全域旅游背景下湘西州金融支持旅游產(chǎn)業(yè)發(fā)展研究

王郁涵，左洪振

(吉首大學 商學院，湖南 吉首 416000)

湘西土家族苗族自治州下轄1個縣級市，7個縣，是國家重點扶持的地區(qū)之一。這里歷史文化底蘊豐厚，民族風情獨具特色，旅游資源豐富。2001年，時任國務院總理朱镕基來湘西視察時，作出了“發(fā)展旅游業(yè)是湘西今后最大的門路”的重要指示，為湘西州整個社會的發(fā)展指出了鮮明的道路。2015年8月，國家旅游局(現(xiàn)文化和旅游部)首次提出“全域旅游”，使旅游業(yè)進行轉型升級，通過對多方資源進行配置已實現(xiàn)資源的有機整合，并推動整個區(qū)域協(xié)調發(fā)展的新模式。2016年6月，在湘西州旅游發(fā)展大會上，湘西州委書記葉紅專指出要以五大發(fā)展理念為指導，大力發(fā)展全域旅游，促進生態(tài)文化旅游業(yè)的轉型升級，提高旅游業(yè)發(fā)展的質量和效率。

發(fā)展全域旅游，已成為湘西州發(fā)展經(jīng)濟的重要導向之一，同時也給金融發(fā)展提出了更高的要求。筆者以2002年-2019年湘西州旅游產(chǎn)業(yè)發(fā)展數(shù)據(jù)和金融支持為基礎進行實證分析，研究湘西州當前金融支持旅游產(chǎn)業(yè)現(xiàn)狀，并基于全域旅游背景，提出當前金融支持的不足和要求。

1 文獻綜述

在影響產(chǎn)業(yè)發(fā)展因素的研究方面，Rajana和Zingales(1998)研究了企業(yè)外部融資成本與金融發(fā)展之間的關系，發(fā)現(xiàn)金融支持與產(chǎn)業(yè)發(fā)展之間存在著正向關系[1]。孫根年(2013)等從旅游資源稟賦、交通條件、區(qū)域經(jīng)濟發(fā)展水平等方面研究邊緣區(qū)區(qū)域開發(fā)旅游戰(zhàn)略[2]。李治國(2015)等以上市公司數(shù)據(jù)為基礎針對新能源產(chǎn)業(yè)的金融支持開展研究，指出金融規(guī)模、金融效率和金融結構3個方面的改善可以促進新能源產(chǎn)業(yè)的發(fā)展[3]。蔡小娟(2020)等通過旅游資源稟賦、基礎設施、服務水平、交通網(wǎng)絡密度、產(chǎn)業(yè)政策等因素分析對區(qū)域旅游經(jīng)濟影響，并表明這些方面相互作用，共同影響區(qū)域旅游經(jīng)濟的發(fā)展[4]。

關于金融支持旅游產(chǎn)業(yè)發(fā)展的研究，高靜(2018)對山西省內金融支持旅游發(fā)展開展了實證研究，結果表明金融結構的變化對山西省旅游產(chǎn)業(yè)發(fā)展的影響最大[5]。付劍玫(2019)以首批示范區(qū)伊春市為例，發(fā)現(xiàn)金融機構還沒有適應旅游的新模式，提出了爭取財政支持、建立金融支持新思路等建議[6]。龍段平(2020)對湘西州旅游發(fā)展與金融支持進行了實證研究，指出金融支持與生態(tài)旅游產(chǎn)業(yè)呈正相關關系[7]。楊勇、彭博(2020)收集了2016年以來的監(jiān)測數(shù)據(jù)，建立了時間序列數(shù)據(jù)庫，編制了旅游金融指數(shù)，探究了金融支持張家界旅游產(chǎn)業(yè)發(fā)展的現(xiàn)狀和問題[8]。

綜上所述，就湖南省而言，對張家界市金融支持旅游業(yè)發(fā)展研究較多，而關于湘西州的金融支持旅游產(chǎn)業(yè)發(fā)展的研究也存在著一些不足，選取的金融指標較少且沒有控制變量，可能會造成結果的不準確。隨著湘西州旅游產(chǎn)業(yè)的發(fā)展，金融對旅游產(chǎn)業(yè)的影響作用也日益突出。同時，研究重點較少設計到全域旅游這個新背景，針對這些不足，筆者以湘西州為研究對象，對指標進行完善并基于全域旅游視角進行了分析研究。

2 湘西州金融支持旅游產(chǎn)業(yè)發(fā)展的實證研究

金融支持旅游產(chǎn)業(yè)的途徑可以表示為：先從各處籌集資金，利用儲蓄進行投資，將這些資金投入到旅游產(chǎn)業(yè)的各個方面，從而帶動旅游產(chǎn)業(yè)的轉型升級，所以，金融的作用是進行資金的配置，將其他地方的資金轉移到旅游產(chǎn)業(yè)中從而促進旅游產(chǎn)業(yè)的發(fā)展[9]。

