農(nóng)村旅游支出、房產(chǎn)價(jià)格與經(jīng)濟(jì)增長(zhǎng)研究

彭志勝 陳敏玲

（安徽建筑大學(xué)經(jīng)濟(jì)與管理學(xué)院 安徽省合肥 230601）

據(jù)國(guó)家統(tǒng)計(jì)局公布的數(shù)據(jù)可知，國(guó)內(nèi)生產(chǎn)總值從2000年的100280.1億元逐步上升至2017年的832035.9億元，短短的17年時(shí)間，我國(guó)國(guó)內(nèi)生產(chǎn)總值已經(jīng)上漲了7倍，那么到底是什么引起我國(guó)經(jīng)濟(jì)飛速增長(zhǎng)？諸多學(xué)者已經(jīng)對(duì)經(jīng)濟(jì)增長(zhǎng)進(jìn)行了較深入的研究，并取得了不錯(cuò)的研究成果，但是大部分文獻(xiàn)只是研究了一個(gè)變量對(duì)經(jīng)濟(jì)增長(zhǎng)的影響，其中房產(chǎn)價(jià)格和旅游因素對(duì)于經(jīng)濟(jì)增長(zhǎng)的影響比較受到相關(guān)學(xué)者的關(guān)注，但很少有學(xué)者研究農(nóng)村旅游支出與經(jīng)濟(jì)增長(zhǎng)的關(guān)系。

一、變量與數(shù)據(jù)選取

文中選取的變量主要包括農(nóng)村旅游支出、房產(chǎn)價(jià)格、對(duì)外貿(mào)易和經(jīng)濟(jì)增長(zhǎng)。其中經(jīng)濟(jì)增長(zhǎng)以我國(guó)每年國(guó)內(nèi)生產(chǎn)總值作為衡量指標(biāo)，記為GDP（單位為億元）；農(nóng)村旅游支出以農(nóng)村居民國(guó)內(nèi)旅游總消費(fèi)作為衡量指標(biāo)，記為T(mén)C，單位為億元；房產(chǎn)價(jià)格以我國(guó)居民住宅商品房的平均價(jià)格作為代理變量，記為HP，單位為元/m2；對(duì)外貿(mào)易以進(jìn)出口貿(mào)易總額作為代理變量，記為MT，單位為億元。選取我國(guó)2000-2017年的相關(guān)數(shù)據(jù)，均來(lái)源于《國(guó)家統(tǒng)計(jì)局》。

GDP用GDP平減指數(shù)進(jìn)行平減，TC、MT用消費(fèi)指數(shù)進(jìn)行平減，HP用固定資產(chǎn)指數(shù)進(jìn)行平減。為了降低異方差的影響，以上四組時(shí)間序列數(shù)據(jù)均取對(duì)數(shù)，分別記為L(zhǎng)NGDP、LNTC、LNHP、LNMT。運(yùn)用Eviews8.0軟件來(lái)分析農(nóng)村旅游支出、房產(chǎn)價(jià)格、對(duì)外貿(mào)易與經(jīng)濟(jì)增長(zhǎng)之間是否有相關(guān)性，并檢驗(yàn)其格蘭杰因果關(guān)系。

表1 各變量的描述性分析

二、模型構(gòu)建以及實(shí)證分析

（一）模型的構(gòu)建。VAR模型建立的前提是數(shù)據(jù)平穩(wěn)或者同階單整數(shù)據(jù)之間有協(xié)整關(guān)系，因此第一步對(duì)農(nóng)村旅游支出、房產(chǎn)價(jià)格、對(duì)外貿(mào)易、經(jīng)濟(jì)增長(zhǎng)四組時(shí)間序列數(shù)據(jù)進(jìn)行ADF檢驗(yàn)，若原始序列平穩(wěn)，則直接構(gòu)建向量自回歸模型（VAR）,若非平穩(wěn)，則進(jìn)行一階差分或二階差分，均為同階單整數(shù)列時(shí)，進(jìn)行johansen協(xié)整檢驗(yàn)，發(fā)現(xiàn)有協(xié)整關(guān)系，方可構(gòu)建向量自回歸模型（VAR）。

式中：Yt是包括農(nóng)村旅游支出、房產(chǎn)價(jià)格、對(duì)外貿(mào)易和經(jīng)濟(jì)增長(zhǎng)的四個(gè)變量的列向量，p表示滯后階數(shù)，A1,...,Ap表示K*K維系數(shù)矩陣，μt表示K*1維向量誤差。

