劉傳喜

（江西科技學院管理學院，江西 南昌 330098）

調整旅游經濟結構、轉變旅游發(fā)展方式以及追求旅游可持續(xù)發(fā)展日益成為區(qū)域旅游經濟發(fā)展的大趨勢。本文以鄱陽湖生態(tài)經濟區(qū)為例，綜合運用生態(tài)足跡與協(xié)整理論、誤差修正模型的研究方法，來探討旅游地經濟增長與資源消耗均衡關系，尋找影響旅游地實現低能耗、低污染的低碳旅游發(fā)展方式的資源消耗制約因素，為鄱陽湖生態(tài)經濟區(qū)旅游經濟發(fā)展方式的轉變提供參考。

1 研究方法與分析模型

（1）生態(tài)足跡理論與旅游生態(tài)足跡模型。

生態(tài)足跡模型計算公式如下:

式中，EF為總的生態(tài)足跡；N為人口數；ef為人均生態(tài)生態(tài)足跡需求；i為消費項目的類型，i為消費和投入的類型；aai為人均第i種交易商品折算的生物生產面積；ri為第i類土地的均衡因子；Ci為第i種商品的消費量；pi為第i種消費商品的全球平均生產能力。

地區(qū)旅游生態(tài)足跡的計算模型如下:

式中，TEF為旅游生態(tài)足跡（hm2）；EF為生態(tài)足跡（hm2）。由于該模型是建立在生態(tài)模型之上的，因此旅游生態(tài)足跡是指在整個地區(qū)國民生產總值所需要的生產性土地面積中，旅游業(yè)所需要的生產性土地面積的數量（hm2）。

（2）協(xié)整理論與誤差修正模型。

誤差修正模型如下:

2 旅游經濟增長與資源消耗關系分析

2.1 鄱陽湖生態(tài)經濟區(qū)2000-2010年旅游生態(tài)足跡的計算

根據統(tǒng)計資料，按照前面所介紹的旅游生態(tài)足跡模型的計算方法，可以計算出2000-2010年鄱陽湖生態(tài)經濟區(qū)旅游生態(tài)足跡時間序列，如表1所示。

從表1可以看出，鄱陽湖生態(tài)經濟區(qū)旅游總生態(tài)足跡呈現波動中增加的趨勢，從2000年的2326468hm2增加到2007年的7198235hm2，10年增加了3.1倍，說明隨著鄱陽湖生態(tài)經濟區(qū)旅游產業(yè)的發(fā)展，旅游業(yè)資源的占用逐漸增多。

2.2 鄱陽湖生態(tài)經濟區(qū)旅游生態(tài)足跡的協(xié)整分析和誤差修正

（1）變量和數據的選擇。本文中采用的數據鄱陽湖生態(tài)經濟區(qū)每年的旅游總收入（TM），來自《江西省統(tǒng)計年鑒》，旅游總生態(tài)足跡（Z）、耕地足跡（GZ）、林地足跡（LZ）、化石能源足跡（NZ）、建筑足跡（JZ）、水域足跡（SZ）、草地足跡（CZ）的數據通過前面計算獲得。為了克服數據中的異方差，對變量取對數并分別記為LTM、LZ、LGZ、LLZ、LNZ、LJZ、LSZ、LCZ。取對數后分別對變量做一階差分，對應得到差分時間序列，記為DLTM、DLZ、DLGZ、DLLZ、DLNZ、DLJZ、DLSZ、DLCZ。圖1、圖2分別是變量的時序圖因此，運用ADF對各所有的時間序列進行平穩(wěn)性檢驗，結果如表2所示。

表1 2000-2010鄱陽湖生態(tài)經濟區(qū)旅游生態(tài)足跡（單位:hm2）

圖1 時序圖

圖2 一階差分圖

從表2中可以看出，資源消費和旅游經濟增長水平序和差分序列圖。

表2 ADF單位根檢驗結果

從時序圖可以看出變量呈現非平穩(wěn)性，但它們有共同增長趨勢，它們的一階差分序列圖總體表現出平穩(wěn)性，并且總體具有相似的變化周期，這是存在協(xié)整關系的典型特征。列的ADF值均大于5%顯著水平下的臨界值，表明LTM、LZ、LGZ、LLZ、LNZ、LJZ、LSZ、LCZ均為非平穩(wěn)時間序列；但一階差分后，發(fā)現在5%的顯著水平下，拒絕序列DLTM、DLZ、DLGZ、DLLZ、DLNZ、DLSZ的一階差分具有單位根的假設，所以這些序列是一階單整序列，可以進一步

表3 協(xié)整檢驗

（2）變量的平穩(wěn)性檢驗。對變量指標進行協(xié)整分析及Granger因果檢驗之前，必須對變量的平穩(wěn)性進行檢驗。檢驗它們之間是否存在長期協(xié)整關系。

