周李嬌，何小東

(吉首大學(xué)商學(xué)院，湖南吉首416000)

中國旅游業(yè)初步形成了“大旅游、大產(chǎn)業(yè)、大發(fā)展”的基本格局。鳳凰縣地處湘西自治州南部，屬武陵山脈腹地，是全國著名的旅游城市。近年來，尤其實施西部大開發(fā)戰(zhàn)略以后，鳳凰縣依托豐富的資源大力發(fā)展民族旅游產(chǎn)業(yè)，取得了豐碩成果，2010年全縣共接待國內(nèi)外游客520.06萬人次，實現(xiàn)旅游收入30.02億元，分別增長7.02%和15.1%。旅游業(yè)發(fā)展的同時，農(nóng)村居民收入也得到提高。2010年，農(nóng)民人均純收入3 459.65元，增長10%，鳳凰縣旅游產(chǎn)業(yè)發(fā)展和農(nóng)村居民收入一直保持著較高速的增長，它們的關(guān)系到底如何?基于此，本文運用協(xié)整理論和Granger因果關(guān)系理論進行定性、定量分析，以發(fā)現(xiàn)二者的聯(lián)動性規(guī)律［1］。

一、理論研究背景

胡亞文根據(jù)湖南生態(tài)旅游資源背景，分析了發(fā)展生態(tài)旅游促進農(nóng)民收入的必然性和可行性，結(jié)論是發(fā)展生態(tài)旅游業(yè)是增加農(nóng)民收入的有效途徑之一。王龍，武邦濤通過對鄉(xiāng)村旅游促進農(nóng)村就業(yè)和增加農(nóng)民收入的機制及實例進行研究，指出鄉(xiāng)村旅游是農(nóng)民增收有效途徑。史冰清，原梅生，孔祥智等研究發(fā)現(xiàn):觀光農(nóng)業(yè)已經(jīng)成為農(nóng)村的一種新興產(chǎn)業(yè)，能有效推動農(nóng)村經(jīng)濟發(fā)展和農(nóng)民收入增長。唐代劍，黎彥等運用浙江省三個不同類型鄉(xiāng)村旅游點的社會調(diào)查資料，采用回歸分析處理，探討了鄉(xiāng)村旅游與農(nóng)民收入增長、農(nóng)村就業(yè)的比例以及鄉(xiāng)村旅游收入同從業(yè)人數(shù)之間的關(guān)系，研究結(jié)果顯示:鄉(xiāng)村旅游的發(fā)展時期，促進農(nóng)民收入增長達12.17%，提高農(nóng)村就業(yè)率將達13.26%，對新農(nóng)村建設(shè)和城鄉(xiāng)一體化有重要的現(xiàn)實意義。劉雙艷研究認為，發(fā)展旅游業(yè)不僅可以促進當?shù)禺a(chǎn)業(yè)結(jié)構(gòu)調(diào)整，緩解就業(yè)壓力，還可以提高全民素質(zhì)，增加農(nóng)民收入。張環(huán)宙通過對浙江省部分鄉(xiāng)鎮(zhèn)的實地調(diào)研，微觀地分析了鄉(xiāng)村旅游對農(nóng)村帶來的經(jīng)濟影響。

目前，旅游業(yè)發(fā)展與農(nóng)村居民收入的關(guān)系認識還沒有達成一致。關(guān)于旅游業(yè)對農(nóng)村居民收入影響的研究大多是從旅游經(jīng)濟學(xué)、區(qū)域經(jīng)濟學(xué)、社會學(xué)等角度進行定性分析和靜態(tài)探討，缺少定量和預(yù)期研究。經(jīng)濟時間序列大多是非平穩(wěn)的、非線性的，用普通的最小二乘法回歸，易出現(xiàn)偽回歸的現(xiàn)象。本文擬用Granger因果關(guān)系檢驗和協(xié)整理論分析來解決這些問題［2-5］。

二、理論方法分析

1.EG兩步法協(xié)整關(guān)系的檢驗

Engle-Granger兩步法檢驗步驟是:首先，若k個序列y1t，y2t，y3t…ykt都是同階單整序列，建立回歸方程:y1t=β1+β2y2t+β3y3t+… +βkykt+μ1，其模型估計的殘差可以表示為其次，檢驗殘差序列是否平穩(wěn)，通常用ADF檢驗序列μtt是否含有單位根來判斷。如果殘差序列是平穩(wěn)的，則可以確定回歸方程中k個序列y1t，y2t，y3t，…ykt之間存在協(xié)整關(guān)系，否則不存在協(xié)整關(guān)系。

2.格蘭杰因果檢驗

設(shè)兩個平穩(wěn)時間序列{xt}和{yt}，建立yt關(guān)于y和x的滯后模型:

式中:c表示常數(shù)項，滯后期n的選擇是任意的。檢驗x的變化不是y變化的原因，相當于對統(tǒng)計原假設(shè)H0∶β1=β2=，…，=βn=0進行F檢驗。RSS1表示方程的回歸殘差平方和，RSS0表示方程在原假設(shè)成立時的回歸殘差平方和，統(tǒng)計檢驗值為:

式中:N為樣本量;F統(tǒng)計檢驗值服從標準的F分布，若F檢驗值大于標準F分布的臨界值，則拒絕原假設(shè)，說明x的變化是y變化的原因;否則接受原假設(shè)，說明x不是y變化的原因。

三、鳳凰縣旅游產(chǎn)業(yè)對農(nóng)村居民收入貢獻實證分析

1.變量選擇與樣本數(shù)據(jù)采集及其預(yù)處理

為了得到鳳凰縣旅游產(chǎn)業(yè)發(fā)展與農(nóng)村居民收入增長之間的量化指標，選取旅游業(yè)總收入作為旅游業(yè)發(fā)展水平的變量，選取鳳凰縣農(nóng)村居民純收入作為衡量農(nóng)村居民收入的變量，分別用R和IR表示，歷年旅游總收入和農(nóng)村居民收入均來源于鳳凰縣歷年統(tǒng)計公報，樣本數(shù)據(jù)見表1。

表1 鳳凰縣2001-2010年GDP和TR數(shù)據(jù) 單位:萬元

利用SPSS17.0分析得出兩者相關(guān)系數(shù)為0.99，體現(xiàn)了鳳凰縣旅游產(chǎn)業(yè)發(fā)展與農(nóng)村居民收入呈顯著相關(guān)關(guān)系。為了在進行計量分析時消除時間序列中的異方差，分別對數(shù)據(jù)進行對數(shù)化變換，使變量間的協(xié)整關(guān)系更趨于線性化，冠以字母L表示經(jīng)對數(shù)變換后得到的新數(shù)據(jù)(LR，LIR)。在差分序列分析中，一階差分記為 D1LR，D1LIR。二階差分記為。D2LR，D2LIR。

2.單位根檢驗

為了觀測兩個變量之間的關(guān)系，繪制了變量的時序圖和差分序列圖，如圖1。

圖1 變量時序圖

如圖1所示，可以看出變量LR和LIR在2001-2010年都具有向上發(fā)展的非平穩(wěn)趨勢，變量的一階差分具有非平穩(wěn)性，變量的二階差分具有平穩(wěn)性。因此，二階差分序列可能是平穩(wěn)序列，但需做進一步的單位根檢驗，選取ADF單位根檢驗法，在檢驗水平序列時確定選擇有時間趨勢和常數(shù)項。在做一階差分單位根檢驗時，選擇含常數(shù)項的檢驗方法，而做二階差分單位根檢驗時，同時選擇不含時間趨勢和常數(shù)項，滯后階數(shù)均以AIC和SC信息準則最小確定，檢驗結(jié)果見表2。

表2 單位根檢驗結(jié)果

3.協(xié)整檢驗

從單位根檢驗結(jié)果得出LGDP和LTR為二階單整序列，可以運用Engle-Granger兩步法檢驗鳳凰縣旅游經(jīng)濟增長與農(nóng)村居民收入之間的協(xié)整關(guān)系。建立如下協(xié)整回歸方程，圓括號內(nèi)數(shù)值為標準差:

其中:R2=0.928 404=0.919 455，D.W=0.586 457，F(xiàn)=103.7 388。

協(xié)整方程檢驗項均通過，彈性系數(shù)0.260 278，表明鳳凰縣旅游產(chǎn)業(yè)發(fā)展每增加1個百分點，將帶動農(nóng)村居民收入增加約0.260 278個百分點，充分說明了鳳凰縣旅游產(chǎn)業(yè)發(fā)展對農(nóng)村居民收入增長有比較顯著的拉動貢獻效應(yīng)。選擇ADF檢驗法對殘差進行單位根檢驗，按照SIC準則確定的滯后階數(shù)為1，選取沒有常數(shù)項沒有趨勢項對回歸方程的殘差進行單位根檢驗，見表3，序列殘差5%的顯著性水平上是平穩(wěn)的，LR和LIR之間存在協(xié)整關(guān)系。

表3 序列殘差的ADF檢驗

4.因果檢驗

為了明確說明鳳凰縣旅游總收入與農(nóng)村居民收入之間的關(guān)系，是旅游總收入的變化引起農(nóng)村居民收入的變化，還是農(nóng)村居民收入的變化引起旅游收入的變化，或者是兩者相互影響。準確量化鳳凰縣界國民經(jīng)濟與農(nóng)村居民收入變量之間的因果關(guān)系，選擇做Granger因果檢驗，選最大滯后期數(shù)為1，得到見表4。

