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隨著社會經濟的發展，旅游業以其開發難度小、對環境污染小、與三大產業關聯度高、對社會經濟輻射面廣等特點越來越多飛成為許多國家發展經濟的首選項目。我國擁有豐富的旅游資源，旅游業的發展已經成為經濟增長的一個新亮點。據有關資料統計，2007年我國旅游總收入達1.09萬億元，首次突破一萬億元，繼續保持全球第四大入境旅游接待國地位。旅游產業的發展對我國經濟增長起到了巨大的促進作用，已成為國民經濟中發展最快的行業之一，到目前為止，已有二十多個省市把旅游業作為發展地區經濟的支柱產業或先導產業。

1文獻綜述

國外學者很早就已開始研究旅游業與經濟增長的關系，如Kahn等[1]和Lee等[2]早在1995年就得出了旅游業的發展對整個國民經濟增長有正向促進作用的結論。國內學者也結合我國旅游業發展的實際情況，對兩者之間的關系進行了探討，如楊勇[3]利用VAR模型以及Granger因果檢驗等方法對改革開放以來中國居民旅游消費支出以及經濟增長之間的關系進行了判斷，得出了不論就短期還是長期來說中國旅游業與經濟增長之間均不存在穩定因果關系的結論。吳國新[4]采用定量分析法對旅游業發展與中國經濟增長的相關性進行了論證并結合中國旅游業發展的基本狀況，以實證分析方式進一步論證了旅游業發展對中國經濟增長的拉動效應，得出旅游業的發展對我國經濟增長具有較大的促進作用的結論。

但是，國內學界研究主要集中于旅游業與地區經濟發展的關系，如張偉等[5]應用灰色理論對安徽旅游業與三產的關聯性進行分析，發現安徽省旅游業與第三、第二產業關聯性較大，與第一產業關聯性較小，旅游業與國民經濟發展具有一定的協調性。甘靜[6]分析了旅游業對遼寧省經濟的拉動效應，認為旅游業對經濟的直接拉動效應主要體現在對GDP、第三產業生產總值以及創造外匯等方面，間接效應主要體現在對就業、交通運量的拉動上。韓勇等[7]對海南省旅游業對經濟的影響效果進行了實證分析，結果表明海南省的GDP對旅游收入的依賴程度越來越高，2000年達到16.24%，并且其旅游業與第一、第三產業關聯度大，旅游收入對GDP的拉動效果較為顯著。錢玥[8]結合旅游業作為云南支柱產業的基本現狀，選取云南省2000—2005年的統計數據為樣本，運用計量經濟模型，通過實證分析證明旅游業總收入對云南省的經濟增長具有顯著影響，測算出旅游業總收入每增加一個單位，就會帶來7.308個單位GDP的增加。

通過綜述可知，我國學術界關于旅游業與經濟增長之間關系的認識和研究是基于具體區域的基礎上的，具體到陜西省的實際，學界的研究主要集中在對旅游產業本身的探討上，理論層面分析的較多，定量實證分析陜西旅游業與國民經濟增長關系的很少，究竟是旅游業的發展帶動了經濟增長，還是由于經濟的快速發展導致居民收入增加從而帶動旅游消費的增加，或者是兩者本身就是一種互相促進的關系，這些都需要通過定量分析的方法加以論證。因此，本研究選取1991—2007年陜西省旅游業發展及經濟增長的實際數據，用Granger因果檢驗法對對這一問題進行實證分析，對二者之間相互影響及影響結果予以量化分析。

2實證分析

2.1數據選取

進行陜西省旅游業發展與經濟增長之間因果關系的檢驗，必須確定旅游業發展和經濟增長的變量指標。考慮到時序數據的可獲得性，本研究從眾多指標中選取了以國內生產總值(GDP)作為經濟增長的基本指標，以旅游總收入(TOUP)來衡量旅游業的發展。本研究采用1991—2007年陜西省GDP和旅游總收入(TOUP)的時間序列資料進行分析(表1)。在進行實證分析之前,對其進行了自然對數化處理,該處理可避免數據的劇烈波動,還可以消除異方差的影響,且這種變換不會影響變量之間的長期穩定關系。在下面的分析中,分別用LnGDP、LnTOUP代表自然對數化以后的陜西省GDP總量、陜西旅游總收入(TOUP)。