采用VAR方法有幾個(gè)原因。首先是適合獲得文中的四個(gè)內(nèi)生變量之間的關(guān)系。其次，它還允許我們研究動(dòng)態(tài)沖擊的脈沖響應(yīng)函數(shù)（IRF）以及它們?nèi)绾蜗嗷ビ绊憽?第三，通過(guò)方差分解，我們能夠清楚的知道農(nóng)村旅游支出、房產(chǎn)價(jià)格、對(duì)外貿(mào)易對(duì)經(jīng)濟(jì)增長(zhǎng)的解釋能力。

（二）序列穩(wěn)定性檢驗(yàn)。文中采用最常見(jiàn)的檢驗(yàn)方式即ADF檢驗(yàn)來(lái)檢驗(yàn)農(nóng)村旅游支出、房產(chǎn)價(jià)格、對(duì)外貿(mào)易、經(jīng)濟(jì)增長(zhǎng)四組時(shí)間序列數(shù)據(jù)的穩(wěn)定性。D表示一階差分，D2表示二階差分。由表2可以看出LNGDF的ADF統(tǒng)計(jì)量的值大于1%、5%、10%臨界值的值，且P值為0.9832，接受原假設(shè)（原假設(shè)：存在單位根過(guò)程），即存在單位根過(guò)程，序列為不平穩(wěn)序列，直至對(duì)LNGDF進(jìn)行二階差分后的ADF統(tǒng)計(jì)量的值才小于1%、5%、10%臨界值的值，且p值為0.0125，在5%顯著性水平下拒絕原假設(shè)，序列為平穩(wěn)序列。同樣的方法農(nóng)村旅游支出、房產(chǎn)價(jià)格、對(duì)外貿(mào)易的原始序列以及一階差分序列均為不平穩(wěn)序列，二階差分后均為平穩(wěn)序列，農(nóng)村旅游消費(fèi)、房產(chǎn)價(jià)格、對(duì)外貿(mào)易、經(jīng)濟(jì)增長(zhǎng)均為二階單整序列。

表2 ADF檢驗(yàn)結(jié)果

（三）johansen協(xié)整檢驗(yàn)。由表3可知，在5%顯著性水平下，r=0時(shí)，臨界值小于Trace統(tǒng)計(jì)量，且P值為0，拒絕原假設(shè)（原假設(shè)為不存在協(xié)整關(guān)系），r≤1、r≤2、r≤3時(shí)，臨界值均大于Trace統(tǒng)計(jì)量，P值為分別為0.4445、0.4082、0.9289，接受原假設(shè)（原假設(shè)為存在1個(gè)協(xié)整關(guān)系、存在2個(gè)協(xié)整關(guān)系、存在3個(gè)協(xié)整關(guān)系），所以農(nóng)村旅游支出、房產(chǎn)價(jià)格、對(duì)外貿(mào)易、經(jīng)濟(jì)增長(zhǎng)之間僅存在一個(gè)協(xié)整關(guān)系。

表3 Johansen協(xié)整檢驗(yàn)

（四）模型最優(yōu)滯后階數(shù)確定。最優(yōu)滯后期的確定是var模型構(gòu)建中尤為重要的一步，滯后期要盡可能的大，因?yàn)楸M可能大的滯后期能充分反映模型的動(dòng)態(tài)特征，但是過(guò)大的滯后期使得模型中帶估計(jì)的參數(shù)增多，降低了自由度。因此，滯后期的選擇既要盡可能大，也要充分考慮自由度。在確定滯后階數(shù)時(shí)綜合考慮AIC、SC、HC信息準(zhǔn)則,FPE最終預(yù)測(cè)誤差以及LR統(tǒng)計(jì)量，由表4可知最優(yōu)滯后階數(shù)為1，因此本文確定模型為var（1）。

表4 最優(yōu)滯后階數(shù)

（五）格蘭杰因果檢驗(yàn)。通過(guò)johansen協(xié)整檢驗(yàn)可以知道農(nóng)村旅游支出、房產(chǎn)價(jià)格、對(duì)外貿(mào)易、經(jīng)濟(jì)增長(zhǎng)之間有著長(zhǎng)期的相關(guān)性，但是具體誰(shuí)是因誰(shuí)是果，單向關(guān)系還是雙向關(guān)系無(wú)法確定，因此進(jìn)行格蘭杰因果檢驗(yàn)，因?yàn)関ar最優(yōu)滯后階數(shù)為1，所以進(jìn)行格蘭杰檢驗(yàn)時(shí)選擇滯后階數(shù)也為1。

