蔣才芳,陳 收

(1.吉首大學(xué)商學(xué)院,湖南吉首 416000;2.湖南大學(xué)工商管理學(xué)院,湖南長沙 410082)

旅游外匯收入、FD I與國內(nèi)生產(chǎn)總值的協(xié)整分析＊

蔣才芳1,2,陳 收2

(1.吉首大學(xué)商學(xué)院,湖南吉首 416000;2.湖南大學(xué)工商管理學(xué)院,湖南長沙 410082)

運(yùn)用相關(guān)性和協(xié)整檢驗(yàn)方法,分析旅游外匯收入、FDI和國內(nèi)生產(chǎn)總值之間的關(guān)系,結(jié)果顯示三者之間存在協(xié)整關(guān)系,FD I和國內(nèi)生產(chǎn)總值共同促進(jìn)了旅游收入的增長,同時(shí)旅游外匯收入不論在短期還是長期都顯著地促進(jìn)了國內(nèi)生產(chǎn)總值的增長,FD I和旅游外匯收入不存在協(xié)整關(guān)系,國內(nèi)生產(chǎn)總值與FD I之間存在協(xié)整關(guān)系,但在5%的顯著性水平下它們之間是否存在因果關(guān)系受滯后期選擇的影響。

旅游外匯收入;FD I;國內(nèi)生產(chǎn)總值;協(xié)整

Abstract:This Papermakes use of themethod of co rrelations and Cointegration test to investigate relationsof three variables(tourism fo reign exchange income,foreign direct investment,gross domestic p roduct).The results show that the three variables pass the cointegration test,the fo reign direct investment p romotes the tourism foreign exchange income increase w ith gross domestic p roduct together.And both in the long and sho rt run,the tourism fo reign exchange income p romo te the gross domestic p roduct increase.How ever,the foreign direct investment does not cointegrate w ith tourism foreign exchange income.With the 5%significant level,the Granger causality betw een gross domestic p roduct and foreign direct investment is up to the lagsw hich selected,although they are cointegration.

Key words:tourism fo reign exchange income;fo reign direct investment;gross domestic p roduct;cointegration

一 引 言

改革開放以來,隨著國家吸引外資、引進(jìn)技術(shù)政策的實(shí)施,大量外資和外國游客紛紛涌入大陸。旅游外匯收入和FD I金額都迅猛增加。1978年,我國的旅游外匯收入僅為2.63億美元,2007年這一金額已達(dá)到419.19億美元,1979至1984年我國實(shí)際利用外資總額僅為97.5億美元,而2007年單年實(shí)際利用外資總額就達(dá)到747.68億美元,同時(shí),我國的國內(nèi)生產(chǎn)總值也由1978年的3645.2億元增加到2007年的251483.2億元。那么,改革開放三十年這三者之間究竟存在怎樣的關(guān)系呢?

在旅游外匯收入與國內(nèi)生產(chǎn)總值之間關(guān)系的研究中,Balaguer and Cantavella-Jo rda(2002)[1]利用西班牙1975—1997年的數(shù)據(jù),通過 Granger檢驗(yàn)發(fā)現(xiàn)旅游帶動(dòng)了經(jīng)濟(jì)的增長;Hyun Jeong Kim等人(2006)[2]對臺灣經(jīng)濟(jì)增長和旅游業(yè)之間的關(guān)系進(jìn)行了驗(yàn)證,JJ檢驗(yàn)的結(jié)果表明兩者之間存在著某種長期均衡關(guān)系,而且還是相互促進(jìn)的;吳國新(2003)[3]通過采用定量、定性的分析方法得出旅游產(chǎn)業(yè)的發(fā)展對我國經(jīng)濟(jì)增長具有促進(jìn)作用,但在定量檢驗(yàn)過程中沒有考慮到時(shí)間序列的非平穩(wěn)性,雖然相關(guān)系數(shù)很高,但可能存在偽回歸;蔣滿元(2008)[4]認(rèn)為我國旅游外匯收入與經(jīng)濟(jì)的增長之間不存在長期均衡關(guān)系,即使在短期內(nèi)也不能確定其相互間因果關(guān)系的次序。龐麗等(2006)[5]則探討了入境旅游發(fā)展的區(qū)域差異,結(jié)果表明在東部地區(qū),入境旅游對區(qū)域經(jīng)濟(jì)增長產(chǎn)生顯著影響。但是全國和中西部地區(qū)的入境旅游與經(jīng)濟(jì)增長之間不存在顯著的因果關(guān)系。并且在總體上,入境旅游在我國還沒有得到足夠的發(fā)展。另外,李興緒、牟怡楠(2004)[6],毛端謙、張偉朋(2007)[7],艾燕琳、鄭澤民(2008)等人[8]從省際層面對我國經(jīng)濟(jì)發(fā)展和旅游的關(guān)系進(jìn)行了探討。不過,在旅游外匯收入與國內(nèi)生產(chǎn)總值之間關(guān)系上仍不存在完全一致的意見。