2.2分析方法

在考察變量間的關系時，一般是根據現有的樣本資料建立比較合適的回歸方程，常用的計量分析方法是普通最小二乘法(OLS)，但OLS方法的有效性是建立在變量的平穩性基礎上的。如果變量是含單位根的非平穩過程，則基于OLS方法做出的常規統計推斷很可能是錯誤的。在進行傳統的回歸分析時，要求所用的時間序列必須是平穩的，否則會產生“偽回歸”問題。然而，現實中的經濟時間序列通常都是非平穩的，破壞了平穩性的假定，為了使回歸有意義，可對其實行平穩化。常用的方法是對水平序列進行差分，然后用差分序列進行回歸，但這樣做的結果是忽視了水平序列所包含的有用信息，而這些信息對分析問題來說既是必要的又是重要的。20世紀80年代，Granger提出的協整理論是處理非平穩時間序列長期均衡關系的有效方法。在研究陜西省旅游業發展與經濟增長之間的關系之前，首先應該明確所研究的對象(時間序列數據)是否為平穩時間序列，如果不是，則不能用平穩時間序列的一系列理論進行分析；其次，若所研究的對象是非平穩時間序列，且單整階數相同時，更深一步對其進行協整檢驗，若二者協整，那么即使二者不是平穩時間序列，序列間仍然存在長期的均衡關系；最后,若經過單位根及協整檢驗后，滿足進行Granger因果關系的前提，就可以對所研究經濟變量進行Granger因果關系檢驗，找出序列間的因果關系。

3陜西省旅游業與經濟增長協整分析

3.1平穩性檢驗

進行協整分析以前，應首先檢驗變量是否平穩。因此，需要先對陜西旅游總收入(LnTOUP)和陜西省經濟總量(LnGDP)總量進行平穩性檢驗，檢驗的方法為ADF檢驗。先對原序列進行ADF回歸，得到ADF統計量，如果ADF的值小于給定顯著性水平下的臨界值，則原序列為平穩序列，否則原序列為非平穩的，進而對原序列的一階差分，二階差分或高階差分進行ADF檢驗，最終確定其單整階數。本研究使用Eviews3.1軟件對時間序列LnTOUP和LnGDP進行ADF檢驗判斷時間序列的平穩性。

在表2中，DLnTOUP和DLnGDP分別表示LnTOUP和LnGDP的一階差分，(C、T、K)分別表示單位根檢驗方程常數項、時間趨勢項和滯后階數，其中C=0表示不含常數項，T=0表示不含時間趨勢項。由表2知，序列LnTOUP和LnGDP均未通過5%顯著性水平下的ADF檢驗，而序列LnTOUP和LnGDP的一階差分DLnTOUP和DLnGDP均通過了5%顯著性水平下的ADF檢驗，由此可知LnTOUP和LnGDP均為一階單整序列。也就是說，它們均為非平穩的時間序列。因此，不能夠用傳統的回歸分析來構建模型。為此，應使用協整理論和誤差修正模型來研究它們之間的長期均衡關系。

3.2協整檢驗

由以上分析可知，平穩性檢驗的結果是LnTOUP和LnGDP都是一階單整序列，符合進行協整檢驗的前提，可以對LnTOUP和LnGDP進行協整檢驗，檢驗的目的是看LnTOUP和LnGDP是否存在長期的、穩定的關系。按照Engle和Granger(1987)提出的兩步檢驗法：在只有兩個時間序列時，只可能存在一個線性的協整關系。這種情況下，E-G兩步法顯得非常有效。

首先用OLS方法對LnGDP和LnTOUP進行協整回歸，估計兩序列的長期線性均衡關系。如果回歸參差et是平穩的，那么LnTOUP和LnGDP是協整的，也就是說，兩變量之間存在長期穩定的“均衡”關系。

首先通過最小二乘法可以得到回歸方程：

LnGDPt=3.747600+0.771078LnTOUPt

R2=0.981706，D·W·=1.454124，F=804.9224(pro=0.000000)

由回歸方程各參數可知，模型的擬合優度較高，且序列無自相關。我們還可以進一步得到估計方程的殘差序列Et，并對其進行ADF檢驗，以此來判斷LnTOUP和LnGDP是否存在協整關系。

由于檢驗統計量值-3.469731小于置信水平1%的臨界值（-2.7411），說明該殘差序列為平穩序列，證明LnTOUP和LnGDP之間是協整的，二者存在長期的動態均衡關系。

3.3建立誤差修正模型

誤差修正模型（ECM：ErrorCorrectionModel），其基本形式是由Davidson、Hendry、Srba和Yeo于1978年提出的。由以上的分析可以得出：陜西省旅游總收入與經濟增長存在協整關系，即長期的均衡關系。在協整關系的基礎上，建立二者的誤差修正模型(ECM)如下:

DLnGDPt=-0.090988×ECMt+0.6420862DLnGDPt(-1)+0.0487307DLnTOUPt(-1)+0.063541

DLnTOUPt=-0.667081×ECMt+0.617550DLnTOUPt(-1)+0.357726DLnGDPt(-1)-0.070754

兩個誤差修正模型中的誤差修正項ECM的系數均為負,說明模型符合反向修正機制。短期來看，陜西旅游總收入滯后一階對陜西經濟增長的推動作用不大，僅為4.87%；而經濟增長滯后一階對陜西旅游總收入具有較大的正向拉動效應，為35.77%。從長期來看,陜西旅游總收入對陜西經濟的增長起到一定的推動作用，陜西經濟的增長也促進了陜西旅游業的發展。同時從長期來看，如果本期的陜西GDP偏離長期均衡,那么在下一時期這種偏離度將有9.0988%得到修正，如果本期的陜西旅游總收入偏離長期均衡，則下一時期這種偏離度將有66.7081%得到修正.

4因果關系檢驗

協整檢驗結果顯示，陜西省旅游總收入與經濟增長之間存在長期的均衡關系，但協整關系檢驗并不能確定二者是否具備統計意義上的因果關系，只能說LnTOUP和LnGDP之間具備了存在Granger因果關系的可能性。這種均衡關系是否構成因果關系，即是由陜西省旅游總收入的增加帶來經濟的增長，還是經濟增長帶來陜西省旅游總收入的增加需要進一步驗證。如果計算出來的F值大于給定的臨界值，則拒絕原假設，說明存在因果關系；反之則接受原假設，說明不存在因果關系。

從表4可以看出，當滯后期為1時,LnGDP不是LnTOUP的Granger原因的可能性僅在0.167%，可以拒絕LnGDP不是LnTOUP的Granger原因的原假設，得出陜西省經濟發展是陜西省旅游總收入的Granger原因。LnTOUP不是LnGDP的Granger原因的可能性為73.18%，不能拒絕5%顯著水平下的原假設,說明短期內陜西省旅游業的增長對陜西省經濟發展的作用不顯著。因此,通過分析可知，陜西省經濟增長對陜西旅游業的發展構成單向因果關系。

當滯后期為2的時候，LnGDP不是LnTOUP的Granger原因的可能性僅為0.0565%，可以拒絕LnGDP不是LnTOUP的Granger原因的原假設，得出陜西省經濟發展是陜西省旅游總收入的Granger原因；同時，LnTOUP不是LnGDP的Granger原因的可能性為2.111%，可以拒絕5%顯著水平下的原假設,說明短期內陜西省旅游業的增長是陜西省經濟發展的Granger原因。

當滯后期為3時同滯后期為2的結果是一樣的，即陜西旅游總收入和經濟增長二者互為Granger原因，出現了互相促進的局面。陜西旅游總收入與經濟增長的Granger檢驗得出，經濟增長對旅游總收入有直接的促進作用，而旅游總收入在滯后二階后才對經濟具有拉動效應。

5結論與討論

通過對1991—2007年陜西省旅游業發展及經濟增長的實際數據進行實證分析，研究結果表明:

（1）協整檢驗結果表明，短期內盡管陜西旅游總收入與經濟增長都不具備平穩性，但兩者之間存在長期的協整關系。

（2）從誤差修正模型可以看出，短期內陜西旅游總收入對經濟增長的推動作用不明顯，而經濟增長滯后一階對陜西旅游總收入具有正向的拉動效應。從長期來看,由于誤差修正項的存在，如果本期的陜西GDP偏離長期均衡，那么在下一時期這種偏離度將有9.0988%得到修正。同理，如果本期的陜西旅游總收入偏離其長期均衡值，那么在下一時期這種偏離度將有66.7081%得到修正。

（3）通過Granger因果檢驗可以看出，陜西旅游業對經濟增長的促進不具有直接性，而是有一個相對的滯后期，因此在著力發展陜西旅游業的過程中，政府應當頒布長期的發展策略，避免頭痛醫頭腳痛醫腳的短期行為，保證旅游業的長期、健康、持續的發展，以充分發揮旅游業和陜西經濟增長的互動關系，更好的促進陜西經濟的全面發展。

參考文獻:

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[5]張偉,周秉根.基于灰色理論的旅游業與國民經濟關聯性分析[J].國土資源科技管理，2008(2):117-120.

[6]甘靜.遼寧省旅游業對經濟發展的拉動效應分析[J].商業經濟，2008(11):108-110.

[7]韓勇，鄭遠強.海南省旅游業對經濟影響效果的實證分析[J].海南大學學報人文社會科學版，2003(1):50-53.

[8]錢玥.旅游業對云南省經濟增長的作用實證分析[J].商場現代化，2007(5)：248-249.