中国国际旅游与国际贸易关系的协整及Granger因果分析

中国国际旅游与国际贸易关系的协整及Granger 因果分析

刘珍珍1,章锦河2

(1.安徽师范大学国土资源与旅游学院,安徽芜湖241003;2.南京大学地理与海洋科学学院,江苏南京210093)

摘要:根据1988 2008年我国国际旅游和国际贸易的相关数据,利用协整分析技术和Granger 因果检验方法,系统分析了国际旅游与国际贸易间的关系。结果显示: 国际旅游与国际贸易之间存在长期均衡关系; 国际入境旅游是国际贸易Granger 原因的概率显著,国际出境旅游是国际贸易Granger 原因的概率不显著,国际贸易是国际旅游Granger 原因的概率不显著。随着经济全球化与一体化的推进,国际旅游与国际贸易发展之间相互促进、相互影响的作用强度将会进一步增强。

关键词:国际旅游;国际贸易;协整分析;Gran ger 因果检验

中图分类号:F592 0 文献标志码:A 文章编号:1005-8141(2010)07-0593-05

Co itegration and Granger Causality Analysis of Relationship between International Tourism and Internationa l Trade in C hina

LIU Zhen-zhen 1,ZHANG Jin-he 2

(1.College of T erritorial Resources and Touri sm,Anhui Normal University,Wuhu 241003,China;2.College of Geographic and Oceanographic Sciences,Nanjing University ,Nanji ng 210093,China)

Abstract:According to the related data of international tourism and international trade from 1988to 2008in China,using cointegration analysis technology and Granger causality test,the relationship between international touris m and international trade was analyzed systematically in the paper.The results showed that: there was a long -term equilibri um relationship between international tourism and international trade. The probability that international inbound tourism was the Granger causality of international trade was significant;the probability that international ou tbound tourism was the Granger causality of international trade was not significan t;the probability that international trade was the Granger causality of in ternational tourism was not significant.With the economic globalization and integration of international trade,the strength of mutual influence between interna -ti onal tourism and international trade would be further enhanced.

Key words:international tourism;international trade;cointegration analysis;granger causality

收稿日期:2010-05-22;修订日期:2010-06-13

基金项目:国家自然科学基金项目(编号:40971301)资助。第一作者简介:刘珍珍(1986-),女,安徽省太湖人,硕士研究生,主要从事旅游经济研究。

当今世界各国经济增长带动产业升级,世界产业结构的重心向服务业倾斜,国际贸易格局相应地发生了变化,服务贸易急剧增加,而国际旅游贸易在国际服务贸易中所占份额越来越大[1]。我国旅游服务出口额从1985年的12.5亿美元上升到2007年的372.33亿美元,在我国服务贸易总额中的比重从1985年(27.5%)以来明显增加,在2001年达到53.37%。从已有的相关研究文献来看,目前有关国际旅游的研究主要集中在旅游需求的影响因素[2,3]、国际旅游与经济增长的关系探讨[4-6]

、国际旅游市场时空特征[7,8]

、出入境旅游相关政策[9-11]、旅游竞争力[12-14]研究等方面,从国际服务贸易角度进行国际旅游的研究相对较少。李平、梁俊启分析了运输、旅游及其他商业部门服务贸易与GDP 的均衡关系[15]

,总体上有关国际旅游与国际贸易的关系研究相对薄弱。

国际旅游是旅游者的跨国流动,是旅游者的消费需求从客源国转移到目的地国的释放,被称为无形贸

易或 旅游就地出口 。与其他有形商品贸易相比,国际旅游拥有很多优势,其中最重要的是不受关税和配额限制,大多数国家对出入境旅游限制逐步减弱,政策干预不断弱化。国际旅游壁垒的缩小,国际旅游的繁荣是否会促进国际贸易的发展?随着众多大型国际性节事的举办、商务交易的频繁,国际贸易活动的增多是否会促进国际旅游的增长?国际旅游与国际贸易间的关系如何?在国外,1998年威尔逊 肯提出了国际贸易和国际旅游是否存在关系的疑问

[16]

;2001年乔丹姗

和威尔逊 肯以中国为例运用VAR 模型对贸易与旅游的因果关系做了经验性探讨[17]。在国内,雷平认为,随着经济发展水平的提高,入境旅游与出境旅游在服务贸易中的地位会发生变化[6];孙根年认为,贸易与旅游有密切的联系,进出口贸易是商品和货物的国际 旅游 ,国际旅游是人员和资金的进出口 贸易 [18]。

