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会员注册摘 要：选取西藏1989－2010年旅游统计数据，运用协整检验、Granger因果检验等方法，对西藏旅游产业发展与经 济增长进行实证分析。结果显示，西藏旅游总收入、旅游外汇收入与地区生产总值之间均存在着长期协整关系；西藏旅游总收入与地区生产总值之间互为格兰杰原因，西藏地区生产总值不是旅游外汇收入的格兰杰原因。
关键词：旅游总收入，协整检验，误差修正模型，Granger因果检验，西藏
众多学者对旅游产业与经济增长的关系进行了研究。Khan、Phang和Toh等通过对新加坡服务业的乘数效应研究，发现旅游产业对整个国民经济增长有正向的促进作用[1]。Lee对韩国入境旅游的研究也发现入境旅游对经济增长有促进作用[2]。但是，Oh在对韩国的实证研究发现，旅游业发展与经济增长之间不存在长期的均衡关系[3－4]。在国内，吴国新运用回归分析得出旅游业对我国经济增长起到了较大的促进作用的结论[5]。查芳运用索洛经济增长模型检验旅游产业和社会经济增长的相关性，发现两者之间有着密切联系[6]。柳思维等通过Granger因果检验，发现经济增长与国内旅游、入境旅游与国内旅游之间存在单向因果关系[7]。屠文雯等构建了一个用于测度经济增长与国内旅游之间量化关系的协整模型，发现它们之间存在双向因果关系，经济增长对国际旅游存在单项因果关系[8]。何满喜利用系统工程理论和方法说明了浙江省旅游经济与地区生产总值之间存在相关关系[9]。戴魁早运用VAR模型对桂林市旅游业发展和经济增长的关系进行实证研究，指出两者之间存在长期稳定的均衡关系，前者是后者的格兰杰原因，但后者不是前者的格兰杰原因[10]。雷亿辉等分析了张家界旅游产业对当地经济增长的影响，指出旅游业发展与经济增长之间存在长期均衡关系，旅游业是当地经济发展的格兰杰原因[11]。张晨运用协整方程、Granger因果检验和VAR模型，发现上海入境旅游收入与地区生产总值存在单一的协整关系，入境旅游收入是地区生产总值增长的单向格兰杰原因[12]。王霞等利用多元时间序列方法分析了河南省旅游业发展与第三产业增长的关系，发现两者之间存在长期稳定的协整关系和双向Granger因果关系，并利用方差分解技术得出国内旅游对第三产业增长贡献较大，国际旅游对第三产业贡献较小的结论[13]。杨勇在对中国居民旅游消费支出与经济增长之间的关系进行判断时，得出了我国旅游业与经济增长之间并不存在稳定的因果关系的结论[14]。蒋满元通过VAR模型和Granger因果检验，发现我国旅游外汇收入与经济增长之间不存在长期的均衡关系，在短期内也不能确定其相互间因果关系的次序[15]。麻学锋等引入旅游服务密度指标得出在空间上旅游业发展与经济增长具有较好的响应性和差异性[16]。
从以上研究成果中可以发现，旅游产业发展与经济增长之间的关系，会因地域不同或所选择的经济变量不同而具有一定的差异，针对特定地域或问题研究所得结论，并不能完全适合其它区域。早在1996年，旅游产业就被西藏列为支柱产业，但对旅游产业发展与经济增长的内在关系问题，已有的研究还未完全解决。本文基于相关性研究的思路，探讨西藏旅游产业发展与经济增长的特定关系，以期填补对西藏此方面研究的不足。
1变量选择与数据处理
1.1变量选择
本文主要以《中国统计年鉴》和《西藏统计年鉴》中1989－2010年的数据为依据，选择西藏旅游总收入作为西藏旅游业发展水平的衡量指标，记为TRt；选择旅游外汇收入作为衡量西藏入境旅游发展水平的衡量指标，记为IRt；选择地区生产总值作为西藏经济增长的衡量指标，记为GDPt。
1.2数据处理
利用1989－2010年人民币汇率，将样本原始数据中以美元为单位的旅游外汇收入转换为以人民币计算的旅游外汇收入，记为I
。I
=I
人民币汇率（直接标价法）。考虑到统计年鉴中旅游总收入、旅游外汇收入和地区生产总值的统计数据均为名义值，未剔除价格水平变动的影响，不能真实地反映经济状况。在此本文利用1989－2010年的居民消费价格指数（记为CPIt）和地区生产总值指数（记为GDPIt），分别求出旅游总收入、旅游外汇收入和地区生产总值的实际值（转换过程中均以1989年为基期）。其中：以1989年为基期的GDPIt=（GDPIt/GDPI1989）·100，实际TRt=（名义TRt/CPIt）·100，实际IRt=（名义LRt/CPIt）·100，实际GDPt=名义GDP1989·GDPIt/100。为了消除计量分析中时间序列可能存在的异方差现象，我们对数据进行自然对数变换（对数变换不会改变原时间序列的协整关系）。分别用LTRt、LI
