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分析GDP和旅游服務(wù)貿(mào)易進(jìn)出口之間的關(guān)系論文
一、引言及文獻(xiàn)回顧
改革開放以來，我國服務(wù)貿(mào)易增長迅速，對國內(nèi)服務(wù)業(yè)和國民經(jīng)濟(jì)的發(fā)展起到了重要的推動作用，引起了國內(nèi)外學(xué)者的關(guān)注。國外的學(xué)者Heir和Samusen等從規(guī)模經(jīng)濟(jì)與不完全競爭的理論出發(fā)，證明服務(wù)貿(mào)易能促進(jìn)經(jīng)濟(jì)增長。Ricard和Kubo從商品貿(mào)易理模型論入手，并補(bǔ)進(jìn)了服務(wù)貿(mào)易參數(shù)，也證明了服務(wù)貿(mào)易促進(jìn)經(jīng)濟(jì)增長。還有修正的H-O-S理論加入了技術(shù)差異等參數(shù)，證明了比較優(yōu)勢理論也適用于服務(wù)貿(mào)易，服務(wù)貿(mào)易能促進(jìn)經(jīng)濟(jì)增長。
我國的學(xué)者王建認(rèn)為，服務(wù)貿(mào)易引入競爭機(jī)制，迅速提高服務(wù)質(zhì)量和管理水平；推行服務(wù)貿(mào)易、參與國際分工可以使總需求增大，促進(jìn)勞動生產(chǎn)率的提高及產(chǎn)業(yè)結(jié)構(gòu)升級換代，加快經(jīng)濟(jì)的發(fā)展。龔鋒發(fā)現(xiàn)，國際服務(wù)貿(mào)易對我國經(jīng)濟(jì)持續(xù)高速增長起到重要的支撐作用，有利于提高經(jīng)濟(jì)運行的效率，促進(jìn)技術(shù)進(jìn)步，促進(jìn)產(chǎn)業(yè)升級換代，增強(qiáng)經(jīng)濟(jì)增長的穩(wěn)定性。程大中認(rèn)為，服務(wù)業(yè)是國民經(jīng)濟(jì)發(fā)展的黏合劑，有助于更好地推進(jìn)我國產(chǎn)業(yè)結(jié)構(gòu)的優(yōu)化升級，形成以制造業(yè)為支撐、服務(wù)業(yè)全面發(fā)展的產(chǎn)業(yè)格局，能夠促進(jìn)經(jīng)濟(jì)更好地發(fā)展。邵望予認(rèn)為現(xiàn)代服務(wù)業(yè)屬于高科技、高管理水平的知識密集型產(chǎn)業(yè)，因而服務(wù)業(yè)水平的高低已經(jīng)成為衡量一個國家經(jīng)濟(jì)發(fā)展水平的重要標(biāo)志。
在定量研究上，何德旭和王朝陽從對美國以及中國服務(wù)業(yè)的研究中發(fā)現(xiàn)，服務(wù)業(yè)能夠促進(jìn)經(jīng)濟(jì)的增長。張亮通過實證研究發(fā)現(xiàn)，我國服務(wù)貿(mào)易與GDP之間存在長期均衡關(guān)系，服務(wù)貿(mào)易進(jìn)口和出口都對經(jīng)濟(jì)發(fā)展有較大的貢獻(xiàn)。潘愛民則發(fā)現(xiàn)，服務(wù)貿(mào)易的發(fā)展對維持中國經(jīng)濟(jì)增長的穩(wěn)定做了很大的貢獻(xiàn)，其中，服務(wù)貿(mào)易進(jìn)口的穩(wěn)定作用不可小視。
但是，目前的研究還存在以下幾個方面的不足：一是沒有對數(shù)據(jù)進(jìn)行可比化處理，對匯率沒有進(jìn)行必要的折算處理；二是樣本數(shù)據(jù)處理技術(shù)不高，對時間序列數(shù)據(jù)進(jìn)行回歸沒有檢驗數(shù)據(jù)的平穩(wěn)性，可能導(dǎo)致結(jié)論沒有說服力；三是缺乏對所用模型的前提條件的檢驗，協(xié)整檢驗需要同階單整序列；四是缺少對服務(wù)貿(mào)易內(nèi)部各行業(yè)的實證研究。我國的旅游資源比較豐富，因此本文選取了旅游服務(wù)貿(mào)易的進(jìn)出口數(shù)據(jù)，并用匯率進(jìn)行折算處理，進(jìn)而對數(shù)據(jù)的平穩(wěn)性以及協(xié)整作出分析。
