旅游業(yè)的發(fā)展,進(jìn)而推動浙江省的經(jīng)濟(jì)發(fā)展。旅游業(yè)作為一個市場潛力巨大的產(chǎn)業(yè),值得浙江省大力扶助。(3)通過脈沖響應(yīng)分析進(jìn)一步驗證了浙江省旅游業(yè)的發(fā)展對經(jīng)濟(jì)的增長具有巨大而長期的推動作用。但是,經(jīng)濟(jì)增長對旅游業(yè)的發(fā)展還是缺乏實質(zhì)性的影響,需要政府進(jìn)一步引導(dǎo)人民的消費觀念,讓經(jīng)濟(jì)的發(fā)展體現(xiàn)到旅游業(yè)的發(fā)展中去。(本文作者:厲守衛(wèi)、李紅 單位:浙江海洋學(xué)院蕭山科技學(xué)院、海南大學(xué)經(jīng)濟(jì)與管理學(xué)院)