山東省全域旅游業(yè)與區(qū)域經(jīng)濟發(fā)展的動態(tài)關(guān)系研究
——基于VAR模型

(新疆農(nóng)業(yè)大學(xué) 管理學(xué)院,新疆 烏魯木齊 830052)

在“一帶一路”戰(zhàn)略實施背景下,我國旅游業(yè)發(fā)展勢頭迅猛。2017年，我國提出要完善旅游設(shè)施和基本服務(wù),大力發(fā)展鄉(xiāng)村、休閑、全域旅游,說明旅游業(yè)發(fā)展已上升到國家戰(zhàn)略層面。2018年3月,文化和旅游部正式組建,標(biāo)志著我國已將旅游業(yè)作為文化產(chǎn)業(yè)的重要整合主體,使其成為彰顯文化自信的重要載體,以高度文化自信守護中華民族的根脈。有關(guān)數(shù)據(jù)顯示,近年來我國旅游人數(shù)保持穩(wěn)定增長,增長率平均在10%以上。在當(dāng)前大眾旅游時代,旅游休閑已成為百姓的生活常態(tài)。旅游業(yè)作為第三產(chǎn)業(yè),對生態(tài)、交通、文化交流、就業(yè)各個方面都具有重要的作用,更是公認(rèn)的朝陽型產(chǎn)業(yè),逐步成長為國民經(jīng)濟發(fā)展的重要產(chǎn)業(yè)之一。在這一背景下,研究山東省全域旅游業(yè)與區(qū)域經(jīng)濟發(fā)展之間的關(guān)系,可以為旅游業(yè)發(fā)展的政策制定提供數(shù)據(jù)支持。

山東省旅游資源豐富、歷史文化悠久,素有“齊魯圣地”的美譽,目前擁有旅游區(qū)696處,其中國家自然保護區(qū)7處、國家重點風(fēng)景名勝區(qū)5處、世界自然文化遺產(chǎn)2處、國家級歷史文化名城7處,造就了一大批知名旅游景點和品牌。同時,山東省地處環(huán)渤海灣經(jīng)濟圈核心位置,位于京津冀發(fā)展區(qū)和長三角城市群的交匯處,發(fā)展旅游業(yè)具有優(yōu)勢區(qū)位。近年來,山東省旅游業(yè)發(fā)展勢頭平穩(wěn)。2017年，山東省接待國內(nèi)游客數(shù)77966萬人次,國內(nèi)游客消費8491.45億元；接待入境游客494.45萬人次,入境游客消費317404萬美元[1]。本文以山東省為例,運用自回歸模型,研究了山東省全域旅游業(yè)與區(qū)域經(jīng)濟發(fā)展之間的動態(tài)關(guān)系。

1 文獻綜述

通過在中國知網(wǎng)搜索,2018—2019年國內(nèi)共有31篇文獻研究旅游業(yè)與區(qū)域經(jīng)濟發(fā)展之間的關(guān)系?？傮w看,大部分學(xué)者都同意旅游業(yè)與區(qū)域經(jīng)濟增長存在長期的協(xié)整關(guān)系。其中,劉志霞、趙興軍從計量經(jīng)濟學(xué)角度研究了旅游業(yè)與區(qū)域經(jīng)濟增長之間的關(guān)系,認(rèn)同旅游業(yè)對區(qū)域經(jīng)濟發(fā)展有正向作用[2,3];徐海峰、姚云浩、時朋飛等通過建立旅游業(yè)與區(qū)域經(jīng)濟的系統(tǒng)耦合模型,得出要素稟賦結(jié)構(gòu)越合理、產(chǎn)業(yè)結(jié)構(gòu)越完善,旅游業(yè)經(jīng)濟發(fā)展水平就會越發(fā)達,旅游業(yè)與區(qū)域經(jīng)濟之間的系統(tǒng)耦合協(xié)調(diào)就會越合理[4-6];張義華認(rèn)為區(qū)域經(jīng)濟能減小恩格爾系數(shù),刺激旅游消費,并且全域旅游業(yè)能促進城鄉(xiāng)一體化建設(shè),提高社會競爭力[7];許先普、呂獻紅認(rèn)為旅游業(yè)總消費對區(qū)域經(jīng)濟均衡的發(fā)展具有正向效應(yīng),無論是國內(nèi)旅游消費還是入境旅游消費都對區(qū)域經(jīng)濟均衡的發(fā)展具有推動作用,且國內(nèi)旅游的消費占比更大[8,9]。有文獻通過Granger因果檢驗,發(fā)現(xiàn)區(qū)域經(jīng)濟增長和旅游業(yè)發(fā)展之間存在著單向Granger因果關(guān)系[10],沒有發(fā)現(xiàn)Granger的因果關(guān)系。此外,還有少數(shù)學(xué)者通過建立自回歸模型研究旅游業(yè)與經(jīng)濟發(fā)展之間的關(guān)系,但這類研究較少,有待做進一步的探索[11]。

