中國旅游經(jīng)濟增長動態(tài)路徑的階段性變遷識別-基于馬爾科夫區(qū)制轉(zhuǎn)移模型的實證分析

1、中國旅游經(jīng)濟增長動態(tài)路徑的階段性變遷識別基于馬爾科夫區(qū)制轉(zhuǎn)移模型的實證分析隋建利，劉金全，閆超( 吉林大學數(shù)量經(jīng)濟研究中心，吉林 長春 130012)摘 要文章基于我國國內(nèi)和國際旅游收入年度數(shù)據(jù)，在分別對其總量和增長率序列進行定量探討后，運用雙階段馬 爾科夫區(qū)制轉(zhuǎn)移模型，對我國旅游經(jīng)濟增長動態(tài)過程進行階 段性變遷識別和轉(zhuǎn)移分析。結(jié)論表明: ( 1 ) 隨著時間的推 移，國內(nèi)和國際旅游收入均大體呈不斷攀升的態(tài)勢，國內(nèi)旅 游收入增長率呈 U 形變化，而國際旅游收入增長率呈周期 性變化特征。( 2) 國內(nèi) ( 國際) 旅游收入維系快速 ( 低速) 增長的可能性要強于其保持低速 ( 快速) 增長的可能

2、性，國 內(nèi) ( 國際) 旅游收入維系快速 ( 低速) 增長的可能性要強于 國際 ( 國內(nèi)) 旅游收入。( 3 ) 無論是國內(nèi)旅游收入還是國 際旅游收入，當其增長率較高時，通常都會存在潛在的較大 不確定性，當其增長率較低時，所面臨風險沖擊的可能性也 較小，國際旅游收入快速 ( 低速) 增長時的波動性顯著強于 國內(nèi)旅游收入快速 ( 低速) 增長時的波動性。( 4 ) 從近年 來的發(fā)展趨勢看，國內(nèi)旅游收入增長率仍然具有持續(xù)攀升的 強勁勢頭，同時也將會伴隨較大的波動性，國際旅游收入增 長率維持平緩低位推進的可能性較大，與此相對應的波動性較小。關(guān)鍵詞旅游經(jīng)濟; 國內(nèi)旅游收入; 國際旅游收入; 馬爾科夫區(qū)

3、制轉(zhuǎn)移模型中圖分類號F59文獻標識碼A文章編號1002 5006( 2013) 07 0022 011Doi: 10. 3969 / j issn 1002 5006. 2013. 07. 0031 引 言旅游經(jīng)濟是指旅游者在進行旅游活動時所引發(fā) 的、旅游者與旅游企業(yè)之間以及旅游企業(yè)與相關(guān)企 業(yè)之間的經(jīng)濟關(guān)聯(lián)。改革開放 30 多年來，我國旅游 經(jīng)濟所呈現(xiàn)出的持續(xù)、強勁增長態(tài)勢舉世矚目，國際 旅游收入從 1978 年的 2. 63 億美元增加到 2011 年 的 484. 64 億 美 元，國內(nèi)旅游收入從 1994 年 的1023. 5 億元增加到 2011 年的 19305. 4 億元，從而為

4、 我國增加外匯收入、擴大內(nèi)需、促進就業(yè)、拉動關(guān)聯(lián) 產(chǎn)業(yè)發(fā)展、推進地方經(jīng)濟增長等都發(fā)揮了舉足輕重基金項目本研究受國家社科基金重大項目( 10ZD006) 、國家自然科學基金項目( 71203076) 、教育部人文社會科學研 究項目( 11YJC790158) 、中國博士后科學基金特別資助項目( 2012T50277 ) 、中國博士后科學基金面上項目 ( 20110491323) 資 助。 This study was supported by grants from the major projects of the National Social Science Foundation of C

5、hina ( to LIU Jinquan ) ( No 10ZD006 ) ，the National Natural Science Foundation of China ( to SUI Jianli ) ( No71203076) ，the Humanities and Social Sciences Foundation of的作用 。早在 1998 年，中央經(jīng)濟工作會議中就已，從經(jīng)將我國旅游業(yè)視為國民經(jīng)濟新的重要增長點而使得旅游業(yè)在國民經(jīng)濟運行當中、乃至在社會整體發(fā)展當中的作用受到空前的關(guān)注。正是在相關(guān)政 策的支持和推動下，我國旅游業(yè)呈現(xiàn)出前所未有的 增長態(tài)勢。放眼全球，當今的旅

6、游業(yè)已經(jīng)發(fā)展壯大為世界 上規(guī)模最大、最為多樣化的經(jīng)濟產(chǎn)業(yè)之一，在許多國家，旅游業(yè)已經(jīng)成為其經(jīng)濟收入、就業(yè)、企業(yè)增長和 基礎(chǔ)設(shè)施開發(fā)的主要來源1。在學術(shù)界，旅游業(yè)在國家經(jīng)濟發(fā)展中的重要地位也已經(jīng)被國內(nèi)外眾多學ChinaEducationMinistry( to SUIJianli )( No11YJC790158) ，China Postdoctoral Science Special Foundation( to SUI Jianli ) ( No 2012T50277 ) ， China PostdoctoralScience Foundation( to SUI Jianli) ( No

7、20110491323) 收稿日期2013 02 10;修訂日期2013 05 11作者簡介隋建利 ( 1982 ) ，男，吉林長白人，博士，博士 后，副教授，碩士生導師，研究方向為計量經(jīng)濟學， jlsui 163 com，通訊作者; 劉金全 ( 1964 ) ，男，黑龍江密 山人，博士，教授，博士生導師，研究方向為計量經(jīng)濟學; 閆超 ( 1985 ) ，女，吉林省吉林市人，博士，博士后，講師，研究方 向為計量經(jīng)濟學。者所論證，例如巴拉格爾和坎塔維拉 ( BalaguerCantavella) 以及金等( Kim，et al ) 通過構(gòu)建誤差修正模型( error correction mod

8、el，ECM) 分別討論了西 數(shù)據(jù)來源于中國統(tǒng)計年鑒 2012和新中國六十年統(tǒng)計資料匯編。22隋建利等 | 中國旅游經(jīng)濟增長動態(tài)路徑的階段性變遷識別第 28 卷 2013 年第 7 期自身進行單獨而深入的實證分析，為此，本文試圖通過對我國旅游經(jīng)濟增長動態(tài)過程進行階段性變遷識 別與轉(zhuǎn)移分析，以期詳細探究我國旅游經(jīng)濟周期中 多階段性的復雜動態(tài)變化特征。在關(guān)于經(jīng)濟周期的研究中，由于傳統(tǒng)的線性計 量方法在測度經(jīng)濟周期特征時存在較多缺陷，因此， 眾多學者相繼提出了諸多可用于捕捉和識別經(jīng)濟周 期階段性變遷特征的非線性方法，例如漢密爾頓( Hamilton) 運用馬爾科夫轉(zhuǎn)移( Markov switch，

