農(nóng)林牧漁業(yè)總值與旅游動態(tài)互動影響分析
——基于VAR模型對山東省22年數(shù)據(jù)的實證分析

賀文 (長江大學農(nóng)學院，湖北 荊州 434023)

汪發(fā)元 (長江大學管理學院，湖北 荊州 434023)

農(nóng)林牧漁業(yè)總值與旅游動態(tài)互動影響分析
——基于VAR模型對山東省22年數(shù)據(jù)的實證分析

賀文
(長江大學農(nóng)學院，湖北 荊州 434023)

汪發(fā)元
(長江大學管理學院，湖北 荊州 434023)

為探討鄉(xiāng)村旅游對農(nóng)牧漁業(yè)總值的影響，利用Eviews 6.0軟件對山東省1995～2016年相關數(shù)據(jù)進行分析。結果顯示,旅游人次和農(nóng)林牧漁業(yè)總產(chǎn)值之間有雙向因果關系，旅游人次對農(nóng)林牧漁業(yè)總產(chǎn)值有顯著的正向影響，農(nóng)林牧漁業(yè)總產(chǎn)值對旅游人次的影響效果較小。為此，應當做好農(nóng)業(yè)轉型升級，實行農(nóng)業(yè)綜合發(fā)展；加強休閑農(nóng)業(yè)建設，帶動鄉(xiāng)村旅游發(fā)展；鼓勵開展鄉(xiāng)村旅游，促進城鄉(xiāng)協(xié)調(diào)發(fā)展。

鄉(xiāng)村旅游；農(nóng)業(yè)增長值；動態(tài)互動

2017年中央1號文件指出，要充分發(fā)揮鄉(xiāng)村各類物質(zhì)與非物質(zhì)資源富集的獨特優(yōu)勢，利用“旅游+”、“生態(tài)+”等模式，推進農(nóng)業(yè)、林業(yè)與旅游、教育、文化、康養(yǎng)等產(chǎn)業(yè)深度融合。發(fā)展農(nóng)業(yè)觀光旅游，已經(jīng)成為農(nóng)業(yè)供給側結構性改革的重要內(nèi)容。農(nóng)業(yè)觀光旅游利用創(chuàng)意休閑農(nóng)業(yè)延伸傳統(tǒng)農(nóng)業(yè)的功能，帶動農(nóng)業(yè)生產(chǎn)、加工、貿(mào)易和運輸?shù)刃袠I(yè)的進步[1]。農(nóng)業(yè)觀光旅游作為農(nóng)業(yè)產(chǎn)業(yè)發(fā)展的平臺，極大地促進了農(nóng)業(yè)產(chǎn)業(yè)的融合，是發(fā)揮農(nóng)業(yè)多功能性、實現(xiàn)傳統(tǒng)農(nóng)業(yè)提質(zhì)增效、拓展農(nóng)民就業(yè)增收渠道、激發(fā)農(nóng)村社會發(fā)展活力的有效途徑與手段[2]。目前，發(fā)達國家的農(nóng)業(yè)觀光旅游十分興旺。例如，美國各州充分利用當?shù)刭Y源優(yōu)勢，整合資源，形成了農(nóng)業(yè)觀光旅游集群[3]。意大利將其納入國家的法律體系，致力于發(fā)展農(nóng)場度假、農(nóng)場觀光、鄉(xiāng)村戶外運動和鄉(xiāng)村美食旅游等[4]。農(nóng)業(yè)觀光旅游已經(jīng)成為國外扶貧的一種重要方式[5]。2016年中央1號文件就明確提出大力發(fā)展休閑農(nóng)業(yè)和鄉(xiāng)村旅游，要求依托農(nóng)村綠水青山、田園風光、鄉(xiāng)土文化等資源，大力發(fā)展休閑度假、旅游觀光、養(yǎng)生養(yǎng)老、創(chuàng)意農(nóng)業(yè)、農(nóng)耕體驗、鄉(xiāng)村手工藝等，使之成為繁榮農(nóng)村、富裕農(nóng)民的新興支柱產(chǎn)業(yè)。研究農(nóng)業(yè)觀光旅游對農(nóng)業(yè)的影響，對于規(guī)劃、引導農(nóng)業(yè)觀光旅游健康發(fā)展意義重大。

1 數(shù)據(jù)來源與研究方法

按照可得原則，通過國家統(tǒng)計局網(wǎng)站獲取山東省1995～2016年國內(nèi)旅游總人次、總花費、人均花費、農(nóng)林牧漁總值等數(shù)據(jù)。為了研究方便，將旅游總人次標記為TNOT，將農(nóng)林漁牧總值標記為GPV，并以農(nóng)林漁牧總值為因變量，以國內(nèi)旅游總人次為自變量，運用Eviews 6.0軟件，采用VAR向量自回歸模型進行量化分析。

