貴州省旅游業(yè)與農(nóng)業(yè)融合發(fā)展的實證研究①

陳久運

一、問題的提出與意義

中國特色社會主義已進入嶄新時代，中國農(nóng)村也有了新的發(fā)展前景，為此我們必須探索我國三大產(chǎn)業(yè)如何進行融合發(fā)展。 農(nóng)業(yè)和旅游業(yè)的協(xié)調(diào)發(fā)展有利于我國農(nóng)村經(jīng)濟的快速增長。通過對農(nóng)業(yè)旅游資源的深入挖掘，可實現(xiàn)農(nóng)旅兩大產(chǎn)業(yè)的融合發(fā)展，最終達(dá)到“以農(nóng)促旅、以旅興農(nóng)”的發(fā)展?fàn)顟B(tài)。總覽這些年來我國休閑農(nóng)業(yè)和鄉(xiāng)村旅游業(yè)的發(fā)展歷程，兩者間的關(guān)聯(lián)非常密切，這使得兩大產(chǎn)業(yè)有了可以融合發(fā)展的前提，為中國農(nóng)業(yè)轉(zhuǎn)型升級和優(yōu)化提供了有利條件，有利于實現(xiàn)我國的鄉(xiāng)村振興。

目前，農(nóng)業(yè)旅游發(fā)展已逐步興起，兩產(chǎn)業(yè)跨境結(jié)合已顯示出良好的發(fā)展前景。特別是在大力發(fā)展農(nóng)旅文化產(chǎn)業(yè)的政策背景下，農(nóng)業(yè)旅游發(fā)展模式的創(chuàng)新具有新的發(fā)展動力。但是，我國農(nóng)產(chǎn)品附加值低，產(chǎn)業(yè)鏈條不完整，整合和發(fā)展動力不足。探索農(nóng)業(yè)與旅游產(chǎn)業(yè)融合發(fā)展的新模式是當(dāng)務(wù)之急。同時，貴州省作為一個擁有高質(zhì)量旅游資源的大省，已經(jīng)實現(xiàn)了全域旅游。為了促進旅游業(yè)的發(fā)展，貴州省出臺了一系列法律法規(guī)，促進旅游資源的有效開發(fā)，改善旅游模式和旅游景點質(zhì)量，開發(fā)具有地方特色的旅游產(chǎn)品，創(chuàng)造多種旅游形式，增強對游客的旅游吸引力。農(nóng)業(yè)、旅游兩大產(chǎn)業(yè)的融合可以使更多的游客體驗原始的自然環(huán)境，獨特的鄉(xiāng)村風(fēng)光和豐富的民俗風(fēng)情，從而為游客提供更好的旅游體驗。

二、旅游業(yè)和農(nóng)業(yè)關(guān)系實證分析

本文先使用定量模型研究貴州省旅游業(yè)與農(nóng)業(yè)之間的具體關(guān)系。VAR 模型作為通用模型，可預(yù)測相關(guān)事件序列系統(tǒng)和隨機擾動系統(tǒng)的動態(tài)效果，并解釋不同經(jīng)濟變量之間的關(guān)系。本文重點介紹貴州旅游業(yè)與農(nóng)業(yè)兩者之間是如何實現(xiàn)融合與發(fā)展的，因此，選擇貴州省的國內(nèi)旅游收入(億元，GL)，農(nóng)業(yè)增加值(億元，NY)作為測量旅游業(yè)發(fā)展和農(nóng)業(yè)發(fā)展的研究變量，對使用變量取對數(shù)以達(dá)到消除異質(zhì)方差的目的。相關(guān)數(shù)據(jù)來自1997年至2018年的《貴州省統(tǒng)計年鑒》。對兩個變量取對數(shù)分別為lnGL 和lnNY。首先，檢查時間序列穩(wěn)定性是否滿足協(xié)整測試的要求。

(一)時間序列的平穩(wěn)性檢驗

在時間序列分析中如果時間序列不穩(wěn)定，就會出現(xiàn)回歸結(jié)果不準(zhǔn)確的現(xiàn)象，不利于我們分析，因此必須對兩個變量的穩(wěn)定性進行分別測試。但一般情況下我們假設(shè)時間序列是穩(wěn)定的。檢驗結(jié)果見表1。

表1變量的平穩(wěn)性檢驗結(jié)果

如果P值小于0.05，則拒絕原始假設(shè)，并且變量沒有單位根，即序列是平穩(wěn)的，反之亦然。從表1看出，變量lnGL、lnNY 的ADF 檢驗統(tǒng)計量分別為-1.956，-0.250，大于臨界值。同時，變量的P值均大于0.05，可以認(rèn)為兩個序列非平穩(wěn)，5%顯著水平下的DlnGL 和DlnNY 的ADF 檢驗統(tǒng)計量分別為-3.0404和-3.7105，小于臨界值，變量的P值小于0.05。因此，應(yīng)摒棄原有的假設(shè)，此時協(xié)整測試的條件得到允許，因為此時lnGL 和lnNY的一階差分序列平穩(wěn)。