和LGDPt表示实际旅游总收入、实际旅游外汇收入和实际地区生产总值以e为底的自然对数值，其相对应的一阶差分分别为DLTR、DLIR和DLGDP。处理的数据如表1、表2所示。
2实证检验
首先对表2中转换后的数据进行平稳性检验，以此确定时间序列的平稳性。其次对平稳的时间序列进行协整检验以确定变量之间是否存在长期的稳定关系。如果协整关系存在，则进一步使用误差修正模型，来观察变量之间的动态调整机制。最后利用Granger因果检验来确定经济变量之间的因果关系。
2.1平稳性检验
利用单位根检验中的ADF检验对数据的平稳性进行检验。借助Eviews5.0对样本数据进行分析，检验结果见表3。由表3可知，在5%显著水平下，LTRt、LI
和LGDPt为非平稳时间序列，而相应的DLTR、DLIR′与DLGDP为平稳时间序列。在此条件下，我们可以进行下一步检验，验证平稳序列之间的长期协整关系。
2.2协整关系检验
在以上ADF检验中，LTRt、LI
和LGDPt均为1阶单整序列，即时间序列经过一次差分即变为平稳。在此利用两步检验法（EG检验）检验两个均呈现出1阶单整的变量之间是否存在协整关系。
第一步，利用Eviews5.0求出协整回归方程。括号内数值为其对应的t－Statistic值。
由协整回归方程可以看出，西藏旅游总收入每增加1%，其地区生产总值就会增加约0.45%；旅游外汇收入每增加1%，其地区生产总值就会增加约0.59%。这说明西藏旅游产业发展对经济增长具有显著带动作用，且入境旅游对经济增长的带动作用更强。
第二步，检验残差的单整性。用ADF检验方法检验残差et1和et2。检验结见表4。
通过观察残差的ADF检验结果可知，et1的ADF检验值小于其在1%的显著性水平下的临界值，残差et1为平稳的时间序列；et2的ADF统计值小于其在10%的显著性水平下的临界值，故在10%水平下et2为平稳时间序列。在10%的显著水平下，LGDPt与LTRt之间、LGDPt与LI
之间均具有长期的协整关系。2.3误差修正模型
为进一步探讨它们的短期波动与长期均衡的关系，建立误差修正模型如下：
由误差修正模型可以看出，无论是西藏的旅游总收入还是旅游外汇收入，其变化程度均会对其地区生产总值产生影响。但从0.001272和0.015686这两个较小数值看，西藏地区旅游总收入和旅游外汇收入对地区生产总值的短期影响还很有限，统计上不显著，究其原因，可能是西藏旅游产业发展与当地其它产业间的联系还不密切，对当地其它产业的渗透力还较小，对当地其它产业的带动作用还很有限。
误差修正项的系数反映了调节机制，而误差修正项的大小反映了当短期波动偏离了长期均衡时系统调节力度的大小。在误差修正模型（3）中，误差修正项系数为－0.02749，这符合反向修正机制，即上一期偏离长期均衡越远，本期对偏差的修正量越大。对于LGDPt与LTRt来说，当其短期波动偏离长期均衡时，系统将以0.02749的调节力度使其恢复到均衡状态。在误差修正模型（4）中，误差修正系数为－0.00858，同样符合反向修正机制，即对于LGDPt与LI
，当其短期波动偏离长期均衡时，系统将以0.00858的调节力度使其恢复到均衡状态。由以上两个误差修正模型的对比还可以看出，对于LGDPt与LI
来说，当其偏离长期均衡时，系统的调节力度不如LGDPt与LT
这一组的调节力度大。这说明相对国内旅游市场，对西藏地区而言，入境旅游市场的外部影响因素更为复杂，西藏入境旅游发展需要更多外部力量的介入。2.4Granger因果检验
协整检验的结果可以表明变量之间是否存在长期均衡，而这种长期均衡是否构成因果关系还需进一步验证。本文取滞后期为1进行格兰杰因果检验，以验证LTRt与LGDPt和LIRt与LGDPt之间的因果关系。检验结果见表5。
由表5可以看出，在5%显著性水平下，除“LG－DPt不是LI
的格兰杰原因”这一零假设被接受外，“LGDPt不是LTRt的格兰杰原因”、“LTRt不是LGDPt的格兰杰原因”、“LI
不是LGDPt的格兰杰原因”三个零假设都被拒绝。说明LGDPt是LTRt的格兰杰原因、LTRt是LGDPt的格兰杰原因、LI
是LGDPt的格兰杰原因，而LGDPt不是LI
的格兰杰原因。进行归纳表述就是，LTRt与LGDPt互为格兰杰原因，LI
是LGDPt的单向格兰杰原因。其进一步的经济学解释就是，在西藏地区，总体上看，旅游产业的发展影响到了当地经济发展，当地经济发展同时也影响旅游产业的发展；但从入境旅游看，西藏的入境旅游影响到当地的经济发展，但当地的经济发展却对入境旅游还没有显著影响。3结论与政策建议
3.1研究结论
通过协整检验可以看出，西藏的实际旅游总收入、实际旅游外汇收入与实际地区生产总值之间均存在着长期协整关系。实际旅游总收入每增加1%，实际生产总值就会增加约0.45%；实际旅游外汇收入每增加1%，实际生产总值就会增加约0.59%。这说明西藏旅游产业收入的增加对其地区生产总值的增长有显著的促进作用，且入境旅游对其经济增长的促进作用更加明显。