2 模型構建

假設1 旅游總人次對農(nóng)林漁牧總值有顯著正向影響。山東省鄉(xiāng)村旅游已經(jīng)成為一種新興的交叉產(chǎn)業(yè)，旅游需要消費，隨著旅游人次的增加，必然會給農(nóng)業(yè)的總值帶來正向影響。

假設2 農(nóng)林漁牧總值對旅游總人次有顯著正向影響。鄉(xiāng)材旅游是人們健康觀念轉變的結果，同時也是農(nóng)林漁牧的發(fā)展，才吸引了眾多旅游客人并不斷激發(fā)人們旅游的熱情。

據(jù)此，可以建立含有n個變量序列的VAR模型，該模型由n個方程組成，一般形式如下：

式中，yt、xt分別是內(nèi)生變量列和外生變量列向量；εt是擾動列向量；φ1、φp、H是待估計的系數(shù)矩陣。

3 計量分析

3.1 序列平穩(wěn)性檢驗

采用ADF檢驗方法檢驗序列的平穩(wěn)性，檢驗時通過觀察被檢驗序列的時序圖，辨別其是否在偏離零的位置隨機變動或者具有線性趨勢，從而判斷該序列是否含有截距項或趨勢項。采用ADF檢驗方法時的3種模型如下：

式中，α是常數(shù)，代表截距項；δt是線性趨勢函數(shù)，代表趨勢項。

ADF檢驗方法的原假設是序列至少存在1個單位根；備選假設是不存在單位根。若P值大于顯著性檢驗水平，則接受序列至少存在1個單位根的原假設；若P值小于顯著性檢驗水平，拒絕原假設，接受不存在單位根的假設。為減少數(shù)據(jù)的波動性，先對各變量取自然對數(shù)。

表1 單位根檢驗結果表

注：***、**分別代表各變量在1%、5%的檢驗水平下顯著；Δ表示為各變量的一階差分項；()內(nèi)的c表示存在截距項、t表示存在趨勢項、最后一位數(shù)字代表了滯后期數(shù)。

ADF檢驗結果見表1，其反映了各變量序列的水平值在5%檢驗水平下均為非平穩(wěn)序列。通過對各變量的一階差分處理，所有變量均變?yōu)槠椒€(wěn)序列。

3.2 最佳滯后階數(shù)確定

確定滯后階數(shù)的檢驗方法包括LogL準則、LR準則、FPE準則、AIC準則、SC準則和HQ準則，6種準則檢驗的檢驗結果見表2，其中FPE、AIC、SC、HQ4種準則認為最佳滯后期為6。

表2 最佳滯后階數(shù)檢驗表

3.3 協(xié)整檢驗

單位根的檢驗結果反映出2個變量均為同階單整序列，能夠進行協(xié)整檢驗。雙變量的協(xié)整檢驗一般采用E-G兩步法檢驗，主要步驟如下。

第一，建立一階單整序列l(wèi)nTNOT、lnGPV的回歸方程：

第二，建立估計模型的殘差方程：

表3 回歸估計結果表

表4 協(xié)整檢驗結果表

回歸估計結果如表3所示。由表3可知，變量系數(shù)估計值的P值都很小，說明變量都很顯著。且擬合優(yōu)度R2值接近1，F(xiàn)統(tǒng)計量值的相應概率值很小，說明模型擬合程度很好；DW值為1.5，說明模型不存在自相關。

協(xié)整檢驗結果表如表4所示。由表4可知，殘差序列t統(tǒng)計量的P值小于5%顯著性水平，拒絕殘差序列存在單位根的原假設，即殘差序列沒有單位根，是平穩(wěn)的，說明變量lnTNOT、lnGPV之間存在協(xié)整關系。

3.4 建立VAR模型

根據(jù)表2的結果，建模所選取的滯后階數(shù)應為6。模型的估計結果如下：

(7)

表5 VAR模型檢驗結果

VAR模型檢驗結果如表5所示。由表5可知，模型中相應方程的擬合優(yōu)度都非常接近1，F(xiàn)統(tǒng)計量值都較大，說明模型方程的擬合效果很好，AIC和SC值都很小，說明模型方程和模型的精確度都較高。

3.5 模型穩(wěn)定性檢驗

為了檢驗模型的有效性，采用AR多項式特征進行判斷。AR特征根檢驗顯示，VAR(1)模型對應特征方程的所有根均在單位圓以內(nèi)，表明所估計的VAR模型是穩(wěn)定的。

為了進一步判斷山東省旅游總人次對農(nóng)林漁牧總值的影響，作 Granger因果關系檢驗，通過構建如下的檢驗回歸方程檢驗變量x、y之間的因果關系和這些關系的影響方向。