9、MS) 模型測度了美國經(jīng)濟周期特征，斯卡林和特然斯文班牙以及中國臺灣旅游經(jīng)濟增長與其宏觀經(jīng)濟增長之間的關(guān)系2，3。 歐 ( Oh ) 運用向量自回歸 ( vector autoregression，VAR) 模型測度了韓國旅游經(jīng)濟增長 對其宏觀經(jīng)濟擴張的影 響4。 京 迪 茲 和 漢 特 米( Gunduz Hatemi ) 利 用 杠桿引導因果關(guān)系 ( leveraged bootstrap causality) 檢驗方法探討了土耳 其旅游經(jīng)濟發(fā)展能否促進其 宏觀經(jīng)濟增長的問 題5。 陳 和 焦 偉( Chen Chio-Wei )基 于EGRACH-M模型檢驗了中國臺灣以及韓國的旅游經(jīng)濟發(fā)

10、展與其宏觀經(jīng)濟增長之間的關(guān)系，實證結(jié)果支 持金等的判斷，但卻與歐的觀點相左3 6。寶( Po) 通過考慮旅游專業(yè)度指標的實證研究表明，旅游經(jīng) 濟增長與宏觀經(jīng)濟增長之間是否存在相關(guān)關(guān)系依賴 于該國的旅游專業(yè)度7。柳思維和吳忠才采用向特 ( Skalin Terasverta )采 用平滑遷移自回歸 ( Smooth transition autoregression，STAR) 模型分析了瑞典經(jīng)濟周期特征，迢和蔡( Tiao Tsay) 以及勒曼 和波特( Leamer Potter) 基于門限自回歸( threshold autoregression，TAR) 模型再次探究了美國經(jīng)濟周期 特征

11、15 18。陳浪南和劉宏偉、劉金全等以及劉金全 和隋建利分別基于不同形式的馬爾科夫區(qū)制轉(zhuǎn)移模 型從多種角度對我國經(jīng)濟周期波動態(tài)勢和經(jīng)濟增長 運行趨勢進行了定量測度，并給出了宏觀經(jīng)濟調(diào)控 模式的相關(guān)政策建議19 21。本文借鑒劉金全等以 及劉金全和隋建利的研究思路，基于我國 1994 2011 年期間的國內(nèi)旅游收入年度數(shù)據(jù)以及 1978 2011 年期間的國際旅游收入年度數(shù)據(jù)，在分別對國 內(nèi)旅游收入和國際旅游收入的總量及其增長率時間 序列進行定量探討之后，進一步運用雙階段馬爾科 夫區(qū)制轉(zhuǎn)移模型，在考慮旅游收入增長率可能處于 低速增長階段或快速增長階段這兩種情形的基礎(chǔ) 上，通過刻畫我國旅游收入增長

12、率多階段性的復雜 動態(tài)變化過程，并測度我國旅游收入增長率在不同 階段之間相互變遷的轉(zhuǎn)移概率，以期準確厘清我國 旅游經(jīng)濟在何時步入擴張階段? 又在何時回落至衰 退階段? 以及在二者之間相互變遷的可能性又有多量誤 差 修 正 模 型 ( vectorerror correction model，VECM) 和格蘭杰( Granger) 因果關(guān)系檢驗方法對我國國內(nèi)旅游、經(jīng)濟增長、入境旅游之間存在的長期關(guān) 系進行了測度8。和紅和葉民強以及羅文斌等分 別運用向量自回歸模型以及 Engel-Granger 協(xié)整模 型分析了我國旅游經(jīng)濟發(fā)展與宏觀經(jīng)濟增長的動態(tài) 相關(guān)性問題9，10。趙磊采用 DEA-Malm

13、quist 生產(chǎn)率 指數(shù)和動態(tài)面板系統(tǒng)廣義矩估計方法分析了我國旅 游經(jīng)濟發(fā)展對宏觀經(jīng)濟增長效率的影響機制11。 曾國軍和蔡建東采用旅游增加值剝離測算法估算了 我國旅游產(chǎn)業(yè)增加值對國民經(jīng)濟的貢獻率和拉動幅 度12。然而，受世界范圍內(nèi)不穩(wěn)定性和不確定性因素 的沖擊與影響，作為我國宏觀經(jīng)濟增長的縮影，我國 旅游經(jīng)濟增長在近些年的發(fā)展歷程中跌宕起伏，并 呈現(xiàn)出一定程度的周期性變化特征。伯恩斯和米切 爾( Burns Mitchell) 曾指出，只有深入而詳細地透 析經(jīng)濟增長自身的內(nèi)在變化規(guī)律，才能夠更為科學、 有效地引導經(jīng)濟增長的前進方式和前進速度，而此 觀點當然也適用于對旅游經(jīng)濟增長的研究13。早

14、在 1976 年，美國商務部就已經(jīng)針對美國旅游經(jīng)濟的 實際發(fā)展狀況，測度了美國旅游經(jīng)濟周期的運行特 征，旨在判斷美國旅游經(jīng)濟未來的發(fā)展?jié)摿σ约翱?能遇到的相關(guān)問題。我國學者張伯山也曾強調(diào)，旅 游經(jīng)濟周期是指旅游經(jīng)濟活動因受到各種相關(guān)因素 的影響而在一定時期內(nèi)發(fā)生的規(guī)律性起伏運動，掌 握這種周期性規(guī)律，對于旅游規(guī)劃與開發(fā)、旅游預 測、旅游市場營銷及旅游經(jīng)營管理具有重要意 義14。但是我們注意到，目前國內(nèi)卻鮮有學者運用 相關(guān)的計量經(jīng)濟模型對我國旅游經(jīng)濟增長時間序列大20，21?這既有助于清晰判斷和甄別旅游經(jīng)濟周期擴張階段與衰退階段的轉(zhuǎn)變點，更有助于深入探究和解析我國旅游經(jīng)濟周期波動的深層次原因，從

15、 而在面對當前諸多不確定性因素作用的情形下，為 我國旅游經(jīng)濟收入層面的風險甄別與預警、風險防 范與規(guī)避、風險控制與管理提供重要的實踐依據(jù)，并 為我國旅游產(chǎn)業(yè)發(fā)展及相關(guān)政策制定提供具有價值 的理論依據(jù)。馬爾科夫區(qū)制轉(zhuǎn)移模型的構(gòu)建及其參數(shù)估計作為討論的起點，首先基于所研究的 時 間 序 列構(gòu)建自回歸模型，以期刻畫不同時期數(shù)據(jù)之間 的相依程度，甄別該模型對時間序列歷史數(shù)據(jù)的223Tourism Tribune Vol 28 No 7，2013旅 游 學 刊 第 28 卷 2013 年第 7 期擬合效果，判斷該模型對時間序列未來走勢的預測能力。 在此將旅游收入增長 率 t 的 自 回 歸 模型表示為:

16、p科夫過程，因此，區(qū)制狀態(tài)變量 St 轉(zhuǎn)移概率矩陣具體形式如下: p11p21 ( 6)P =p1222pt = + i t i + t t | iidN( 0， )2It 1其中，pij= PrSt = j |= i表示區(qū)制狀態(tài)St 1i = 1( 1)其中， 代表均值，t 代表擾動項，It 1 代表 t 1 時刻的信息集。假設(shè)方程( 1 ) 中的回歸系數(shù)、誤差分布的均值以及方差都是恒定的常數(shù)，這意 味著當期的旅游收入增長率依賴于前 p 期的旅游 收入增長率，即該自回歸模型所刻畫的旅游收入 增長率路徑具有時間序列的平穩(wěn)性特征，為此通變量 St 從 t 1 時刻的 i 狀態(tài)變遷至 t 時刻的

17、j 狀態(tài)2的轉(zhuǎn)移概率，且滿足 = 1，i，j = 1，2 。pijj = 1為了估計所構(gòu)建的馬爾科夫區(qū)制轉(zhuǎn)移模型，在此給出基于過去信息集 I， ，S ，以及 S的聯(lián)合t 1ttt 1分布密度:f( ，S ，S| I) =ttt 1t 1f( S ，S，I ) PrS ，S| I =|ttt 1t 1tt 1t 1常假設(shè)算子方程 1 1 L 2 L p L = 0 的特征根都落在單位圓外，然而此平穩(wěn)性假設(shè)并非 自然滿足，如果時間序列在不同時期出現(xiàn)結(jié)構(gòu)突變，即可能由于相關(guān)政策或體制的改變，使得模型 的結(jié)構(gòu)發(fā)生相應的變化，那么運用測度平穩(wěn)時間序列的 計 量 模 型將會產(chǎn)生較大的估計誤差。 此 外，簡

18、單的自回歸模型只能刻畫某種線性關(guān)系，無法透析旅游收入增長率序列中可能存在的非線性 動態(tài)變化過程。2pp1exp ( 1) 22tStiStt i2StIt 12槡2Sti = 1PrSt ，St 1 |( 7)由方程( 7) 可以進一步獲得邊際分布:22f( 2It 1 ) = St = 1 St 1 = 1f( t ，St ，St 1 |It 1 )t |=2 f( t |St ，St 1 ，It 1 ) PrSt ，St 1 | It 1 ( 8)鑒于簡單的自回歸模型無法準確描述旅游收入增長率的數(shù)據(jù)生成過程，在此參考漢密爾頓的思想， 基于上文所設(shè)定的簡單自回歸模型( 1 ) ，進一步構(gòu) 建

19、包含馬爾科夫區(qū)制轉(zhuǎn)移形式的旅游收入增長率模 型15:pSt = 1 St 1 = 1而由方程( 8) 可以進一步獲得對數(shù)似然函數(shù):22lnL = ln St = 1 St 1 = 1 f( t |St ，St 1 ，It 1 )T( 9)t = 1PrSt ，St 1 |It 1其中，PrSt= j，St 1 = i | It 1 = PrSt = j |+ iS t i + t ，t | iidN( 0，S )2t = SIt 1= iPrS= i | I，i，j = 1，2 。利用所獲得Stttt 1t 1t 1i = 1的加權(quán)項 PrSt ，St 1 | It 1更新方程( 9) ，即:

20、PrSt = j，St 1 = i | It = f( t | St = j，S t 1 = i，It 1 ) PrSt = j，St 1 = i | It 1( 2)( 3) ( 4) ( 5)= 1 S1t + 2 S2t= i1 S1t + i2 S2tStiSt22 f( t | St = j，St 1 = i，It 1 ) PrSt = j，St 1 = i | It 1St = 1 St 1 = 1( 10)222= 1 S1t + 2 S2tt其中，S 代表 t 依賴于區(qū)制狀態(tài)變量 St 的條t件均值，t 仍然代表擾動項。當 St= i，i= 1，2 時，在此，還可以獲得濾子概率

21、 PrS= j | I =tt= 1 且 Skt = 0，k i 。根據(jù)區(qū)制狀態(tài)劃分的性質(zhì)Sit2PrS = j，SI ，基于 t= 1，2， ，T= i |tt 1t要求，在此模型中，首先假設(shè)旅游收入增長率 t 的i = 1時刻的濾子概率重復迭代方程( 7 ) 和( 10 ) ，能夠在條件均值所具有的參數(shù)約束條件為: 1 2 ，進而f( t |It 1 )中相應地獲得加權(quán)項，進而獲得對數(shù)似假設(shè)在旅游收入增長的變化過程中存在著雙階段特然值和各個時刻的濾子概率、平滑概率( 詳細估計過程可以參見漢密爾頓的介紹15) 。征，具體而言，區(qū)制 1(= 1 ) 代表低速增長階段，S1t其條件均值為 1 ;

22、 區(qū)制 2 (= 1 ) 代表快速增長S2t階段，其條件均值為 2 。此外，假設(shè)模型中的所有參數(shù)均狀態(tài)相依，并都受制于區(qū)制狀態(tài)變量 St ，同 時雙階段之間的轉(zhuǎn)移概率滿足離散取值的一階馬爾 事實上，在本文第 3 節(jié)中的實證檢驗結(jié)論表明，此雙階段能夠鮮明地刻畫和對應我國旅游收入處于低速增長階段和快速增長階 段這兩個區(qū)制。24隋建利等 | 中國旅游經(jīng)濟增長動態(tài)路徑的階段性變遷識別第 28 卷 2013 年第 7 期內(nèi)旅游收入和國際旅游收入的相對變化，即增長率的動態(tài)變化特征，因此在圖 2 中分別鮮明地刻畫出 我國國內(nèi)旅游收入增長率和國際旅游收入增長率序 列的時間變化路徑，其中，旅游收入增長率的趨勢成

23、 分由 H-P 濾波技術(shù)計算得到，而柱形圖表示的是旅 游收入增長率的周期成分，即旅游收入增長率與旅 游收入增長率趨勢成分之間的差距，能夠表征旅游 收入增長率的波動程度，即不確定性，此處的結(jié)果由 EViews 5. 0 軟件計算完成。通過將旅游收入增長率序列具體分解為趨勢成 分以及周期成分，可以更為清晰地解讀我國國內(nèi)旅 游收入增長率以及國際旅游收入增長率序列的時間 動態(tài)變化特征。具體而言，從圖 2 所示的國內(nèi)旅游 收入增長率趨勢成分來看，在 1995 2011 年的總體 樣本時間區(qū)間內(nèi)，國內(nèi)旅游收入增長率大致呈 U 形 的變化特征，即從 1995 2002 年 間 緩 慢 下 降，在2003 年

