教程案例教案21楊玉瑩

1、旅游外匯對經濟增長貢獻的計量分析旅游外匯對經濟增長貢獻的計量分析 班級：班級：100802100802班班 學號：學號：2010282420102824 姓名：楊玉瑩姓名：楊玉瑩 指導老師：董小剛指導老師：董小剛n 背景和意義背景和意義：旅游業(yè)，作為一個以提供服務為主的綜合旅游業(yè)，作為一個以提供服務為主的綜合性產業(yè)，在經濟中發(fā)揮著越來越重要的作用。隨著旅游事性產業(yè)，在經濟中發(fā)揮著越來越重要的作用。隨著旅游事業(yè)的發(fā)展，旅游外匯收入對國民經濟增長的貢獻也在不斷業(yè)的發(fā)展，旅游外匯收入對國民經濟增長的貢獻也在不斷地彰顯。在影響國民經濟增長的眾多因素中，旅游外匯收地彰顯。在影響國民經濟增長的眾多因素中，

2、旅游外匯收入已經成為其不容忽視的一個重要組成部分。尤其是近些入已經成為其不容忽視的一個重要組成部分。尤其是近些年來國內的許多地方政府將旅游產業(yè)作為自己關鍵性產業(yè)年來國內的許多地方政府將旅游產業(yè)作為自己關鍵性產業(yè)來對待和發(fā)展。來對待和發(fā)展。我們想要了解的是對于中國來說，我們想要了解的是對于中國來說，入境旅入境旅游是否真游是否真的的發(fā)揮發(fā)揮了了它的聯(lián)動作用，推動經濟的增長；它的聯(lián)動作用，推動經濟的增長；是否是否能將旅游業(yè)作為我國的能將旅游業(yè)作為我國的“支柱產業(yè)支柱產業(yè)”，還是由于中國經濟還是由于中國經濟的增長帶來了旅游事業(yè)的繁榮；又或者的增長帶來了旅游事業(yè)的繁榮；又或者旅游外匯收入和經旅游外匯收入

3、和經濟的增長之間濟的增長之間并不存在因果關系。本文通過利用計量經濟并不存在因果關系。本文通過利用計量經濟學的相關知識來研究我國學的相關知識來研究我國19921992年至年至20122012年旅游外匯收入與年旅游外匯收入與實際經濟增長之間的關系，并根據(jù)我國旅游業(yè)的現(xiàn)狀和發(fā)實際經濟增長之間的關系，并根據(jù)我國旅游業(yè)的現(xiàn)狀和發(fā)展情況提出一些建議。展情況提出一些建議。論文的背景及意義論文的背景及意義旅游外匯收入和旅游外匯收入和GDP關聯(lián)分析的模型與方法關聯(lián)分析的模型與方法單位根檢驗單位根檢驗協(xié)整檢驗協(xié)整檢驗誤差修正模型誤差修正模型HPHP濾波濾波VARVAR模型確定滯后期模型確定滯后期GrangerGr

4、anger因果檢驗因果檢驗關于旅游外匯收入和關于旅游外匯收入和GDP實證分析實證分析n 數(shù)據(jù)的描述和處理數(shù)據(jù)的描述和處理 本文依據(jù)中國統(tǒng)計年鑒選取了本文依據(jù)中國統(tǒng)計年鑒選取了19921992至至20122012年我國旅年我國旅游外匯收入和國民生產總值的數(shù)據(jù)進行分析。我們用游外匯收入和國民生產總值的數(shù)據(jù)進行分析。我們用exchangeexchange表示旅游外匯收入，表示旅游外匯收入，GDPGDP表示我國的經濟增長狀況。表示我國的經濟增長狀況。我們對為避免通貨膨脹的影響，現(xiàn)需對我們對為避免通貨膨脹的影響，現(xiàn)需對GDPGDP進行如下處理：首進行如下處理：首先根據(jù)國家統(tǒng)計局提供的數(shù)據(jù)整理出了先根據(jù)國