表6 Granger因果關系檢驗結果

假設隨機誤差項μt、vt之間不相關。Granger因果關系檢驗結果見表6。

在本文中設計一款內(nèi)置多種生命采集傳感器和藍牙傳輸模塊的可穿戴式生命體征設備，可以隨時隨地獲取在押人員的生命體征參數(shù)，并通過內(nèi)嵌的藍牙傳輸模塊將數(shù)據(jù)發(fā)送到藍牙路由器，藍牙路由器可以將藍牙信號進行擴展與延伸，進而實現(xiàn)多臺藍牙設備大范圍的連接與組網(wǎng)，并將數(shù)據(jù)通過TCP 送至遠程服務器和監(jiān)控平臺。

由表6可知，在5%檢驗水平下，各內(nèi)生變量χ2統(tǒng)計量的P值都很小，說明變量lnTNOT和變量lnGPV之間存在雙向Granger因果關系。

3.6VAR模型的動態(tài)特性研究

3.6.1 脈沖響應函數(shù)

脈沖響應函數(shù)的基本思想通過可以如下模型說明，其反映了擾動項的影響傳播到各變量的路徑。

xt=α1xt-1+α2xt-2+b1yt-1+b2yt-2+ε1t

yt=c1xt-1+c2xt-2+d1yt-1+d2yt-2+ε2t

(10)

式中，ε1t、ε2t是擾動項。

使用漸進解析方法Analytic(asymptotic)來計算脈沖響應函數(shù)，以單個圖形輸出每個脈沖響應函數(shù)圖MultipleGraphs，產(chǎn)生沖擊的變量順序為lnTNOT、lnGPV，脈沖相應函數(shù)的追蹤時期數(shù)為20，使用經(jīng)過自由度修正的殘差協(xié)方差矩陣的Cholesky因子的逆來正交化脈沖，分析山東省旅游人數(shù)和山東省農(nóng)林漁牧業(yè)總產(chǎn)值分別對山東省旅游人數(shù)和山東省農(nóng)林漁牧業(yè)總產(chǎn)值擾動沖擊變化的響應。

結果顯示，第1期給旅游人次1個正向沖擊，則農(nóng)林漁牧業(yè)總產(chǎn)值快速增長，并在第4期達到最大，隨后有所下降，到第6期后又有所上升，直到第17期才減為零。說明旅游人次對農(nóng)林漁牧業(yè)總產(chǎn)值有顯著的正向沖擊，而且這種沖擊的效果長遠，會延續(xù)到17期。當給農(nóng)林漁牧業(yè)1個正向沖擊時，旅游人次的變化很小，僅有小幅正向影響，并且這種影響不穩(wěn)定，處于波動之中。因此，旅游業(yè)的發(fā)展對農(nóng)林漁牧業(yè)總產(chǎn)值有正向的顯著影響，影響的效果呈波動式逐年下降，影響時間長久。反過來，農(nóng)林漁牧業(yè)總產(chǎn)值對旅游區(qū)人次僅有微小的影響，且影響較為平穩(wěn)。

3.6.2 方差分解

方差分解的思路是根據(jù)如下公式求其方差，并用方差加以評價，由此定量了解變量間的相互影響關系。

利用方差分解方法分析lnTNOT和lnGPV對lnTNOT變化的貢獻度，結果顯示，旅游人次的發(fā)展變化自身的貢獻率始終在91%以上，而農(nóng)林牧漁業(yè)總產(chǎn)值對旅游人次的影響較小，貢獻率沒有超過10%；通過對lnGPV方差分解來看，旅游人次所在的貢獻率也維持在88%以上，并且隨著滯后期的增加，其貢獻率有所增長，從第1期的88.1%增長到第20期的97.5%。

4 結論與建議

4.1 結論

1)旅游人次和農(nóng)林牧漁業(yè)總產(chǎn)值之間有雙向因果關系。Granger因果實證檢驗結果顯示，在5%的檢驗水平下，旅游人次和農(nóng)林牧漁業(yè)總產(chǎn)值之間有雙向Granger因果關系，具有雙向相互正向影響的效果。

2)旅游人次對農(nóng)林牧漁業(yè)總產(chǎn)值有顯著的正向影響。脈沖響應結果顯示，lnTNOT對lnGPV有顯著的正向影響，也就是說山東省旅游人次的發(fā)展顯著地影響了山東省農(nóng)林牧漁業(yè)總產(chǎn)值的增長，而且這種影響在時間上具有長遠性，正向影響長達17a之久。

3)農(nóng)林牧漁業(yè)總產(chǎn)值對旅游人次的影響效果較小。農(nóng)林牧漁業(yè)總產(chǎn)值雖然對旅游人次有正向影響，但影響的效果較小，而旅游業(yè)的發(fā)展主要依靠自身的貢獻。可能與人們的健康觀念和消費理念的變化有關。