通过误差修正模型可知，西藏旅游产业发展对经济增长的短期促进作用较小，当实际旅游总收入增加1%时，其地区实际生产总值仅增加0.001272%；当实际旅游外汇收入增加1%时，其地区实际生产总值仅增加0.015686%，说明西藏旅游产业发展对经济增长短期作用并无显著影响。通过对误差修正模型的对比可知，相比于国内旅游市场，入境旅游更容易受外界因素影响。
通过对西藏实际旅游总收入、实际旅游外汇收入与地区实际生产总值分别进行Granger因果检验发现，西藏实际旅游总收入与地区实际生产总值之间互为格兰杰原因，即旅游产业的发展会促进区域经济增长，区域经济增长也会推动当地旅游产业发展；西藏实际旅游外汇收入是地区实际生产总值的格兰杰原因，而地区实际生产总值并不是实际旅游外汇收入的格兰杰原因，即入境旅游可以促进当地经济增长，但当地经济增长并不会让入境旅游所产生的外汇收入增加。
3.2政策建议
第一，西藏地区属生态脆弱地区，通过大规模工业化开发发展经济不是最佳路径，大力发展旅游产业应是很好的选项，特别是要大力发展入境旅游。
第二，考虑到西藏地区入境旅游更容易受到外界因素影响的现实，中央政府和相关部门应在营造入境旅游环境和条件方面对西藏给予特别的关注和支持。
第三，西藏地区要对当地旅游产业和相关产业的协同发展进行科学的规划，拓展当地旅游产业链和旅游价值链，围绕旅游产业发展催生相关产业集群，解决好旅游产业发展对当地经济发展短期作用不强的问题，更好发挥旅游业对当地经济发展的促进作用。
参考文献：
[1]Khan,H.,Phang,S.Toh,R.The Multiplier Effect：Singapore’s Hospita1ity Industry[J].Corne11 Hotel and Restaurant Administra－tion Quarterly，1995（36）：64－69.
[2]Lee,C.，&Kwon,K.Importance of secondary Impact of Foreign Tourism Receipts on the South Korean Economy[J].Journal of Travel Research，1995（34）：50－54.
[3]Oh C.O.The Contribution of Tourism Development to Econom－ic Growth in the Korean Economy[J].Tourism Management，2005，26（1）：39－44.
[4]周文丽.国内外旅游对经济增长影响研究综述[J].经济地理，2011，31（8）：1402－1408.
[5]吴国新.旅游产业发展与我国经济增长的相关性分析[J].上海/应用技术学院学报（自然科学版），2003（4）：238－241.
[6]查芳.旅游产业与经济增长的相关性：基于1994－2009年的经验数据[J].统计与决策，2011（11）：115－117.
[7]柳思维，吴忠才.中国旅游业与经济增长关系的实证研究[J].系统工程，2007（9）：60－64.
[8]屠文雯，冯俊文.中国旅游业发展与经济增长关系的实证研究[J].南京理工大学学报（社会科学版），2008（6）：99－104.
[9]何满喜.旅游经济与GDP的相关性研究[J].生态经济，2010（8）：34－36.
[10]戴魁早.旅游业发展与区域经济增长的动态关系——基于桂林市1980年～2008年数据的实证检验[J].广西社会科学，2010（8）：46－50.
[11]雷亿辉，冷志明.张家界市旅游业与经济增长关系检验[J].吉首大学学报（自然科学版），2011（2）：101－103.
[12]张晨.上海入境旅游与经济增长关系的实证研究[J].上海经济研究，2009（3）：87－91.
[13]王霞，张立生，周生超.河南省旅游业发展与第三产业经济增长的相关性分析[J].河南科学，2009（5）：1 162－1 164.
[14]杨勇.旅游业与我国经济增长关系的实证分析[J].旅游科学，2006（2）：40－46.
[15]蒋满元.旅游外汇收入对国民经济增长的贡献分析[J].旅游学刊，2008（8）：30－33.
[16]麻学锋，孙根年.旅游业驱动下张家界经济高增长运行特征及区域差异分析[J].经济地理，2012，32（3）：161－165.
作者简介：钟高峥（1964－），男，湖南桑植人，副教授，硕士生导师。主要研究方向为区域经济。E－mail：zgz 1330743@yahoo.com.cn。