5、家統(tǒng)計局提供的數(shù)據(jù)整理出了1992-20121992-2012年的環(huán)比消年的環(huán)比消費物價指數(shù)費物價指數(shù)(CPI),(CPI),并將其調整以并將其調整以19901990年為基期的定基消費指年為基期的定基消費指數(shù)（數(shù)（19901990年年=100=100），并利用得到的定基），并利用得到的定基CPICPI數(shù)據(jù)對名義國內生數(shù)據(jù)對名義國內生產總值進行平減，對于旅游外匯收入需先通過匯率轉換成相產總值進行平減，對于旅游外匯收入需先通過匯率轉換成相應的人民幣，然后通過已經得出的應的人民幣，然后通過已經得出的CPICPI指數(shù)對外匯進行平減，指數(shù)對外匯進行平減，從而得出實際外匯值。從而得出實際外匯值。n 時間序

6、列的平穩(wěn)性檢驗時間序列的平穩(wěn)性檢驗 從實際從實際GDPGDP和旅游外匯收入（和旅游外匯收入（exchangeexchange）的關系圖，我）的關系圖，我們可以直觀的看出：隨著旅游外匯收入不斷上升的同時，們可以直觀的看出：隨著旅游外匯收入不斷上升的同時，GDPGDP也在不斷增加，也在不斷增加，圖 1 GDP與旅游外匯收入關系圖表1 GDP和旅游外匯收入的相關關系 從表從表1 1中可以看出旅游外匯收入與中可以看出旅游外匯收入與GDPGDP的相關系數(shù)的相關系數(shù)0.9941310.994131，初步判斷可能存在較強的相關性，初步判斷可能存在較強的相關性， 但考慮到時間序列可能受但考慮到時間序列可能受到

7、某種趨勢的干擾，這時，盡管相關系數(shù)很高，也有可能不存到某種趨勢的干擾，這時，盡管相關系數(shù)很高，也有可能不存在任何的經濟關系，所以下面先對時間序列進行對數(shù)轉換，再在任何的經濟關系，所以下面先對時間序列進行對數(shù)轉換，再對時間序列對時間序列LogexchangeLogexchange和和LogGDPLogGDP進行平穩(wěn)性檢驗。進行平穩(wěn)性檢驗。 本文采用本文采用DFDF檢驗和檢驗和ADFADF檢驗法對模型數(shù)據(jù)的取完對數(shù)后的序檢驗法對模型數(shù)據(jù)的取完對數(shù)后的序列進行單位根檢驗。列進行單位根檢驗。下面只列舉下面只列舉ADFADF檢驗的結果：檢驗的結果：表2 GDP的ADF檢驗結果表3 exchange的AD

8、F檢驗結果從 從表從表2 2和表和表3 3的檢驗結果上看，的檢驗結果上看，t t統(tǒng)計量的值遠遠大于在檢統(tǒng)計量的值遠遠大于在檢驗水平驗水平1%1%、5%5%和和10%10%下的臨界值，這表明原序列下的臨界值，這表明原序列GDPGDP、exchangeexchange是非平穩(wěn)的。為使其平穩(wěn)先進行一階差分。差分下的結果見表是非平穩(wěn)的。為使其平穩(wěn)先進行一階差分。差分下的結果見表4 4和表和表5 5（ADFADF檢驗）。檢驗）。表5 exchange一階差分后的ADF檢驗結果表4 GDP一階差分后的ADF檢驗結果圖2 殘差序列的時序圖n 協(xié)整關系檢驗協(xié)整關系檢驗 本文采用本文采用EGEG協(xié)整方法，對協(xié)整

9、方法，對LnexchangeLnexchange、LnGDPLnGDP兩變量序列兩變量序列進行最小二乘回歸，然后對模型殘差進行平穩(wěn)性檢驗，如果殘進行最小二乘回歸，然后對模型殘差進行平穩(wěn)性檢驗，如果殘差通過平穩(wěn)性檢驗，則證明兩變量在長期內存在均衡關系。差通過平穩(wěn)性檢驗，則證明兩變量在長期內存在均衡關系。 現(xiàn)需構建旅游外匯收入和現(xiàn)需構建旅游外匯收入和GDPGDP之間的回歸殘差序列，然后之間的回歸殘差序列，然后在此基礎上對其進行實際性的判斷：在此基礎上對其進行實際性的判斷： 從圖從圖2 2殘差的時序圖中初步分析殘差序列應不存在單位根，為殘差的時序圖中初步分析殘差序列應不存在單位根，為進一步確定其結果