2001年,我国国际旅游收入首次超过德国和英国,位于世界第五位。据世界旅游组织预测,2015年我国将成为世界第一大旅游目的地国和第四大客源输出国。自2003年 非典 以来,我国国际旅游业得到很快恢复,截止2008年我国出入境旅游人次分别是2003年的1.27倍和1.13倍,旅游大国的地位进一步得到

593

巩固。2003 2008年,我国国际总贸易额也在逐年递增,进出口贸易总额由2003年的8509.9亿美元上升到2008年的25616亿美元;2004年国际贸易迈上了一个新台阶,进出口总额达11545亿美元,由1978年的第32位跃升世界第三位,我国已成为一个贸易大国。采用SPSS统计软件中的Pearson分析,国际贸易与国际旅游(入境旅游和出境旅游)间的相关系数分别为0.964和0.988。本文拟从计量经济学的角度,根据1988 2008年我国国际旅游和国际贸易的相关数据,运用协整分析技术和Granger因果检验方法,探讨国际旅游和国际贸易间是否存在均衡关系,是否有Granger 原因。分析两者的关系有助于选择正确的对外贸易和双边旅游的相关政策,促进两者的协同发展。

1 数据来源

本文数据主要来源于1998 2008年的 中国统计年鉴 和 中国旅游统计年鉴 。国际旅游由入境旅游和出境旅游组成。入境旅游人次表示入境旅游变量(I N),出境旅游人次表示出境旅游变量(OUT),总贸易额表示国际贸易变量(TRADE)。值得一提的是,文中我国入境旅游人次采用的是外国旅游者人次,即不包括港澳台旅游者人次;出境旅游人次采用的是我国居民出境人次,即文中的出境旅游人次比实际值偏高。真正反映我国出境旅游流数据有两个[6]:一是经过旅行社组织的出境人次数,另一个是以休闲度假为目的的个人出境人次数。但由于我国出境旅游统计滞后,出境人数与出境旅游人数未明确划分。同时,又考虑到当前官方的旅游统计口径及出境旅游比例的迅速提高,以及文中只对整体数据变化进行分析比较,不涉及单一数据分析,因此直接用 出境人次 代替 出境旅游人次 认为是合理的。

2 研究方法与实证分析

在分析国际旅游与国际贸易间的关系时,一般要求所用数据的时间序列具有平稳性,否则就会带来虚假回归问题,使回归估计结果毫无解释意义。在实践中,大多数经济数据时间序列是非平稳的,传统的计量回归方法可能存在伪回归。针对非平稳时间序列数据建模的协整理论可规避该弱点,本文采用协整理论对国际旅游与国际贸易间关系进行协整分析。

2.1 平稳性检验

在进行协整分析之前,需要首先对变量进行平稳性检验。检验变量平稳性的常用方法是单位根检验。本文采用ADF(Augmented Dic key-Fuller)检验法进行平稳性检验。ADF检验的回归方程为: x t= + t + x t-1+

k

i=1

r i x t-i+ t。式中,x t为第t期相应的变量取值,x t-1为t-1期变量的取值; 为一阶差分算子; 为位移项, 为趋势项t的系数;r i(i=1, ,k)为未知参数; t为随机扰动项。ADF检验的原假设H0: =0;备假设H1: <1;检验统计量为ADF统计量。为了消除潜在异方差问题和方便分析,我们可对变量(I N、OUT、TRADE)分别进行自然对数变换,得到新的变量[19](LNI N、LNOUT、LNTRADE)。这种变换不会改变变量间的协整关系和Granger因果关系。通过Evie ws 6.0分别进行ADF单位根检验结果见表1。

表1 各变量单位根的ADF检验结果

变量

水平值检验结果一阶差分检验结果二阶差分检验结果

ADF

统计量

5%

临界值

是否

平稳

ADF

统计量

5%

临界值

是否

平稳

ADF

统计量

5%

临界值

是否

平稳L NIN-0.86-3.02否-4.70-3.02是-4.49-3.08是LNOUT-0.88-3.02否-4.40-3.02是-5.06-3.05是LNT RADE 1.95-3.02否-2.92-3.02否-5.75-3.04是 检验结果显示,变量LNIN、LNOUT、LNTRADE对应的时间序列数据非平稳。经过一阶差分后,其变量 LNI N、 LNOUT在5%显著性水平下平稳,表明LNIN、LNOUT是一阶单整序列。而经过一阶差分后 LNTRADE仍然是非平稳的,但是在二阶差分后所得变量 2LNTRADE在5%显著性水平下平稳,表明LNTRADE是二阶单整序列,且 LNTRADE是一阶单整序列;而 lnTRADE是序列{lnTRADEt}的一阶差分序列对应的变量,其第t期取值可表示为:

ln TR ADE t=ln TR ADE t-ln TR ADE t-1

=ln

TR ADE

TRADE t-1

=ln

TR ADE t-1+ TRADEt

TRADE t-1

=ln(1+

TRADEt

TRADE t-1

)

