旅游融資的經濟影響——尼泊爾案例

1、2011年03月總第237期旅游融資的經濟影響復旦大學經濟學院高亮尼泊爾案例％舸黼礎∞螄∞螄斜一唧Ⅻ螂啪‰m嗨自％～％g一一m‰董。摘j苯天礤完了旅游融資對國生產總值0、：吶影響營并且凝現(xiàn)旅誨融焱和_薅柱顯著||的正相失關象此s囊不旅游融資娟朱瀑包話文藉融資銀行敏融資和金融機爻撿l薯’驗了I它們柱經濟埯嵌寺l散扮滾娟鐿色并盈此縫采爻特1柱各變量蔣萑顯著的正樞夫失系這|薯|。一傳統(tǒng)點曩|蘩曩一強|_|鼉||0|||l|一鼉關鏈：旅潞融餐。

2、|影鈕≯鼠投餐薯|經濟|。?！踭薯j||0ti麓||i≥|薯I||||t曩螄t∞蜥m№柏自一‰怖㈣翻蚺嘶融資是指為一個項目或活動提供資金，而投資是指把錢作為投資手段，使其賺取利息和增值。因為旅游融資被預計包括投資和融資功能，當務之急是找到其在經濟增長和發(fā)展中的作用。幾種融資渠道可以被調動來為旅游融資。其中，私人投資、政府投資和外國投資是重要的(聯(lián)合國亞太經社會，2001)。除了以上那些來源，也可以調用國際和多邊機構的貸款，以及來自國內銀

3、行和金融機構的貸款。奧利弗本內特(1991)列舉了政府預算，多邊和雙邊贈款，銀行及金融機構的貸款和投資，國有企業(yè)，私營部門和外國投資者(包括外圍直接投資)作為發(fā)展旅游的資金來源。事實上，旅游融資的資金來源混合了以上各個來源，這似乎與其他部門的融資非常相似。旅游業(yè)的增長增加了對其行業(yè)產品和服務的需求。這種產品和服務的可得性高度取決于一個經濟體的生產能力，天然資源，產品吸引力和供應條件(Goeldner，Ritchie和McInt0sh，2

4、000)。此外，它也與企業(yè)創(chuàng)業(yè)精神，投資環(huán)境，政府政策和融資機制有關。因此，融資作為在經濟增長過程中的潤滑劑，其充足的供應促進了總體經濟的增長和發(fā)展。同樣，由各種機構對旅游住宿，產品和服務的投資引發(fā)了收入和就業(yè)的增長，并伴隨著經濟和社會轉型。一、方法本文主要分析了尼泊爾的統(tǒng)計數(shù)據(jù)，形成研究所涉及各變量的數(shù)據(jù)源。這些數(shù)據(jù)主要收集自尼泊爾國家財政部，國家銀行，旅游和民航部，尼泊爾旅游局，銀行和金融機構以及若十旅游企業(yè)。經濟增長模型回歸方程的

5、系數(shù)使用普通最小二乘法(OLS)方法估計。同時對原始變量及其對數(shù)形式進行了回歸分析，模型基本形式表現(xiàn)為：=a屆f_H十一H該模型的另一緊湊形式為：缶崩／gt其中Y2是因變量，OtO是截距項，D，是各個自變量x與系數(shù)Bi對應項。在回歸分析以前將各變量轉化為對數(shù)形式，從而使這些系數(shù)的估計可以解釋為彈性系數(shù)，即：=lnaofllInXtfl2InX2InX本文的實證分析，大致分為兩個部分：a)旅游融資和經濟增長的關系：b)促進旅游融資和經濟增

6、長的各種因素之問的關系。所有解釋因變量的『=j變量估計符號均被假定為正號。對一階偏導的零假設為零，『被擇假設為非零?；貧w模型中的各變量有多種應用形式：雙變量與多元量。該偏導系數(shù)的統(tǒng)計顯著性檢驗的置信度分別為1％，5％和10％。通常，一個方程的殘差項與各階滯后變量存在相關性，尤其是對于時問序列數(shù)據(jù)分析，這就是所謂的自相關問題。為了測試回歸殘差項是否存在一階自相關，將使用Dw檢驗統(tǒng)計量。田Il此外，時間序列數(shù)據(jù)的特點還可能導致過高和Dw檢驗

7、統(tǒng)計量過低，這一現(xiàn)象通常被認為是由于變量問存在偽關系。本文利用Cochrane—Orcutt(CO)的迭代過程(Cochrane和0rcutt，1949)來轉換回歸模型，從而滿足所有需要運用最小二乘法估計的屬性。用于克服白相關問題的可估計方程形式如下：其中：當兩個連續(xù)的行估討迭代不變時，迭代過程即被終I匕。各統(tǒng)計檢驗變量，如t檢驗、F檢驗、Dw檢驗、R等，都是為了檢驗該統(tǒng)計該模型有效性的不同方面。對不滿意檢驗結果的響應將促使模型以某種方