(二)滯后期檢驗

在VAR分析中，構(gòu)建的模型需要對滯后期進行一個最佳確認(rèn)。本文采用LR、FPE、AIC、SC、HQ等五項指標(biāo)來確認(rèn)滯后時間。表2 中的最小滯后期表示為“*”，表2表示LR選擇的最小滯后期為1，其他測試的滯后值為1。因此，選擇滯后周期1作為模型的滯后周期，因此建議采用VAR(1)模型。

表2滯后期檢驗結(jié)果

(三)協(xié)整檢驗

協(xié)整檢驗用于分析變量間是否存在長期均衡。先前的時間序列平穩(wěn)性測試表明，變量LTAP 和LTDL 是滿足協(xié)整測試要求的一階整數(shù)。本文使用Johansen 測試方法進行協(xié)整檢驗。結(jié)果如表3所示。

表3協(xié)整檢驗結(jié)果

通過分析表3發(fā)現(xiàn)，變量lnGL 與lnNY 存在協(xié)整關(guān)系。第一列中由于跡統(tǒng)計量大于臨界值，因此，拒絕了至少存在一個協(xié)整關(guān)系的原始假設(shè)。然后在“最大1”假設(shè)下測試得出跡統(tǒng)計量為0.877655，小于5%臨界值3.841466。因此，原始假設(shè)成立，表明在5%的水平上存在協(xié)整關(guān)系。

由于變量間的協(xié)整關(guān)系，VAR模型不能直接建立。向量誤差校正模型(VECM)應(yīng)通過修改模型來建立。 模型變量lnGL 和lnNY應(yīng)通過差分分解進一步分析。長期均衡關(guān)系可以得到下式:

式中:μt為誤差修正項。

根據(jù)上面的長期均衡分析，貴州的國內(nèi)旅游收入(lnGL)對貴州的農(nóng)業(yè)值增量(lnNY)有影響。旅游收入每增加1%，農(nóng)業(yè)值增量就會增加0.989299%。

(四)格蘭杰因果檢驗

協(xié)整檢驗僅表明lnGL 和lnNY 時間序列之間存在長期均衡關(guān)系。修正后的模型解決了短期均衡關(guān)系，但沒有給出它們之間的因果關(guān)系方向。為了進一步分析，使用EViews 9來分析lnGL 和lnNY時間序列數(shù)據(jù)的格蘭杰因果關(guān)系。

lnNY 的格蘭杰因果檢驗的結(jié)果見表4。從上面的Granger 因果檢驗結(jié)果中，選擇5%的置信度，如果P值小于0.05，則拒絕原始假設(shè)，如果P值大于0.05，則接受原始假設(shè)。本文認(rèn)為這兩個變量之間沒有格蘭杰因果關(guān)系。表4表明，貴州的國內(nèi)旅游收入(lnGL)是貴州農(nóng)業(yè)增加值(lnNY)的原因，而貴州的農(nóng)業(yè)增加值(lnNY)不是貴州的國內(nèi)旅游收入(lnGL)的原因，貴州旅游與農(nóng)業(yè)之間存在因果關(guān)系，貴州旅游業(yè)的發(fā)展促進了農(nóng)業(yè)增加值的增長。

表4 Granger 因果檢驗

(五)脈沖函數(shù)

選擇滯后期為1期時，可以從模型Var1的分析中獲得系數(shù)矩陣截距矩陣為因此可得出估計式如下:

首先必須確保Var 模型穩(wěn)定，才能進行方差分解和脈沖響應(yīng)的分析，脈沖響應(yīng)函數(shù)分析各變量變化引起的變量間的內(nèi)在聯(lián)系。由于滯后一期模型Var1具有兩個內(nèi)生變量，因此AR 特征多項式具有1×2＝2個根。圖1中兩個Var 模型的根都在單位圓內(nèi)，即均小于1，因此認(rèn)為該模型是穩(wěn)定的。

圖1 lnGL 和lnNY 的平穩(wěn)性檢驗

從表5中l(wèi)nGL 的方差分解中可以看出lnNY 對lnGL 沖擊的貢獻度在第一期為0，之后從第二期到第十期增速不斷增加，說明農(nóng)業(yè)增加值在短期和長期都能影響貴州國內(nèi)旅游收入，但影響十分有限；從lnNY 的方差分解中可以看出lnGL對lnNY 沖擊的貢獻度總體上偏低，從第一期的2.64%下降至第三期的1.26%，之后又從第三期快速增加至第十期26.56%。因此，可以看出貴州省國內(nèi)旅游收入對農(nóng)業(yè)增加值有長期影響，且影響較大。

