生态旅游与经济增长的协整关系研究

陈 艳

（湖南商务职业技术学院，长沙 410205）

0 引言

随着经济的飞速发展和城市竞争的加剧，全国各地都试图实现区域经济一体化。通过区域经济一体化，可以有效降低区域内城市经济体竞争，并增强整个区域的经济竞争能力，从而促进区域内各个组成部分的经济增长[1]。

在湖南省，自觉推行经济一体化区域的经典范例就是长株潭城市群。这个区域以长沙、株洲、湘潭为中心，形成了包括长沙、株洲、湘潭、岳阳、常德、益阳、衡阳、娄底在内的城市经济群[2]。经过几年的发展，长株潭城市群已经成为引领湖南经济发展的龙头区域。

近年来，长株潭城市群正在大力推进两型社会建设，即构建资源节约型社会和环境友好型社会。这一发展思路也推动了长株潭城市群生态旅游的全面发展，使得旅游业成为促进长株潭区域经济增长的重要因素[3]。因此，以长株潭城市群的相关统计数据为研究对象，深入挖掘旅游业发展和地区经济增长的科学关系，已经成为当前需要开展的重要课题。

为了深入地揭示长株潭地区生态旅游和区域经济增长的深层次规律，本文以长株潭地区的核心城市长沙为例，以其相关数据作为实证分析的对象，进行用于检验生态旅游和经济增长长期均衡关系的协整检验，以期对长株潭地区旅游业的进一步发展提供有建设性的建议。

1 本文所使用的分析方法

如果要探究长株潭地区生态旅游与经济增长的关系，需要借助历年的统计数据。这就涉及到年度时间序列的相关性分析，在此领域最成功的分析方法就是协整检验。协整检验可以用于不平稳性的时间序列长期均衡关系检验，因此应用范围很广。应用协整检验前，需要先判定时间序列的平稳性，这又涉及到单位根检验。

1.1 单位根检验

为了避免伪回归，首先需要对变量的时间序列进行平稳性检验。ADF检验法是最常用的单位根检验方法，其基本原理如下：

ADF模型包括无常数项和线性时间趋势项、有常数项和无线性时间趋势项与有常数项和线性时间趋势项三种形式，模型如下：

式中，yt为一时间序列变量，Δyt为yt的一阶差分，α为常数项，β为时间趋势项系数，ηi为yt不同滞后期的差分系数，εt为随机扰动项。

判断时间序列yt是否存在单位根，采用Mackinnon临界值，如果ADF统计量值大于Mackinnon临界值，接受原假设，表明序列yt存在单位根，为非平稳序列；反之为平稳序列。

1.2 协整检验

在判断非平稳时间序列关系时，协整分析是非常有力的工具。协整检验可以同时刻画两个或多个序列之间的长期均衡关系。一个时间序列可能是不平稳的，这些序列的矩是随时间变化的，但它们的线性组合却有可能不随时间变化。

设x1，x2，…，xk是我们所要考虑的变量,假设每个变量都是I(1)的。所以需要差分一次得到平稳变量。

则Xt是I(1)变量的向量。一般来说，这向量元素间的任何线性组合将是I(1)的。因此

假设α是非零的，一般来说公式(5)是I(1)的。对于一些特殊的向量α来说，可以使这些线性组合是I(0)的。

如果Xt的所有元素 x1t，…，xkt是I(1)的，但存在向量α使线性组合是I(0)的，则说向量Xt是协整的。向量α称为协整向量。

2 协整分析的数据选择

为了能准确地分析生态旅游和长株潭城市群的经济增长之间的关系，需要有针对性地选择协整分析所用的数据。地区国民生产总值无疑是一个地区经济发展的最佳衡量指标，旅游业中生态旅游的历年收入也无疑是生态旅游的最好例证。但由于长株潭城市群的形成时间较短，各项数据的统计工作还不健全。加之中间涉及了八个城市的工作，每个城市的数据统计起点也不一致，使得对于本文所需的实验数据无法进行有效提取。

最后，我们选定长沙市作为长株潭城市群的代表，以其历年城市GDP作为长沙经济增长的表征数据。而长沙对于旅游业收入的统计，并未划分哪些是生态旅游所得，因此无法获得直接相关数据。考虑到长沙近年来旅游业的发展导向一直以低碳旅游、生态旅游为旗帜，向石燕湖、大围山、岳麓山、月亮岛、千佛洞都是融合了人文景观的生态景点，因此也可以把长沙旅游看作是以生态旅游为主的。所以，我们直接用长沙市旅游业的总收入数据表征长沙生态旅游的发展。

