由于無法搜集到全國性的旅游相關數據，本文選取了長三角地區江蘇、浙江、上海的年入境旅游收入、GDP等指標作為入境旅游和國民經濟增長的情況，在研究過程中所選取的一些具體數據來自各省統計局公布的統計年鑒，某些數據則來自官方網站，具體的時間為1994年到2011年。本文以GDP名義值作為變量，入境旅游收入以美元計，按照年平均匯率，把1994年到2011年的入境旅游收入折算成人民幣，以GDP記為GDP的名義值，以TR記為入境旅游所帶來的經濟收入。短期之內的調整模式與原本序列的協整關系不因序列對數的變換而改變，消除兩者之間有可能存在的異方差，正是基于這樣的原因，對于兩變量選取了自然對數并將兩變量分別記為LNGDP、LN-TR，和其相對應的一階差分序列分別記為DLNGDP以及DLNTR。

變量檢驗

從圖1中可以看出，LNGDP、LNTR具有同向的時間且具有常數項，而且從圖2可以看出DLNGDP、DLNTR也是具有常數項的。上述時間的序列是否平穩，只有在對相關數據進行穩定性檢驗后才能確定。對變量的穩定性進行檢驗的程序叫做單位根檢驗，在通常情況下DF方法是單位根檢驗的常用方法。因為我們無法確保方程殘差項一定屬于白噪音，正是因為基于這樣的原因借鑒了DICKEY以及FULLER對于DF檢驗法展開了擴充的做法，在DF檢驗的基礎上形成了一個新的ADF檢驗法，ADF檢驗法是對DF檢驗法的改進和擴充。檢驗的結果說明，在5%的顯著水平之下，LN-TR、LNGDP兩者都是非平穩的，而DLNTR、DLNGDP兩者都是平穩的，LNTR、LNGDP兩者是一階單整時間的序列。

實證分析

本文對于入境旅游、國民經濟增長兩者之間所具有的關系的研究思路為:第一，對平穩時間序列進行檢驗、協整，然后對入境旅游和國民經濟增長兩者間均衡的長期的關系進行合理估計;如果兩者之間存在協整關系，那么，通過誤差修正模型來對兩者之間所具有或者應該具有的動態化了的調節體制展開反映;第二，通過格蘭杰因果檢驗法確定國民經濟增長和入境旅游間因果關系;第三，通過向量自回歸模型的沖擊響應函數對兩者之間的互動關系進行分析，按照表1中得出的ADF檢驗結果，滿足進行協整分析的前提條件，也就是LNTR和LNGDP兩者是同一階單整階數。由于采用了基于VAR模型JO-HANSEN的方法來進行協整檢驗，并且LNTR和LNGDP之間的沖擊響應函數同樣也都是基于VAR模型的。為此，先得建立關于LNTR和LNGDP的VAR模型。

(一)建立VAR模型

我們要對國民經濟增長和入境旅游兩者之間的關系進行研究，首先就是要建立VAR模型，在此過程中先要明確模型的滯后階數并讓VAR模型精準地反映出變量之間的動態特征。在研究的過程中以最大似然值以及LR、FPE、AIC、SC、HQ等信息最小的準則作為對階數展開判斷和識別的依據。同時，在VAR模型的根模倒數都小于1時，這個模型才是穩定的。因而，VAR模型的全部特征根在協整檢驗時都必須在單位圓內。LNTR、LNGDP有25個樣本，VAR模型可以進行計算的最大的滯后階數是7，并且其滯后階數在1到7的時候，模型的特征根也都在單位圓之內，因而可以得出結論:VAR是穩定的。依據其最大的似然值和信息最小標準，對于滯后階數是1到7的VAR模型進行比較，其結果如表2所示。對表2的結果進行綜合，得出其最后的最優的滯后階數是7，其能夠對LNTR、LNGDP之間的動態關系進行有效、準確的反映。同時，模型構建過程中發現滯后階數為7的VAR模型自變量的系數在10%的水平下是不顯著的，然而，滯后階數為6的模型自變量系數大多數是顯著的，為此，選擇了滯后階數為6的VAR模型來進行相關分析研究。

