旅游資源開發(fā)對(duì)地方經(jīng)濟(jì)發(fā)展影響力的實(shí)證研究

李彤

【摘 要】文章以福建省永泰縣為研究區(qū)域，建立VAR模型對(duì)旅游資源開發(fā)對(duì)地方經(jīng)濟(jì)發(fā)展影響力進(jìn)行實(shí)證研究。研究發(fā)現(xiàn)：協(xié)整檢驗(yàn)表明，旅游業(yè)發(fā)展與經(jīng)濟(jì)增長(zhǎng)之間存在著長(zhǎng)期均衡關(guān)系;通過Granger因果檢驗(yàn)和脈沖響應(yīng)分析進(jìn)一步得出，旅游資源開發(fā)和經(jīng)濟(jì)增長(zhǎng)兩者之間具有相互影響、相互促進(jìn)的關(guān)系;同時(shí)，考慮GDP因素，對(duì)永泰縣未來3年旅游收入進(jìn)行預(yù)測(cè)，誤差極小，2019—2021年旅游收入將繼續(xù)增加。政府應(yīng)科學(xué)規(guī)劃，建立健全管理機(jī)制，加強(qiáng)特色宣傳，保護(hù)資源，以促進(jìn)永泰縣旅游的可持續(xù)發(fā)展。

【關(guān)鍵詞】旅游資源開發(fā);地方經(jīng)濟(jì)發(fā)展;VAR模型

【中圖分類號(hào)】F592.7 【文獻(xiàn)標(biāo)識(shí)碼】A 【文章編號(hào)】1674-0688（2020）02-0227-03

旅游業(yè)與經(jīng)濟(jì)增長(zhǎng)的關(guān)系一直是旅游經(jīng)濟(jì)研究的重要主題。據(jù)世界旅游組織統(tǒng)計(jì)，旅游業(yè)從業(yè)人數(shù)每增加1人，全社會(huì)就會(huì)增加3～5個(gè)就業(yè)機(jī)會(huì)，旅游業(yè)直接收入每增加1元，能夠帶動(dòng)相關(guān)產(chǎn)業(yè)增加4.3元，由此看出，旅游對(duì)地方經(jīng)濟(jì)發(fā)展有很大的影響。目前研究來看，關(guān)于旅游經(jīng)濟(jì)發(fā)展影響的探究已經(jīng)很深入，尤其是國外理論非常成熟，但是更多注重于理論研究，定量研究還是比較少。本文研究的區(qū)域?yàn)楦＝ㄊ∮捞┛h，屬于地方經(jīng)濟(jì)，研究永泰縣旅游資源開發(fā)對(duì)地方經(jīng)濟(jì)發(fā)展的影響力，屬于旅游對(duì)目的地經(jīng)濟(jì)影響的研究范疇。

1 永泰縣旅游資源條件概況

永泰縣位于福建省東部，福州市西南部，是福州市一個(gè)典型的山區(qū)縣，擁有獨(dú)特的地貌形態(tài)，山嶺地勢(shì)起伏，景色宜人，水清木秀。永泰縣境內(nèi)具有游覽開發(fā)價(jià)值的景觀達(dá)110多處，相繼獲得“中國優(yōu)秀旅游縣”“國家4A級(jí)風(fēng)景區(qū)”“國家重點(diǎn)風(fēng)景名勝區(qū)”“福建省最佳旅游目的地”等8個(gè)國家級(jí)和10多個(gè)省市級(jí)旅游品牌。除此之外，永泰縣溫泉資源豐富，常年吸引各地游客前來體驗(yàn)，被譽(yù)為福州的“后花園”。在交通方面，福永高速公路、昌福鐵路橫貫境內(nèi)，并設(shè)有4個(gè)互通口和1個(gè)動(dòng)車站，往來交通便利，為永泰縣旅游經(jīng)濟(jì)發(fā)展打下了良好的基礎(chǔ)。

2 永泰縣旅游業(yè)和地區(qū)經(jīng)濟(jì)發(fā)展現(xiàn)狀分析

2003—2018年，永泰縣旅游收入和GDP收入均呈現(xiàn)明顯的遞增趨勢(shì)，且遞增速度不斷增加（見表1）。2003年，永泰縣旅游收入為1.32億元，接待旅游人數(shù)為62.30萬人，旅游收入占GDP比重為4.44%，由數(shù)據(jù)可知，旅游收入對(duì)地方經(jīng)濟(jì)影響還不大。歷經(jīng)十幾年發(fā)展，永泰縣2018年旅游收入是2013年的近10倍，接待旅游人數(shù)是2013年的近20倍，說明十幾年間永泰縣重視旅游發(fā)展，加大旅游資源開發(fā)，增強(qiáng)旅游接待能力，至2018年，旅游收入占永泰縣GDP的23.79%，旅游對(duì)地方經(jīng)濟(jì)的影響不斷增強(qiáng)。