24、“非典”疫情爆發(fā)期間達到最低谷值以后逐 漸攀升，并于 2011 年達到最高峰值。此外，從國內(nèi) 旅游收入增長率周期成分來看，一方面，受 2003 年 “非典”疫情的沖擊，國內(nèi)旅游收入增長率呈現(xiàn)出劇 烈的波動態(tài)勢，另一方面，自 2008 年國際金融危機 爆發(fā)以來，國內(nèi)旅游收入增長率的波動程度再一次 顯著增強。從近年來的總體發(fā)展趨勢看，國內(nèi)旅游 收入增長率仍然具有持續(xù)攀升的強勁勢頭，但是也 還將會伴隨著較大的波動性，即不確定性的存在。 從圖 2 所示的國際旅游收入增長率趨勢成分來看， 在 1979 2011 年的總體樣本時間區(qū)間內(nèi)，國際旅游 收入增長率呈現(xiàn)出周而復始的周期性變化特征，即1979 19

25、94 年間呈現(xiàn)出一輪由高增長率不斷下滑 到最低谷值繼而又逐漸攀升至最高峰值的過程，隨 后在 1995 年至今的期間內(nèi)再一次呈現(xiàn)出相對平緩 的下降態(tài)勢。此外，從國際旅游收入增長率周期成 分來看，在所研究的總體樣本區(qū)間內(nèi)清晰地呈現(xiàn)出 顯著的波動聚類現(xiàn)象，與國內(nèi)旅游收入增長率相比 較，國際旅游收入增長率具有更強的波動性、更大的 不確定性。這從周期成分角度指出，關(guān)于國際旅游 收入層面的風險甄別與預警、風險防范與規(guī)避、風險 控制與管理等功能亟待進一步地提高和完善。從近 年來的總體發(fā)展趨勢來講，國際旅游收入增長率維 持平緩低位推進的可能性較大，而與此相對應的波3 中國旅游經(jīng)濟增長動態(tài)過程階段性變遷識別與轉(zhuǎn)

26、移的實證檢驗在統(tǒng)計部門所公布的統(tǒng)計資料中，國內(nèi)旅游收 入具體包括國內(nèi)游客在國內(nèi)旅行、游覽過程中所用 于交通、參觀游覽、住宿、餐飲、購物、娛樂等方面的 全部花費; 而國際旅游( 外匯) 收入具體涵括入境游 客在中國( 大陸) 境內(nèi)旅行、游覽過程中所用于交 通、參觀游覽、住宿、餐飲、購物、娛樂方面等的全部 花費。與生延超等的研究思路相一致，在此選用我 國國內(nèi)旅游收入以及國際旅游收入來度量我國旅游 經(jīng)濟的發(fā)展態(tài)勢22。本文數(shù)據(jù)來源于中國統(tǒng)計年鑒 2012和新中 國六十年統(tǒng)計資料匯編。首先，圖 1 分別簡單地勾勒出我國國內(nèi)旅游收 入和國際旅游收入的時間變化路徑。能夠直觀地發(fā) 現(xiàn)，在所研究的樣本區(qū)間內(nèi)，

27、伴隨著時間的推移，我 國國內(nèi)旅游收入以及國際旅游收入均大體呈現(xiàn)出不 斷攀升的態(tài)勢，同時也能夠注意到，國內(nèi)旅游收入曾 在 2003 年出現(xiàn)了一定程度的下降跡象，而國際旅游 收入曾分別在 2003 年、2008 年以及 2009 年三度呈 現(xiàn)出陡然下降的征候。究其原因，我們知道，2003 年正是“非典”疫情席卷全國的特殊時期，我國旅游 業(yè)同時步入了一個經(jīng)久未遇的嚴冬，國內(nèi)游銳減、入 境游退團，在那一時期，盡管相關(guān)的旅游政策發(fā)生了 變化，盡管旅游者的消費心理以及消費行為也發(fā)生 了變化，但是我國旅游行業(yè)戰(zhàn)勝“非典”疫情的堅定 信念始終不渝，正因如此，自 2004 年起，我國這一朝 陽產(chǎn)業(yè)迅速走出“非典

28、”嚴冬的陰霾，并重現(xiàn)旅游收 入持續(xù)增長的驕人業(yè)績。2008 年，伴隨著世界范圍 內(nèi)石油等大宗商品價格的劇烈波動以及美國次貸危 機的急劇擴散，最終引發(fā)了席卷全球的金融危機，作 為我國現(xiàn)代經(jīng)濟發(fā)展重要支柱產(chǎn)業(yè)的旅游業(yè)也不可 避免地經(jīng)受了巨大的沖擊，盡管本輪金融危機的波 及影響并沒有在圖 1 所示的國內(nèi)旅游收入時間變化 路徑中凸顯出來，但是卻在圖 1 所示的國際旅游收 入時間變化路徑中清晰地表露出來，即直接引致了 我國國際旅游收入在 2008 年以及 2009 年連續(xù)兩年 的持續(xù)走低。這也從另一角度說明，與國際旅游收 入相比較，關(guān)于國內(nèi)旅游收入層面的風險規(guī)避和風 險防范功能更為有效。由于圖 1 僅分

29、別簡單地刻畫出我國國內(nèi)旅游收 入和國際旅游收入的總量變化特征，通過對總量變 化軌跡的分析，我們只能粗略地探察出國內(nèi)旅游收 入和國際旅游收入的絕對變化，但卻無法透析出國 在中國統(tǒng)計年鑒 2012和新中國六十年統(tǒng)計資料匯編中所公布的我國國內(nèi)旅游收入年度數(shù)據(jù)的起始時間為 1994 年，國際 旅游收入年度數(shù)據(jù)的起始時間為 1978 年。25Vol 28 No 7，2013旅 游 學 刊第 28 卷2013 年第 7 期Tourism Tribune圖 1 國內(nèi)旅游收入和國際旅游收入時間動態(tài)軌跡Fig 1 Domestic and international tourism revenue time d

30、ynamic trajectory圖 2 國內(nèi)旅游收入和國際旅游收入增長率時間動態(tài)軌跡The growth rate of domestic and international tourism revenue time dynamic trajectoryFig 2易發(fā)現(xiàn)，無論是對國內(nèi)旅游收入增長率而言，抑或是國際旅游收入增長率來講，諸如均值、自回歸系數(shù)以 及方差等參數(shù)的估計結(jié)果均十分顯著，并且同一參 數(shù)在不同區(qū)制下的估計結(jié)果差異很大，這不僅表明 本文基于所構(gòu)建的雙階段馬爾科夫區(qū)制轉(zhuǎn)移模型來 刻畫我國國內(nèi)旅游收入增長率和國際旅游收入增長 率序列中的雙階段動態(tài)變化特征十分合理而準確， 而且說明在