在FD I與我國經(jīng)濟(jì)增長關(guān)系的研究中有三種不同的觀點(diǎn)。第一種觀點(diǎn)認(rèn)為FD I是經(jīng)濟(jì)增長的原因。ChungChen,Law reneeChang和 YiminZhang(1995)[9]的研究指出外資不僅促進(jìn)了中國的經(jīng)濟(jì)增長和固定資產(chǎn)投資的增加,而且極大地改善了國內(nèi)制造業(yè)在全球范圍內(nèi)的競爭力;陳浪南,陳景煌(2002)[10]的研究結(jié)果表明,FD I的存量增長率與經(jīng)濟(jì)GDP的增長率存在線性相關(guān)關(guān)系,FD I對 GDP的貢獻(xiàn)率逐年增加;賀紅波,屠新曙(2005)[11]認(rèn)為 FD I是我國經(jīng)濟(jì)增長的單向 Granger原因。第二種觀點(diǎn)認(rèn)為經(jīng)濟(jì)增長是 FD I流入的原因。吳涌超(2004)[12]利用協(xié)整方法得出短期內(nèi) GDP是 FD I的 Granger原因;王津港,李水鳳(2005)[13]認(rèn)為中國經(jīng)濟(jì)增長是FD I進(jìn)入的主要原因,其次才是FD I對我國經(jīng)濟(jì)的促進(jìn)作用。第三種觀點(diǎn)認(rèn)為FD I和經(jīng)濟(jì)增長之間互為因果關(guān)系。杜江、高建文(2002)[14]采用了 Granger因果關(guān)系檢驗(yàn)和協(xié)整檢驗(yàn)技術(shù),認(rèn)為FD I與中國經(jīng)濟(jì)發(fā)展水平之間互為因果關(guān)系,但不存在長期穩(wěn)定(協(xié)整)關(guān)系;任永菊(2003)[15]在建立向量自回歸模型和 Granger因果關(guān)系檢驗(yàn)?zāi)Ｐ偷幕A(chǔ)上,檢驗(yàn)FD I與東道國經(jīng)濟(jì)增長之間的關(guān)系表明FDI與經(jīng)濟(jì)增長間存在協(xié)整關(guān)系,但是滯后期數(shù)不同時(shí),兩者間存在不同的因果關(guān)系。

顯然,上述國內(nèi)外學(xué)者或者因?yàn)椴捎貌煌挠?jì)量方法或者因?yàn)椴捎貌煌瑓^(qū)間數(shù)據(jù)對旅游外匯收入與國內(nèi)生產(chǎn)總值、FD I與國內(nèi)生產(chǎn)總值兩者之間的關(guān)系進(jìn)行研究,從而得出了不盡相同的結(jié)論。但在旅游外匯收入與FD I以及旅游外匯收入、FD I與國內(nèi)生產(chǎn)總值三者之間關(guān)系研究方面,目前還缺乏相應(yīng)的實(shí)證分析。不過,我們不難猜想旅游外匯收入與FD I之間存在長期均衡關(guān)系。因?yàn)橥鈬苯油顿Y必然帶來相應(yīng)的商務(wù)考察、旅游觀光等,反過來,入境旅游者可能因?yàn)樵诼糜沃邪l(fā)現(xiàn)商機(jī)進(jìn)而決定投資。[16]