8、式改進和修正，有助于使估計系數(shù)無偏和一致。回歸系數(shù)的統(tǒng)計顯著性檢驗采用t一檢驗。二、結果以及對數(shù)據(jù)的解釋論文分析結果分為兩部分。在第一部分，文章論述旅游融資對經濟增長的影響，以及旅游業(yè)對經濟增長的資金來源不同的影響。經濟增長變量作為因變量，而旅游融資的代理變量和旅游各種融資來源是作為自變量。H三、旅游融資對經濟的影響名義國內生產總值(GDPN)是一種重要的經濟發(fā)展指標，包括經濟體在一年內生產的所有最終商品和服務(Sharma，2001)

9、。同時，GDPT即酒店，貿易和餐飲總額對整體名義GDP的貢獻，也可以作為一個重要的經濟增長代理變量。這個變量的增加，對國內生產總值的整體表現(xiàn)產生正面影響。此外，GDPT對實質GDP(RGDPT)的比率是另一經濟增長的代理變量。同樣，必須看到旅游融資的影響(TFSD)，這一代理變量是由旅游融資供應所形成，包括銀行和金融機構風險的信用總敞口，政府的發(fā)展開支以及外國援助和旅游貸款支持。不同的變量形成不同的組合(包括聯(lián)合)，應用于不同的方程，以

10、找出的決定因素，并作用于所代表的模型。此外，該研究著眼于調查自相關的存在與否，并提出響應的修正措施。旅游融資對GDPT，GDPNIJRGDPT的影響通過對數(shù)模型來驗證，結果列于表l。如前所述，所有計算是以基于各自分析的對數(shù)線性形式來進行，同時有賴于選擇一個更具解釋力的模型。理論上，預期系數(shù)(p)為正，即pI0。這意味著，作為一個白變量，旅游融資變量對經濟增長(因變量)的正影響。對所有的經濟增長指數(shù)而言，旅游融資的彈性系數(shù)在1％的置信度條

11、件下具有統(tǒng)計意義上的顯著性。除此之外，該系數(shù)的符號與預期一致。表明模型擬合優(yōu)度的值對Ln(GDPT)為08l，對Ln(GDPN)為087，對Ln(RGDPT)為052，對于時間序列數(shù)據(jù)而言可認為處于高位值。這也標志著因變量的變化在很大程度上能由自變量來解釋。另外，F(xiàn)檢驗統(tǒng)計量也在統(tǒng)計意義上顯著。表1旅游融資對經濟增長的影響模型方程網變最常數(shù)項自變量LNFStarDWTSFD)(I)Ln(GDPT)18610970O811244075(2

12、891)(11155)(I1)Ln(GDPN)6280720872008132(1682)(1417)(J『T)Ln(RGDPT)442l0255O52312403l注：共有3O個觀測值，涵蓋1975—2005各年。Ln代表自然對數(shù)，TFSD旅游融資，GDPT=酒店業(yè)和鋟飲貢獻占GDP的比重，GDPN=國內生產總值名義價格，RGDPT：GDPT與GDPN的比率。各系數(shù)下方括號中提供的數(shù)字表明t檢驗的值。星號(：l=)表示該系數(shù)為1％置信

13、度內統(tǒng)計顯著。所有方程都似乎在統(tǒng)計意義上顯著，并且具有預期的符號。Dw檢驗顯示存在自相關問題。因此，所有方程的白相關問題都將通過前述提及的c0過程來修正。表2給出了修正后的估計結果：表2：旅游融資對經濟增長的影響(使用C一0二步方法進行數(shù)據(jù)轉換后結果)模型方因變量常數(shù)項自變最RFStatDW程LN(TSFD)TVIm197405180411912096(GDPT)(5624)(4373)VLn453906320747935l67(GDP

14、N)(12752)(8908)VILn一020l0771007214161(RGDPT)(6121)(1462)理論卜，模型估計參數(shù)的預期符號為_F。這意味著，旅游業(yè)融資對經濟增長的各項指標(因變量)有正相關影響。通過比較各模型方程的Dw值，發(fā)現(xiàn)除了方程(四)以外沒有白相關問題。該模型方程具有理論預期的符號。由于GDPN是～個主要的增長變量，它是一個統(tǒng)計顯著的估計系數(shù)且方程擬合優(yōu)度良好，正好符合預期觀點，即旅游業(yè)融資對經濟增長產生重大影

15、響。然而，TFSD對RGDPT的影響不顯著。綜一h所述，很明顯經濟發(fā)展指標對旅游融資變量足夠敏感。通過這一分析與結果，可以得出結論，旅游業(yè)融資對經濟的整體經濟增長產生重大影響。四旅游資金來源對經濟增長的影響很顯然，旅游業(yè)具有不同的融資來源，如銀行和金融機構，政府預算貸款分配以及外國對旅游業(yè)的貸款和援助。因此，為了評估經濟發(fā)展指標數(shù)受不同旅游融資來源的影響，需要進一步簡單線性模型回歸分析。該模型以增長變量GDPT為因變量，不同的旅游融資來