（3）變量的協(xié)整檢驗。關于協(xié)整關系檢驗與估計的方法主要包括:Engk-Granger兩步法和Johansen極大似然法，對于單方程系統(tǒng)，E-G兩步法的應用較為簡單明了。本文采用E-G兩步法來檢驗鄱陽湖生態(tài)經濟區(qū)LTM與旅游總生態(tài)足跡、LTM與旅游總生態(tài)足跡各組成部分的協(xié)整關系。其檢驗結果列于表3。

表4 因果關系

協(xié)整檢驗結果表明，LTM分別與LZ、LGZ、LSZ存在協(xié)整關系，而與LLZ、LNZ不存在協(xié)整關系，這一研究結果與鄱陽湖生態(tài)經濟區(qū)旅游資源開發(fā)利用的現實是一致的。

（4）變量的Granger因果關系檢驗。Granger表述定理認為若兩時間序列之間存在協(xié)整關系，則必然存在某一方向上的Granger因果關系。為判斷鄱陽湖生態(tài)經濟區(qū)旅游經濟增長與資源消費之間的因果關系，需要對LTM和LZ、LGZ、LSZ做Granger因果檢驗，具體如表4:

從表4可以看出LTM與耕地足跡LGZ、水域足跡LSZ間存在很強的Granger雙向因果關系，與總生態(tài)足跡LZ之間存在單向因果關系，這反映了鄱陽湖生態(tài)經濟區(qū)旅游經濟增長與資源消耗之間的相關性。

（5）變量間的協(xié)整方程與誤差修正模型。由協(xié)整檢驗（表3）可以發(fā)現，旅游總收入LTM與旅游總生態(tài)足跡LZ、耕地足跡LGZ、水域足跡LSZ之間存在著協(xié)整關系，這表明LTM–LZ、LTM–LGZ、LTM–LSZ之間存在著長期的均衡方程，下面分別建立它們的協(xié)整方程:

從長期來看，鄱陽湖生態(tài)經濟區(qū)10年來旅游經濟增長與旅游總生態(tài)足跡、耕地足跡、水域足跡具有穩(wěn)定的關系，即長期以來鄱陽湖生態(tài)經濟區(qū)旅游經濟的增長與資源消耗、耕地消耗、水域足跡具有長期穩(wěn)定關系，它們的變化受上述3個方程的約束，且從影響程度上看，耕地足跡對鄱陽湖生態(tài)經濟區(qū)旅游總收入的影響最大，其次是水域足跡。

根據協(xié)整理論，若變量間存在協(xié)整關系，則可以用誤差修正模型對短期波動和長期均衡進行直接的描述。因此可建立LTM與LZ、LTM與LGZ、LTM和LSZ之間的誤差修正模型，進一步探討它們的短期波動與長期均衡的關系，具體如下:

模型（4）、模型（5）、模型（6）為所求的誤差修正模型，其中括號內的多項式為誤差修正項，這三個模型分別表明了鄱陽湖生態(tài)經濟區(qū)旅游收入的短期波動是如何被決定的。一方面，它受到旅游總生態(tài)足跡LZ、耕地足跡LGZ、水域足跡LSZ短期波動的影響。另一方面，受誤差修正項的影響，其大小反映了對偏離長期均衡的調整力度。以模型（4）為例，從系數估計值-0.0332913來看，在短期波動中偏離長期均衡時，將以-0.0332913的速度對前一期旅游總生態(tài)足跡與旅游總收入之間的非均衡狀態(tài)進行調整。

3 結語

隨著鄱陽湖生態(tài)經濟區(qū)旅游業(yè)的發(fā)展，資源的占用逐漸增多，旅游總生態(tài)足跡10年增加了3.1倍。進一步通過協(xié)整分析可以看出，鄱陽湖生態(tài)經濟區(qū)旅游經濟持續(xù)增長對生態(tài)基礎具有很強的依賴性，耕地和水域作為重要的旅游資源要素對旅游經濟的增長具有重要的影響作用。由于鄱陽湖生態(tài)經濟區(qū)的旅游經濟增長與總生態(tài)足跡、耕地足跡、水域足跡之間具有協(xié)整關系，這說明該地區(qū)的旅游經濟增長方式屬于資源消耗型，對生態(tài)資源有較強的依賴性。由于變量間協(xié)整關系反映的是一種長期均衡關系，因此可以推斷鄱陽湖生態(tài)經濟區(qū)現有旅游經濟增長方式可能存在較長時期。誤差修正模型分析表明，鄱陽湖生態(tài)經濟區(qū)旅游經濟增長與資源消耗之間存在如下定量關系，增加1%的旅游收入，需要增加0.725%的生態(tài)足跡、2.012%的耕地足跡、1.642%的水域足跡，因此耕地足跡成為鄱陽湖生態(tài)經濟區(qū)低碳旅游可持續(xù)發(fā)展的首要限制因素。

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