10、，現(xiàn)對殘差序列進行進一步確定其結果，現(xiàn)對殘差序列進行ADFADF檢驗。檢驗。 首先，建立協(xié)整回歸模型進行回歸，得到如下結果：首先，建立協(xié)整回歸模型進行回歸，得到如下結果：（ （33.0254933.02549）（39.2215639.22156）下面只給出下面只給出殘差無截距項無和趨勢項殘差無截距項無和趨勢項的檢驗結果。的檢驗結果。表6 殘差無截距項和趨勢項的ADF檢驗結果 殘差平穩(wěn)性檢驗的結果表明，在殘差平穩(wěn)性檢驗的結果表明，在1%1%、5%5%和和10%10%顯著性水平顯著性水平下，下，t t統(tǒng)計量統(tǒng)計量的值遠遠小于臨界值，說明殘差通過了平穩(wěn)性檢的值遠遠小于臨界值，說明殘差通過了平穩(wěn)性檢驗

11、，可以認為殘差是平穩(wěn)的。這表明，旅游外匯收入和驗，可以認為殘差是平穩(wěn)的。這表明，旅游外匯收入和GDPGDP之之間存在著長期穩(wěn)定關系。對方程式兩邊對時間求導數(shù)可以得間存在著長期穩(wěn)定關系。對方程式兩邊對時間求導數(shù)可以得到：這表明旅游外匯收入的增長率每提高到：這表明旅游外匯收入的增長率每提高1%1%，GDPGDP的增長率就的增長率就提提高高0.764607% 0.764607% 。這說明，經濟的增長與旅游外匯收入的增。這說明，經濟的增長與旅游外匯收入的增加之間關系較密切。加之間關系較密切。n 誤差修正模型的建立誤差修正模型的建立 上面己經證明了旅游外匯收入與上面己經證明了旅游外匯收入與GDPGDP之

12、間存在協(xié)整關系，之間存在協(xié)整關系，故可建立誤差修正模型。記它們的一階差分序列為故可建立誤差修正模型。記它們的一階差分序列為Lngdp（-1）和Lnexchange（-1）。）。結果如表結果如表7 7。 表7 誤差修正模型 從表從表7 7中可以得出殘差修正模型為：中可以得出殘差修正模型為： 從從表表7 7中我們可以看出，中我們可以看出，ecm(-1)ecm(-1)是不顯著的?，F(xiàn)進行是不顯著的?，F(xiàn)進行LMLM檢驗檢驗。檢驗結果見表。檢驗結果見表8 8。表8 LM相關性檢驗nHP濾波濾波 下面對旅游外匯收入和下面對旅游外匯收入和GDPGDP的增長率做的增長率做HPHP濾波趨勢波動分解。濾波趨勢波動分

13、解。圖3 旅游外匯收入增長率的HP濾波 藍線表示旅游外匯收入的增長率，紅線表示分解出的長期藍線表示旅游外匯收入的增長率，紅線表示分解出的長期趨勢序列，綠線表示分解的波動序列。趨勢序列，綠線表示分解的波動序列。圖4 GDP增長率的HP濾波分解 藍線表示藍線表示GDPGDP的增長率，紅線表示分解出的長期趨勢序列，綠的增長率，紅線表示分解出的長期趨勢序列，綠線表示分解的波動序列。線表示分解的波動序列。n Granger因果關系檢驗因果關系檢驗 波動序列和趨勢序列的因果關系檢驗波動序列和趨勢序列的因果關系檢驗 通過通過HPHP波動趨勢分解分解出來的兩序列的長期趨勢，使波動趨勢分解分解出來的兩序列的長期

