基于VAR模型的海南旅游業發展與農民收入水平互動關系研究

夏 鶴

(三亞學院 管理學院，海南 三亞 572000)

自海南1988年建省以來，旅游業一直是其重點發展的核心產業.1993年世界旅游與觀光理事會(WTTC)宣布旅游業成為世界最大產業和就業部門.同年，海南省政府頒發執行《海南省旅游發展規劃大綱》，旅游收入由1992年的9.44億增加到1993年的37.74億，占GDP的比重也由1992年的5.1%增加到1993年的14.49%.此后，海南旅游業一直保持較快的增長勢頭，海南旅游業收入由1988年的2.87億增加到2018年的950.16億元，年均增速20.58%.旅游業收入占GDP的比重也由1988年的3.73%上升到2018年的19.66%.另一方面，海南省農民收入水平由1988年的609元增加到2018年的13989元，年均增速10.64%，遠低于旅游業發展速度(1)數據來源：1989—2019年《海南省統計年鑒》..此外，兩者的發展可分為兩個階段：2010年之前和之后.2010年之前，兩者增長均相對緩慢，自2010年實施“國際旅游島”戰略以來，兩者均呈現出快速增長態勢，說明“國際旅游島”相關政策對海南社會經濟發展的促進作用顯著.2018年中央政府決定建設“海南自由貿易港(區)”，又必將成為海南省未來旅游業進一步快速發展的重要契機.

圖1 1988—2018年海南省旅游業發展和農民收入水平趨勢

經濟發展的最終目的是為了提升人民的福祉，作為海南省支柱產業的旅游業發展也是為了海南人民的福祉.如圖1所示，從海南省旅游業發展與農民收入水平的趨勢基本一致，由此自然而然地引出了一個問題：海南旅游業發展與農民收入水平之間的動態關系如何，旅游業發展是否促進了海南農民收入水平的提高，農民收入水平的提高是否有利于海南旅游業發展.如果答案是肯定的，程度如何.這些正是本文試圖探究的核心問題.

1 文獻綜述

1.1 旅游業發展與農民收入之間的相互影響

學術界多數學者認為旅游業發展，尤其是農業旅游的發展有利于農民收入水平的提高.如付秋梅[1]等對廣西巴馬瑤族自治縣生態旅游的研究，Ke Yin[2]等對三峽庫區鄉村旅游開發的分析，Hongmei GONG[3]等對西藏林芝地區的研究，黃淵基[4]對湖南省武陵山片區三個市相關數據的研究，楊婷婷[5]等對新疆江布拉克村的微觀調查研究，郭磊磊[6]等對商洛市旅游業數據的分析，姚海琴[7]等對浙江、四川和湖南三省605位農戶的調研分析，陳萬提[8]對江西旅游業發展與農民收入現狀的分析，Hwang JaeHee[9]等對韓國農村地區的考察，Contini等[10]、Soukiazis等[11]、Nicola Galluzzo[12]等對歐洲地區的研究及Mahesh Aable[13]等對印度地區的分析均證實了這一點.

然而，關于農民收入對旅游業發展的影響，學者們并未形成一致認識.呂艷麗[14]等探討了甘肅旅游業發展和農民收入之間的互動關系，結果表明：旅游業發展提高了農民收入水平，而農民收入增長對旅游業發展的拉動作用不明顯.王聰[15]等對湖北省2002—2014年的旅游業收入與農民人均純收入的數據進行分析，結果表明湖北省旅游業發展與農民增收存在著長期協整關系，湖北省旅游業的發展是農民收入增加的Granger原因，反之則不存在.溫博[16]等通過對湖北省農民收入對國內旅游業發展影響的研究，認為農民收入對國內旅游業發展具有長期的促進作用，而國內旅游業發展對農民收入的影響并不顯著.Yang Yet[17]等對1996—2007年中國35個主要城市的城鎮居民和2000—2007年30個省份的農村居民的收入數據進行分析，結果表明個人絕對收入是影響我國城鄉居民國內旅游需求的主導因素，且這種絕對收入效應在不同的城市/省份有所不同，表現出顯著的異質性.

1.2 旅游業發展與農民收入之間的互動機理

圖2 旅游業對農民收入水平的影響路徑圖

旅游業發展，尤其是農業旅游對農民收入的影響表現為直接影響和間接影響，如圖2所示.直接影響表現為增加就業崗位，帶動農民就業，提升農民的工資性收入[18].同時，可以提高當地農副產品銷售量，增加農產品附加值，延長整個農業產業鏈，促進農業向休閑化、功能化方向發展[19]；間接影響表現為增加農家樂客棧、零售店，甚至農牧業企業的數量，提升農民的經營性收入.其次，旅游業發展有利于促進農業生產技術和農業競爭力的提高，對于提升農村產業結構影響深遠[20-21].此外，旅游業還具有扶貧功能[22]，可在一定程度上縮小城鄉收入差距[23-25].總之，旅游業發展可以通過多途徑直接或間接地提高農民收入水平.