31、我國國內(nèi)旅游收入增長率和國際旅游收 入增長率序列中確實存在著顯著的雙階段動態(tài)變化 特征。具體而言，如表 1 所示，我國國內(nèi)旅游收入處于動性、不確定性顯著加劇的可能性較小。與圖 1 相比較，盡管圖 2 能夠初步顯示出我國 國內(nèi)旅游收入增長率和國際旅游收入增長率的動態(tài) 變化特征，但是尚無法進一步準確地刻畫出國內(nèi)旅 游收入增長率和國際旅游收入增長率具體在何時、 并在何種條件下發(fā)生了結(jié)構(gòu)性的動態(tài)突變。有鑒于 此，下面分別基于我國國內(nèi)旅游收入增長率和國際 旅游收入增長率時間序列數(shù)據(jù)，運用極大似然估計 方法，通過 Gauss 9. 0 語言編程來估計本文第 2 節(jié)所 述的雙階段馬爾科夫區(qū)制轉(zhuǎn)移模型，以期獲

32、得關(guān)于 我國旅游收入增長動態(tài)過程階段性變遷識別和轉(zhuǎn)移 分析的重要經(jīng)濟學實證結(jié)果。在此，通過綜合比較 不 同滯后階數(shù)下模型的 信 息 量 準 則 ( Akaike低速增 長 階 段 (1 ) 時 的 維 持 概 率 為 p11St =0. 7723，而處于快速增長階段(= 2 ) 時的維持概St率為 p22 = 0 8034 。由于旅游收入處于不同增長階 段的平均持續(xù)期 D( St ) 能夠由與區(qū)制狀態(tài)變量 St 相對應的維持概率值計算而得到，即:information criterion，AIC )準 則 值、施 瓦 茲 準 則( Schwarz Criterion，SC) 準則值以及對數(shù)似然

33、值估計結(jié)果，最終選取滯后 2 階 ( p = 2 ) 的雙階段馬爾科 夫區(qū)制轉(zhuǎn)移模型來測度我國國內(nèi)旅游收入增長率序 列的動態(tài)變化特征; 并選取滯后 1 階( p = 1 ) 的雙階 段馬爾科夫區(qū)制轉(zhuǎn)移模型來測度我國國際旅游收入 增長率序列的動態(tài)變化特征。最終分別得到如表 1 所示的雙階段馬爾科夫區(qū)制轉(zhuǎn)移模型參數(shù)、轉(zhuǎn)移概 率矩陣以及對數(shù)似然值等具體估計結(jié)果。我們很容DS ( i) = ES = i = 1 ，i = 1，2tt1 pii( 11)因此相對應地，我國國內(nèi)旅游收入處于低速增( D( St )=長階段時的平均持續(xù)期約為 4. 4 年( 1 pii )= 1 / ( 1 0. 7723

34、)1= 4. 3917 ) ，而處于快26隋建利等 | 中國旅游經(jīng)濟增長動態(tài)路徑的階段性變遷識別第 28 卷 2013 年第 7 期速增長階段時的平均持續(xù)期約為 5. 1 年 ( 1 / ( 1 0. 8034) ) ，這意味著，我國國內(nèi)旅游收入處于快速增長階段時的持續(xù)性顯著強于其處于低速 增長階段時的持續(xù)性，平均持續(xù)時間相差大約 0. 7 年，即國內(nèi)旅游收入 維系快速增長的可能性要強于其保持低速增長的可能性。此外，觀察 表 1 中的具體估計結(jié)果還發(fā)現(xiàn)，國內(nèi)旅游收入處于快速增長階段時的平均持續(xù)時間相差大約 1. 4 年，即國際旅游收入保持低速增長的 可能性要強于其維系快速增長的 可能性。此外，

35、觀察表 1 中的具 體估計結(jié)果還發(fā)現(xiàn)，我國國際旅 游收入處于快速增長階段時的方 差( = 0 2064 ) 也明顯高于其 處于低速增長階段時的方差( = 0. 0687 ) ，這同樣說明，在國際 旅游收入增長率相對較高時，通 常會伴隨著較大的波動性、較大 的不確定性，而在國際旅游收入 增長率相對較低時，通常會伴隨 著較 小 的 波 動 性、較 小 的 不 確 定性。最后，將表 1 中所示的具體 估計結(jié)果相比較，驚奇地發(fā)現(xiàn)，在 我國，國際旅游收入步入低速增 長階段時的持續(xù)性 ( 約 5. 0 年) 強于國內(nèi)旅游收入步入低速增長 階段時的持續(xù)性( 約 4. 4 年) ，平 均持續(xù)時間相差大約 0.

36、 6 年，這 說明，國際旅游收入維系低速增 長的可能性要強于國內(nèi)旅游收 入; 而國際旅游收入步入快速增 長階段時的持續(xù)性 ( 約 3. 6 年) 弱于國內(nèi)旅游收入步入快速增長 階段時的持續(xù)性( 約 5. 1 年) ，平 均持續(xù)時間相差大約 1. 5 年，這 說明，國內(nèi)旅游收入維系快速增 長的可能性要強于國際旅游收 入。此外，雖然國內(nèi)旅游收入和 國際旅游收入處于快速增長階段 時的波動性均顯著高于其處于低 速增長階段時的波動性，但是相 對比，國際旅游收入步入快速增方差( = 0 1758 ) 顯著高于其處于低速增長階段時的方差( = 00220 ) ，這意味著，在國內(nèi)旅游收入增長率相對較高時，通常

37、會伴隨著較大的波動性與不確定性，而在國內(nèi)旅游收入增長率相對較低時，通常 會伴隨著較小的波動性與不確定性。表 1 雙階段馬爾科夫區(qū)制轉(zhuǎn)移模型估計結(jié)果 Tab 1 Dual stage Markov Regime Switch Model estimated results 國內(nèi)旅游收入 ( 滯后 2 階) Domestic tourism revenue ( Lag order 2)國內(nèi)旅游收入低速增長階段( St = 1 )Slow growth phase of domestic tourism revenue ( St = 1 )國內(nèi)旅游收入快速增長階段( St = 2 )Rapid gr

38、owth phase of domestic tourism revenue ( St = 2 )參數(shù)Parameter0. 0130 * ( 0. 0389)0. 0746 * ( 0. 1364)0. 7251 ( 0. 1379)0. 0220 ( 0. 0062)0. 2018 * ( 0. 1390) 0. 0583 * ( 0. 5167)0. 1813 * ( 0. 5260)0. 1758 ( 0. 0453)12轉(zhuǎn)移概率矩陣Transition 0 77230 1966 P =0 22770 8034probability matrix 對數(shù)似然值Log-likelihood