由表5可以看出，經(jīng)濟(jì)增長(zhǎng)與農(nóng)村旅游支出、房產(chǎn)價(jià)格存在雙向反饋機(jī)制，即農(nóng)村旅游支出與房產(chǎn)價(jià)格能夠引起經(jīng)濟(jì)增長(zhǎng)的變動(dòng)，經(jīng)濟(jì)增長(zhǎng)的增加也能引起旅游消費(fèi)和房產(chǎn)價(jià)格的變動(dòng)；經(jīng)濟(jì)增長(zhǎng)與對(duì)外貿(mào)易只存在單向因果關(guān)系，即對(duì)外貿(mào)易是經(jīng)濟(jì)增長(zhǎng)的格蘭杰原因。

表5 格蘭杰檢驗(yàn)

（六）VAR模型穩(wěn)性檢驗(yàn)。為了進(jìn)一步確定農(nóng)村旅游支出、房產(chǎn)價(jià)格、對(duì)外貿(mào)易、對(duì)經(jīng)濟(jì)增長(zhǎng)的影響，需做脈沖響應(yīng)與方差分解，脈沖響應(yīng)與方差分解的前提是VAR模型是穩(wěn)定的。由圖1可知，所有特征根倒數(shù)的模均分散于單位圓內(nèi)，說(shuō)明VAR(1)模型穩(wěn)定，可進(jìn)行脈沖響應(yīng)與方差分解。

圖1 模型穩(wěn)定性檢驗(yàn)

（七）脈沖響應(yīng)。為了確定農(nóng)村旅游支出、房產(chǎn)價(jià)格、對(duì)外貿(mào)易、經(jīng)濟(jì)增長(zhǎng)之間的相互影響機(jī)制，尤其是旅游支出、房產(chǎn)價(jià)格、對(duì)外貿(mào)易、對(duì)經(jīng)濟(jì)增長(zhǎng)的影響，我們先采用脈沖響應(yīng)，然后再采用方差分解進(jìn)行詳細(xì)的分析。

通過(guò)構(gòu)建VAR模型，得到農(nóng)村旅游支出、房產(chǎn)價(jià)格、對(duì)外貿(mào)易對(duì)經(jīng)濟(jì)增長(zhǎng)的脈沖響應(yīng)圖，橫軸為滯后期數(shù)，設(shè)定為30，縱軸代表各變量的響應(yīng)程度。

由圖2左上圖可以看出，經(jīng)濟(jì)增長(zhǎng)對(duì)自身的沖擊一直為正且處于逐漸降低的趨勢(shì)。由圖2右上圖可以看出，在給房產(chǎn)價(jià)格一個(gè)正向沖擊后，經(jīng)濟(jì)呈現(xiàn)正增長(zhǎng)，且正增長(zhǎng)逐漸加大至第7期達(dá)到最高點(diǎn)，后又逐漸降低收斂于橫軸，說(shuō)明我國(guó)房產(chǎn)價(jià)格總體促進(jìn)了經(jīng)濟(jì)增長(zhǎng)，但是呈倒“U”型關(guān)系。由圖2左下圖可以看出，在給對(duì)外貿(mào)易一個(gè)正向沖擊后，經(jīng)濟(jì)同樣出現(xiàn)正增長(zhǎng)，且逐漸加大至第9期達(dá)到最高點(diǎn)，隨后又緩慢降低，于第25期歸于平緩。說(shuō)明我國(guó)對(duì)外進(jìn)出口貿(mào)易也促進(jìn)了經(jīng)濟(jì)增長(zhǎng)。由圖2右下圖可以看出，農(nóng)村居民旅游支出對(duì)經(jīng)濟(jì)增長(zhǎng)的沖擊一直為負(fù)，且負(fù)值逐漸變大，第8期達(dá)到-0.035，隨后負(fù)值逐漸減小至-0.01并收斂于橫軸，說(shuō)明我過(guò)農(nóng)村居民旅游消費(fèi)抑制了經(jīng)濟(jì)的發(fā)展。

圖2 脈沖響應(yīng)圖

（八）方差分解。為了進(jìn)一步了解旅游支出、房產(chǎn)價(jià)格、對(duì)外貿(mào)易對(duì)經(jīng)濟(jì)增長(zhǎng)的影響，通過(guò)方差分解來(lái)詳細(xì)了解。