另一方面，農民收入水平也是影響旅游業發展的重要因素[26].當農民收入水平提高后，其旅游需求也相應提高，農民外出旅游可以進一步推動當地的旅游業發展，帶來的“旅游乘數效應”對經濟增長的促進作用遠大于旅游消費本身[27].

綜上所述，學術界對于旅游業發展與農民收入之間的互動關系已有大量研究，普遍認同旅游業發展可以提升農民的收入水平這一觀點，但對于農民收入水平的提升是否有利于旅游業發展尚存在爭議，原因在于各地區社會經濟環境的不同而存在異質性[17].雖然目前對于海南島旅游業發展的研究文獻已比較多，但關于海南旅游業發展與農民收入之間的互動關系研究尚不多見，本文嘗試對此進行有益的補充.

2 基于VAR模型的實證分析

2.1 VAR模型簡介

2.1.1 模型特點針對傳統模型的不足，尤其是依據一些簡單的經濟理論，人為設定變量的內生和外生等，Sims于1980年提出VAR模型，并因此獲得2011年諾貝爾經濟學獎.該模型采用聯立方程的形式，但又不同于傳統的聯立方程模型.模型中每個變量都是內生變量，且每一個方程的解釋變量都相同，均為內生變量的滯后形式.它的優點是通過數據驅動來探究變量之間的內在動態關系，并不需要依據任何經濟理論等，也不需要考慮多重共線性等問題.因此，在計量經濟學中占有重要地位，并在宏觀經濟計量方面有著廣泛應用.

2.1.2 模型構建向量自回歸(VAR)模型是自回歸(AR)模型的更一般形式，這里以最簡單的VAR(1)為例來說明它的基本原理.

(1)

其中，μ1t是殘差項，a11、a12等分別是觀測變量y1t-1、y2t-1的待估計系數.用矩陣形式可表示為如下形式：

則：Yt=AYt-1+μt

2.1.3 參數估計VAR(1)模型可以拓展到VAR(p)模型，其參數估計的前提是變量數據為平穩序列.

Yt=A0+A1Yt-1+…+ApYt-p+εt

其中，εt是一個白噪聲過程，其方差協方差為Ω.

另一個問題是VAR(p)模型中的滯后階數p到底取多少合適，需要一定的判斷標準來進行選擇.這里主要采用信息準則方法，依據經濟理論或數據允許的最大滯后期h，計算從0到h的所有VAR模型的AIC、HQIC等信息準則，則最小信息準則較多對應的滯后階數為最優.

2.2 數據來源及說明

鑒于數據的可獲得性，本文選取1988—2018年海南省旅游業收入和農民可支配收入的時間序列數據為研究對象，構建雙變量VAR模型，結合脈沖響應函數及方差分解等研究方法，考察海南旅游業發展與農民收入之間的動態關系特征.為避免數據的異方差問題帶來的參數估計偏差，實證分析中均對原始數據進行對數處理.文中所涉及到的所有數據均來自于歷年《海南省統計年鑒》和海南省統計局網站.旅游業發展水平用旅游業當年的收入水平來衡量，農民收入水平為當年的農民可支配收入，所有變量都以1978年為基期進行平減以消除通貨膨脹造成的影響.

表1 單位根檢驗結果

2.3 實證分析過程

2.3.1 數據平穩性檢驗數據的平穩性是時間序列數據建模的一個重要前提.如果數據為非平穩數據(存在單位根)，即便對兩個相互獨立的變量進行回歸分析，得出的結果也是“偽回歸”.本文使用常用的ADF檢驗(Augmented Dickey-Fuller Test)進行單位根檢驗，顯著性水平設定為5%.表1給出了農民可支配收入對數化(lnfaincome)和旅游業收入對數化(lntourism)的平穩性檢驗結果，可知前者的原始數據的P值均大于0.05，不能拒絕存在單位根的原假設，一階差分后的P值為0，即一階差分平穩，而后者ADF檢驗P值為0，表明其原始數據為平穩序列.如果兩個變量間存在長期意義上的協整關系，則可以直接對其原始數據進行分析，但協整檢驗的前提條件需要兩者同階單整，而lnfaincome為一階單整I(1)序列，而lntourism為零階單整I(0)序列，故此處無法對兩者進行協整檢驗，只能對前者的一階差分數據和后者的原始數據進行建模.值得注意的是d.lnfaincome的經濟含義指的是增長率的概念，表示農民可支配收入的增長率.