39、 values13. 9182國際旅游收入 ( 滯后 1 階) International tourism revenue ( Lag order 1)國際旅游收入低速增長階段( St = 1 )Slow growth phase of international tourism revenue ( St = 1 )國際旅游收入快速增長階段( St = 2 )Rapid growth phase of international tourism revenue ( St = 2 )參數(shù)Parameter0. 1022 ( 0. 0386)0. 2823 * ( 0. 1409)0. 0687

40、( 0. 0177)0. 1973 ( 0. 0854) 0. 1167 * ( 0. 3384)0. 2064 ( 0. 0517)1轉(zhuǎn)移概率矩陣Transition 0 80160 2782 P =0 19840 7218 probability matrix 對數(shù)似然值Log-likelihood values18. 9744長 階段時的波動性 ( =0. 2064 ) 顯著強于國內(nèi)旅游收入步入快速增長階段時的波動性注: 和* 分別表示在 1% 和 5% 水平下顯著; 括號中數(shù)值為對應參數(shù)的標準差。另一方面，如表 1 所示，我國國際旅游收入處于低速增長階段(St( 0. 1758 ) ，

41、而且國際旅游= 1 ) 時的維持概率為 p11 = 0 8016，而處于快速增長階段(= 2 ) 時=St的維持概率為 p22 = 0 7218，相對應地，處于低速增長階段時的平均持續(xù)期約為 5. 0 年( 1 / ( 1 0. 8016 ) ) ，而處于快速增長階段時的平均持 續(xù)期約為 3. 6 年( 1 / ( 1 0. 7218) ) ，這意味著，我國國際旅游收入處于 快速增長階段時的持續(xù)性顯著弱于其處于低速增長階段時的持續(xù)性，27收入步入低速增長階段時的波動性( = 0. 0687 ) 也明顯強于國 內(nèi)旅游收入步入低速增長階段時的波 動 性 ( 0. 0220 ) 。 因=Touris

42、m Tribune Vol 28 No 7，2013旅 游 學 刊 第 28 卷 2013 年第 7 期圖 3 國內(nèi)旅游收入低速增長階段( St = 1) 和快速增長階段( St = 2)Fig 3 Slow growth phase ( St = 1) and rapid growth phase ( St = 2) of domestic tourism revenue此，從馬爾科夫區(qū)制轉(zhuǎn)移模型中方差估計值的角度證明，與國內(nèi)旅游收入相比較，關(guān)于國際旅游收入層 面的抗沖擊能力，即風險識別、風險規(guī)避以及風險控 制等功能有待于進一步提高。由于平滑概率能夠生動地描述旅游收入增長率 在 t = 1，

43、2，T 時所處區(qū)制狀態(tài)發(fā)生轉(zhuǎn)移的概率， 在此進一步基于雙階段馬爾科夫區(qū)制轉(zhuǎn)移模型計算 區(qū)制狀態(tài)變量 St 在所研究的總體樣本區(qū)間內(nèi)離散 取值的平滑概率。圖 3 和圖 4 分別清晰地刻畫出我 國國內(nèi)旅游收入和國際旅游收入處于低速增長階段能性相對較大。 圖 4 說明，我國國際旅游收入在1980 1988 年、1995 2002 年、2006 年以及 2010 2011 年 處 于低速增長階段 (Pr( St= 1 | It )0. 5 ) ; 而 在 1989年、2003年 以 及 1994 20052007 2009 年處于快速增長階段(Pr( St = 2 | It ) 0. 5 ) 。從近年

44、來的總體發(fā)展趨勢來講，國際旅游收入處于低速增長階段的平滑概率值持續(xù)攀升，即 其在未來仍將處于低速增長階段的可能性相對較 大。對樣本區(qū)間內(nèi)平滑概率值的時間變動軌跡進行 綜合 比 較 發(fā) 現(xiàn)，就國內(nèi)旅游收入而 言，無 論 是 在1997 2002 年、2008 2009 年處于低速增長階段 時，還是在 2003 2007 年、2010 2011 年處于快速 增長階段時，表征國內(nèi)旅游收入增長率高、低的平滑 概率值大致都維持在 1. 0 左右，但是就國際旅游收 入來講，無論是在 1980 1988 年、1995 2002 年、2006 年、2010 2011 年處于低速增長階段時，抑或 在 1989

45、1994 年、2003 2005 年、2007 2009 年處 于快速增長階段時，其平滑概率值呈現(xiàn)出相對較為 劇烈的波動態(tài)勢。這從馬爾科夫區(qū)制轉(zhuǎn)移模型中離 散取值的平滑概率估計結(jié)果角度印證，與國際旅游 收入相比較，關(guān)于國內(nèi)旅游收入層面的風險預警、風( St= 1 ) 以及快速增長階段(= 2 ) 時的平滑概St率。一般而言，當區(qū)制狀態(tài)變量 St 的概率值 Pr( St= i | It ) 0 5，i = 1，2 時，區(qū)制轉(zhuǎn)移發(fā)生，即此時處于 i 階段(= 1，2 ) ，概率值愈大，說明旅游收入增i長率處于此階段的可能性也就愈大。圖 3 顯示，我國國內(nèi)旅游收入在 1997 2002 年以及 20

46、08 2009 年處于低速增長階段(Pr( St = 1 |It ) 0 5 ) ; 而在 2003 2007 年以及 2010 2011年處于快速增長階段(Pr( St = 2 | It ) 0 5 ) 。從近年來的總體發(fā)展趨勢來講，國內(nèi)旅游收入處于快速增長階段的平滑概率值相對穩(wěn)定，并始終保持在1. 0 左右，即其在未來仍將處于快速增長階段的可圖 4 國際旅游收入低速增長階段( St = 1) 和快速增長階段( St = 2)Fig 4 Slow growth phase ( St = 1) and rapid growth phase ( St = 2) of international

47、tourism revenue28隋建利等 | 中國旅游經(jīng)濟增長動態(tài)路徑的階段性變遷識別第 28 卷 2013 年第 7 期爆發(fā)期間達到最低谷值以后逐漸攀升，并于 2011 年達到最高峰值。此外，從國內(nèi)旅游收入增長率周期 成分來看，一方面，受 2003 年“非典”疫情的沖擊， 國內(nèi)旅游收入增長率呈現(xiàn)出劇烈的波動態(tài)勢，另一 方面，自 2008 年國際金融危機爆發(fā)以來，國內(nèi)旅游 收入增長率的波動程度再一次顯著增強。從近年來 的總體發(fā)展趨勢來講，國內(nèi)旅游收入增長率仍然具 有持續(xù)攀升的強勁勢頭，但是也還將會伴隨著較大 的波動性，即不確定性的存在。從國際旅游收入增 長率趨勢成分來看，在所研究的總體樣本時

