我国旅游服务贸易与经济增长的实证分析

1、我国旅游服务贸易与经济增长的实证分析当代经济2009年 1月（上）CONTEMPORARYECONOMICS【摘要】 改革开放以来，我国旅游服务贸易与世界的交流也越来越多。 本文选取我国 19852006 年旅游服务贸易的进口、出口和 GDP 数据，根据协整理论，分别分析了 GDP 和旅游服务贸易的进口、GDP 和旅游服务贸易的出口之间的关系。【关键词】 旅游服务贸易 经济增长 协整一、引言及文献回顾改革开放以来，我国服务贸易增长迅速，对国内服务业和国民经济的发展起到了重要的推动作用，引起了国内外学者的关注。国外的学者Heir和Samusen等从规模经济与不完全竞争的理论出发，证明服务贸易能促

2、进经济增长。Ricard和Kubo从商品贸易理模型论入手，并补进了服务贸易参数，也证明了服务贸易促进经济增长。还有修正的H-O-S理论加入了技术差异等参数，证明了比较优势理论也适用于服务贸易，服务贸易能促进经济增长。我国的学者王建认为，服务贸易引入竞争机制，迅速提高服务质量和管理水平；推行服务贸易、参与国际分工可以使总需求增大，促进劳动生产率的提高及产业结构升级换代，加快经济的发展。龚锋发现，国际服务贸易对我国经济持续高速增长起到重要的支撑作用，有利于提高经济运行的效率，促进技术进步，促进产业升级换代，增强经济增长的稳定性。程大中认为，服务业是国民经济发展的黏合剂，有助于更好地推进我国产业结构

3、的优化升级，形成以制造业为支撑、服务业全面发展的产业格局，能够促进经济更好地发展。邵望予认为现代服务业属于高科技、高管理水平的知识密集型产业，因而服务业水平的高低已经成为衡量一个国家经济发展水平的重要标志。在定量研究上，何德旭和王朝阳从对美国以及中国服务业的研究中发现，服务业能够促进经济的增长。张亮通过实证研究发现，我国服务贸易与GDP之间存在长期均衡关系，服务贸易进口和出口都对经济发展有较大的贡献。潘爱民则发现，服务贸易的发展对维持中国经济增长的稳定做了很大的贡献，其中，服务贸易进口的稳定作用不可小视。但是，目前的研究还存在以下几个方面的不足：一是没有对数据进行可比化处理，对汇率没有进行必要

4、的折算处理；二是样本数据处理技术不高，对时间序列数据进行回归没有检验数据的平稳性，可能导致结论没有说服力；三是缺乏对所用模型的前提条件的检验，协整检验需要同阶单整序列；四是缺少对服务贸易内部各行业的实证研究。我国的旅游资源比较丰富，因此本文选取了旅游服务贸易的进出口数据，并用汇率进行折算处理，进而对数据的平稳性以及协整作出分析。二、理论模型和数据介绍1、数据说明及模型假设本文选取19852006年的数据为样本数据，数据全部来源于中国统计年鉴、国家外汇管理局中国国际收支平衡表、中国对外经济统计年鉴、世界贸易组织统计年鉴历年数据。在变量选取上，总量数据选取我国每年的GDP以及旅游服务贸易进口（TM

5、）、出口（TX），且都用可比价格计算。为消除异方差性，数据都取自然对数（在相应变量符号前加上L，即LGDP、LTM、LTX），这种变换不会改变模型的有效性。假设模型为：LGDP=a1+b1LTM+1LGDP=a2+b2LTX+22、单位根检验对时间序列进行分析，必须要求数据的平稳性，否则可能产生“伪回归”现象，所以不能直接进行OLS模型回归。现实生活中的时间序列都是非平稳的，为了使回归有意义，对时间序列进行差分处理，但这样会丢失原序列中的有用信息。Enger和Granger提出的协整检验较好地解决了这个问题，但协整分析要进行单位根检验，并采用ADF方法。它包括三种情况：第一种，不包括常数项和时

6、间趋势项；第二种，包括常数项，不包括时间趋势项；第三种，包括常数项和时间趋势项。只要上述三种情况中有一种不存在单位根，该序列就是平稳的时间序列。因此先对模型进行单位根检验，然后再进行协整分析。3、协整检验如果k个时间序列y1t，y2t，ykt都是d阶单整的，即I（d），那么向量之间存在协整关系。如果两个向量都是单整向量，只有它们的阶数相同时才可能协整；如果两个以上变量具有不同的单整阶数，可能通过线性组合构成低阶单整变量。4、对模型的修正若模型达到协整就需要检验模型的异方差和自相关。由于是一元方程，因而不存在多重共线性。为了消除异方差，对模型取对数，然后再检验并修正自相关。三、实证分析结果我国旅