本文以1985—2007年的原始數(shù)據(jù)為基礎(chǔ),通過當(dāng)年中間匯率以及CPI價(jià)格指數(shù)(1985年為基期)對原始數(shù)據(jù)進(jìn)行處理,得到以美元表示的實(shí)際旅游外匯收入、實(shí)際FD I和實(shí)際 GDP,并對它們進(jìn)行相關(guān)性分析,找出三者之間的相關(guān)程度,然后在5%的顯著性水平下分別對兩變量和三變量之間的協(xié)整關(guān)系進(jìn)行檢驗(yàn),從中發(fā)現(xiàn)兩個(gè)或三個(gè)變量之間的某種長期均衡關(guān)系,在變量存在協(xié)整關(guān)系的基礎(chǔ)上,進(jìn)一步建立誤差修正模型探究其動(dòng)態(tài)均衡關(guān)系,并通過 Granger因果檢驗(yàn)確定變量之間長期均衡關(guān)系的類型。

二 外匯收入、FD I與國內(nèi)生產(chǎn)總值的相關(guān)性分析

旅游外匯收入(FTI)、FDI(實(shí)際利用外資金額)和國內(nèi)生產(chǎn)總值(GDP)經(jīng)過處理后的1985—2007年的數(shù)據(jù)如表1所示。為了避免異方差的影響,我們進(jìn)一步將所有數(shù)據(jù)對數(shù)化(取自然對數(shù)),分別表示為 LFTI、LFDI、LGDP,見表 2。各變量的增長率(即對數(shù) 1 階差分)則表示為 LDFTI、LDFDI、LDGDP。

表1 旅游外匯收入、FD I與國內(nèi)生產(chǎn)總值數(shù)據(jù)(單位:億美元)

表2 旅游外匯收入、FD I與國內(nèi)生產(chǎn)總值對數(shù)化數(shù)據(jù)

LFTI、LFD I、LGDP隨時(shí)間變化的特征圖如下:

圖1

從圖1可以看到,三個(gè)變量總體上隨著時(shí)間呈上升趨勢。外匯旅游收入在1989年和2003年間有明顯短暫的下降趨勢,這與1989年國內(nèi)政局不穩(wěn)定、2003年SARS流行密切相關(guān),可見入境旅游對一國政治局勢與衛(wèi)生防疫相當(dāng)敏感。外國直接投資在1991—1993年間增長非常迅速,而1994年震蕩回調(diào),之后又較平穩(wěn)上升,這可能與1991年我國政府注入大量信貸資金使1992年經(jīng)濟(jì)出現(xiàn)超高速增長以及1994年實(shí)施匯率制度改革有關(guān)。國內(nèi)生產(chǎn)總值在1986—1997年之間經(jīng)歷一小型“W”調(diào)整之后,出現(xiàn)了平穩(wěn)快速的增長。其中,1990年我國經(jīng)濟(jì)陷入低迷,1994年再陷低谷則與當(dāng)年的匯率制度改革密切相關(guān),人民幣大幅貶值導(dǎo)致折算成美元的國內(nèi)生產(chǎn)總值明顯下降。由于這三個(gè)變量呈明顯的時(shí)間趨勢(尤其在1994年后),因此直接對變量進(jìn)行回歸會產(chǎn)生“偽回歸”問題。

三個(gè)變量的相關(guān)性系數(shù)如表3(1994年之后數(shù)據(jù)的相關(guān)系數(shù)如表4)所示:

表3 各變量之間的相關(guān)系數(shù)(1985-2007)

從表3、4可知,任意兩變量之間都存在較強(qiáng)的相關(guān)關(guān)系,尤其是在1994年后,變量之間的相關(guān)系數(shù)達(dá)到0.9以上,表3中,國內(nèi)生產(chǎn)總值與外國直接投資的相關(guān)系數(shù)最低,只有0.52,但在表4中它們之間的關(guān)系則達(dá)到0.93,而在兩表中國內(nèi)生產(chǎn)總值與旅游外匯收入、外國直接投資、D I匯收入與旅游外匯收入都存在較高的相關(guān)性。