48、間區(qū)間 內(nèi)，國際旅游收入增長率呈現(xiàn)出周而復始的周期性 變化特征，即從 1979 1994 年間呈現(xiàn)出一輪由高增 長率不斷下滑到最低谷值繼而又逐漸攀升至最高峰 值的過程，隨后在 1995 年至今的期間內(nèi)再一次呈現(xiàn) 出相對平緩的下降態(tài)勢。此外，從國際旅游收入增 長率周期成分來看，在所研究的總體樣本區(qū)間內(nèi)清 晰地呈現(xiàn)出顯著的波動聚類現(xiàn)象，與國內(nèi)旅游收入 增長率相比較，國際旅游收入增長率具有更強的波 動性、更大的不確定性。從近年來的總體發(fā)展趨勢 來講，國際旅游收入增長率維持平緩低位推進的可 能性較大，而與此相對應的波動性、不確定性顯著加 劇的可能性較小。( 3) 為了進一步準確地刻畫出國內(nèi)旅游收入增

49、長率和國際旅游收入增長率具體在何時、并在何種 條件下發(fā)生了結(jié)構(gòu)性的動態(tài)突變。分別基于我國國 內(nèi)旅游收入增長率和國際旅游收入增長率時間序列 數(shù)據(jù)，運用雙階段馬爾科夫區(qū)制轉(zhuǎn)移模型，對我國旅 游收入增長動態(tài)過程進行階段性變遷識別和轉(zhuǎn)移分 析。具體而言，首先，無論是對國內(nèi)旅游收入增長率 而言，抑或?qū)H旅游收入增長率來講，雙階段馬爾 科夫區(qū)制轉(zhuǎn)移模型中的均值、自回歸系數(shù)以及方差 等參數(shù)的估計結(jié)果均十分顯著，并且同一參數(shù)在不 同區(qū)制下的估計結(jié)果差異很大，這不僅表明本文基 于所構(gòu)建的雙階段馬爾科夫區(qū)制轉(zhuǎn)移模型來刻畫我 國國內(nèi)旅游收入增長率和國際旅游收入增長率序列 中的雙階段動態(tài)變化特征十分合理而準確，而且

50、說 明在國內(nèi)旅游收入增長率和國際旅游收入增長率序 列中確實存在著顯著的雙階段動態(tài)變化特征。其 次，我國國內(nèi)旅游收入處于低速增長階段時的維持 概率小于其處于快速增長階段時的維持概率，國內(nèi) 旅游收入處于低速增長階段時的平均持續(xù)期短于其 處于快速增長階段時的平均持續(xù)期。因此，國內(nèi)旅 游收入處于低速增長階段時的持續(xù)性顯著弱于其處 于快速增長階段時的持續(xù)性，即國內(nèi)旅游收入維系險防范以及風險管理等功能都更為完善和有效。此外，將圖 2 與圖 3 以及圖 4 相比較可以發(fā)現(xiàn)， 在我國旅游經(jīng)濟的運行歷程當中，無論是對國內(nèi)旅 游收入而言，還是對國際旅游收入而言，圖 3 和圖 4 中分別所示的國內(nèi)旅游收入和國際旅游

51、收入處于快 速增長階段的時間范圍總是與圖 2 中出現(xiàn)周期成分 劇烈波動的時期相吻合，而圖 3 和圖 4 中分別所示 的國內(nèi)旅游收入和國際旅游收入處于低速增長階段 的時間范圍又總是與圖 2 中呈現(xiàn)周期成分相對平穩(wěn) 的時期相一致，此處的發(fā)現(xiàn)再一次印證了表 1 所示 的雙階段馬爾科夫區(qū)制轉(zhuǎn)移模型中方差估計結(jié)果的 正確性，即在旅游收入增長率相對較高時，通常都會 存在潛在相對較大的不確定性，而在旅游收入增長 率相對較低時，所面臨風險沖擊的可能性也相對 較小。4 基本結(jié)論及經(jīng)濟政策啟示本文基于我國 1994 2011 年期間的國內(nèi)旅游 收入年度數(shù)據(jù)以及 1978 2011 年期間的國際旅游 收入年度數(shù)據(jù)，

52、在分別對國內(nèi)旅游收入和國際旅游 收入的總量及其增長率時間序列進行簡單地定量探 討之后，進一步運用雙階段馬爾科夫區(qū)制轉(zhuǎn)移模型， 通過識別和刻畫我國旅游收入增長率多階段性的復 雜動態(tài)變化過程，并測度和考量我國旅游收入增長 率在不同階段之間相互變遷的轉(zhuǎn)移概率，對我國旅 游經(jīng)濟增長動態(tài)過程進行階段性變遷識別和轉(zhuǎn)移分 析，最終得到如下重要結(jié)論:( 1) 通過簡單勾勒我國國內(nèi)旅游收入總量以及 國際旅游收入總量的時間變化軌跡，能夠粗略地探 察出國內(nèi)旅游收入以及國際旅游收入的絕對變化特 征。具體而言，在所研究的總體樣本區(qū)間內(nèi)，伴隨著 時間的推移，國內(nèi)旅游收入以及國際旅游收入均大 體呈現(xiàn)出不斷攀升的態(tài)勢，特別地

53、，國內(nèi)旅游收入曾 在 2003 年出現(xiàn)了一定程度的下降跡象，而國際旅游 收入曾分別在 2003 年、2008 年以及 2009 年三度呈 現(xiàn)出陡然下降的征候。( 2) 為了透析國內(nèi)旅游收入和國際旅游收入的 相對變化，即增長率的動態(tài)變化特征，基于 H-P 濾 波技術(shù)通過將旅游收入增長率序列具體分解為趨勢 成分以及周期成分，進而更為清晰地解讀我國國內(nèi) 旅游收入增長率以及國際旅游收入增長率序列的時 間動態(tài)變化特征。具體而言，從國內(nèi)旅游收入增長 率趨勢成分來看，在所研究的總體樣本時間區(qū)間內(nèi)， 國內(nèi)旅游收入增長率大致呈 U 形變化特征，即從1995 2002 年間緩慢下降，在 2003 年“非典”疫情2