2.1 變量的選擇

2.1.1 被解釋變量的選擇。旅游業(yè)發(fā)展總量指標的選擇，是為了確切反映湘西州旅游業(yè)的發(fā)展，以湘西州旅游收入來表示旅游業(yè)產(chǎn)業(yè)發(fā)展水平，用LNTDL來表示。

2.1.2 解釋變量的選擇。由于筆者重點討論間接融資市場對旅游產(chǎn)業(yè)的影響，所以將金融規(guī)模和金融效率作為解釋變量，用LNFSC表示金融規(guī)模，綜合考慮現(xiàn)有文獻的衡量標準以及數(shù)據(jù)的可得性，筆者以金融機構貸款總額作為衡量標準。用LNFEF表示金融效率，主要考慮儲蓄投資的轉化率，所以以貸款額與存款額的比值來表示。

2.1.3 控制變量的選擇。相關研究表明除了金融資源，旅游資源、區(qū)域經(jīng)濟發(fā)展水平等方面對旅游業(yè)發(fā)展也就有一定的影響，所以，選擇控制變量主要包括兩個方面，用LNTRE表示旅游資源，以湘西州旅游等級景區(qū)數(shù)表示。區(qū)域經(jīng)濟發(fā)展水平對當?shù)氐穆糜萎a(chǎn)業(yè)發(fā)展具有一定的影響，以湘西州GDP來衡量，用LNEDL來表示。

構建的模型如下：

LNTDLt=α+β1LNFSCt+β2LNFEFt+β3LNTREt+β4LEDLt+μ

其中μ為隨機誤差項。為將量綱和異方差的影響降至最低，本次研究對變量進行了取自然對數(shù)處理。

2.1.4 數(shù)據(jù)來源。文中實證數(shù)據(jù)選用2002年-2019年湘西州相關數(shù)據(jù)。本文所獲取的數(shù)據(jù)均來源于《湘西州統(tǒng)計公報》《湘西州統(tǒng)計年鑒》和湘西州人民政府官網(wǎng)。

2.2 實證結果分析

在回歸分析之前，需要進行單位根檢驗來驗證時間序列數(shù)據(jù)是否平穩(wěn)，從而避免回歸分析中的“偽回歸”問題，筆者采用ADF時間序列數(shù)據(jù)單位根檢驗方法，檢驗結果整理后如表1所示。

表1 ADF檢驗結果

2.2.1 平穩(wěn)性檢驗結果。

對結果分析可知，對LNTDL、LNFSC、LNFEF、LNEDL、LNTRE的原始數(shù)據(jù)進行ADF檢驗后，t檢驗結果都大于1%顯著水平臨界值，單位根存在的原假設不能拒絕，即LNTDL、LNFSC、LNFEF、LNEDL、LNTRE都是不平穩(wěn)的。但進行一階差分后序列是平穩(wěn)的，即上述變量都是同階單整序列，符合協(xié)整檢驗的前提，接下來進行協(xié)整檢驗。

2.2.2 Johansen 協(xié)整檢驗。 雖然旅游產(chǎn)業(yè)發(fā)展水平、金融規(guī)模、金融效率、旅游資源、區(qū)域經(jīng)濟發(fā)展水平數(shù)據(jù)均滿足一階平穩(wěn)性檢驗，但無法證明它們之間的長期均衡關系。為了檢驗三者之間的長期均衡關系，筆者采用Johansen檢驗方法進行進一步分析。

在協(xié)整檢驗之前，重點在于最優(yōu)滯后期數(shù)的確定，筆者根據(jù) AIC、SC、HQ 等統(tǒng)計量綜合確定最優(yōu)滯后期數(shù)。如表2所示，VAR模型的最佳滯后期為2。

表2 不同標準下指標序列滯后期檢驗結果

在確定最優(yōu)滯后期數(shù)滯后，就可以對以上各變量進行 Johansen 協(xié)整檢驗，檢驗結果如表3所示。

表3 Johansen 協(xié)整檢驗結構

通過Johansen協(xié)整檢驗我們可以發(fā)現(xiàn)在5%的顯著水平下，均拒絕原假設且至少存在3個協(xié)整關系，即LNTDL、LNFSC、LNFEF、LNEDL、LNTRE之間存在著協(xié)整關系，表明它們之間存在長期均衡關系，但是這些關系間是否具有統(tǒng)計意義上的因果關系還不能證明，所以接下來繼續(xù)進行格蘭杰因果檢驗。

2.2.3 Granger因果關系檢驗。

表4 Granger因果關系檢驗結果

在滯后期一期到三期的情況下，“LNTDL不是LNFEF的Granger成因”均拒絕原假設，即湘西州旅游收入是儲蓄投資的轉化率的格蘭杰原因，旅游產(chǎn)業(yè)發(fā)展會促進金融效率的提升。

在滯后三期的情況下，“LNFSC不是LNTDL的Granger成因”拒絕原假設，即金融規(guī)模是湘西州旅游收入的格蘭杰原因，“LNTDL不是LNFSC的Granger成因”拒絕原假設，即湘西州旅游收入也是金融規(guī)模的格蘭杰原因，說明金融規(guī)模與湘西州旅游收入互為因果關系，兩者具有相互促進的作用。而“LNFEF不是LNTDL的Granger成因”在10%的水平上拒絕原假設，說明在長期中，金融效率是旅游收入的格蘭杰原因。在滯后三期時，“LNEDL不是LNTDL的Granger成因”拒絕原假設，說明經(jīng)濟發(fā)展水平是旅游收入的格蘭杰原因。而且在長期中，旅游資源與旅游收入互為因果關系。