綜上所述,國內(nèi)已有較多學(xué)者研究了旅游業(yè)發(fā)展與區(qū)域經(jīng)濟增長之間的關(guān)系。屈穎等研究了內(nèi)蒙古旅游業(yè)對地區(qū)GDP和第三產(chǎn)業(yè)發(fā)展的影響[12];袁智慧等從時間和空間兩個維度,運用旅游業(yè)依存度、貢獻率和拉動率,探討了海南省旅游業(yè)對經(jīng)濟增長的拉動效應(yīng)[13];文成業(yè)等以旅游城市桂林為例研究其與區(qū)域經(jīng)濟的協(xié)同發(fā)展關(guān)系[14],但不同的省份具有不同的特性。山東省當(dāng)前處在新舊動能轉(zhuǎn)換的關(guān)鍵時期,研究山東省旅游業(yè)與區(qū)域經(jīng)濟發(fā)展之間的關(guān)系,對地方旅游業(yè)政策的制定和旅游產(chǎn)業(yè)的升級具有重要的意義。

本文主要是以山東省1996—2017年旅游業(yè)與區(qū)域經(jīng)濟發(fā)展時間序列數(shù)據(jù)為基礎(chǔ),進行處理以后在檢驗其平穩(wěn)性和協(xié)整性的基礎(chǔ)之上,驗證兩者是否存在Granger因果關(guān)系,并通過建立Var模型,觀察脈沖響應(yīng)函數(shù)和方差分解的相關(guān)動態(tài)特征,得出這四者之間的相互影響作用。

2 實證分析

根據(jù)《山東省統(tǒng)計年鑒》和山東省旅游業(yè)統(tǒng)計發(fā)展公告公布的數(shù)據(jù),篩選整理出1996—2017年山東省旅游業(yè)發(fā)展數(shù)據(jù)。在遵循奧卡姆剃刀基本原理和研究相關(guān)文獻的基礎(chǔ)上,精簡變量,選取對山東旅游業(yè)經(jīng)濟發(fā)展的影響變量:X1旅游業(yè)總收入(萬元)、X2旅游總?cè)藬?shù)(萬人)、X3國內(nèi)游客數(shù)(萬人)，區(qū)域經(jīng)濟發(fā)展水平以地區(qū)生產(chǎn)總值GDP為變量,探討全域旅游業(yè)與區(qū)域經(jīng)濟發(fā)展之間的動態(tài)關(guān)系。

2.1 單位根檢驗

借助Eviews 8.0對原時間序列中的地區(qū)生產(chǎn)總值GDP、旅游業(yè)總收入(X1)、國內(nèi)游客數(shù)(X2)、入境游客人數(shù)(X3)進行第一次無差分檢驗后,得到原時間序列變量的t值分別為-2.497023、0.414697、-0.744157、-1.324859,大于各個置信水平的臨界區(qū)間,為非平穩(wěn)序列。在此基礎(chǔ)上,對原時間序列進行二階差分檢驗(表1),GDP、X1、X2、X3的P值分別為0.009、0.0019、0.0001、0.0000,均小于0.05。地區(qū)生產(chǎn)總值GDP、國內(nèi)旅游收入、國內(nèi)游客人數(shù)、入境游客人數(shù)在二階差分單位根檢驗下,在1%顯著性水平下為平穩(wěn)序列,表明該序列為二階單整序列。