4.2 政策建議

1)做好農(nóng)業(yè)轉型升級，實現(xiàn)農(nóng)業(yè)綜合發(fā)展。隨著我國農(nóng)產(chǎn)品產(chǎn)出的豐富，增產(chǎn)不增收的問題突出。為此，必須按照供給側結構改革的精神，做好農(nóng)業(yè)轉型升級。從追求農(nóng)產(chǎn)品產(chǎn)量轉到追求農(nóng)產(chǎn)品質(zhì)量上來，從發(fā)展單純農(nóng)業(yè)轉到發(fā)展綜合農(nóng)業(yè)上來。特別是要逐漸加快鄉(xiāng)村文化產(chǎn)業(yè)間的融合發(fā)展，打造文化品牌，培育文化特色[6]。要讓農(nóng)業(yè)旅游成為農(nóng)業(yè)增收的新增長點，成為推動城鄉(xiāng)一體化的重要力量。

2)加強休閑農(nóng)業(yè)建設，帶動鄉(xiāng)村旅游發(fā)展。按照農(nóng)業(yè)綜合化發(fā)展的原則，積極建設休閑觀光農(nóng)業(yè)園、民俗鄉(xiāng)村風情園、立體農(nóng)業(yè)園和特色農(nóng)業(yè)園，大力發(fā)展鄉(xiāng)村旅游農(nóng)民專業(yè)聯(lián)合社[7]，讓城市居民在農(nóng)業(yè)旅游中充分感受大自然的美麗，放松心情，增進健康，特別是要針對各地休閑農(nóng)業(yè)項目的特點，研究顧客的旅游消費需求特點，合理開發(fā)休閑農(nóng)業(yè)旅游產(chǎn)品，推動鄉(xiāng)村旅游全面發(fā)展[8]。

3)鼓勵開展鄉(xiāng)村旅游，促進城鄉(xiāng)協(xié)調(diào)發(fā)展。鼓勵城市機關、學校等事業(yè)單位工會利用清明節(jié)、五一長假、十一黃金周、元旦長假等時機，組織員工到農(nóng)村開展鄉(xiāng)村旅游。同時，政府也要加大農(nóng)業(yè)旅游休閑功能的扶持，加強農(nóng)村道路、通訊等基礎設施建設[9]。

[1]梁辰浩，夏穎翀.產(chǎn)業(yè)融合創(chuàng)意休閑農(nóng)業(yè)旅游研究[J].社會科學家，2016,(5)：85～89.

[2]李濤，蔡碧凡，陶卓民.城市群休閑農(nóng)業(yè)旅游開發(fā)環(huán)境健康評價研究[J].地理研究，2016,(11)：2125～2138.

[3]劉萍.從歐美農(nóng)業(yè)旅游集群看中國的觀光農(nóng)業(yè)[J].生態(tài)經(jīng)濟，2014,(4)：138～142.

[4]王琪延，張家樂.國內(nèi)外旅游業(yè)和農(nóng)業(yè)融合發(fā)展研究[J].調(diào)研世界，2013,(3)：61～65.

[5]李會琴，侯林春，楊樹旺.國外旅游扶貧研究進展[J].人文地理，2015,(1)：26～32.

[6]趙華，于靜.新常態(tài)下鄉(xiāng)村旅游與文化創(chuàng)意產(chǎn)業(yè)融合發(fā)展研究[J].經(jīng)濟問題，2015,(4)：50～55.

[7]汪發(fā)元，吳學兵，孫文學.農(nóng)業(yè)創(chuàng)業(yè)中新型農(nóng)業(yè)經(jīng)營主體帶動效應影響因素分析[J].干旱區(qū)資源與環(huán)境，2016,(10)：33～39.

[8]趙仕紅，常向陽.休閑農(nóng)業(yè)旅游需求影響因素分析[J].社會科學家，2016,(9)：88～93.

[9]周镕基，皮修平，吳思斌.供給側視角下農(nóng)業(yè)“悖論”化解的路徑選擇與體制機制構建[J].經(jīng)濟問題探索，2016,(8)：150～154.

[編輯] 李啟棟

2017-01-15

國家社會科學基金項目(13BJY108)。

賀文(1982-)，男，碩士生，研究方向為農(nóng)村經(jīng)濟。通信作者：汪發(fā)元，wangfayuan315@sina.com。

F327;F592

A

1673-1409(2017)06-0077-05

[引著格式]賀文,汪發(fā)元.農(nóng)林牧漁業(yè)總值與旅游動態(tài)互動影響分析——基于VAR模型對山東省22年數(shù)據(jù)的實證分析[J].長江大學學報(自科版)，2017，14(6)：77～81.