李彤

【摘 要】文章以福建省永泰縣為研究區(qū)域，建立VAR模型對旅游資源開發(fā)對地方經(jīng)濟發(fā)展影響力進行實證研究。研究發(fā)現(xiàn)：協(xié)整檢驗表明，旅游業(yè)發(fā)展與經(jīng)濟增長之間存在著長期均衡關(guān)系;通過Granger因果檢驗和脈沖響應(yīng)分析進一步得出，旅游資源開發(fā)和經(jīng)濟增長兩者之間具有相互影響、相互促進的關(guān)系;同時，考慮GDP因素，對永泰縣未來3年旅游收入進行預(yù)測，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，建立健全管理機制，加強特色宣傳，保護資源，以促進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)濟發(fā)展;VAR模型

【中圖分類號】F592.7 【文獻標(biāo)識碼】A 【文章編號】1674-0688（2020）02-0227-03

旅游業(yè)與經(jīng)濟增長的關(guān)系一直是旅游經(jīng)濟研究的重要主題。據(jù)世界旅游組織統(tǒng)計，旅游業(yè)從業(yè)人數(shù)每增加1人，全社會就會增加3～5個就業(yè)機會，旅游業(yè)直接收入每增加1元，能夠帶動相關(guān)產(chǎn)業(yè)增加4.3元，由此看出，旅游對地方經(jīng)濟發(fā)展有很大的影響。目前研究來看，關(guān)于旅游經(jīng)濟發(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)域為福建省永泰縣，屬于地方經(jīng)濟，研究永泰縣旅游資源開發(fā)對地方經(jīng)濟發(fā)展的影響力，屬于旅游對目的地經(jīng)濟影響的研究范疇。

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，是福州市一個典型的山區(qū)縣，擁有獨特的地貌形態(tài)，山嶺地勢起伏，景色宜人，水清木秀。永泰縣境內(nèi)具有游覽開發(fā)價值的景觀達110多處，相繼獲得“中國優(yōu)秀旅游縣”“國家4A級風(fēng)景區(qū)”“國家重點風(fēng)景名勝區(qū)”“福建省最佳旅游目的地”等8個國家級和10多個省市級旅游品牌。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，被譽為福州的“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個互通口和1個動車站，往來交通便利，為永泰縣旅游經(jīng)濟發(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，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，旅游收入對地方經(jīng)濟影響還不大。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)，增強旅游接待能力，至2018年，旅游收入占永泰縣GDP的23.79%，旅游對地方經(jīng)濟的影響不斷增強。

3 永泰縣旅游資源開發(fā)對地方經(jīng)濟發(fā)展影響力的實證研究

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)濟和社會發(fā)展統(tǒng)計公報》，為消除異方差帶來的影響，對兩序列做對數(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)濟發(fā)展的互動關(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)對地方經(jīng)濟發(fā)展的促進作用，還能知道兩者之間的互動關(guān)系，研究兩者的動態(tài)過程，提高數(shù)據(jù)分析的準(zhǔn)確性，同時可對未來收入進行預(yù)測。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），其一般表達式如下：

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

在表達式中，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為待估計的系數(shù)矩陣，εt為隨機擾動項向量，此模型為VAR（p）模型。

3.2 平穩(wěn)性檢驗

為避免各檢驗無意義和“偽回歸”的問題，在建立VAR模型之前，要采用ADF單位根的檢驗法對各變量的平穩(wěn)性進行檢驗。lny和lnx均為非平穩(wěn)序列，具有明顯的遞增趨勢，可以通過差分對數(shù)據(jù)進行處理使其變得平穩(wěn)。因兩序列趨勢較一致，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，才能進行協(xié)整分析。本文采用EViews7.0進行平穩(wěn)性檢驗，由表2可知ADF平穩(wěn)性檢驗結(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，因此可對兩序列進行協(xié)整分析。

3.3 最大階數(shù)及參數(shù)估計

由VAR模型估計結(jié)果可知，0～3階的檢驗中，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VAR參數(shù)進行估計，可得到VAR模型表達式：

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

在平穩(wěn)性檢驗中可知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兩步法進行協(xié)整關(guān)系檢驗。

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c和解釋變量lnx的t統(tǒng)計量分別為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，與實際情況接近。

第二步，對殘差項ε進行ADF單位根檢驗，檢驗結(jié)果顯示其ADF統(tǒng)計量為-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，即存在著長期穩(wěn)定的均衡關(guān)系。同時，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就會增長0.5249%。

3.5 Granger因果關(guān)系檢驗

通過協(xié)整檢驗我們知道了旅游收入及GDP之間存在長期穩(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)系檢驗進一步驗證。設(shè)定滯后階數(shù)為3階，檢驗結(jié)果見表3。

通過Granger因果檢驗得出，在5%的顯著性水平下，能拒絕原假設(shè)，lnx能Granger引起lny;同時，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)來分析它們的動態(tài)特征。對于穩(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)為微弱的負向效應(yīng)，第4年后變?yōu)檎蛐?yīng)，之后隨著時間的推移，這種正向效應(yīng)緩慢平穩(wěn)增長?？偟膩碚f，旅游對GDP增長具有促進作用。由圖2可知，旅游收入對來自GDP的新息沖擊一直呈現(xiàn)出正向效應(yīng)，隨著時間的推移，這種正向效應(yīng)緩慢平穩(wěn)增長。總的來說，GDP增長也對旅游業(yè)發(fā)展具有促進作用。

3.7 永泰縣旅游收入預(yù)測

通過以上平穩(wěn)性檢驗、協(xié)整分析、Granger因果檢驗和脈沖響應(yīng)等實證分析，確定了VAR模型的穩(wěn)定性，預(yù)測平均誤差為1.39%，誤差極小，因此可以通過VAR模型對未來3年旅游收入進行預(yù)測（ex），2019—2021年旅游收入預(yù)測值分別為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)增長趨勢。

4 結(jié)論

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

第二，通過Granger因果檢驗和脈沖響應(yīng)分析進一步得出：旅游資源開發(fā)對經(jīng)濟增長有顯著促進作用，同時經(jīng)濟的增長也會促進旅游業(yè)的發(fā)展，兩者之間具有相互影響、相互促進的關(guān)系。因此，對于永泰縣未來旅游收入的預(yù)測，可以考慮GDP因素所帶來的影響。

第三，通過預(yù)測可知，永泰縣2019—2021年未來3年旅游收入將會繼續(xù)增加，預(yù)測平均誤差為1.39%，誤差極小，說明可信度較高。因此，旅游資源的開發(fā)將會繼續(xù)促進旅游收入增加，進而對地方經(jīng)濟產(chǎn)生影響。政府應(yīng)科學(xué)規(guī)劃，建立健全管理機制，加強特色宣傳，保護資源，以促進永泰縣旅游的可持續(xù)發(fā)展。

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