表1 原變量二階差分單位根檢驗結(jié)果

2.2 Johansen協(xié)整檢驗

由于樣本量較少,因此變量地區(qū)生產(chǎn)總值GDP、旅游業(yè)總收入(X1)、國內(nèi)游客數(shù)(X2)、國外游客數(shù)為二階差分單整序列,符合Johansen協(xié)整檢驗的前提條件。通過表2可見,至少在5%的顯著性水平上有3個協(xié)整方程拒絕原假設(shè),說明在5%顯著性水平上存在協(xié)整關(guān)系,可進一步建立4者之間的VAR模型。即說明山東旅游業(yè)發(fā)展與地區(qū)生產(chǎn)總值之間存在長期協(xié)整關(guān)系,聯(lián)系較密切,這一結(jié)論與多數(shù)學(xué)者的觀點相同。

表2 Johansen協(xié)整檢驗相關(guān)數(shù)值

注:*為在5%顯著性水平下拒絕無協(xié)整關(guān)系的原假設(shè)。

2.3 Granger因果檢驗

Granger因果檢驗是檢驗?zāi)硞€變量滯后值對被解釋變量的信息是否有預(yù)測能力。通過Johansen協(xié)整檢驗可知,旅游業(yè)發(fā)展與區(qū)域經(jīng)濟兩者之間存在著長期的協(xié)整關(guān)系,但是這兩者之間是否存在實踐性的因果關(guān)系還需要使用Granger因果檢驗做進一步的驗證。

表3 Granger因果檢驗

通過對地區(qū)生產(chǎn)總值GDP、旅游業(yè)總收入(X1)、國內(nèi)游客數(shù)(X2)、入境游客數(shù)(X3)進行Granger檢驗,由表3得出原假設(shè):①對地區(qū)生產(chǎn)總值GDP不是旅游業(yè)總收入(X1)的Granger原因這一假設(shè)檢驗的P值為0.0004,因此拒絕原假設(shè);②對地區(qū)生產(chǎn)總值GDP不是國內(nèi)游客數(shù)(X2)的Granger原因這一假設(shè)檢驗的P值為0.0051,因此拒絕原假設(shè);③對國內(nèi)游客數(shù)(X2)不是旅游業(yè)總收入(X1)的Granger原因這一假設(shè)檢驗的P值為0.0109,因此拒絕原假設(shè)。此外，Granger檢驗的結(jié)論均接受原假設(shè)。

地區(qū)生產(chǎn)總值GDP分別是旅游業(yè)總收入(X1)和國內(nèi)游客數(shù)(X2)的單向Granger原因,國內(nèi)游客數(shù)(X2)是旅游業(yè)總收入(X1)的單向Granger原因。國外游客數(shù)(X3)不是生產(chǎn)總值GDP和旅游業(yè)總收入(X1)的Granger原因。從經(jīng)濟學(xué)角度解釋,Granger檢驗的結(jié)果表明,山東省生產(chǎn)總值增長對于來該省旅游的國內(nèi)游客數(shù)和旅游業(yè)總收入增長有著明顯的促進作用,但游客數(shù)增長(國內(nèi)游客和入境游客)與旅游業(yè)總收入對生產(chǎn)總值增長的影響并不顯著,可見生產(chǎn)總值的增長拉動了經(jīng)濟發(fā)展需求,改善了交通方式,提高了旅游業(yè)資源的有效供給，促進了當(dāng)?shù)芈糜螛I(yè)的發(fā)展。由此可見,山東省旅游業(yè)雖然與當(dāng)?shù)亟?jīng)濟發(fā)展增長存在著長期的協(xié)整關(guān)系,但尚未形成可持續(xù)的良性循環(huán)。同時,生產(chǎn)總值增長、旅游業(yè)總收入增長與入境游客數(shù)的增長之間的雙向影響并不明顯,這可能是因為入境旅游會受到諸多外在社會因素的影響所致。

3 Var模型的動態(tài)特征

3.1 脈沖響應(yīng)分析

通過計算可知,地區(qū)生產(chǎn)總值GDP、旅游業(yè)總收入(X1)、國內(nèi)游客數(shù)(X2)、國外游客數(shù)(X3)4個變量原序列為非平穩(wěn)序列,經(jīng)過二階差分后為平穩(wěn)序列即二階單整序列,最大滯后階數(shù)為2。通過對模型的單位根進行檢驗,所有單位根的特征值小于1,位于圖1的圓內(nèi),說明模型的穩(wěn)定性良好,擬合程度良好。

