蔣 倩

（湖南工業(yè)大學(xué) 城市與環(huán)境學(xué)院，湖南 株洲412007）

一、研究背景

目前，我國正處在經(jīng)濟(jì)模式轉(zhuǎn)型的新發(fā)展時期，尋求一個創(chuàng)新的發(fā)展模式是促進(jìn)經(jīng)濟(jì)增長的重要環(huán)節(jié)。而文化產(chǎn)業(yè)和旅游產(chǎn)業(yè)在未來經(jīng)濟(jì)發(fā)展中的地位越來越高，因此兩者的有機(jī)融合是我國經(jīng)濟(jì)發(fā)展模式轉(zhuǎn)型的重要戰(zhàn)略議題。

國內(nèi)外對于產(chǎn)業(yè)融合影響的相關(guān)研究。Jarkko Saarinen認(rèn)為，文化旅游業(yè)對于區(qū)域經(jīng)濟(jì)協(xié)調(diào)發(fā)展、社會資源公平分配以及資源環(huán)境的可持續(xù)發(fā)展等方面有顯著的影響①。Fredriklin等指出，不同產(chǎn)業(yè)之間的固定界限逐漸消失，企業(yè)和產(chǎn)業(yè)也在同一時期展開了產(chǎn)業(yè)融合②。Marionmar kwick認(rèn)為不同地區(qū)的旅游活動和旅游形式因各地的文化性質(zhì)不同而發(fā)展方向風(fēng)格迥異③。Juzefovic指出，創(chuàng)意旅游是本土文化、民族風(fēng)情等各方面的綜合產(chǎn)物④。國內(nèi)針對文旅融合的研究開始的較晚。在推動產(chǎn)業(yè)融合的條件研究上，張海燕認(rèn)為，驅(qū)動文旅產(chǎn)業(yè)融合的主要因素來源于企業(yè)行為、政府引導(dǎo)、消費(fèi)者需求等外界環(huán)境⑤。趙蕾認(rèn)為，旅游的開放性、文化的滲透性是能夠進(jìn)行融合的內(nèi)在驅(qū)動力⑥。紅雁發(fā)現(xiàn)，二者的融合不僅能夠豐富產(chǎn)品開拓市場，還能夠節(jié)約產(chǎn)業(yè)之間的成本③。在研究文旅融合的資源共享和產(chǎn)業(yè)邊界的相關(guān)問題時，劉安全、黃大勇認(rèn)為，文旅資源的關(guān)聯(lián)性和緊密性是文旅融合發(fā)展的基礎(chǔ)，現(xiàn)代化技術(shù)和其他通用技術(shù)的進(jìn)步并不是引發(fā)文旅產(chǎn)業(yè)融合的核心⑦。劉淑娟認(rèn)為，文旅產(chǎn)業(yè)融合發(fā)展是可行的⑧。林香玉認(rèn)為，文旅產(chǎn)業(yè)的融合模式主要分為產(chǎn)業(yè)的延伸型、重組型和滲透型⑨。邱瑛、祁穎認(rèn)為，文旅產(chǎn)業(yè)具有緊密關(guān)系，兩者的融合能夠有效地促進(jìn)雙方的發(fā)展⑩。

將國內(nèi)外關(guān)于文旅產(chǎn)業(yè)融合的相關(guān)研究成果進(jìn)行對比，從已有成果看：在研究區(qū)域上，大多集中于東部沿海發(fā)達(dá)城市和旅游資源豐富地區(qū)。在研究方法上，較多傾向于基于現(xiàn)狀調(diào)研的定性分析方法而開展。本文即以此為切入點(diǎn)探討文化產(chǎn)業(yè)與旅游產(chǎn)業(yè)的互動關(guān)系，分析兩者之間存在的雙向因果關(guān)系，采用定量分析方法研究武陵源區(qū)的文旅產(chǎn)業(yè)融合，能夠有利于研究武陵源區(qū)文旅產(chǎn)業(yè)融合發(fā)展的可持續(xù)性，對于武陵源區(qū)及類似相關(guān)區(qū)域具有借鑒意義。

二、研究區(qū)域概況

武陵源區(qū)位于湖南省西北部，地處張家界市中心位置，武陵源區(qū)的旅游資源非常豐富，總面積共500平方公里。

根據(jù)當(dāng)?shù)亟y(tǒng)計局所提供的相關(guān)數(shù)據(jù)，武陵源區(qū)文化產(chǎn)業(yè)（按可比價格）總產(chǎn)出，2010年同比增長23%；2011年與2012年的文化產(chǎn)業(yè)總產(chǎn)出均在下降，同比2010年下降分別為74%、71%；2013年同比上升518%；2015年處于增速下降趨勢，同比2014年下降61%。武陵源區(qū)的旅游總收入呈穩(wěn)步上升的趨勢，在2012年增速明顯，同比增長89%。

