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一、引言
2009年11月，国务院正式通过了《长吉图开放先导区规划纲要》，标志着以长、吉、图为开发开放先导区的中国图们江区域合作开发上升为国家战略。本研究以1989—2010年吉林旅游外汇收入和GDP为基础数据，采用Eviews6.0统计软件进行描述统计、协整检验和因果关系检验等方法，构建出吉林旅游外汇收入与GDP增长贡献模型，来寻求二者之间的内在联系。
二、数据构成及分析方法
本文采用吉林省《国民经济和社会发展统计公报》的相关数据①，鉴于旅游业本身特点，遂采用1989—2010年的较完整数据，保证了分析结果的真实性和指导性。旅游外汇收入以万美元为单位，GDP以亿元为单位，为了消除异方差性，本文采用对数的形式，lnt表示吉林旅游外汇收入的对数，lngdp代表吉林GDP的对数。
本文首先通过对旅游外汇收入与经济发展的时间序列数据进行协整检验，然后再构建起两变量向量的自回归模型，并对两者的关系进行因果检验。
三、实证分析过程
（一）序列的描述性分析
根据数据绘制时序图、一阶差分序列图和二阶差分序列图，有助于判断变量的平稳性（单整性），见图1、2、3。从图1中可以观察到lnt和lngdp在1989—2010年呈现上升趋势，在水平序列上表现出不平稳性，而在图2、图3中其一阶和二阶差分序列却显示出了一定的平稳性，说明变量可能是同阶单整平稳序列，因此对其单位根检验进一步验证。
（二）单位根检验
为了避免Granger因果检验时出现虚假回归现象，采用迪基和富勒提出的增广迪基—富勒检验（Augmented Dickey-Fuller test）简称ADF检验，分别检验lnt和lngdp及它们的一阶差分和二阶差分对时间序列的平稳性。在根检验时都选取含常数项，滞后阶数均以AIC和SC信息准则最小确定。
单位根检验显示，两个水平序列都是非稳定序列，两个一阶差分序列也是非稳定的，而两个二阶差分序列ddlnt和ddlngdp在1%显著水平下均为平稳序列（见表1）。所以lnt和lngdp是二阶单整Ⅰ（2）序列，据单位根检验，可以进一步检验二者之间是否存在长期协整关系。
（三）协整检验
由于lnt和lngdp属于二阶单整Ⅰ（2），满足协整检验前提，本文采用Johansen极大似然法的最大特征值检验（λ—maxtest），即在变量自回归系统（VAR）中构造两个残差的矩阵，并计算矩阵的特征值，然后根据特征值构造统计量以判断协整关系的个数（见表2）。结果表明，在5%的显著水平上lnt和lngdp存在一个协整关系，也就是说，二者之间存在长期均衡关系。协整方程各检验项均通过，存在一个协整方程，极大似然值为39.90358，弹性系数为0.875346，lnt的标准差为0.04287，根据协整方程估计建立协整回归方程：表明吉林省旅游外汇收入每增加1个百分点，国内生产总值（GDP）增加约0.875个百分点，充分说明边区旅游外汇收入对经济增长有显著拉动效应。
（四）Granger因果检验
为了清晰地了解变量之间的因果关系，进行Granger因果检验，分别选取最大滞后期为1、2、3和4，得表3。经过Granger检验得知，对于lnt不是lngdp的Granger原因的原假设，滞后阶段在1—4之间，拒绝犯第一类错误的概率较大，因此接受原假设；而对于lngdp不是lnt的Granger原因原假设，滞后阶段在1—4之间的相伴概率非常小，拒绝原假设，可以认为lngdp是lnt的Granger原因。
四、结论
通过协整分析表明，吉林省旅游外汇收入每增加1个百分点可以促使国内生产总值（GDP）增加约0.875个百分点，由此说明吉林省入境旅游所产生的旅游外汇收入对吉林省经济增长有非常明显的拉动效应。由Granger因果检验表明，长期以来吉林省旅游外汇收入与GDP有着单向的促进作用，即吉林省GDP增长能够促进吸收旅游外汇收入。
参考文献：
①吉林省统计局．1989—2010吉林省国民经济和社会发展统计公报，2011—02—18
②国连章，赖敏辉．山东省旅游外汇收入对经济增长贡献的实证分析[J]．经济研究导刊，2009（12）：154—155
③吴忠才．旅游产业发展与区域经济增长的协整与因果关系——以湘鄂渝黔边区为例[J]．财经理论与实践，2009（3）：116—118