54、9Tourism Tribune Vol 28 No 7，2013旅 游 學 刊 第 28 卷 2013 年第 7 期速增長階段抑或處于快速增長階段，其平滑概率值呈現(xiàn)出相對較為劇烈的波動態(tài)勢。此外，從近年來 的總體發(fā)展趨勢來講，國內(nèi)旅游收入處于快速增長 階段的平滑概率值相對穩(wěn)定，并始終保持在 1. 0 左 右，即其在未來仍將處于快速增長階段的可能性相 對較大，而國際旅游收入處于低速增長階段的平滑 概率值持續(xù)攀升，即其在未來仍將處于低速增長階 段的可能性相對較大。此外，在我國旅游經(jīng)濟的運 行歷程當中，無論是對于國內(nèi)旅游收入而言，還是對 于國際旅游收入來講，其處于快速增長階段的時間 范圍總是與其增

55、長率周期成分呈現(xiàn)劇烈波動的時期 相吻合，而其處于低速增長階段的時間范圍又總是 與其增長率周期成分體現(xiàn)相對平穩(wěn)的時期相一致， 這再一次印證在旅游收入增長率相對較高時，通常 都會存在潛在相對較大的不確定性，而在旅游收入 增長率相對較低時，所面臨風險沖擊的可能性也相 對較小。旅游產(chǎn)業(yè)是第三產(chǎn)業(yè)的重要組成部分，能夠為 國家和社會創(chuàng)造巨大的經(jīng)濟效益、社會效益和文化 效益。發(fā)展旅游產(chǎn)業(yè)對于促進我國經(jīng)濟增長、豐富 人民精神文化生活、帶動相關(guān)產(chǎn)業(yè)結(jié)構(gòu)調(diào)整、增加就 業(yè)機會和促進區(qū)域經(jīng)濟協(xié)調(diào)發(fā)展等方面都具有重要 作用。我國政府也越來越重視旅游產(chǎn)業(yè)的發(fā)展，2009 年國務院發(fā)布的關(guān)于加快發(fā)展旅游業(yè)的意 見中，就已經(jīng)

56、提出要把旅游業(yè)培育成國民經(jīng)濟的 戰(zhàn)略性支柱產(chǎn)業(yè)和人民群眾更加滿意的現(xiàn)代服務 業(yè)，并力爭到 2020 年使我國旅游產(chǎn)業(yè)的規(guī)模、質(zhì)量 和效益基本達到世界旅游強國水平。目前已經(jīng)發(fā)布 實施的職工帶薪年休假條例、促進文化與旅游 結(jié)合發(fā)展的指導意見以及正在編制的全國森林 旅游發(fā)展總體規(guī)劃、全國鄉(xiāng)村旅游發(fā)展綱要等 都為我國旅游產(chǎn)業(yè)的快速發(fā)展創(chuàng)造了良好的條件。 然而，從本文的實證結(jié)果中可以發(fā)現(xiàn)，我國旅游 經(jīng)濟的發(fā)展始終伴隨著較大的波動性，尤其是當我 國旅游經(jīng)濟呈現(xiàn)快速發(fā)展勢頭時，其波動性更為顯 著。因此，如何能夠在保持旅游收入快速增長的同時，實現(xiàn)我國國內(nèi)和國際旅游經(jīng)濟的長期穩(wěn)定發(fā)展， 必將成為相關(guān)部門關(guān)注的重

57、點問題。筆者認為，旅游業(yè)的穩(wěn)定發(fā)展需要政府部門、相 關(guān)企業(yè)以及全社會共同的努力和配合，充分發(fā)揮市 場配置資源的基礎(chǔ)性作用，走內(nèi)涵式發(fā)展道路，實現(xiàn) 速度、結(jié)構(gòu)、質(zhì)量、效益相統(tǒng)一。首先，要加快旅游相 關(guān)基礎(chǔ)設(shè)施的建設(shè)，建設(shè)旅游道路、景區(qū)停車場、游 客服務中心、旅游安全以及資源環(huán)境保護等基礎(chǔ)設(shè)快速增長的可能性要強于其保持低速增長的可能性。與此不同，我國國際旅游收入處于低速增長階 段時的維持概率大于其處于快速增長階段時的維持 概率，國際旅游收入處于低速增長階段時的平均持 續(xù)期長于其處于快速增長階段時的平均持續(xù)期。因 此，國際旅游收入處于低速增長階段時的持續(xù)性顯 著強于其處于快速增長階段時的持續(xù)性，即國

58、際旅 游收入保持低速增長的可能性要強于其維系快速增 長的可能性。再次，國內(nèi)旅游收入處于低速增長階 段時的方差顯著低于其處于快速增長階段時的方 差，國際旅游收入處于低速增長階段時的方差也明 顯低于其處于快速增長階段時的方差，這意味著，無 論國內(nèi)旅游收入還是國際旅游，當其增長率相對較 低時，通常會伴隨著較小的波動性與不確定性，而當 其增長率相對較高時，通常會伴隨著較大的波動性 與不確定性。最后，相比較而言，國際旅游收入步入 低速增長階段時的持續(xù)性強于國內(nèi)旅游收入步入低 速增長階段時的持續(xù)性，這說明，國際旅游收入維系 低速增長的可能性要強于國內(nèi)旅游收入; 而國際旅 游收入步入快速增長階段時的持續(xù)性弱

59、于國內(nèi)旅游 收入步入快速增長階段時的持續(xù)性，這說明，國內(nèi)旅 游收入維系快速增長的可能性要強于國際旅游收 入。此外，國際旅游收入步入快速增長階段時的波 動性顯著強于國內(nèi)旅游收入步入快速增長階段時的 波動性，而且國際旅游收入步入低速增長階段時的 波動性也明顯強于國內(nèi)旅游收入步入低速增長階段 時的波動性。( 4) 基于雙階段馬爾科夫區(qū)制轉(zhuǎn)移模型計算區(qū) 制狀態(tài)變量在所研究的總體樣本區(qū)間內(nèi)離散取值的 平滑概率估計結(jié)果進一步印證，伴隨著我國旅游經(jīng) 濟的不斷發(fā)展和變遷，國內(nèi)旅游收入增長率和國際 旅游收入增長率序列確實發(fā)生了顯著的結(jié)構(gòu)性突 變，即出現(xiàn)了在低速增長階段和快速增長階段之間 的相互變遷。一方面，我國

60、國內(nèi)旅游收入在 1997 2002 年以及 2008 2009 年的期間內(nèi)處于低速增長 階段，而在 2003 2007 年以及 2010 2011 年的時 間內(nèi)處于快速增長階段，無論處于低速增長階段還 是處于快速增長階段，表征國內(nèi)旅游收入增長率高 低的平滑概率值大致都維持在 1. 0 左右，即國內(nèi)旅 游收入增長率在所處區(qū)制狀態(tài)發(fā)生轉(zhuǎn)移的概率相對 穩(wěn)定。另一方面，我國國際旅游收入在 1980 1988 年、1995 2002 年、2006 年以及 2010 2011 年處于 低速增長階段，而在 1989 1994 年、2003 2005 年 以及 2007 2009 年處于快速增長階段，無論處于