表6反應(yīng)了農(nóng)村旅游支出、房產(chǎn)價(jià)格、對(duì)外貿(mào)易與經(jīng)濟(jì)增長(zhǎng)的方差分解結(jié)果。可以看出：1.經(jīng)濟(jì)增長(zhǎng)對(duì)自身的影響在第1期達(dá)到99.5%，隨后迅速下降到第30期的12.6%，說(shuō)明經(jīng)濟(jì)增長(zhǎng)在短期內(nèi)受自身影響顯著，長(zhǎng)期來(lái)看經(jīng)濟(jì)增長(zhǎng)并未對(duì)自身產(chǎn)生決定性影響。2.當(dāng)期農(nóng)村旅游支出對(duì)經(jīng)濟(jì)增長(zhǎng)的貢獻(xiàn)率僅為0.5%，在第二期迅速增長(zhǎng)至13.8%，隨后緩慢上漲，第12期貢獻(xiàn)率為22%，12期之后一直趨于穩(wěn)定。3.房?jī)r(jià)在當(dāng)期并未對(duì)經(jīng)濟(jì)增長(zhǎng)做出反應(yīng)，第2期迅速上漲至32%，隨后緩慢上升，在第11期達(dá)到最高為42%，11期后略有下降，維持在41.8%以上的貢獻(xiàn)率。4.對(duì)外貿(mào)易在當(dāng)期同樣未對(duì)經(jīng)濟(jì)增長(zhǎng)做出反應(yīng)，隨后緩慢增長(zhǎng)至第30期的22.8%。

表6 方差分解表

可以得出以下特點(diǎn)：1.房產(chǎn)價(jià)格對(duì)我國(guó)經(jīng)濟(jì)增長(zhǎng)的貢獻(xiàn)度最大，房地產(chǎn)業(yè)的發(fā)展拉動(dòng)了各行各業(yè)的發(fā)展，使其對(duì)經(jīng)濟(jì)增長(zhǎng)的貢獻(xiàn)較大。2.對(duì)外貿(mào)易對(duì)經(jīng)濟(jì)增長(zhǎng)的貢獻(xiàn)較大，這與我國(guó)堅(jiān)持改革開(kāi)放，實(shí)行對(duì)外政策有關(guān)，2013年9月和10月習(xí)近平總書(shū)記提出的“一帶一路”合作倡議，極大的提高了我國(guó)與一帶一路相關(guān)的49個(gè)國(guó)家的進(jìn)出口貿(mào)易總額，提高了我國(guó)經(jīng)濟(jì)增長(zhǎng)；3.農(nóng)村旅游支出對(duì)經(jīng)濟(jì)增長(zhǎng)的貢獻(xiàn)最小，這可能是我國(guó)農(nóng)村居民固有的“勤儉節(jié)約”“攢錢(qián)消費(fèi)”觀(guān)念已經(jīng)根深蒂固。

三、結(jié)論與建議

（一）結(jié)論。1.農(nóng)村旅游支出、房產(chǎn)價(jià)格、對(duì)外貿(mào)易與經(jīng)濟(jì)增長(zhǎng)之間存在協(xié)整關(guān)系，Granger因果檢驗(yàn)表明農(nóng)村旅游支出、房產(chǎn)價(jià)格、對(duì)外貿(mào)易是引起經(jīng)濟(jì)增長(zhǎng)的重要因素。2.脈沖響應(yīng)結(jié)果表明，房產(chǎn)價(jià)格與對(duì)外開(kāi)貿(mào)易均對(duì)經(jīng)濟(jì)增長(zhǎng)產(chǎn)生促進(jìn)作用，而農(nóng)村旅游支出卻抑制了經(jīng)濟(jì)增長(zhǎng)。3.方差分解結(jié)果表明，在農(nóng)村旅游消費(fèi)、房產(chǎn)價(jià)格、對(duì)外貿(mào)易對(duì)經(jīng)濟(jì)增長(zhǎng)的沖擊中，房產(chǎn)價(jià)格的貢獻(xiàn)率最大，對(duì)外貿(mào)易次之，農(nóng)村旅游消費(fèi)貢獻(xiàn)率最小。

（二）政策建議。1.政府應(yīng)當(dāng)出臺(tái)相應(yīng)措施，建立農(nóng)村居民旅游法規(guī)制度，充分保障農(nóng)村居民旅游消費(fèi)的合法權(quán)益，發(fā)放消費(fèi)券等刺激農(nóng)村居民旅游消費(fèi)的支出，增加農(nóng)村居民可支配收入，思想上引導(dǎo)農(nóng)村居民走出去看看外面的世界。2.房地產(chǎn)業(yè)是我國(guó)經(jīng)濟(jì)增長(zhǎng)的主要?jiǎng)恿?，因此政府要維持好現(xiàn)在良好的市場(chǎng)價(jià)格，避免給經(jīng)濟(jì)造成沖擊。3.我國(guó)是一個(gè)進(jìn)出口大國(guó)，保持良好的進(jìn)出口貿(mào)易環(huán)境也是十分必要的。