圖1 2009—2016年慈利縣文化產(chǎn)業(yè)總產(chǎn)出與旅游總收入的情況

三、VAR模型建立及實(shí)證分析

（一）數(shù)據(jù)來源及研究方法

本文選取張家界武陵源文化產(chǎn)業(yè)總產(chǎn)出和旅游產(chǎn)業(yè)總收入的年度數(shù)據(jù)進(jìn)行實(shí)證分析。數(shù)據(jù)來源于武陵源區(qū)統(tǒng)計局，具有可靠性。由于當(dāng)?shù)亟y(tǒng)計數(shù)據(jù)存在條件限制，故選取的時間跨度為2009年到2016年，共計8個樣本。為了研究文化產(chǎn)業(yè)總產(chǎn)出與旅游總收入之間的關(guān)系，本文相關(guān)的數(shù)據(jù)分析分別采用Eviews軟件分析CI和VAR模型（向量自回歸模型）TR，由于取對數(shù)不改變量之間的線性關(guān)系，同時可以消除異方差，增強(qiáng)時間序列的可比性，因此本文進(jìn)行數(shù)據(jù)處理分別記為In CI、In TR。

（二）VAR模型的建立

為了得到最佳的動態(tài)關(guān)系完整性和平衡性，本文主要參照AIC和SC兩個準(zhǔn)則，并綜合考慮LogL、LR、FPE、HQ信息準(zhǔn)則以確定最優(yōu)滯后期有關(guān)，因此我們首先需要確定模型的滯后階數(shù)。表1為不同滯后階數(shù)下的各個統(tǒng)計量的值。（表1）。

表1 VAR模型的結(jié)構(gòu)與所含的變量個數(shù)k以及滯后階數(shù)p兩個參數(shù)

表格中用“*”表示從每一列結(jié)果中選中的滯后數(shù)。由表可知，所有的指標(biāo)都支持滯后期為2階最優(yōu)，因此可以選擇滯后階數(shù)為2。下面我們利用VAR(2)模型對兩個變量之間的關(guān)系進(jìn)行實(shí)證研究，其模型表示如下：

其中，αi為常數(shù)項，aij,bij為被估計的參數(shù),也可以表示為：

（三）單位根檢驗

對于時間序列，首先應(yīng)該考慮所具備的平穩(wěn)性，因為平穩(wěn)性檢驗可以有效避免出現(xiàn)“偽回歸”的相關(guān)問題，否則會存在因時間序列數(shù)據(jù)的非平穩(wěn)性而導(dǎo)致的偽回歸現(xiàn)象。

表2 單位根檢驗結(jié)果

為了驗證ADF檢驗的相關(guān)結(jié)果，對變量進(jìn)行一階差分處理，再次檢驗平穩(wěn)性。結(jié)果如表3所示，差分后的序列ADF值均小于5%的顯著性水平值，p值均顯著小于0.05。說明一階差分后變量為平穩(wěn)序列，即變量為同階單整序列，滿足開展協(xié)整檢驗的前提條件。因此，可以根據(jù)相關(guān)條件，進(jìn)行長期均衡關(guān)系的檢驗（協(xié)整檢驗）和VAR模型的分析。

表3 變量的一階差分檢驗

（四）協(xié)整檢驗

建立一階單整序列l(wèi)nCI、lnTR的回歸方程：

然后，建立估計方程的殘差模型：

接下來，進(jìn)行E-G檢驗，檢驗殘差序列的平穩(wěn)性，存在協(xié)整關(guān)系。由表4可以看出，變量系數(shù)估計值對應(yīng)的P值都比較小，因此說明變量都比較顯著。R2、的值都比較大，接近于1，因此該模型的擬合程度比較好，不存在殘差序列。

表4 回歸模型輸出結(jié)果

（五）VAR模型檢驗

1.首先進(jìn)行VAR模型參數(shù)估計（表5），由此得出矩陣形式公式。

表5 VAR模型的參數(shù)估計

從公式（6）的方程中我們可以看出，張家界武陵源文化產(chǎn)業(yè)總產(chǎn)出與自身滯后第一期是正相關(guān)的，影響系數(shù)大小為0.139182，與自身滯后二期是負(fù)相關(guān)的，影響系數(shù)大小為-0.6269，說明文化產(chǎn)業(yè)總產(chǎn)出之間存在較強(qiáng)的自相關(guān)性。文化產(chǎn)業(yè)總產(chǎn)出與滯后第一期和第二期的旅游總收入是正相關(guān)的，說明它們交叉相關(guān)而且影響較大。由表6的檢驗結(jié)果可知，R2、R2的值都非常接近1，F(xiàn)統(tǒng)計量的值也都非常大，因此可以說明該模型精確度高。