表4 各變量之間相關(guān)系數(shù)(1995-2007)

三 外匯收入、FDI與國內(nèi)生產(chǎn)總值的協(xié)整分析

使用ADF檢驗(yàn)方法確定每個(gè)變量的單整階數(shù)。在不同的顯著水平下,同一變量可能有不同的平穩(wěn)性,因而,本文選擇5%的顯著水平,對各個(gè)變量的平穩(wěn)性檢驗(yàn)結(jié)果如表5所示。

表5 各變量的單整階數(shù)

從表5可知,在顯著性水平為5%的情況下,三個(gè)變量均為1階單整,因而 LFD I、LFTI、LGDP之間可能存在協(xié)整關(guān)系。

(一)兩變量協(xié)整關(guān)系

對于兩個(gè)單整變量而言,只有它們的階數(shù)相同,才可能存在協(xié)整。每個(gè)變量具有各自的長期波動(dòng)規(guī)律,但如果它們是協(xié)整的,則彼此之間會存在一個(gè)長期穩(wěn)定的比例關(guān)系,如果不是協(xié)整的,則不存在某種長期穩(wěn)定的比例關(guān)系。

1.LFD I與L FTI之間的協(xié)整關(guān)系

以LFTI為被解釋變量,以 LFD I為解釋變量,試算后,發(fā)現(xiàn)截距項(xiàng)系數(shù)不顯著,去掉截距項(xiàng)后,較好的回歸方程為:

R2=0.754,D.W.=0.370,AD F檢驗(yàn)的結(jié)果顯示殘差序列存在單位根。

以LFD I為被解釋變量,以LFTI為解釋變量,試算后,發(fā)現(xiàn)截距項(xiàng)系數(shù)不顯著,去掉截距項(xiàng)后,較好的回歸方程為:

R2=0.771,D.W.=0.371,AD F檢驗(yàn)的結(jié)果顯示殘差序列存在單位根。

綜上可見,以1985—2007年的數(shù)據(jù)檢驗(yàn) LFD I與L FTI之間不存在協(xié)整關(guān)系,即外國直接投資與旅游外匯收入之間不存在直接的長期穩(wěn)定均衡關(guān)系。

2.LGD P與L FTI之間的協(xié)整關(guān)系

以LGD P為被解釋變量,以LFTI為解釋變量,試算后,得到以下相對好的線性回歸方程:

R2=0.946,D.W.=2.38,AD F檢驗(yàn)的結(jié)果顯示殘差序列不存在單位根,LGDP與L FTI之間存在協(xié)整關(guān)系。

以LFTI為被解釋變量,以LGD P為解釋變量,試算后,得到以下相對好的線性回歸方程:

R2=0.67,D.W.=0.31,AD F檢驗(yàn)的結(jié)果顯示殘差序列存在單位根,D.W.檢驗(yàn)顯示殘差序列存在自相關(guān),說明LGD P作為L FT I的解釋變量不合適。

綜上所述,1985-2007年的數(shù)據(jù)表明LGD P與L FTI之間存在協(xié)整關(guān)系,而且 Granger因果檢驗(yàn)指出L FTI是LGD P的 Granger原因。

3.LGD P與L FD I之間的協(xié)整關(guān)系

以LGD P為被解釋變量,以LFD I為解釋變量,試算后,得到以下相對好的線性回歸方程:

R2=0.93,D.W.=1.85,AD F檢驗(yàn)的結(jié)果顯示殘差序列不存在單位根,LGD P與L FD I之間存在協(xié)整。

以LFD I為被解釋變量,以LGD P為解釋變量,試算后,得到以下相對好的線性回歸方程:

R2=0.92,D.W.=1.04,AD F檢驗(yàn)的結(jié)果顯示殘差序列不存在單位根,LFD I與LGD P之間存在協(xié)整。

綜合以上分析,1985-2007年的數(shù)據(jù)表明 LGD P與L FD I、LFD I與LGD P之間都存在協(xié)整關(guān)系。

(二)三變量協(xié)整關(guān)系

對LGD P、LFD I與L FTI三變量進(jìn)行協(xié)整分析,就是以其中某一變量為被解釋變量,其他兩變量為解釋變量,進(jìn)行OLS估計(jì),并檢查殘差序列是否平穩(wěn)。

以LGD P為被解釋變量,LFTI、LFD I為解釋變量進(jìn)行回歸得:

R2=0.85,D.W.=1.62,AD F檢驗(yàn)的結(jié)果顯示殘差序列不存在單位根,但殘差項(xiàng)存在較強(qiáng)的相關(guān)性,考慮加入適當(dāng)?shù)臏箜?xiàng),得出分布滯后模型如下:

R2=0.95,D.W.=2.53,(8)式的自相關(guān)性明顯減弱,AD F檢驗(yàn)的結(jié)果顯示殘差序列不存在單位根,LGD P與L FTI、LFD I之間存在長期穩(wěn)定的均衡關(guān)系。(8)式表述了這一均衡關(guān)系。式中表明長期中 FTI對GD P存在顯著的較小的正面影響,FD I對GD P有較小的負(fù)的影響,不過并不顯著,這與前面兩變量分析中LFTI是LGD P的Granger原因的結(jié)論是一致的。

為了驗(yàn)證LFD I在短期內(nèi)對LGD P的影響,可依據(jù)(7)式建立如下誤差修正模型:

A IC=-1.73,R2=0.45,D.W.=0.76,(9)式中DL FD I的系數(shù)接近于零且不顯著,表明短期內(nèi)外國直接投資對我國經(jīng)濟(jì)的直接影響也不顯著,旅游外匯收入在短期內(nèi)對國內(nèi)生產(chǎn)總值有著正向的影響,但也不顯著,而誤差修正項(xiàng)系數(shù)為負(fù)且顯著,符合反向修正機(jī)制。

以LFTI為被解釋變量,LGD P、LFD I為解釋變量進(jìn)行回歸得:

R2=0.95,D.W.=1.83,對(10)式進(jìn)行 AD F檢驗(yàn)發(fā)現(xiàn)不存在單位根,殘差序列是平穩(wěn)的。FD I和GD P共同促進(jìn)旅游外匯收入的增加,而且系數(shù)都是顯著的。GD P每增長1%,旅游外匯收入就增加0.87%,外國直接投資每變動(dòng)1%,旅游外匯收入也同方向變動(dòng)0.48%。可見,長期來看,國內(nèi)生產(chǎn)總值與旅游外匯收入是同方向變化的,同時(shí)外國直接投資顯著地促進(jìn)了外匯旅游收入的增加。

依據(jù)(10)式建立如下誤差修正模型:

A IC=-1.01,R2=0.15,D.W.=2.10,該式表明 ,短期內(nèi)GD P和FD I共同促進(jìn)了旅游外匯收入的增加,GD P變化1%,旅游外匯收入同方向變動(dòng)0.837%;FD I變化1%,旅游外匯收入同方向變動(dòng)0.241%。短期調(diào)整系數(shù)是顯著的,說明每年旅游外匯收入與其長期均值偏差中的83%被修正。比較(10)、(11)式,不難發(fā)現(xiàn)短期內(nèi) GD P對旅游外匯收入的影響略低于長期,而短期內(nèi)FD I對旅游外匯收入的影響系數(shù)僅僅是長期影響系數(shù)的一半。

以LFD I為被解釋變量,LGD P、LFTI為解釋變量進(jìn)行回歸得:

R2=0.89,D.W.=1.63,對該式進(jìn)行平穩(wěn)性檢驗(yàn)發(fā)現(xiàn)不存在單位根,殘差序列是平穩(wěn)的。FTI與 FD I存在著同向變化關(guān)系,FTI每變動(dòng)1%,FD I將同向變動(dòng)1.79%;GD P與FD I卻存在反向變動(dòng)關(guān)系,GD P每增加1%,FD I減少1.397%,而且系數(shù)都是顯著的。長期內(nèi) FTI對 FD I有顯著的促進(jìn)作用容易解釋,因?yàn)槁糜斡^光、商務(wù)考查有助于決定投資;但GD P增長對FD I顯著負(fù)向影響的結(jié)論有些出人意外,有待進(jìn)一步探究。①也可能是因?yàn)殡S著 GDP提高,該國資本存量提高,資本回報(bào)率下降,從而對FDI的吸引力減弱.