我们从长沙信息统计网和长沙统计年鉴中，选取了从1999～2011年的长沙GDP数据和长沙旅游业收入数据，分别作为长沙经济增长和生态旅游业发展的表征数据。为了避免后续各种检验过程中伪随机现象的出现，我们还分别对这两项数据进行了取对数运算。这样就形成了四组数据，分别用LY(长沙旅游业收入)、JJ(长沙GDP)、LLY(LY的对数运算结果)、LJJ(JJ的对数运算结果)表示，具体如表1所示。

表1 从1999～2011年长沙经济增长和旅游业发展的表征数据(LY和JJ的单位为：亿元)

为了更加直观地比较LY和JJ、LLY和LJJ之间的关系，我们采用了如图1所示的柱状图和曲线图形式。

图1 LY和JJ、LLY和LJJ的比较

在图1中，尤其是图1(b)的比较结果更加直观，可以看出长沙旅游业收入的增长幅度和长沙GDP的增长幅度基本上是一致的。

3 协整检验与检验结果分析

我们选用Eviews5.0作为实证分析的工具，其上封装了单位根检验、协整检验和格兰杰因果检验等统计数据分析的一般功能。

3.1 单位根检验

为了检验LLY和LJJ两组年度时间序列的协整关系，先需要对其平稳性进行检验。我们采用本文前述部分1.1节所描述的数学方法进行了单位根检验，检验结果如表2所示。

表2 单位根检验结果

从表2的检验结果可以看出，LLY和LJJ都是非平稳的时间序列，并且同为二阶单整(二阶差分的检验统计量小于所有的临界值，-5.323783和-5.479319)，从而满足了进行协整检验的条件。

3.2 协整检验

在Eviews5.0平台下，封装了协整检验的功能，其具体原理已经在1.2节部分进行了阐述。因为LLY和LJJ同为非平稳时间序列，并且同为二阶单整，因此可以对它们进行长期均衡关系检验，即协整检验。在Eviews5.0平台下，执行协整检验的结果如表3所示。

表3 协整检验结果

从表3的结果可以看出，在LLY和LJJ的协整分析中，无论是利用最大特征根法还是迹检验法，都证实了两者之间至少存在一个协整关系，也就是说用于表征长沙市经济增长和旅游业发展的两组数据之间存在一个长期均衡关系。

进一步检验这个关系，可以得到如下的均衡方程：

从公式(6)的结果可以看出，LLY和LJJ之间存在一个同向的长期均衡关系。这个关系表明，当LLY每增加1%，LJJ将增加1.08%。

这个协整关系的检验结果清楚地告诉我们：对于长沙而言，旅游业尤其是生态旅游业的发展，对于长沙总体经济的增长具有明显的促进作用。当旅游业的收入每增加1%，长沙市的GDP也几乎按照同样的比例增加。

而长沙作为长株潭城市群的核心城市，其经济运行模式和基本经济规律对于该地区而言，非常具有代表性。从长沙市的相关数据的实证分析结果来看，大力发展旅游业尤其是生态旅游，是促进长株潭城市群经济增长的有力手段。长株潭经济体需要继续贯彻以往的生态旅游发展的激励政策，并不断加大力度，以生态旅游带动长株潭城市群经济的全面发展。

4 结论

为了分析旅游业尤其是生态旅游对于长株潭城市群经济发展的作用，本文选取了从1999年到2011年的长沙GDP和旅游业收入的相关数据进行实证分析。借助Eviews5.0平台，首先对两组年度时间序列数据进行了对数运算，之后进行了基于ADF的单位根检验。单位根检验结果证实了两组时间序列的非平稳性，并满足进一步协整分析的条件。协整检验结果表明，长沙市的旅游业对于长沙GDP的增长具有明显的促进作用。这说明长沙市乃至长株潭地区开展的低碳旅游、生态旅游是正确的，不但促进了两型社会的构建，也带动了区域经济的增长，今后仍需进一步加大发展生态旅游的政策支持力度。

对于以下一步的工作目标，我们将继续收集长株潭地区的经济增长和旅游业发展的统计数据，并进行更加全面的统计分析，以期深入地挖掘蕴藏于长株潭地区的旅游业和经济增长的关系。

[1]齐秀辉,张铁男,武志勇.中国经济增长与财政科技拨款、R&D经费支出的协整检验[J].统计与决策,2011,(4).

[2]刘韵琴.低碳视角下两型社会旅游产业发展要素重构——以长株潭城市群为例[J].吉首大学学报(社会科学版),2011,32(1).

[3]周志宏.长株潭城市群旅游可持续发展评价研究[J].中国农学通报,2012,28(26).