3 永泰縣旅游資源開發(fā)對(duì)地方經(jīng)濟(jì)發(fā)展影響力的實(shí)證研究

3.1 數(shù)據(jù)處理與VAR模型

本文以永泰縣年旅游收入代表旅游資源開發(fā)帶來的收益，用永泰縣GDP總量代表地方經(jīng)濟(jì)發(fā)展水平。本文永泰縣旅游收入及GDP總量數(shù)據(jù)均來源于福州市永泰縣政府《2003—2018年永泰縣國民經(jīng)濟(jì)和社會(huì)發(fā)展統(tǒng)計(jì)公報(bào)》，為消除異方差帶來的影響，對(duì)兩序列做對(duì)數(shù)處理，生成序列GDP總量和年旅游收入。

本文欲建立VAR向量自回歸模型來探究永泰縣旅游資源開發(fā)與地方經(jīng)濟(jì)發(fā)展的互動(dòng)關(guān)系，通過建立VAR向量自回歸模型，不僅能描述旅游資源開發(fā)對(duì)地方經(jīng)濟(jì)發(fā)展的促進(jìn)作用，還能知道兩者之間的互動(dòng)關(guān)系，研究?jī)烧叩膭?dòng)態(tài)過程，提高數(shù)據(jù)分析的準(zhǔn)確性，同時(shí)可對(duì)未來收入進(jìn)行預(yù)測(cè)。本文選擇以非結(jié)構(gòu)性的方法來建立相關(guān)變量之間的關(guān)系模型。具體的，本文選擇使用“向量自回歸模型”（vector auto regression，VAR），其一般表達(dá)式如下：

yt=A1yt-1+A2yt-2+…+Apyt-p+Bxt+εt（t=1，2，…，T）

在表達(dá)式中，yt為內(nèi)生變量向量，xt為外生變量向量，p為滯后階數(shù)，T為樣本容量，A1，A2，…，Ap與B為待估計(jì)的系數(shù)矩陣，εt為隨機(jī)擾動(dòng)項(xiàng)向量，此模型為VAR（p）模型。

3.2 平穩(wěn)性檢驗(yàn)

為避免各檢驗(yàn)無意義和“偽回歸”的問題，在建立VAR模型之前，要采用ADF單位根的檢驗(yàn)法對(duì)各變量的平穩(wěn)性進(jìn)行檢驗(yàn)。lny和lnx均為非平穩(wěn)序列，具有明顯的遞增趨勢(shì)，可以通過差分對(duì)數(shù)據(jù)進(jìn)行處理使其變得平穩(wěn)。因兩序列趨勢(shì)較一致，初步判斷具有協(xié)整特征，只有當(dāng)相關(guān)變量都具有相同的單整階數(shù)時(shí)，才能進(jìn)行協(xié)整分析。本文采用EViews7.0進(jìn)行平穩(wěn)性檢驗(yàn)，由表2可知ADF平穩(wěn)性檢驗(yàn)結(jié)果，在10%的顯著水平下，經(jīng)過一階差分的lny和lnx為平穩(wěn)序列，并且同階單整，因此可對(duì)兩序列進(jìn)行協(xié)整分析。

3.3 最大階數(shù)及參數(shù)估計(jì)

由VAR模型估計(jì)結(jié)果可知，0～3階的檢驗(yàn)中，可確定最大滯后階數(shù)為3階，其AIC值為-7.1688、SC值為-6.5604，HQ值為-7.2939。當(dāng)最大階數(shù)為3階，對(duì)VAR參數(shù)進(jìn)行估計(jì)，可得到VAR模型表達(dá)式：

lny=1.433 2×lny（-1）-0.614 4×lny（-2）-0.042 6×lny（-3）+0.069 7×lnx（-1）-0.171 7×lnx（-2）+0.209 0×lnx（-3）+0.892 0

lnx=1.372 8×lny（-1）-1.666 7×lny（-2）-0.570 4×lny（-3）+0.670 9×lnx（-1）-0.123 4×lnx（-2）+0.377 6×lnx（-3）-0.717 1

3.4 E-G協(xié)整檢驗(yàn)

在平穩(wěn)性檢驗(yàn)中可知lny和lnx具有同階單整，要確定兩者是否存在協(xié)整關(guān)系，我們還需通過E-G兩步法進(jìn)行協(xié)整關(guān)系檢驗(yàn)。

第一步，用OLS法作回歸分析，假設(shè)c為常數(shù)，lny為被解釋變量，lnx為解釋變量，得到回歸方程：

回歸方程常數(shù)項(xiàng)c和解釋變量lnx的t統(tǒng)計(jì)量分別為69.383 4和22.138 0，其顯著性水平均為0.000 0，均通過了5%的顯著性水平，同時(shí)方程的可決系數(shù)R2的值為0.972 2，非常接近1，表明回歸方程的擬合度非常高，與實(shí)際情況接近。