二、理論模型和數(shù)據(jù)介紹
1、數(shù)據(jù)說明及模型假設(shè)
本文選取1985—2006年的數(shù)據(jù)為樣本數(shù)據(jù)，數(shù)據(jù)全部來源于《中國統(tǒng)計年鑒》、國家外匯管理局《中國國際收支平衡表》、《中國對外經(jīng)濟(jì)統(tǒng)計年鑒》、世界貿(mào)易組織統(tǒng)計年鑒歷年數(shù)據(jù)。在變量選取上，總量數(shù)據(jù)選取我國每年的GDP以及旅游服務(wù)貿(mào)易進(jìn)口（TM）、出口（TX），且都用可比價格計算。為消除異方差性，數(shù)據(jù)都取自然對數(shù)（在相應(yīng)變量符號前加上L，即LGDP、LTM、LTX），這種變換不會改變模型的有效性。
假設(shè)模型為：
LGDP=a1+b1LTM+μ1
LGDP=a2+b2LTX+μ2
2、單位根檢驗
對時間序列進(jìn)行分析，必須要求數(shù)據(jù)的平穩(wěn)性，否則可能產(chǎn)生“偽回歸”現(xiàn)象，所以不能直接進(jìn)行OLS模型回歸�，F(xiàn)實生活中的時間序列都是非平穩(wěn)的，為了使回歸有意義，對時間序列進(jìn)行差分處理，但這樣會丟失原序列中的有用信息。Enger和Granger提出的協(xié)整檢驗較好地解決了這個問題，但協(xié)整分析要進(jìn)行單位根檢驗，并采用ADF方法。它包括三種情況：第一種，不包括常數(shù)項和時間趨勢項；第二種，包括常數(shù)項，不包括時間趨勢項；第三種，包括常數(shù)項和時間趨勢項。只要上述三種情況中有一種不存在單位根，該序列就是平穩(wěn)的時間序列。因此先對模型進(jìn)行單位根檢驗，然后再進(jìn)行協(xié)整分析。
3、協(xié)整檢驗
如果k個時間序列y1t，y2t，…，ykt都是d階單整的，即I（d），那么向量之間存在協(xié)整關(guān)系。如果兩個向量都是單整向量，只有它們的階數(shù)相同時才可能協(xié)整；如果兩個以上變量具有不同的單整階數(shù)，可能通過線性組合構(gòu)成低階單整變量。
4、對模型的修正
若模型達(dá)到協(xié)整就需要檢驗?zāi)Ｐ偷漠惙讲詈妥韵嚓P(guān)。由于是一元方程，因而不存在多重共線性。為了消除異方差，對模型取對數(shù)，然后再檢驗并修正自相關(guān)。
三、實證分析結(jié)果
1、單位根檢驗
根據(jù)理論模型介紹，應(yīng)用Eviews統(tǒng)計軟件對我國旅游服務(wù)貿(mào)易各變量和GDP的對數(shù)值進(jìn)行單位根檢驗，結(jié)果見表1。
從表1可以看出，在5%和10%的顯著水平下，上述三個變量經(jīng)過二階差分后，變量序列都是平穩(wěn)的，故它們都是二階單整I（2），滿足變量之間協(xié)整關(guān)系的前提條件。
2、協(xié)整檢驗
對LGDP和LTM、LGDP和LTX進(jìn)行協(xié)整檢驗的結(jié)果見表2。
由結(jié)果可知，ADF值比5%和10%兩個臨界值都小，說明殘差序列是平穩(wěn)的，在5%和10%的置信水平下LGDP和LTM、LGDP和LTX都存在協(xié)整關(guān)系。協(xié)整方程分別為：
LGDP=a1+b1LTM（1）
LGDP=a2+b2LTX（2）
3、對協(xié)整方程進(jìn)行自相關(guān)的檢驗
用DW檢驗法檢驗?zāi)Ｐ停?）是否存在自相關(guān)，在Eviews中運行得到如下結(jié)果：
LGDP=8.050115+0.514667LTM
（0.111812）（0.019746）
t=（71.99674）（26.06440）
R-squared=0.971402 Adjusted R-squared=0.969972