表6 VAR模型檢驗結(jié)果

2.VAR穩(wěn)定性檢驗和格蘭杰因果檢驗。VAR穩(wěn)定性檢驗結(jié)果說明，VAR模型具有平穩(wěn)性，可以進(jìn)行脈沖響應(yīng)函數(shù)分析。格蘭杰因果檢驗結(jié)果得知，對于lnTR不是引起lnCI的格蘭杰變動原因的原假設(shè)的F統(tǒng)計量為61.8677，相對應(yīng)的概率值為0.0095，顯著小于0.05，因此可以拒絕上述原假設(shè)。原假設(shè)的F統(tǒng)計量為7.64631，可知，lnCI和lnTR互為格蘭杰因果關(guān)系，兩者存在相互影響關(guān)系。

圖2 VAR模型單位圓

表7 格蘭杰因果檢驗

四、結(jié)論

本文基于VAR模型，采用ADF檢驗方法、協(xié)整檢驗以及Granger因果關(guān)系檢驗方法，對張家界武陵源文化產(chǎn)業(yè)以及旅游產(chǎn)業(yè)的互動關(guān)系進(jìn)行實(shí)證研究，得出研究結(jié)論：一是根據(jù)ADF檢驗和協(xié)整檢驗結(jié)果顯示武陵源文旅產(chǎn)業(yè)可以進(jìn)行長期均衡的發(fā)展，并且相應(yīng)序列具有很強(qiáng)的穩(wěn)定性，說明武陵源文旅產(chǎn)業(yè)融合有很好的前瞻性和可行性。二是張家界武陵源的文化產(chǎn)業(yè)總產(chǎn)出的增加會引起旅游產(chǎn)業(yè)總收入的增加，這也說明了武陵源文化產(chǎn)業(yè)是影響旅游產(chǎn)業(yè)的主要原因之一；反過來說，武陵源旅游產(chǎn)業(yè)的總收入增長也會引起文化產(chǎn)業(yè)總產(chǎn)出的增加，二者相輔相成。三是文化產(chǎn)業(yè)總產(chǎn)出對旅游產(chǎn)業(yè)總收入有顯著的正向影響，說明武陵源的文化產(chǎn)業(yè)促進(jìn)了旅游產(chǎn)業(yè)的發(fā)展。近年來張家界武陵源的旅游業(yè)尋求新的發(fā)展方向，將湘西民族特色、民族精神與相關(guān)景點(diǎn)進(jìn)行項目創(chuàng)新，并尋求合作，使旅游行業(yè)有了非常好的發(fā)展形勢。

注釋：

①Jarkko Saarinen.cultural tourism:newopportunities for diversifyingthe tourism industry in Botswana[J].Bulletin of Geography.Socio-economic Series,2014(26):7-18.

②Fredriklin,Christian,Fritz.An evolutionary perspeetiveon1 convergence:inducing a stage model of inter-industry innovation[J].International journal of technology management,2010(49):220-249.

③李爽爽.西北地區(qū)文旅產(chǎn)業(yè)融合發(fā)展研究[D].大連:東北財經(jīng)大學(xué),2017.

④Juzefovic:Creative tourism.the issues of philosophy,sociology and communication[J].Creativity Studies,2015(8):73-74.

⑤張海燕,王忠云.旅游產(chǎn)業(yè)與文化產(chǎn)業(yè)融合運(yùn)作模式[J].山東社會科學(xué),2013,209(01):169-172.

⑥趙蕾,余汝藝.旅游產(chǎn)業(yè)與文化產(chǎn)業(yè)融合的動力系統(tǒng)研究[J].安徽農(nóng)業(yè)大學(xué)學(xué)報,2015,24(01):66-71.

⑦劉安全,黃大勇.文旅融合發(fā)展中的資源共享與產(chǎn)業(yè)邊界[J].長江師范學(xué)院學(xué)報,2019,35(06):40-47+126.

⑧劉淑娟.文化產(chǎn)業(yè)與旅游產(chǎn)業(yè)融合發(fā)展研究—以浙江為例[J].價值工程,2019,38(08):96-98.

⑨林玉香.我國旅游產(chǎn)業(yè)與文化產(chǎn)業(yè)融合發(fā)展研究[D].沈陽:沈陽師范大學(xué),2014.

⑩邱瑛,祁穎.旅游產(chǎn)業(yè)與文化產(chǎn)業(yè)融合發(fā)展的模式與路徑研究[J].經(jīng)濟(jì)研究導(dǎo)刊,2015,259(05):36-37.