圖1 單位根檢驗

通過圖2可見,旅游業(yè)總收入(X1)對于地區(qū)生產(chǎn)總值GDP的沖擊一直為負(fù),且負(fù)值處于漸進性小幅度增大,說明山東省的旅游業(yè)總收入對區(qū)域經(jīng)濟發(fā)展的影響作用并不明顯。同樣,旅游業(yè)總收入(X1)對自身的沖擊類似前者,但在第五期之前保持微弱的平穩(wěn)正值,其后一直為負(fù)值。山東省旅游業(yè)總收入(X1)對國內(nèi)游客數(shù)(X2)和國外游客數(shù)(X3)的沖擊作用并不明顯,對國內(nèi)游客數(shù)(X2)的沖擊作用在第五期后趨于負(fù)值,對國外游客數(shù)(X3)的沖擊作用在第二期后趨于負(fù)值,且負(fù)值增加幅度較大。

由圖3可見,國內(nèi)游客數(shù)(X2)對地區(qū)生產(chǎn)總值、旅游業(yè)總收入(X1)和自身的響應(yīng)數(shù)值在第二期以后一直為負(fù)值,說明國內(nèi)游客數(shù)對三者的影響不太明顯。但是國內(nèi)游客數(shù)(X2)的增長對國外游客數(shù)(X3)增長的響應(yīng)數(shù)值在第三期以前為負(fù)值,從第四期開始響應(yīng)數(shù)值逐漸增加,在第五期時逐漸達到平穩(wěn)的狀態(tài)。

從圖4可見,在給定的地區(qū)生產(chǎn)總值GDP一個標(biāo)準(zhǔn)差沖擊以后,對自身的影響從第一期開始就一直上升,在第七期逐漸趨向于穩(wěn)定。同理,地區(qū)生產(chǎn)總值GDP對旅游業(yè)總收入(X1)、國內(nèi)游客數(shù)(X2)的影響除在第一期基本為零外,以后呈穩(wěn)定增長,這與Granger檢驗的結(jié)果較吻合。地區(qū)生產(chǎn)總值GDP對國外游客數(shù)(X3)影響從第一期下降逐漸小于零后,從第六期開始逐漸上升,在第八期時大于零后逐漸上升,在第十四期后下降,說明山東省經(jīng)濟增長對入境游客數(shù)的拉升作用不明顯。從圖5可見,在給定的變量國外游客數(shù)(X3)一個標(biāo)準(zhǔn)差沖擊后,對地區(qū)生產(chǎn)總值GDP、旅游業(yè)總收入、國內(nèi)游客數(shù)的沖擊作用幾乎為零,影響作用甚微,這與本文Granger檢驗結(jié)果相吻合。

圖2 脈沖響應(yīng)分析(變量旅游業(yè)總收入對其他變量的沖擊)

圖3 脈沖響應(yīng)分析(變量X2對其他變量的沖擊)

圖4 脈沖響應(yīng)分析(變量GDP對其他變量的沖擊)

圖5 脈沖響應(yīng)分析(變量X3對其他變量的沖擊)