2.3.2 最優滯后階數選擇VAR建模時需要對其滯后期數進行選擇，常用的方法有AIC、BIC等信息準則及由大到小的序貫規則法，本文選用前一種方法，判斷標準為AIC、BIC等信息準則越小越好.由表2可以看出，最優滯后階數為1階，故需對d.lnfaincome和lntourism進行VAR(1)建模.

表2 最優滯后階數選擇結果

表3 VAR(1)模型的特征值穩定條件

2.3.3 VAR模型穩定性檢驗模型不穩定會導致某些結果無效(如脈沖響應函數的標準誤差).若模型的特征值及其模(Modulus)都小于1，則模型穩定性良好，否則不穩定.由表3可知，兩個內生變量的特征值及其模均小于1，故本文的VAR模型是穩定的，結果較為可靠.

2.3.4 脈沖響應分析脈沖響應函數反映模型中的一個內生變量沖擊對其他內生變量的影響程度.由圖3正交化脈沖響應圖可以看出，旅游業發展水平(lntourism)的一個標準差的正向沖擊，將使得未來一期的農民可支配收入增長率(d.lnfaincome)上升，且從第二期至未來幾期逐漸下降并趨于收斂.從絕對數值上看，其影響效果較為微弱，當旅游業發展水平提升1%，農民可支配收入增長率可在未來一期增加0.002%，說明海南省旅游業水平對農民收入水平的帶動作用在未來“國際旅游島”和“自由貿易港”等重大政策的持續發力下將有更大的潛力空間.同樣的，農民可支配收入增長率(d.lnfaincome)一個標準差的正向沖擊，將使得未來一期的旅游業發展水平(lntourism)上升，且從第二期開始逐漸下降并趨于收斂.不同的是，農民可支配收入增長率對旅游業發展的影響相對較大，農民可支配收入增長率每增長1%，旅游業收入水平提高4%，說明海南旅游業發展和農民收入水平之間動態的互動關系具有明顯的非對稱性.

圖3 各變量的正交化脈沖響應圖

2.3.5 方差分析方差分解是一個通過分解變量方差來考察一種沖擊對內生變量方差貢獻度大小的相對值.從表4的方差分析結果來看，農民可支配收入增長率絕大部分受自身影響，其中第一期均來自于自身的貢獻，旅游業發展水平的貢獻度相對較小，第一期貢獻度為0，之后逐漸提高，但一直保持很低的水平，說明海南省旅游業發展對農民收入水平的帶動作用相對有限.同理，旅游業發展的方差貢獻主要來自于自身，農民收入水平的貢獻度相對較小，約占1%.

表4 方差分解結果

3 政策建議

本文在海南全力建設“自由貿易港”“國際旅游島”及建省30余年的大環境下，對1988—2018年海南旅游業發展和農民可支配收入數據進行VAR建模，分析了兩者之間的動態相互關系.結論表明：兩者之間存在著正向的互動關系，這種關系具有非對稱性，農民收入水平提升對旅游業發展的促進效應明顯，而旅游業發展對農民收入水平的提升作用相對較弱.具體而言，農民可支配收入增長率每增長1%，旅游業收入水平提高4%，而當旅游業發展水平提升1%，農民可支配收入增長率在未來一期的上升只有0.002%.

基于上述結論，提出如下建議：1)大力發展鄉村旅游業.旅游業是海南十三五期間“十二大重點產業”之首，但是目前海南省旅游業發展呈現嚴重的不均衡性，旅游資源主要集中在南部、東部和西部沿海城市及其周邊區域.中部欠發達地區和北部的旅游資源相對貧乏，尤其是農村地區，農民是建設“國際旅游島”和“海南自由貿易港”的重要參與者.故未來在大力發展旅游業的同時，應補齊海南農村地區的旅游短板，結合國家的“鄉村振興戰略”，努力建設具有熱帶風光特色的海南鄉村旅游業，改變海南“農民涉入旅游業的程度和層次較低、規模較小”的現狀，同時還可以通過發展鄉村旅游來解決扶貧問題，提升農民收入水平，讓更多的農民共享旅游發展成果.2)加強中部欠發展地區的基礎設施建設，尤其是交通和公共服務設施，如網絡基站建設，垃圾處理等.對適齡人群進行旅游知識的專業化培訓，提升其服務意識和技能水平.重視當地特色旅游產品和服務的設計和開發，同時也應注意生態環境的保護，改善村容村貌，為鄉村旅游發展夯實基礎、鋪平道路.3)熱帶特色高效農業同樣是海南十三五期間“十二大重點產業”之一，故應大力培育具有區位優勢和核心競爭力的熱帶特色品牌農業，改變以往初級農產品生產為主的局面，同時加強對農民的技術培訓，培育和吸引更多農業人才，鼓勵發展農民專業合作社、家庭農場等多種形式的新型農業主體，科技興農，創新富農.隨著農民收入的提高，精神層面的需求，特別是旅游需求的增加必然會帶動旅游業的進一步發展.