依據(jù)(12)式建立誤差修正模型如下:

A IC=-0.88,R2=0.75,D.W.=1.66,在短期內(nèi) FTI對 FD I有著顯著的正向影響,系數(shù)達(dá)到0.819,上期 FD I變動(dòng)額對當(dāng)期FD I有著顯著正向影響,系數(shù)達(dá)到0.85;GD P對FD I的正向影響不顯著,而且影響系數(shù)也不足0.15;短期調(diào)整系數(shù)是顯著的,說明每年 FD I對長期均值的偏差中的66%將被修正。綜合(12)、(13)式可見,FTI在無論在短期還是在長期都顯著影響 FD I,長期影響系數(shù)是短期影響系數(shù)的兩倍多;而GD P在短期內(nèi)對FD I有不顯著的弱正向影響,長期中卻存在顯著的強(qiáng)負(fù)向影響。

(三)協(xié)整變量間 Granger因果檢驗(yàn)

綜合兩變量、三變量協(xié)整關(guān)系分析,我們得知LFD I與LFTI之間不存在協(xié)整關(guān)系,LGDP與LFTI、LGDP與LFD I,以及LGDP、LFTI、LFD I三者之間存在協(xié)整關(guān)系。為了進(jìn)一步確定協(xié)整變量之間的關(guān)系,我們進(jìn)一步地對其進(jìn)行Granger因果檢驗(yàn)。由于在不同的顯著性水平下選擇不同的滯后期可能產(chǎn)生不同的因果關(guān)系,本文以5%的顯著性水平綜合考慮滯后期為1、2、3、4四種情形(如表5),以圖全面考察三變量之間的因果關(guān)系。

表6 LGDP、LFTI、LFD I三變量 Granger因果關(guān)系檢驗(yàn)(1985-2007)

由表6可知,在5%的顯著性水平下,無論滯后幾期旅游外匯收入都是國內(nèi)生產(chǎn)總值的 Granger原因,具有極強(qiáng)的穩(wěn)定性,這與蔣滿元(2008)的結(jié)論不同,與Balaguer and Cantavella-Jorda(2002)、吳國新(2003)的結(jié)論相似;當(dāng)滯后期為3時(shí),FD I是 GDP的 Granger原因,表明長期中外國直接投資對國內(nèi)經(jīng)濟(jì)增長具有貢獻(xiàn),同 ChungChen,LawreneeChang和 YiminZhang(1995)、陳浪南,陳景煌(2002)、賀紅波,屠新曙(2005)等人的觀點(diǎn)一致;當(dāng)滯后期為4時(shí),FD I與 GDP互為因果關(guān)系,相互促進(jìn),這與杜江、高建文(2002)、任永菊(2003)等人的結(jié)論相同。顯然,目前國內(nèi)在FD I與我國經(jīng)濟(jì)增長關(guān)系的研究中存在三種不同的觀點(diǎn)可能與在進(jìn)行 Granger因果檢驗(yàn)時(shí)選取了不同的滯后期有關(guān)。