7、游服务贸易与经济增长的实证分析陈艳欣 刘雪梅 （西南财经大学国际商学院 四川 成都 610074）理 论 探 索160CONTEMPORARYECONOMICS当代经济2009年 1月（上）1、单位根检验根据理论模型介绍，应用Eviews统计软件对我国旅游服务贸易各变量和GDP的对数值进行单位根检验，结果见表1。表 1 单位根检验的结果ADF 5%临界值 10%临界值 结论LGDP 2.046929 -1.960171 -1.607051 不平稳D（LGDP） -0.963021 -1.961409 -1.606610 不平稳D（LGDP，2） -2.661665 -1.962813 -1.6

8、06129 平稳LTM -0.522732 -3.690814 -3.286909 不平稳D（LTM） -3.031451 -3.710482 -3.297799 不平稳D（LTM，2） -4.444008 -3.733200 -3.310349 平稳LTX -0.989112 -3.673616 -3.277364 不平稳D（LTX） -2.373181 -3.690814 -3.286909 不平稳D（LTX，2） -4.473429 -3.286909 -3.297799 平稳从表1可以看出，在5%和10%的显著水平下，上述三个变量经过二阶差分后，变量序列都是平稳的，故它们都是二阶单整I

9、（2），满足变量之间协整关系的前提条件。2、协整检验对LGDP和LTM、LGDP和LTX进行协整检验的结果见表2。表 2 协整检验的结果ADF值LGDP和LTM -2.483260LGDP和LTX -3.259210Testcriticalvalues： 1%level -2.6797355%level -1.95808810%level -1.607830由结果可知，ADF值比5%和10%两个临界值都小，说明残差序列是平稳的，在5%和10%的置信水平下LGDP和LTM、LGDP和LTX都存在协整关系。协整方程分别为：LGDP=a1+b1LTM （1）LGDP=a2+b2LTX （2）3、对协

10、整方程进行自相关的检验用DW检验法检验模型（1）是否存在自相关，在Eviews中运行得到如下结果：LGDP=8.050115+0.514667LTM（0.111812）（0.019746）t=（71.99674）（26.06440）R-squared=0.971402 Adjusted R-squared=0.969972F-statistic=679.3528DW值为1.083800，查表可知模型（1）存在自相关，因而用迭代法进行修正后结果如下：LGDP=4.561322+0.490051LTM（0.116676）（0.035174）t=（39.09406）（13.93237）R-squar

11、ed=0.910845 Adjusted R-squared=0.906152F-statistic=194.1110DW值为1.776665，查表可知模型（1）已无自相关。用同样的方法检验并用迭代法消除模型（2）的自相关：LGDP=4.856234+0.709948LTX（0.132133）（0.027406）t=（36.75267）（25.90531）R-squared=0.972467 Adjusted R-squared=0.971018F-statistic=671.0853DW值为1.949322，查表可知模型（2）已无自相关。从结果可知，上述两个模型的和t统计量较大，表明模型拟合

12、较好，TM、TX对GDP有很好的解释作用，并且分别存在长期均衡关系。因而两个模型结果为：LGDP=4.561322+0.490051LTM （3）LGDP=4.856234+0.709948LTX （4）从协整方程来看，（3）式表明旅游服务贸易进口与经济增长之间存在一个长期的均衡关系，我国旅游服务贸易进口对GDP的弹性为0.490051，即旅游服务贸易进口每变动1%，GDP平均变动0.490051%。（4）式表明旅游服务贸易出口与经济增长之间存在一个长期的均衡关系，我国旅游服务贸易出口对GDP的弹性为0.709948，即旅游服务贸易出口每变动1%，GDP平均变动0.709948%。另外，本文研

13、究的重点是各变量间的长期均衡关系，而不是其在短期内通过不断调整而得以维持的具体过程，因此，在这里不再构造误差修正模型以检验相互调整速率及短期互动影响。四、结论本文对我国 19852006 年旅游服务贸易进口、出口和GDP进行了协整分析，发现它们之间存在长期均衡关系。从数据分析可以看出，我国旅游服务贸易进口、出口和经济增长在样本区间内呈现非平稳增长，但是各变量的二阶差分是平稳的。其中旅游服务贸易出口对经济的影响较进口明显，说明我国的旅游资源对经济增长有着一定的促进作用。在出口拉动经济增长放缓的时候，可以从其他方面来继续保持经济增长，而我国的旅游资源十分丰富，在不破坏旅游资源和生态环境的前提下，应该充分开发并利用这些资源来促进经济增长，同时也可以向世界展示我国的生态文明和悠久历史。【参考文献】1 李平、梁俊启：我国不同部门服务贸易对经济增长的影响J.国际贸易问题，2007（12）.2 庞皓：计量经济学M.北京：科