14、趨勢，使用用GrangerGranger因果關系檢驗，兩序列是否存在因果關系。首先我們因果關系檢驗，兩序列是否存在因果關系。首先我們采用采用AICAIC和和SCSC以及對數(shù)似然比檢驗（以及對數(shù)似然比檢驗（LRLR）等標準來確定變量的）等標準來確定變量的滯后結構，最優(yōu)滯后時期應選擇較小的滯后結構，最優(yōu)滯后時期應選擇較小的AICAIC、SCSC、以及、以及LRLR值。值。 從表從表8 8的結果中便可判定：滯后的結果中便可判定：滯后6 6期是該期是該VARVAR模型最優(yōu)的滯模型最優(yōu)的滯后期選擇。下面對兩序列的長期趨勢做后期選擇。下面對兩序列的長期趨勢做GrangerGranger因果檢驗。因果檢驗。

15、表8 兩序列長期趨勢的最優(yōu)滯后期表9 兩序列長期趨勢的Granger因果檢驗結果 對旅游外匯收入和對旅游外匯收入和GDPGDP增長率的趨勢序列的因果關系來說，增長率的趨勢序列的因果關系來說，在假設在假設1 1中中F F統(tǒng)計量的值為統(tǒng)計量的值為0.646870.64687，其對應的，其對應的P P值是值是0.71260.7126大于大于0.050.05，所以接受原假設，即可認為，所以接受原假設，即可認為“LogexquLogexqu不是引起不是引起LoggquLoggqu變變化的化的GrangerGranger原因原因”。在假設。在假設2 2中中F F統(tǒng)計量的值為統(tǒng)計量的值為2.275632.2

16、7563，對應，對應的的P P值為值為0.33640.3364大于大于0.050.05，所以接受原假設，即，所以接受原假設，即“LoggquLoggqu不是引不是引起起LogexquLogexqu變化的變化的GrangerGranger原因原因”，因此，從六階滯后的情況看，因此，從六階滯后的情況看，LogexquLogexqu與與LoggquLoggqu之間沒有因果關系之間沒有因果關系。 對旅游外匯收入和對旅游外匯收入和GDPGDP增長率的波動序列做增長率的波動序列做GrangerGranger因果關因果關系檢驗系檢驗，其檢驗結果如下表，其檢驗結果如下表1010： 對旅游外匯收入和對旅游外匯收

17、入和GDPGDP增長率的波動序列的因果關系來說，增長率的波動序列的因果關系來說，在假設在假設1 1中中F F統(tǒng)計量的值為統(tǒng)計量的值為14.973414.9734，其對應的，其對應的P P值是值是0.06390.0639大于大于0.050.05，所以接受原假設，即可認為，所以接受原假設，即可認為“LogexboLogexbo不是引起不是引起LoggboLoggbo變變化的化的GrangerGranger原因原因”。在假設。在假設2 2中中F F統(tǒng)計量的值為統(tǒng)計量的值為0.225810.22581，對應，對應的的P P值為值為0.93410.9341遠遠大于遠遠大于0.050.05，所以接受原假設

18、，即，所以接受原假設，即“LoggboLoggbo不不是引起是引起LogexboLogexbo變化的變化的GrangerGranger原因原因”，因此，從六階滯后的情，因此，從六階滯后的情況看，況看，LogexboLogexbo與與LoggboLoggbo之間沒有因果關系。之間沒有因果關系。表10 波動序列的Granger因果關系檢驗 兩平穩(wěn)序列的兩平穩(wěn)序列的GrangerGranger因果關系檢驗因果關系檢驗 經驗證，滯后經驗證，滯后6 6期為平穩(wěn)序列的最佳滯后期。期為平穩(wěn)序列的最佳滯后期。盡管盡管VARVAR模模型已經確定了滯后期，但在選定的滯后期內，還需要借助于型已經確定了滯后期，但在選