（宋鑫，1984年生，黑龙江讷河人，吉林师范大学旅游与地理科学学院助教。研究方向：旅游规划与发展）
2009年11月，国务院正式通过了《长吉图开放先导区规划纲要》，标志着以长、吉、图为开发开放先导区的中国图们江区域合作开发上升为国家战略。本研究以1989—2010年吉林旅游外汇收入和GDP为基础数据，采用Eviews6.0统计软件进行描述统计、协整检验和因果关系检验等方法，构建出吉林旅游外汇收入与GDP增长贡献模型，来寻求二者之间的内在联系。
二、数据构成及分析方法
本文采用吉林省《国民经济和社会发展统计公报》的相关数据①，鉴于旅游业本身特点，遂采用1989—2010年的较完整数据，保证了分析结果的真实性和指导性。旅游外汇收入以万美元为单位，GDP以亿元为单位，为了消除异方差性，本文采用对数的形式，lnt表示吉林旅游外汇收入的对数，lngdp代表吉林GDP的对数。
本文首先通过对旅游外汇收入与经济发展的时间序列数据进行协整检验，然后再构建起两变量向量的自回归模型，并对两者的关系进行因果检验。
三、实证分析过程
（一）序列的描述性分析
根据数据绘制时序图、一阶差分序列图和二阶差分序列图，有助于判断变量的平稳性（单整性），见图1、2、3。从图1中可以观察到lnt和lngdp在1989—2010年呈现上升趋势，在水平序列上表现出不平稳性，而在图2、图3中其一阶和二阶差分序列却显示出了一定的平稳性，说明变量可能是同阶单整平稳序列，因此对其单位根检验进一步验证。
（二）单位根检验
为了避免Granger因果检验时出现虚假回归现象，采用迪基和富勒提出的增广迪基—富勒检验（Augmented Dickey-Fuller test）简称ADF检验，分别检验lnt和lngdp及它们的一阶差分和二阶差分对时间序列的平稳性。在根检验时都选取含常数项，滞后阶数均以AIC和SC信息准则最小确定。
单位根检验显示，两个水平序列都是非稳定序列，两个一阶差分序列也是非稳定的，而两个二阶差分序列ddlnt和ddlngdp在1%显著水平下均为平稳序列（见表1）。所以lnt和lngdp是二阶单整Ⅰ（2）序列，据单位根检验，可以进一步检验二者之间是否存在长期协整关系。
（三）协整检验
由于lnt和lngdp属于二阶单整Ⅰ（2），满足协整检验前提，本文采用Johansen极大似然法的最大特征值检验（λ—maxtest），即在变量自回归系统（VAR）中构造两个残差的矩阵，并计算矩阵的特征值，然后根据特征值构造统计量以判断协整关系的个数（见表2）。结果表明，在5%的显著水平上lnt和lngdp存在一个协整关系，也就是说，二者之间存在长期均衡关系。协整方程各检验项均通过，存在一个协整方程，极大似然值为39.90358，弹性系数为0.875346，lnt的标准差为0.04287，根据协整方程估计建立协整回归方程：表明吉林省旅游外汇收入每增加1个百分点，国内生产总值（GDP）增加约0.875个百分点，充分说明边区旅游外汇收入对经济增长有显著拉动效应。
（四）Granger因果检验
为了清晰地了解变量之间的因果关系，进行Granger因果检验，分别选取最大滞后期为1、2、3和4，得表3。经过Granger检验得知，对于lnt不是lngdp的Granger原因的原假设，滞后阶段在1—4之间，拒绝犯第一类错误的概率较大，因此接受原假设；而对于lngdp不是lnt的Granger原因原假设，滞后阶段在1—4之间的相伴概率非常小，拒绝原假设，可以认为lngdp是lnt的Granger原因。
四、结论
通过协整分析表明，吉林省旅游外汇收入每增加1个百分点可以促使国内生产总值（GDP）增加约0.875个百分点，由此说明吉林省入境旅游所产生的旅游外汇收入对吉林省经济增长有非常明显的拉动效应。由Granger因果检验表明，长期以来吉林省旅游外汇收入与GDP有着单向的促进作用，即吉林省GDP增长能够促进吸收旅游外汇收入。
参考文献：
①吉林省统计局．1989—2010吉林省国民经济和社会发展统计公报，2011—02—18
②国连章，赖敏辉．山东省旅游外汇收入对经济增长贡献的实证分析[J]．经济研究导刊，2009（12）：154—155
③吴忠才．旅游产业发展与区域经济增长的协整与因果关系——以湘鄂渝黔边区为例[J]．财经理论与实践，2009（3）：116—118
（宋鑫，1984年生，黑龙江讷河人，吉林师范大学旅游与地理科学学院助教。研究方向：旅游规划与发展）