TR ADEt

TR ADE t-1

从上式可见,变量 lnTRADE t可近似表示国际贸易额的增长率。

2 2 协整检验

协整分析方法的基本思想是:若两个(或两个以上)非平稳时间序列是同阶单整的,则变量之间的某种线性组合可能是平稳的,即变量之间可能存在长期稳定的均衡关系(即协整关系)[20]。通常有两种方法用来检验变量间的协整关系,即EG两步法和Johansen极大似然估计法。若采用EG两步法,样本容量必须足够大,否则得到的结果就有偏差。样本越小,偏差越大,因此本文采用Johansen极大似然估计法对变量进行协整分析。该方法首先需要建立VAR模型,表示

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为: X t = k -1

i =1Ai X t -i +B X t -k + t 。式中,X t =(x 1t x 2t x nt )是n 1阶时间序列向量,A 1 A k-1和B 为n n 阶参数矩阵, 为一阶差分算子, t 为n 1阶随机误差向量。X t 若为一阶单整, X t 则就是平稳序列,BX t-k 必定是平稳的,X t 是否存在与存在几个协整关系取决于B 的秩。

Johansen 极大似然估计法是通过极大似然估计对VAR 模型参数进行估计,然后利用迹统计量检验并求出协整个数r,从不存在协整关系(r=0)零假设(H 0)开始检验,若接受H 0,则无协整关系;若拒绝H 0,从r=1再依次下去;若在r=r 0-1拒绝H 0,在r =r 0处接受,则协整关系的个数为r 0[20]。根据无约束VAR 模型的残差分析和AIC 准则确定其最优滞后期为2。由于协整检验选择的滞后阶数等于无约束VAR 模型的最优滞后阶数减1,故协整检验的最优滞后阶数为1。

检验国际贸易与入境旅游之间的协整关系:国际贸易与入境旅游之间的协整关系检验结果见表2,第一列是协整关系的假设个数,第二列是特征值,第三列是迹统计量的值,第四列是5%显著性水平的临界值,第五列为结论。由表2可知,在5%的显著性水平下迹统计量LR=23.77026>20.26184,表明拒绝没有协整关系,接受至少存在一个协整关系。此外,由于LR =6.894033<9.164546,所以在5%的显著性水平下接受最多只存在一个协整关系。即在5%的显著性水平下,在变量LNIN 、 LNTRADE 之间虽然有协整关系,但仅有一个协整关系,国际贸易与入境旅游间存在长期的均衡关系。

表2 J ohansen 协整检验结果

零假设特征值迹统计量LR 5%水平临界值结论无0.60842123.7702620.26184拒绝至多1个

0.318188

6.894033

9.164546

接受

检验国际贸易与出境旅游之间的协整关系:由表3可以知道,在5%的显著性水平下,迹统计量LR =22.31997>20.26184,表明拒绝没有协整关系,接受至少存在一个协整关系。同时,由于LR=8.166035<9.164546,所以在5%的显著性水平下接受最多只存在一个协整关系。即在5%的显著性水平下,变量LNOUT 、 LNTRADE 之间有且仅有一个协整关系,国际贸易与出境旅游间存在长期的均衡关系。

表3 J ohansen 协整检验结果

零假设特征值迹统计量LR 5%水平临界值结论无0.54448622.3199720.26184拒绝至多1个

0.364707

8.166035

9.164546

接受

从协整检验结果可知,我国国际贸易与国际旅游

间存在长期均衡关系。入境旅游是一种旅游资源就地出口的 无形贸易 ,是旅游者消费能力从客源国转移到目的地国的释放;出境旅游则是一种国际旅游资源

的 进口贸易 ,是国际旅游者通过去异国以旅行方式实现旅游资源及相关商品、服务消费,即出境旅游流的流动相当于进口外国的旅游资源、商品和服务[21]。2008年北京奥运会和2010年上海世博会等各种大型国际活动在促进国际贸易合作、提升我国国际贸易效率的同时,更大程度上是国际旅游发展的 加速器 。外国旅游者的到来能起到提高目的地国家商品、服务形象的作用,为贸易创造更多更好的机会;国家之间贸易的频繁可增加国家之间的相互关注,从而带动国际旅游的更快发展[17]。据国家旅游局的调查,2005年我国商贸旅游已占入境游客的30%,商务旅游在国际入境旅游中的地位逐渐提高[18]。国际旅游的流动减缓了国家与国家之间的紧张状况,进一步促进国家之间在政治上的相互理解,有利于世界和平,为国际贸易提供了良好的外部环境。同时,日益繁荣的国际贸易加强了国际交流,弱化了出入境壁垒,有利于国际旅游活动的开展。