第二步，對(duì)殘差項(xiàng)ε進(jìn)行ADF單位根檢驗(yàn)，檢驗(yàn)結(jié)果顯示其ADF統(tǒng)計(jì)量為-2.640 3，P值為0.012 7，通過了5%顯著性水平，拒絕原假設(shè)，說明殘差項(xiàng)ε為平穩(wěn)序列，也就是說lny和lnx之間存在協(xié)整關(guān)系，即存在著長(zhǎng)期穩(wěn)定的均衡關(guān)系。同時(shí)，回歸方程中的參數(shù)系數(shù)表明，旅游收入每增加1%，地區(qū)GDP就會(huì)增長(zhǎng)0.5249%。

3.5 Granger因果關(guān)系檢驗(yàn)

通過協(xié)整檢驗(yàn)我們知道了旅游收入及GDP之間存在長(zhǎng)期穩(wěn)定的均衡關(guān)系，但這種均衡關(guān)系是否構(gòu)成因果關(guān)系，還需要通過Granger因果關(guān)系檢驗(yàn)進(jìn)一步驗(yàn)證。設(shè)定滯后階數(shù)為3階，檢驗(yàn)結(jié)果見表3。

通過Granger因果檢驗(yàn)得出，在5%的顯著性水平下，能拒絕原假設(shè)，lnx能Granger引起lny;同時(shí)，lny能Granger引起lnx。說明旅游收入與GDP總量之間是相互影響的。

3.6 脈沖響應(yīng)分析

為了更具體地展現(xiàn)Granger因果關(guān)系的過程，以及更形象地說明旅游收入與GDP之間的動(dòng)態(tài)關(guān)系，利用基于VAR 模型的脈沖響應(yīng)函數(shù)來分析它們的動(dòng)態(tài)特征。對(duì)于穩(wěn)定的VAR模型，脈沖響應(yīng)函數(shù)應(yīng)趨于0，累積響應(yīng)趨于非0常數(shù)。由圖1可知，GDP對(duì)來自旅游收入的新息沖擊，在開始的3年體現(xiàn)為微弱的負(fù)向效應(yīng)，第4年后變?yōu)檎蛐?yīng)，之后隨著時(shí)間的推移，這種正向效應(yīng)緩慢平穩(wěn)增長(zhǎng)?？偟膩碚f，旅游對(duì)GDP增長(zhǎng)具有促進(jìn)作用。由圖2可知，旅游收入對(duì)來自GDP的新息沖擊一直呈現(xiàn)出正向效應(yīng)，隨著時(shí)間的推移，這種正向效應(yīng)緩慢平穩(wěn)增長(zhǎng)?？偟膩碚f，GDP增長(zhǎng)也對(duì)旅游業(yè)發(fā)展具有促進(jìn)作用。

3.7 永泰縣旅游收入預(yù)測(cè)

通過以上平穩(wěn)性檢驗(yàn)、協(xié)整分析、Granger因果檢驗(yàn)和脈沖響應(yīng)等實(shí)證分析，確定了VAR模型的穩(wěn)定性，預(yù)測(cè)平均誤差為1.39%，誤差極小，因此可以通過VAR模型對(duì)未來3年旅游收入進(jìn)行預(yù)測(cè)（ex），2019—2021年旅游收入預(yù)測(cè)值分別為59.50（e4.086）億元、83.46（e4.424 4）億元和118.39（e4.774）億元，未來旅游收入呈現(xiàn)增長(zhǎng)趨勢(shì)。

4 結(jié)論

第一，協(xié)整檢驗(yàn)表明，盡管永泰縣旅游收入和GDP增長(zhǎng)是非平穩(wěn)的關(guān)系，但是從長(zhǎng)期來看，旅游業(yè)發(fā)展與經(jīng)濟(jì)增長(zhǎng)之間存在著長(zhǎng)期穩(wěn)定的均衡關(guān)系。旅游業(yè)資源開發(fā)也是促進(jìn)經(jīng)濟(jì)增長(zhǎng)的積極因素。

第二，通過Granger因果檢驗(yàn)和脈沖響應(yīng)分析進(jìn)一步得出：旅游資源開發(fā)對(duì)經(jīng)濟(jì)增長(zhǎng)有顯著促進(jìn)作用，同時(shí)經(jīng)濟(jì)的增長(zhǎng)也會(huì)促進(jìn)旅游業(yè)的發(fā)展，兩者之間具有相互影響、相互促進(jìn)的關(guān)系。因此，對(duì)于永泰縣未來旅游收入的預(yù)測(cè)，可以考慮GDP因素所帶來的影響。

第三，通過預(yù)測(cè)可知，永泰縣2019—2021年未來3年旅游收入將會(huì)繼續(xù)增加，預(yù)測(cè)平均誤差為1.39%，誤差極小，說明可信度較高。因此，旅游資源的開發(fā)將會(huì)繼續(xù)促進(jìn)旅游收入增加，進(jìn)而對(duì)地方經(jīng)濟(jì)產(chǎn)生影響。政府應(yīng)科學(xué)規(guī)劃，建立健全管理機(jī)制，加強(qiáng)特色宣傳，保護(hù)資源，以促進(jìn)永泰縣旅游的可持續(xù)發(fā)展。

參 考 文 獻(xiàn)

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