(二)協整檢驗

JOHANSEN檢驗依據VAR模型為基礎進行檢驗回歸系數，其余各個變量間建立相對較為嚴格和準確的變量關系，所以是進行協整檢驗的方法中比較好的一種方法。此種檢驗方法可以對LNTR、LNGDP之間是否具有協整關系進行準確的判斷識別，同時，此種方法還可以對協整方程的個數進行準確計算。在建立VAR模型的過程中選擇了滯后階數是6的模型，詳見表3、表4。按照上述JOHANSEN檢驗法得出的檢驗結果，LNTR、LNGDP在5%顯著水平之下有并且是只有1個協整關系，其方程式為:ECM=LnGDP－0.6477LnTR－9.712誤差修正模型(ECM)的思路是，如果變量之間存在著協整的關系，那么，就說明變量之間存在長期的穩定關系，但是，這些長期的穩定關系也是在短期的一個動態的過程中經過不斷地調整從而得以維持的，只有通過短期的動態的調整才能維持長期的穩定關系。格蘭杰、ENGLE把誤差修正的模型和協整關系有機地結合了起來，從而建立了向量誤差修正模型(VEC)。以此為基礎，能夠得到LNGDP、LNTR的VEC模型，詳見表5。因為VEC模型的對數似然值于系統的統計上來看大多數都是比較顯著的，所以VEC模型完全可以解釋LNGDP、LNTR之間短期關系。與此同時，其誤差修正項ECM的系統在統計上來看同樣是比較顯著的，而且其方程1、2的ECM系數均為正數，表明在系統已經偏離了長期的均衡的時候，下一個周期誤差修正項對于DLNGDP、DLNTR能夠進行正向修正。

(三)格蘭杰檢驗

為了對LNGDP、LNTR之間是否具有因果關系以及之間所具有的因果關系是正向還是負向的問題進行檢驗，選取滯后期1到6開展格蘭杰檢驗，其通過檢驗得到的結果見表6。檢驗的結果表明，在10%的置信水平之下，滯后期分別是1、2、5階的時候，拒絕LNGDP不是引起LNTR原因的零假設;然而，在滯后期是6的時候，對于LNTR非LNGDP原因的零假設也完全同樣是拒絕的，并對LNGDP不是引起LNTR原因的零假設也完全同時是拒絕的。所以，通過格蘭杰檢驗得出的結果已經完全表明了LNTR、LNGDP之間是互為因果的關系，是雙向的因果關系。

(四)脈沖響應函數分析

通過向量誤差修正模型對LNGDP、LNTR兩者之間所具有的短期關系進行分析，對LNGDP、LNTR兩者間所具有的長期互動關系如何的問題卻難以詳細地進行具體描述。因而，兩者間詳細具體的關系還是需要經過脈沖響應函數進行分析之后才能得到準確結論。將沖擊類型設成1個標準差的廣義脈沖，并把其追蹤期數設成10期，詳見圖2。從圖2可知，入境旅游得到了一個正向的沖擊之后，GDP于第9期之前呈現出負向的響應，到第5期的時候呈現出快速下降的趨勢，之后又呈現出逐步上升的態勢。而從第9期開始呈現正向的響應。給GDP一個正向的沖擊之后，入境旅游收入方面反映比較迅速，在第1期—第3期的增長都是比較快的，而從第3期到第4期的時候又快速回落，之后又呈現快速增長的態勢，到第5期的時候達到了最高點，之后逐漸回落。圖2表明，LNGDP對于LNTR是具有比較大正向影響的，但是其正向的影響會隨著時間的推移而逐漸減弱，GDP的增長也同樣會對旅游收入產生穩定的推動作用，表明兩者之間是相互促進的關系。

結論和建議

(1)通過進行協整分析，表明入境旅游和國民經濟增長之間是存在單一的協整關系的。這也就意味著從長期的狀態上來看，入境旅游和國民經濟增長之間具有穩定的長期的均衡關系，如果入境旅游的收入每提高1%，國民經濟就相應地增長0.65%左右。所以，政府應當著眼長遠，認真規劃好入境旅游的發展，促進入境旅游產業健康穩定的發展。

(2)經過了誤差修正模型(VEC)的分析后，得出了可信的結論:短期波動若偏離長期均衡狀態，系統可以按照正向調增力度將非均衡暫時偏離狀態拉回到正常的均衡狀態。之所以出現短期的波動，主要是因為在對旅游產業進行投資的時候，特別是大力開展旅游基礎設施建設的時候，由于對旅游基礎設施的投入相對較大，而相應的投資回報要經過一定的時期才能顯現。

(3)進行了GRANER檢驗之后得出結論，長三角三省市入境旅游和國民經濟增長之間是互為因果的，入境旅游的發展有利于國民經濟的增長，同時，三省市國民經濟的增長也有利于入境旅游產業的發展壯大。旅游產業是集合性的產業，同時也是邊緣性的產業，所以，旅游產業的發展和其他相關的諸多經濟因素具有密切聯系，入境旅游產業的關聯度是比較高的，入境旅游產業的發展能夠明顯地波及到企業經濟社會的發展，入境旅游的健康和諧發展有利于促進經濟社會的發展進步。政府在制訂相關政策時，要根據兩者之間相互促進的關系著力于對兩者進行共同的研究，而不是進行單方面的研究。（本文作者：邱亞利 單位： 西昌學院輕化工程學院）