2.3 Granger 因果关系检验

协整分析一般用于说明变量间的长期关系是否均衡,而并不意味着变量间存在因果关系。本文在协整分析的基础上,采用Granger 因果关系检验国际旅游与国际贸易间的关系并做进一步分析。Granger 因果关系检验是考察序列X 是否是序列Y 产生的原因。首先估计当前的Y 值被自身滞后期取值所能解释的程度,然后验证通过引入序列X 的滞后值是否可提高Y 的被解释程度;如是,则称序列X 是Y 的Granger 原因[20]。本文采用基于VAR 模型的Granger 因果关系检验,建立双变量(X,Y)的VAR 模型:

Y t = + k

i =1a t Y t -i + k

j =1b j X t -j + t

X t = + k

i =1c t X t -i + k

j =1d j Y t -j + t

如果接受原假设H 01:b 1=b 2= =b k =0,则X 不

是Y 的Granger 原因;否则,X 是Y 的Granger 原因。如果接受原假设H 02:d 1=d 2= =d k =0,则Y 不是X 的Granger 原因;否则,Y 是X 的Granger 原因。检验统计量为F 统计量,具体可通过零假设检验概率来判断。零假设概率越小,Granger 因果关系就越强[4]。经Eviews6.0分析所得Granger 因果关系结果见表4。从表4可知,现国际入境旅游是国际贸易Granger 原因的概率显著,国际出境旅游是国际贸易Granger 原因的概率不显著,国际贸易是国际旅游Granger 原因的概率不显著。