16、源作為不同自變量，分別單獨和綜合分析。表3列示了的主要回歸結果。模型估計參數(shù)的理論預期符號為正。這意味著，旅游業(yè)融資的每一種來源都對GDPT(因變量)有正面影響。正如前面提到，酒店，貿易和餐飲總額對名義GDP的貢獻(GDPT)也可以代理作為一項重要的經濟增長變量，因為它是一個具體的經濟部門，該特定變量的增加將直接影n~@GDPN。本節(jié)試圖研究各種旅游融資來源對經濟增長變量GDPT的影響。在這里，尼泊爾工業(yè)發(fā)展公司的旅游貸款支出(LTDN

17、IDC)，商業(yè)銀行的貸款發(fā)放(LSDCB)，旅游業(yè)的政府開支(TEXP)，政府對民用航空的投資(GICA)和其他部門包括對旅游的外國貸款發(fā)放(FADOT)足基于模型的解釋變量。因此，分析包括不同的自變量?？傊?，模型估計的開展是用自變量如LTDNIDC，LSDCB，TEXP，GICA~HFADOT對旅游部門國內生產總值(GDPT)進行回歸，形式如第～方程式(見表3)。LDSCB和TEXP的系數(shù)在1％的置信水平顯著，同時具有理論預期的符號。

18、同樣，LTDNIDCNGICA在5％的置信水平顯著，同時具有理論預期的符號。而FADOT末發(fā)現(xiàn)有統(tǒng)計學顯著，可能由于納入更多的變量所致。LTDNIDC，LSDCB，TEXP和GICA變量相對GDPT的一階偏導系數(shù)分別為47，13，181，6404和2，29。這表明在這些變量中每增加一個盧比，GDPTqa盧比增加額的影響程度。例如，LTDNIDC中一盧比的升幅將引致GDPT增JJN4713個盧比。此外，F(xiàn)ADOT對GDPT預期效果是正相關

19、，即外國援助和貸款發(fā)放量的增加，將增加經濟與法在GDPT。在此模型方程中，系數(shù)為負，但不顯著。當GDPT僅與FADOT回歸，系數(shù)為正和且顯著(參考表3第五方程式)。然而，該模型就F檢驗而言，被發(fā)現(xiàn)是一個不錯的選擇。經調整的為092，該值相當高。此外，在第二個方程(見表3)，獨立變量的組合是TEXP；~HGICA。第二個方程的變量具有理論預期的符號，在1％置信水平顯著。經調整的系數(shù)測定值是087，表明回歸方程有較好擬合度。此外，Dw檢驗值

20、顯示無自相關問題。這個模型方程表明了政府對預旅游的預算分配，在很大程度上弓I起了經濟增長。表三：旅游融資各種來源對經濟增長的影響同樣，在第三個方程，TEXP，GICA~HFADOT被歸為解釋變量。變量TEXP在1％具有統(tǒng)計上顯著意義，而變量GICA~HFADOT在5％具有統(tǒng)計上顯著意義。所有變量在理論上都符合預期。該模型具有良好的解釋力，以及對調整后的R24~HF統(tǒng)計量而言非常合適。DW檢驗值也顯示無自相關問題。因此，這結果也表明了這些

21、旅游融資來源對經濟增長變量的重要作用。此外，第四個方程(表3)描繪出旅游業(yè)從銀行和金融機構借款所帶來的影響。這里，NIDC貸款發(fā)放的系數(shù)(LTDNIDC)，在5％水平上具有顯著性。服務行業(yè)的商業(yè)銀行貸款(LDSCB)在1％水平上具有顯著性。adj表明因變量的變化約有87％能被模型中的自變量解釋。綜上所有分析，表3中的第一方程式是一個更好的模型，它用發(fā)展指數(shù)標示了不同來源的旅游融資的影響。這個模型很好地涵蓋了所有變量，擬合度更好，在置信水

22、平上更顯著且具有理論上的預期符號。因此，旅游融資的指標~HLTDNIDC，LSDCB，TEXP，GICA~HFODOT解釋了該行業(yè)的經濟增長模式。這表明，來自各種渠道的旅游融資對經濟增長具有顯著的影響。五、總結旅游融資呈逐年增加之勢，為了更好得為旅游部門籌措資金，一些戰(zhàn)略和資金來源需要被慎重考慮。其中，國內私人投資，政府預算和外援(雙邊和多邊)已被考慮過。除此，那些資金來源LL~rJJF商直接投資和資本市場等應探索。研究的結果表明，除非

23、有明顯的與旅游產業(yè)相關的產能過剩，』‘泛拓展旅游業(yè)的作用主要體現(xiàn)于經濟中工業(yè)結構的改變，而非產生大量的總體經濟活動。根據(jù)假設，財政政策是為穩(wěn)定公共部門借款需求而設，擴大旅游業(yè)產生更多額外投資比可以通過更多的國內儲蓄是投資資金產生?？梢缘贸鼋Y論，用于旅游推廣和投資民航的政府開支，以及由商業(yè)銀行和尼泊爾工業(yè)發(fā)展公司發(fā)放的貸款對于發(fā)展旅游業(yè)有著極其深刻的意義。此外，它一直是酒店和其他旅游行業(yè)的良性劑。這些旅游業(yè)的投資是必要的，它們?yōu)榛A設施和