3.2 方差分解結(jié)果

從圖6的方差分解結(jié)果可知,地區(qū)生產(chǎn)總值GDP方差分解在第八期開始的變量GDP預(yù)期波動中約有7%是由變量國內(nèi)游客數(shù)(X2)貢獻的,而剩下的15%是由國外游客數(shù)(X3)貢獻的,旅游業(yè)總收入對地區(qū)生產(chǎn)總值的貢獻幾乎為零,說明山東省旅游業(yè)總體發(fā)展對全省整體經(jīng)濟增長的影響較小。在旅游業(yè)總收入(X1)的方差分解中,在第五期開始其預(yù)期波動有85%的貢獻來自于變量地區(qū)生產(chǎn)總值GDP,說明地區(qū)生產(chǎn)總值的提高對旅游業(yè)的帶動作用非常明顯,區(qū)域經(jīng)濟發(fā)展能刺激旅游消費,保障公共服務(wù)質(zhì)量,提升人文環(huán)境質(zhì)量,從而提高旅游吸引力,增大旅游業(yè)收入。變量國內(nèi)游客數(shù)(X2)、國外游客數(shù)(X3)對旅游業(yè)總收入(X1)的波動貢獻較小,說明山東省旅游客數(shù)的增長對旅游業(yè)總收入的增長影響較小,這可以通過官方公布的數(shù)據(jù)中得出。即近八年山東省旅游業(yè)發(fā)展指標(biāo)中的游客數(shù)平均每年增長了13.3%,旅游業(yè)總收入占全省經(jīng)濟總值的百分比平均為9.95%。在變量國內(nèi)游客數(shù)(X2)的方差分解中,在第五期開始其預(yù)期波動有82%的貢獻來自于變量地區(qū)生產(chǎn)總值GDP;在入境游客數(shù)(X3)的方差分解中,從第三期有20%的波動貢獻來自于變量地區(qū)生產(chǎn)總值GDP,有20%的波動貢獻來自于變量國內(nèi)游客數(shù)(X2),從第八期開始有20%的波動貢獻來自于旅游業(yè)總收入(X1)。這與上述檢驗結(jié)果一致,說明山東省區(qū)域經(jīng)濟的發(fā)展對國內(nèi)游客數(shù)的拉升作用較為明顯,而對入境游客數(shù)的拉升作用則并不太明顯。

4 結(jié)論

本文通過建立時間序列的自回歸模型,實證分析了1996—2017年山東省旅游業(yè)與區(qū)域經(jīng)濟發(fā)展的數(shù)據(jù)，得出以下結(jié)論:山東省旅游業(yè)與區(qū)域經(jīng)濟發(fā)展之間存在長期的相互影響關(guān)系。從作用帶動看,區(qū)域經(jīng)濟發(fā)展對旅游業(yè)發(fā)展產(chǎn)生的帶動影響大于后者對前者的作用,這與汪彬等得出的國內(nèi)旅游業(yè)對區(qū)域經(jīng)濟發(fā)展的影響拉動較低的結(jié)論一致[15]。在Granger因果檢驗中,山東省國民生產(chǎn)總值增長對旅游業(yè)的發(fā)展具有促進作用,但旅游業(yè)總收入對地區(qū)生產(chǎn)總值增長的促進作用較有限,且游客數(shù)的增長與旅游業(yè)總收入之間未形成雙向影響關(guān)系,沒有很明顯的帶動作用。在脈沖響應(yīng)分析中,山東省區(qū)域經(jīng)濟發(fā)展對旅游業(yè)的影響是顯著且較強的。當(dāng)?shù)芈糜螛I(yè)對經(jīng)濟發(fā)展有正向作用,但總體較微弱。方差分解的結(jié)果可見,山東省區(qū)域經(jīng)濟增長對旅游業(yè)發(fā)展的貢獻作用顯著,但影響相對滯后,旅游業(yè)對區(qū)域經(jīng)濟發(fā)展的貢獻作用較小,影響滯后明顯,可見山東省區(qū)域經(jīng)濟增長對旅游業(yè)發(fā)展的貢獻度遠(yuǎn)大于旅游業(yè)發(fā)展對區(qū)域經(jīng)濟增長的貢獻度。

5 對策建議

5.1 依托好客山東品牌,實現(xiàn)文旅產(chǎn)業(yè)快速發(fā)展

山東省旅游業(yè)發(fā)展與區(qū)域經(jīng)濟之間存在長期的協(xié)整關(guān)系,但旅游業(yè)對區(qū)域經(jīng)濟的帶動影響作用小。因此,山東省應(yīng)將旅游業(yè)作為主導(dǎo)產(chǎn)業(yè)發(fā)展,將文化產(chǎn)業(yè)與旅游業(yè)發(fā)展相結(jié)合,以孔子故里和儒家文化作為山東在文化資源和文化建設(shè)上的優(yōu)勢,以文化自信提升山東省旅游業(yè)影響力,促進各區(qū)域之間通過文化進行的交流。文化產(chǎn)業(yè)具有能聚效應(yīng),旅游業(yè)發(fā)展的第一步是通過文化影響力吸引國內(nèi)外游客[16]。以旅游人口基數(shù)增大帶動旅游業(yè)收入增加,文旅產(chǎn)業(yè)的深度融合是山東省旅游業(yè)發(fā)展能動效應(yīng)轉(zhuǎn)換所選擇的重要路徑之一,將文化宣傳與“好客山東”品牌融合打造,使其成為山東省旅游業(yè)對外開放窗口的一張名片。