四 結(jié) 論

以1985-2007年的我國旅游外匯實(shí)際收入(FTI)、實(shí)際利用外國直接投資金額(FD I)與實(shí)際國內(nèi)生產(chǎn)總值(GDP)的數(shù)據(jù)(以1985年價(jià)格指數(shù)為基期,以每年的中間匯率統(tǒng)一為美元金額),運(yùn)用 Eview s6.0,在5%的顯著性水平下我們得出了在長期中,LFD I與LFTI之間不存在協(xié)整關(guān)系,LGDP與 LFTI、LGDP 與 LFD I,以及 LGDP、LFTI、LFD I三者之間存在協(xié)整關(guān)系的基本結(jié)論。這些結(jié)論中有些與現(xiàn)有的兩變量協(xié)整關(guān)系研究成果相似,有些則存在差異。我們發(fā)現(xiàn)將三變量納入一個(gè)體系來考慮時(shí),三者之間顯示出較為復(fù)雜的相互作用。如單獨(dú)考察LFTI與LGDP時(shí),LGDP并不能直接促進(jìn)LFTI,即國內(nèi)經(jīng)濟(jì)增長不能帶來旅游外匯收入的增加,但如果引入LFD I,考察三變量之間關(guān)系時(shí),我們發(fā)現(xiàn)國內(nèi)生產(chǎn)總值(GDP)和外國直接投資(FD I)共同顯著地促進(jìn)了外匯旅游收入的增加。這也進(jìn)一步地證實(shí)了經(jīng)濟(jì)系統(tǒng)的復(fù)雜性。

FTI與FD I之間不存在協(xié)整關(guān)系,這說明“旅游外匯收入與FD I之間存在長期均衡關(guān)系”的猜想沒有得到數(shù)據(jù)的支持。不過,以1995-2007年的數(shù)據(jù)進(jìn)行檢驗(yàn)卻發(fā)現(xiàn) FTI與FD I之間雖不存在 Granger因果關(guān)系,但存在協(xié)整關(guān)系(因?yàn)槠鶝]有列出)。出現(xiàn)這種差異的原因可能有二:一是 FTI與FD I之間本身不存在協(xié)整關(guān)系,由于1995-2007年數(shù)據(jù)的觀察值有限從而出現(xiàn)估計(jì)偏誤,這有待觀察值增加時(shí)進(jìn)一步檢驗(yàn);二是 FTI與 FD I之間本身存在協(xié)整關(guān)系,之所以沒有得到1985-2007年數(shù)據(jù)的支持可能是因?yàn)槲覈母镩_放初期市場化程度不高、政策變動(dòng)頻繁、匯率人為高估等原因掩蓋了這一協(xié)整關(guān)系。同時(shí)考慮到 FTI、GDP、FD I三者關(guān)系的(10)式,FD I也可能是通過 GDP而間接地影響FTI。

LGDP與L FTI、LGDP與L FD I之間存在協(xié)整關(guān)系,尤其是LFTI是LGDP的 Granger原因表明大力發(fā)展入境旅游有利于我國經(jīng)濟(jì)增長,作為有著五千年文明、文化燦爛,自然景觀秀美的大國要抓住機(jī)遇,加大對外旅游開放、開發(fā)的力度。而FD I對于 GDP的貢獻(xiàn)目前仍存在爭論,本文的結(jié)論表明,這些爭論一方面可能來自于 Granger因果檢驗(yàn)時(shí)選擇的滯后期不一樣,另一方面可能與我國利用外資的效率不高有一定的關(guān)系。聯(lián)合國貿(mào)易與發(fā)展代表會議發(fā)表的2002年和2003年《世界投資報(bào)告》指出的中國利用外資的業(yè)績和潛力比較低的觀點(diǎn)也證實(shí)了這一點(diǎn)。[17]

最后 ,在 LFDI、LGDP、LFTI三變量協(xié)整關(guān)系中 ,LGDP負(fù)向地影響LFD I,LFTI則正向地影響LFD I,而且系數(shù)都非常顯著。這可能是因?yàn)槲覈S著經(jīng)濟(jì)增長,資本存量增加,資本投資回報(bào)率下降,外國投資優(yōu)惠減少,進(jìn)而對 FD I的吸引力有所減弱。同樣地,LFTI顯著地正向影響LFD I再次表明FD I與FTI之間的相互影響可能是通過某個(gè)中間變量間接實(shí)現(xiàn)的。

[1]Balaguer J,Cantavalla-JordaM.Tourism as a Long-run Economic Grow th Factor:The Spanish Case[J].App lied Economics,2002(3):877-884.