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表4 Granger因果检验结果

零假设滞后期F统计量伴随概率结论LNIN不是 L NTRADE的Granger原因3 3.769120.0480拒绝 L NTRADE不是L NIN的Grange r原因30.608550.6245接受LNOUT不是 LNT RADE的Grange r原因30.049460.9846接受 L NTRADE不是L NOUT的Gra nger原因3 1.517820.2695接受 该检验结果与实际存在一定的距离,可能是检验样本量较小的缘故。在小样本下的Granger检验中,真实因果关系可能会被隐藏。随着样本容量的增加,判断出存在Granger因果关系的概率会显著增加[22]。针对结果做如下分析: 国际入境旅游是国际贸易Granger的原因概率显著。我国入境旅游起步较早、制度较健全、发展较成熟,而且一直在我国三大旅游市场中最受重视。大量国际游客流入国内,国际化的旅游企业利用其所有权的特定优势追随国际游客,在我国服务于本国游客,满足国际游客在我国的归属感,进而就可能带来国际商品和服务的进口、外国的直接投资等,实际上就是某种程度的商品和服务的进口贸易。随着入境旅游的发展,出口贸易额也在提升。特别是在边境地区,由旅游带来的旅游购物已是边贸的重要组成部分。据新疆维吾尔自治区边贸局统计,2005年全区旅游购物出口25.79亿美元,占全区边贸出口总额的66.7%;2006年旅游购物出口达45亿美元,占全区边贸出口额的80%以上,旅游购物贸易已经是新疆边境贸易的重要组成部分。外国旅游者的到来能起到提高目的地国家商品、服务形象的作用,从而为贸易创造更多更好的机会;国际旅游的发展实际上是国内外文化的交融,这必然会提高国外市场对国内商品和服务的认可度。同时,国际商品和服务业更易挤入国内市场,国际贸易随之得到繁荣。 国际出境旅游是国际贸易Granger的原因概率不显著。相对入境旅游,我国出境旅游发展较晚,1997年3月 中国公民自费出国旅游管理暂行办法 的出台,出境旅游的概念才真正提出。与一直在 大力发展 、 大力提升 的入境旅游相比,一直处于 适度发展 、 规范发展 的出境旅游规模和影响力因此受到了一定的控制。此外,出境旅游是一种高端消费,需具备较高的消费能力、较多的闲暇时间、较强的消费信心[9];但目前出境旅游逐渐年轻化、高收入阶层出境旅游逐渐增多,这些人群往往是受过良好的教育,更能促进国内外文化的交流。随着国际环境的和平化、睦邻关系的友好化、各国间出入境政策的宽松化和国内经济的不断发展、国民生活水平的逐步提高,出境旅游会有空前发展。随着出境旅游的发展,国内相关旅游企业也会走出国门,在境外服务于本国游客,在境外回笼我国公民出境旅游支付的外汇,减少外汇的流失,实际上相当于出口贸易创外汇[10],这也是我国经济制度倡导的 走出去 中国品牌的出口。从一定程度上说,出境旅游可平衡过大的贸易顺差,减缓国家之间的过于紧张的局面,进一步促进国家之间在政治上的相互理解,有利于世界的和平,迎合了 和谐世界 的宗旨,为国际贸易的顺利开展奠定基础。雷平和施祖麟根据对33个国家和地区截面数据的分析发现,随着经济发展水平的提高,对外贸易中入境旅游地位下降与出境旅游地位上升是国际普遍规律[6]。因此我们可预测,国际出境旅游是国际贸易Granger原因的概率会变得显著。 国际贸易是国际旅游Granger原因的概率不显著(表4)。经过SPSS的Pearson分析,国际旅游与国际贸易间有显著的相关性。有学者对我国主要贸易伙伴与入境客源市场占有率进行定量化分析发现,入境客源市场占有率与国际贸易市场占有率成正比,众多传统的客源市场入境客流流量与国际贸易额呈对数直线关系,一些新兴客源市场入境客流流量与国际贸易额呈直线关系[18],可见国家旅游与国际旅游之间有着密切关系。但这种关系为何没有在Granger因果关系检验中显现呢?本文认为可能存在如下原因: 国际贸易是国际旅游的Granger原因存在一个较长的滞后期。我们预想,随着国际贸易的频繁,国际交流的增多,国际文化的交融,国际旅游会更加繁荣。在现实中,国际贸易发生后,国际交流确实增多,国际文化也得到交融,但国际旅游可能并没有即时发生。我们知道,旅游行为的发生需要具备旅游动机、可自由支配收入、闲暇时间三个基本条件。三个条件同时满足时,旅游行为才会发生。所以,在国际贸易发生后,我们只能说国际旅游的出游动机得到激发,国际旅游行为可能会即时发生,也可能会滞后发生(当今经济迅速发展、生活水平不断提高,不发生的可能性较低)。即国际贸易是国际旅游的Granger 原因,只是可能隐含着一个较长的滞后期。 我国的国际旅游自身有待进一步加强。作为国际服务贸易一个重要组成部分的国际旅游,其重要性日益突出。当前旅游服务贸易的国际竞争力偏低已成为我国国际旅游的主要问题[23,24]。由于一直缺乏在长远价值观支配下的正确竞争指导政策,国际旅游发展的价值取向与现代化经济的发展要求相比,已出现明显的滞后和偏差[25]。特别是在出境旅游问题上,当前学术界一直存在争议。与发达国家相比,我国国际旅游还处于 组织、计划、控制 中,并没有放开。这些可能会在不同程度上影响国际贸易对国际旅游发挥应有的作用。 在我国国际贸易中,货物贸易的比重一直大于服务贸易,但服务贸易应得到足够的重视。2007年3月我国明确提出: 将发展服务业作为我国长期重大的经济战

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略 ,服务贸易得到重视。因此,在未来的发展中,国际贸易是国际旅游Granger原因的概率将会提高,具有显著性。

3 讨论与小结

根据1988 2008年我国国际旅游和国际贸易的相关数据,利用协整分析技术和Granger因果检验方法,系统分析了国际旅游与国际贸易间的关系。结果显示: Johansen协整分析显示,国际旅游与国际贸易间存在协整关系,即国际旅游与国际贸易之间存在长期均衡关系。 Granger因果检验结果显示,国际入境旅游是国际贸易Granger原因的概率显著,国际出境旅游是国际贸易Granger原因的概率不显著,国际贸易是国际旅游Granger原因的概率不显著。 国际贸易主要由国际货物贸易和国际服务贸易组成,国际旅游属于国际服务贸易范畴。本文把国际货物贸易和国际服务贸易作为一个整体,分析国际贸易与国际旅游的关系,这可能影响了分析结果的精确度。为了进一步明确两者间的关系,规避该缺点使国际贸易与国际旅游相互影响的程度更加精确具体。从国际服务贸易的角度,以主要客源国、主要贸易国为研究对象的分析值得下一步探讨。

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2010年7月20日

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