表5 lnGL與lnNY 的方差分解結(jié)果

三、實證結(jié)果分析

(一)貴州省國內(nèi)旅游收入與農(nóng)業(yè)增加值間存在長期的動態(tài)均衡關(guān)系

根據(jù)協(xié)整檢驗的結(jié)論，可以得出lnGL 與lnNY 的協(xié)整關(guān)系，貴州國內(nèi)旅游收入與農(nóng)業(yè)值增量之間存在著長期的動態(tài)平衡，并且這種均衡關(guān)系長期穩(wěn)定。該系統(tǒng)是在誤差修正結(jié)構(gòu)的不斷調(diào)整下維持的。

(二)貴州省國內(nèi)旅游收入對其省農(nóng)業(yè)增加值有一定的正向影響

根據(jù)誤差校正模型的結(jié)論，lnNY 系數(shù)為0.652548，表明這一時期農(nóng)業(yè)增加值的波動將引起貴州省國內(nèi)旅游收入的同向變化。旅游收入每增加1%，農(nóng)業(yè)增加值就增加0.652548%。同時，農(nóng)業(yè)增加值的波動也會對貴州省國內(nèi)旅游收入產(chǎn)生積極的影響。

(三)貴州省國內(nèi)旅游收入和其農(nóng)業(yè)增加值之間存在單向格蘭杰因果關(guān)系

從格蘭杰因果檢驗結(jié)論(表4)可以得出，貴州的國內(nèi)旅游收入與農(nóng)業(yè)增加值之間存在單向格蘭杰因果關(guān)系的可能性為95%，即貴州國內(nèi)旅游收入的波動是導(dǎo)致貴州農(nóng)業(yè)增加值波動的重要因素。同時，格蘭杰因果檢驗結(jié)論(表4)還表明，隨著滯后期的延長，貴州省國內(nèi)旅游收入與農(nóng)業(yè)增加值變化的關(guān)系將逐漸增加。

(四)貴州省國內(nèi)旅游總收入對農(nóng)業(yè)增加值的貢獻較大

lnNY 的方差分解中從第一期的2.64%下降至第三期的1.26%，之后又從第三期快速增加至第十期的26.56%，可見貴州的國內(nèi)旅游收入極大地促進了農(nóng)業(yè)值的增加，旅游業(yè)的發(fā)展促進了農(nóng)業(yè)發(fā)展，因此，有必要積極促進農(nóng)旅兩大產(chǎn)業(yè)的融合發(fā)展。

四、政策建議

(一)政府營造良好的政策環(huán)境

為了促進農(nóng)旅兩大產(chǎn)業(yè)的良好發(fā)展，政府有必要出臺適合其發(fā)展的政策，加大資金投入，出臺吸引人才的措施，營造良好的政策環(huán)境。為了促進兩大產(chǎn)業(yè)的發(fā)展，貴州省出臺了一系列法律法規(guī)，對農(nóng)旅兩大產(chǎn)業(yè)融合發(fā)展給出了明確的指導(dǎo)意見。

(二)優(yōu)化產(chǎn)業(yè)結(jié)構(gòu)，形成品牌效應(yīng)

產(chǎn)業(yè)結(jié)構(gòu)的優(yōu)化有助于解決限制農(nóng)旅兩大產(chǎn)業(yè)融合發(fā)展的技術(shù)難題，是農(nóng)旅兩大產(chǎn)業(yè)進一步融合升級的動力。同時，要致力于打造優(yōu)質(zhì)的品牌，加強產(chǎn)業(yè)的核心競爭力，企業(yè)應(yīng)加強創(chuàng)新，發(fā)展市場導(dǎo)向的經(jīng)營方式，農(nóng)產(chǎn)品應(yīng)增加其附加屬性，并加入貴州特色的文化符號形成品牌效應(yīng)。

(三)深化產(chǎn)業(yè)供給側(cè)改革

大力深化農(nóng)業(yè)和旅游業(yè)兩大產(chǎn)業(yè)的供給側(cè)改革，形成產(chǎn)業(yè)間的優(yōu)勢互補。發(fā)展現(xiàn)代化農(nóng)業(yè)，大力挖掘農(nóng)業(yè)產(chǎn)業(yè)的功能，實現(xiàn)農(nóng)村三大產(chǎn)業(yè)的融合發(fā)展，讓農(nóng)業(yè)旅游增加成為農(nóng)民收入增長的新方式。

(四)實施全域旅游戰(zhàn)略

貴州省要實現(xiàn)全域旅游，必須跳出傳統(tǒng)的只開發(fā)旅游景點的思路，要從整個貴州省全局出發(fā)，大力建設(shè)全省的美麗鄉(xiāng)村，制定全省的旅游發(fā)展戰(zhàn)略和規(guī)劃，完善基礎(chǔ)設(shè)施的建設(shè)，實現(xiàn)全省產(chǎn)業(yè)的統(tǒng)籌規(guī)劃，充分挖掘美麗鄉(xiāng)村的優(yōu)勢。