表4 格蘭杰因果檢驗

從結(jié)果中看出，對于LIR不是LR的Granger原因的原假設(shè)，概率為0.76 505，這說明LIR不是LR的Granger原因的概率很大。對于LR不是LIR的Granger原因的原假設(shè)，概率為0.0 408，則至少在99%的置信水平下，可以認為LGDP是LTR的Granger原因。因此，鳳凰縣旅游產(chǎn)業(yè)發(fā)展與農(nóng)村居民收入關(guān)系中，LIR不是LR的Granger原因，LR是LIR的格蘭杰原因，鳳凰縣存在旅游業(yè)總收入增長到農(nóng)村居民總收入之間的單向Granger因果關(guān)系。

5.誤差修正模型

從上面的分析表明LR和LIR之間是協(xié)整的，說明兩者存在著某種長期均衡關(guān)系，考慮到變量的短期波動難以避免，進一步論證兩變量之間短期波動與長期均衡的關(guān)系，有必要進一步探討它們的短期波動與長期均衡的傳動機制和關(guān)系，構(gòu)建的ECM如下:

從誤差修正模型看出，LGDP的短期波動受LTR的短期波動和誤差修正項ecm的影響。旅游收入變化1% ，引起國內(nèi)生產(chǎn)總值變化約0.069%。誤差修正項ecm的系數(shù)為負，符合反向修正機制，其大小反映了對偏離長期均衡的調(diào)整力度。從模型中可以看到，當短期波動偏離長期均衡時，系統(tǒng)將以(0.29)的調(diào)整力度將非均衡狀態(tài)拉回到均衡狀態(tài)。

三、結(jié)論與政策建議

協(xié)整分析結(jié)論表明，從長期來看，鳳凰縣經(jīng)濟旅游總收入與農(nóng)村居民總收入之間存在著長期均衡的協(xié)整關(guān)系。彈性系數(shù)為0.260 278，表明鳳凰縣旅游總收入發(fā)展每增加1個百分點，農(nóng)村居民收入將增加約0.26個百分點，結(jié)果表明鳳凰縣旅游產(chǎn)業(yè)對農(nóng)村居民收入有一定的貢獻，建議政府應(yīng)該從長遠戰(zhàn)略角度考慮和規(guī)劃旅游產(chǎn)業(yè)的前景與發(fā)展，不能急于采用短期化的政策和措施。Granger因果檢驗表明，在鳳凰縣旅游總收入發(fā)展與農(nóng)村居民收入增長關(guān)系中，存在旅游總收入發(fā)展到農(nóng)村居民收入增長的Granger因果關(guān)系。這為地方政府制定旅游產(chǎn)業(yè)政策、建設(shè)社會主義新農(nóng)村提供了重要依據(jù)。政府部門制定產(chǎn)業(yè)發(fā)展規(guī)劃時應(yīng)統(tǒng)籌三次產(chǎn)業(yè)協(xié)調(diào)發(fā)展，促進產(chǎn)業(yè)結(jié)構(gòu)的調(diào)整和效益的提高，鼓勵和引導(dǎo)農(nóng)民以多種方式、渠道參與旅游業(yè)的建設(shè)和發(fā)展，打造特色生態(tài)農(nóng)業(yè)，發(fā)展農(nóng)業(yè)、農(nóng)村觀光旅游。誤差修正模型表明，短期旅游收入變化1%，將引起農(nóng)村居民收入變化約0.069%。當短期波動偏離長期均衡時，系統(tǒng)將以(0.29)的調(diào)整力度將非均衡狀態(tài)拉回到均衡狀態(tài)，這說明需要提高旅游產(chǎn)業(yè)的關(guān)聯(lián)度，增強旅游業(yè)發(fā)展與農(nóng)民增收之間的聯(lián)動機制［6］。

［1］李子奈，葉阿忠.高等計量經(jīng)濟學(xué)［M］.北京:清華大學(xué)出版社，2000.

［2］盧萬青，沈培喜.格蘭杰因果檢驗在我國經(jīng)濟周期研究中的應(yīng)用［J］.統(tǒng)計研究，2002(2):47-50.

［3］王云才.中國鄉(xiāng)村旅游發(fā)展的新形態(tài)和新模式［J］.旅游學(xué)刊，2006，21(4):8.

［4］劉德謙.關(guān)于鄉(xiāng)村旅游、農(nóng)業(yè)旅游與民俗旅游的幾點辨析［J］.旅游學(xué)刊，2006(3):12-19.

［5］劉向明，楊智敏.對我國“旅游扶貧”的幾點思考［J］.經(jīng)濟地理，2002(2):241-244.

［6］劉軍萍.國外鄉(xiāng)村旅游管理者與經(jīng)營者角色定位之啟示［J］.旅游學(xué)刊，2006，21(4):8-10.