F-statistic=679.3528
DW值為1.083800，查表可知模型（1）存在自相關(guān)，因而用迭代法進(jìn)行修正后結(jié)果如下：
LGDP=4.561322+0.490051LTM
（0.116676）（0.035174）
t=（39.09406）（13.93237）
R-squared=0.910845 Adjusted R-squared=0.906152
F-statistic=194.1110
DW值為1.776665，查表可知模型（1）已無自相關(guān)。
用同樣的方法檢驗并用迭代法消除模型（2）的自相關(guān)：
LGDP=4.856234+0.709948LTX
�。�0.132133）（0.027406）
t=（36.75267）（25.90531）
R-squared=0.972467 Adjusted R-squared=0.971018
F-statistic=671.0853
DW值為1.949322，查表可知模型（2）已無自相關(guān)。
從結(jié)果可知，上述兩個模型的和t統(tǒng)計量較大，表明模型擬合較好，TM、TX對GDP有很好的解釋作用，并且分別存在長期均衡關(guān)系。因而兩個模型結(jié)果為：
LGDP=4.561322+0.490051LTM（3）
LGDP=4.856234+0.709948LTX（4）
從協(xié)整方程來看，（3）式表明旅游服務(wù)貿(mào)易進(jìn)口與經(jīng)濟(jì)增長之間存在一個長期的均衡關(guān)系，我國旅游服務(wù)貿(mào)易進(jìn)口對GDP的彈性為0.490051，即旅游服務(wù)貿(mào)易進(jìn)口每變動1%，GDP平均變動0.490051%。（4）式表明旅游服務(wù)貿(mào)易出口與經(jīng)濟(jì)增長之間存在一個長期的均衡關(guān)系，我國旅游服務(wù)貿(mào)易出口對GDP的彈性為0.709948，即旅游服務(wù)貿(mào)易出口每變動1%，GDP平均變動0.709948%。另外，本文研究的重點是各變量間的長期均衡關(guān)系，而不是其在短期內(nèi)通過不斷調(diào)整而得以維持的具體過程，因此，在這里不再構(gòu)造誤差修正模型以檢驗相互調(diào)整速率及短期互動影響。
四、結(jié)論
本文對我國1985—2006年旅游服務(wù)貿(mào)易進(jìn)口、出口和GDP進(jìn)行了協(xié)整分析，發(fā)現(xiàn)它們之間存在長期均衡關(guān)系。從數(shù)據(jù)分析可以看出，我國旅游服務(wù)貿(mào)易進(jìn)口、出口和經(jīng)濟(jì)增長在樣本區(qū)間內(nèi)呈現(xiàn)非平穩(wěn)增長，但是各變量的二階差分是平穩(wěn)的。其中旅游服務(wù)貿(mào)易出口對經(jīng)濟(jì)的影響較進(jìn)口明顯，說明我國的旅游資源對經(jīng)濟(jì)增長有著一定的促進(jìn)作用。在出口拉動經(jīng)濟(jì)增長放緩的時候，可以從其他方面來繼續(xù)保持經(jīng)濟(jì)增長，而我國的旅游資源十分豐富，在不破壞旅游資源和生態(tài)環(huán)境的前提下，應(yīng)該充分開發(fā)并利用這些資源來促進(jìn)經(jīng)濟(jì)增長，同時也可以向世界展示我國的生態(tài)文明和悠久歷史。
【參考文獻(xiàn)】
李平、梁俊啟：我國不同部門服務(wù)貿(mào)易對經(jīng)濟(jì)增長的影響[J].國際貿(mào)易問題，2007（12）.
龐皓：計量經(jīng)濟(jì)學(xué)[M].北京：科學(xué)出版社，2007.
王建、任榮明：國際服務(wù)貿(mào)易對輸入國經(jīng)濟(jì)的影響[J].上海交通大學(xué)學(xué)報（社會科學(xué)版），1999（1）
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