[2]Hyun Jeong Kim,Ming-Hsiang Chen,SooCheong“Shaw n”Jang,Tourism expansion and economic development:The case of Taiwan[J].Tourism Management,2006(27):925-933.

[3]吳國新.旅游產(chǎn)業(yè)發(fā)展與我國經(jīng)濟(jì)增長的相關(guān)性分析[J].上海應(yīng)用技術(shù)學(xué)院學(xué)報(bào),2003(12):238-240.

[4]蔣滿元.旅游外匯收入對國民經(jīng)濟(jì)增長的貢獻(xiàn)[J].服務(wù)貿(mào)易,2008(5):59-62.

[5]龐麗,王錚,劉清春.我國入境旅游和經(jīng)濟(jì)增長關(guān)系分析[J].地域開發(fā)與研究,2006(6):51-55.

[6]李興緒,牟怡楠.旅游產(chǎn)業(yè)對云南經(jīng)濟(jì)增長的貢獻(xiàn)分析[J].城市問題,2004(3):43-49.

[7]毛端謙,張偉朋.入境旅游對江西經(jīng)濟(jì)增長貢獻(xiàn)研究[J].生產(chǎn)力研究,2007(19):83-84,119.

[8]艾燕琳,鄭澤民.旅游產(chǎn)業(yè)發(fā)展與海南省經(jīng)濟(jì)增長的實(shí)證分析[J].旅游業(yè)界,2008(7):25-27.

[9]ChungChen,Law reneeChang and YiminZhang.The Role of Foreign Direct Investment and Grow th’s post-1978 Economic Devefopment[J].World Development,1995,23(4):691-703.

[10]陳浪南,陳景煌.外商直接投資對中國經(jīng)濟(jì)增長影響的經(jīng)驗(yàn)研究[J].世界經(jīng)濟(jì),2002,(6):20-26.

[11]賀紅波,屠新曙.FDI與中國經(jīng)濟(jì)增長之間關(guān)系的實(shí)證檢驗(yàn)[J].統(tǒng)計(jì)與決策,2005,(2):62-63.

[12]吳涌超.FDI與中國經(jīng)濟(jì)增長的協(xié)整分析[J].決策參考,2004,(8)34-35.

[13]王津港,李水鳳.外國直接投資對中國經(jīng)濟(jì)影響的計(jì)量分析[J].云南財(cái)經(jīng)大學(xué)學(xué)報(bào),2005,20(4):52-53.

[14]杜江,高建文.外國直接投資與中國經(jīng)濟(jì)增長的因果關(guān)系分析[J].世界經(jīng)濟(jì)文匯,2002,(1):33-36.

[15]任永菊.外國直接投資與中國經(jīng)濟(jì)增長之間關(guān)系的實(shí)證分析[J].經(jīng)濟(jì)科學(xué),2003,(5):113-120.

[16]張前榮.FDI對內(nèi)資工業(yè)企業(yè)勞動(dòng)生產(chǎn)率及技術(shù)溢出效應(yīng)的實(shí)證研究[J].大連理工大學(xué)學(xué)報(bào)(社會科學(xué)版),2009,(4):11-16.

[17]朱廷玲.外國直接投資的貿(mào)易效應(yīng)研究[M].北京:人民出版社,2006,4-5.

Cointegration Analysis of Tourism Foreign Exchange Income,FD Iand GDP

JIANG Cai-fang1,2,CHEN Shou2

(1.Business school of JiShou University,Jishou 416000,China;2.School of Business Administration,Hunan University,Changsha 410082,China)

F590.8

A

1008—1763(2010)04—0078—06

2010-04-26

湖南省中國少數(shù)民族經(jīng)濟(jì)省級重點(diǎn)學(xué)科,湖南省西部經(jīng)濟(jì)發(fā)展研究基地和“區(qū)域旅游發(fā)展與管理”省級科技創(chuàng)新團(tuán)隊(duì)的資助

蔣才芳(1969—),男,湖南洪江人,湖南大學(xué)工商管理學(xué)院博士研究生,吉首大學(xué)商學(xué)院副教授.研究方向:產(chǎn)業(yè)經(jīng)濟(jì)和企業(yè)管理.