《扬州市旅游业与经济增长的关系研究》由会员分享，可在线阅读，更多相关《扬州市旅游业与经济增长的关系研究（2页珍藏版）》请在金锄头文库上搜索。
1、豆丁网扬州市旅游业与经济增长的关系研究周畅 东南大学经济管理学院，南京 （211189） E-mail：zc_摘要：本文利用 1997-2007 年以来的扬州市旅游业收入和国内生产总值（GDP）的历史数 据进行实证研究，建立了扬州旅游业发展对于城市经济增长贡献的模型，通过误差纠正机制反映了变量之间的短期波动与长期均衡关系。同时，运用了 Granger 因果检验来分析其间存在的双向因果关系，并建立向量自回归模型对下一期的扬州市旅游收入进行了预测，说明该 模型具有一定的预测效果。关键词：扬州市旅游业；经济增长；协整；Granger 因果检验；VAR 模型1.引言扬州位于长三角中下游地区，是 198
2、2 年国务院首批公布的 24 座历史文化名城之一，1998 年被评为首批“中国优秀旅游城市”后，主要旅游指标年均以超过 13%的增幅递增，目 前总体指标位列江苏省第五名，位列苏州、南京、无锡、镇江之后。2008 年，扬州市旅游 总收入约达 199 亿元，与 1997 年相比增长了 6 倍。旅游业不仅成为扬州市第三产业中最具 活力的行业之一，而且已经成为国民经济中发展最快的行业之一。因而，准确测度旅游业对 于扬州市经济增长的贡献对于扬州市的城市发展规划而言，是一个富有理论价值与实践意义 的课题。本文将通过实证研究，建立旅游业发展对于扬州市经济增长贡献的模型，通过误差纠正 机制反映了变量之间的短期
3、波动与长期均衡关系，运用 Granger 因果检验分析其间存在的因 果关系，并建立向量自回归模型对下一期的扬州市旅游收入进行了预测。2.研究设计与分析2.1 变量选择与样本数据采集选取国内生产总值（GDP）作为衡量经济增长的变量，国际旅游外汇收入即入境旅游收 入与国内旅游收入（DR）作为衡量旅游业发展水平的变量。样本数据来源于扬州统计年 鉴和长江三角洲城市年鉴。分析建模用数据选取起止时间为 1997 至 2007 年，2008 年的数据供有关模型验证使用。国际旅游外汇收入按照历年美元兑人民币的汇率核算，记为 IR。通过对数变换来消除时间序列数据中的异方差，冠以字母 L 表示新数据，并标记一阶
4、差分为 DL。协整理论是研究变量之间长期均衡关系的方法，若将一个非平稳时间序列对另 一个非平稳时间序列进行回归可能导致伪回归，因而在进行变量的协整分析前必须判断变量 序列的平稳性。2.2 数据分析扬州市的旅游业早已在 1978 开始，尤其是文化古城的形象更是深入人心，所以本文将 扬州市定位于全国历史文化名城来研究旅游业的发展现状。图 1 和图 2 列出了 1997-2007 年 扬州市的旅游外汇收入、国内旅游收入和扬州市国民生产总值，数据总体度量了扬州市这10 年来的旅游收入、国内生产总值的水平和发展趋势。- 1 -3.53.02.52.01.51.00.50.0979899 00 01 02
5、0304050607LDRLGDPLIR图 1 时序图.30.25.20.15.10.05.00-.0597 98 99 00 01 02 03 04 05 06 07DLDR DLGDPDLIR图 2 差分时序图从图 1 可以看出，LGDP、LIR 和 LDR 的变动都呈现出了非平稳性，同时共同具有向上 发展的趋势。图 2 表明一阶差分序列也并不十分平稳，但不能就此判断一阶差分不具有平稳 性。具体的几阶差分判定需要进行如下单根检验。2.1.1 单位根检验表 1 单位根检验结果变量模型形式（I，T，K）ADF 统计量1%临界值5%临界值10%临界值P 值结论LDR（I，T，0）-2.40942
6、5-5.521860-4.107833-3.5150470.3535不 平稳LIR（I，T，0）-1.318116-5.295384-4.008157-3.4607910.8184不 平稳LGDP（I，T，0）-0.521547-5.295384-4.008157-3.4607910.9566不 平稳DLDR（0，0，1）-3.778693-5.835186-4.246503-3.5904960.0008平稳DLIR（0，0，1）-2.960529-5.521860-4.107833-3.5150470.0004平稳DLGDP（0，0，1）-5.513917-5.521860-4.107833-3.5150470.0001平稳检验结果显示，残差序列在 1%的显著性水平下拒绝原假设，接受不存在单位根的结论，因此可以确定残差序列为平稳序列，即为 I(2)序列。