19、定的滯后期內，還需要借助于GrangerGranger因果檢驗來判定變量之間設為真實關系。應該說這種因果檢驗來判定變量之間設為真實關系。應該說這種方法也可以幫助我們判斷我國的旅游外匯收入與經濟增長之方法也可以幫助我們判斷我國的旅游外匯收入與經濟增長之間的因果關系及其具體的變化方向。通過協(xié)整檢驗，發(fā)現(xiàn)我間的因果關系及其具體的變化方向。通過協(xié)整檢驗，發(fā)現(xiàn)我國國GDPGDP與旅游外匯收入之間是存在某種長期穩(wěn)定的均衡關系的與旅游外匯收入之間是存在某種長期穩(wěn)定的均衡關系的，但我們仍然無法判斷是旅游業(yè)本身的發(fā)展推動了我國，但我們仍然無法判斷是旅游業(yè)本身的發(fā)展推動了我國GDPGDP的的增長，還是由于我們經濟

20、增長所帶來的旅游環(huán)境改善、交通增長，還是由于我們經濟增長所帶來的旅游環(huán)境改善、交通便捷促進了旅游外匯收入的增加，或者它們是相互影響的。便捷促進了旅游外匯收入的增加，或者它們是相互影響的。這時，我們需要對這時，我們需要對LnGDPLnGDP與與LnexchangeLnexchange的一階平穩(wěn)序列進行的一階平穩(wěn)序列進行GrangerGranger因果關系檢驗。表因果關系檢驗。表11-1311-13為運用為運用Eviews 6.0Eviews 6.0得出滯后得出滯后階數(shù)分別為一階、二階和六階的階數(shù)分別為一階、二階和六階的LnGDPLnGDP和和LnexchangeLnexchange之間的之間的G

21、rangerGranger因果關系檢驗結果。因果關系檢驗結果。表11 滯后一階的Granger因果關系檢驗結果表12 滯后二階的Granger因果關系檢驗結果表13 滯后六階的Granger因果關系檢驗結果 表表11-11-表表1313提供了不同滯后期內的中國旅游外匯收入與經濟增提供了不同滯后期內的中國旅游外匯收入與經濟增長之間的長之間的GrangerGranger因果檢驗的結果，原假設目錄中的每一條表示不因果檢驗的結果，原假設目錄中的每一條表示不存在存在GrangerGranger因果關系，檢驗結果表明，在因果關系，檢驗結果表明，在5%5%顯著水平下，滯后期顯著水平下，滯后期為為1 1、2

22、2、6 6時，時，P P值均大于值均大于0.050.05，這說明我國旅游外匯收入與經濟，這說明我國旅游外匯收入與經濟增長之間并不存在因果關系。也就是說，旅游外匯收入和經濟增增長之間并不存在因果關系。也就是說，旅游外匯收入和經濟增長之間即使是在短期內也是不能確定其相互間因果關系的次序的長之間即使是在短期內也是不能確定其相互間因果關系的次序的。n結論結論 旅游產業(yè)的發(fā)展對經濟增長的作用是肯定的，但是，由于旅旅游產業(yè)的發(fā)展對經濟增長的作用是肯定的，但是，由于旅游產業(yè)本身就是一個高投入和高產出的資源密集型產業(yè)，所以對游產業(yè)本身就是一個高投入和高產出的資源密集型產業(yè)，所以對不同的國家和地區(qū)而言對旅游業(yè)進

23、行合理的定位并不是一件容易不同的國家和地區(qū)而言對旅游業(yè)進行合理的定位并不是一件容易的事。事實上，就旅游外匯收入和經濟增長之間的關系而言，對的事。事實上，就旅游外匯收入和經濟增長之間的關系而言，對旅游輸出型國家和地區(qū)來說，旅游業(yè)的發(fā)展對國家經濟的增長可旅游輸出型國家和地區(qū)來說，旅游業(yè)的發(fā)展對國家經濟的增長可能具有促進的作用；但對其他的國家和地區(qū)來說，這樣的效果可能具有促進的作用；但對其他的國家和地區(qū)來說，這樣的效果可能并不明顯。由此可見，如果在實踐中忽視本國或本地區(qū)的旅游能并不明顯。由此可見，如果在實踐中忽視本國或本地區(qū)的旅游資源以及旅游業(yè)發(fā)展的綜合競爭力等方面的實際情況而盲目地制資源以及旅游業(yè)發(fā)展的綜合競爭力等方面的實際情況而盲目地制定定吸引入境旅客的政策，勢必會造成大量的資源浪