5.2 多層面融合第一、二、三產(chǎn)業(yè),擴大消費區(qū)域

山東省區(qū)域經(jīng)濟增長對旅游業(yè)發(fā)展的貢獻程度后者遠(yuǎn)遠(yuǎn)大于前者。作為支撐區(qū)域經(jīng)濟增長的第一、二、三產(chǎn)業(yè),與旅游業(yè)深度入融合是經(jīng)濟轉(zhuǎn)型下旅游業(yè)供給側(cè)改革的需要,也是在經(jīng)濟環(huán)境變化下旅游業(yè)適應(yīng)區(qū)域特色發(fā)展的必要之路[17]。要將旅游業(yè)作為大多數(shù)人的普遍消費,就要完善旅游業(yè)發(fā)展體系,擴大旅游消費領(lǐng)域。從融合的對象層面,可將旅游業(yè)與第一產(chǎn)業(yè)中的種植業(yè)、漁業(yè)、林業(yè)等結(jié)合,發(fā)展觀光農(nóng)業(yè)、休閑農(nóng)業(yè)、生態(tài)旅游、養(yǎng)生旅游;將旅游業(yè)與第二產(chǎn)業(yè)中的工業(yè)園、科技城結(jié)合,打造工業(yè)旅游品牌;將旅游業(yè)與第三產(chǎn)業(yè)中的教育、歷史、文化相結(jié)合,打造紅色旅游與研學(xué)旅游。從載體融合的角度推進山東省旅游業(yè)與城市農(nóng)村融合,開展“城市+農(nóng)村”旅游活動,使其由大到小,工業(yè)區(qū)、商業(yè)街、古鎮(zhèn)文化都能以不同的載體滿足人們的旅游消費需求。從融合的手段,可將信息化貫穿于旅游行業(yè)的各個方面,推進智慧旅游建設(shè),開發(fā)智能導(dǎo)游、智能景區(qū)、電子商務(wù)等應(yīng)用,提升游客體驗,最終形成極具特色的山東省本土信息化旅游企業(yè)。

5.3 多元供給旅游地公共服務(wù)

當(dāng)前,山東省旅游業(yè)總收入增長與國內(nèi)外游客增加還未形成明顯的帶動關(guān)系,主要是因為旅游地公共服務(wù)供給機制單一,未能滿足游客的消費需求。游客旅行方式日益呈現(xiàn)出越來越單行化的趨勢,旅游活動更富有個性,對旅游景點公共服務(wù)設(shè)施的需求趨于多樣化。為了滿足國內(nèi)外游客對旅游景點公共服務(wù)多樣性的需求,從基本要求上改變當(dāng)前山東省旅游公共服務(wù)體系建設(shè)中由政府單一供給的局面,建立多元化供給機制,實現(xiàn)供給主體的多元化格局。多元化供給主體網(wǎng)絡(luò)的建立,能有效促進旅游公共服務(wù)基本供給與游客需求對接,著力解決旅游景點公共服務(wù)有效供給不足的矛盾,尤其能滿足中高端散客對旅游公共服務(wù)的基本需求[18]。山東省全域旅游業(yè)發(fā)展必須要打破單一行業(yè)和多元產(chǎn)業(yè)的界限,建立與社會公共服務(wù)相結(jié)合的服務(wù)體系,將旅游行業(yè)中的生產(chǎn)要素與旅游服務(wù)的社會要素進一步融合提高,從旅游產(chǎn)品到旅游服務(wù)逐步由內(nèi)向外擴展到旅游服務(wù)領(lǐng)域之外,最終實現(xiàn)山東省旅游服務(wù)社會化的統(tǒng)一體系。