綜上所述，格蘭杰因果檢驗證明了強化湘西州的金融支持力度，能夠在一定程度上促進湘西州特色旅游業(yè)的發(fā)展，這就表示湘西州金融體系的完善有助于當?shù)芈糜螛I(yè)得到進一步發(fā)展，為了更加具體分析各指標對旅游收入的發(fā)展影響，以下進行回歸分析。

2.2.4 多元回歸。 對LNTDL、LNFSC、LNFEF、LNEDL、LNTRE進行OLS 回歸，回歸結果如表6所示，回歸方程如下所示：

LNTDLt=-11.00831+1.864535LNFSCt-1.007444LNFEFt-1.049886LNTREt+1.928871LEDLt+μt

表5 回歸結果

模型的擬合優(yōu)度：調整后R2的值為0.985960，結果表明，模型的擬合優(yōu)度較好，回歸方程的解釋能力有98.60%，即金融規(guī)模、金融效率、旅游資源、經(jīng)濟發(fā)展水平能夠對旅游收入的98.60%做出解釋。F檢驗統(tǒng)計量為228.2292及其相伴概率為0.0000，表明模型整體通過了顯著性檢驗，根據(jù)回歸系數(shù)可知，F(xiàn)SC和EDL對旅游產(chǎn)業(yè)有著正向的促進作用，當FSC、EDL分別增加1%時，旅游收入會相應增加1.8645%、1.928871%。而金融效率和金融資源每增加一單位的變動，反而會引起旅游收入的1.0074和1.0499個單位的反向變動，但金融效率對旅游收入的影響不顯著，總體而言，以上實證過程說明通過調整湘西州金融支持力度，能夠促進湘西州旅游產(chǎn)業(yè)進一步發(fā)展。

2.2.5 金融支持湘西州全域旅游發(fā)展制約因素。 全域旅游是對不同行業(yè)之間的資源進行有效配置，而傳統(tǒng)旅游就要是對景區(qū)的規(guī)劃，主要是針對這個旅游景區(qū)的，而全域旅游是針對全區(qū)域而言的，需要多方面資源的整合，是為整個地區(qū)謀發(fā)展，單靠旅游部門很難推動。而另一方面，旅游交通和旅游公共服務是全域旅游發(fā)展一層架構中最重要的部分，但湘西州公共設施方面還需要很大程度的提高。通過實證的回歸結果發(fā)現(xiàn)，湘西州金融規(guī)模的擴大顯著地促進了旅游產(chǎn)業(yè)的發(fā)展，表明目前湘西州金融對旅游產(chǎn)業(yè)的發(fā)展還屬于數(shù)量拉動型的，資金方面的資源是湘西州發(fā)展全域旅游過程中的一個重要制約因素。

在實證結果中湘西州的金融支持效率對湘西州旅游業(yè)發(fā)展的作用并不顯著，但實際上金融效率作為金融支持的關鍵指標，應在較大程度上促進旅游產(chǎn)業(yè)的發(fā)展，所以與湘西州信貸使用效率低下，出現(xiàn)大量存款外流的情況，金融相關制度不完善，信息不對稱問題嚴重[10]等原因有關。而全域旅游則看中旅游的價值塑造，行程旅游品牌、服務、文化、人文、建筑等多種旅游價值鏈。湘西州金融效率不高也將制約全域旅游價值鏈的打造，提高湘西州的金融效率也將進一步加強金融支持旅游產(chǎn)業(yè)發(fā)展的作用。

3 金融助力全域旅游建議

3.1 加強政府政策導向，加大政府財政扶持力度

因為全域旅游是對整個區(qū)域的一個規(guī)劃，所以它的發(fā)展依賴于資金支持。政府應該制定相關政策引導金融機構積極向湘西州旅游產(chǎn)業(yè)提供貸款，不斷完善金融體系，通過政府的作用逐步解決金融市場信息不對稱問題，從而可以提高金融效率。

3.2 優(yōu)化對旅游產(chǎn)業(yè)的信用評價機制和風險防范機制

湘西州金融機構應該根據(jù)當?shù)芈糜蔚陌l(fā)展特點制定評估機制，從而才能合理評估旅游企業(yè)的潛在價值，一方面減小了銀行收回資金的難度，另一方面對于一些未納入銀行貸款對象范圍但實際有較大潛在價值的旅游企業(yè)，這樣的合理評估可以給他們帶來獲取資金的機會。

3.3 創(chuàng)新金融支持方式，開拓多種融資渠道

發(fā)展全域旅游離不開資金支持，而銀行信貸為主的間接融資依然是湘西州旅游產(chǎn)業(yè)融資的主要來源，需要推動直接融資市場的發(fā)展，需要形成多種融資渠道，不僅僅局限于依賴銀行的貸款，另一方面，金融機構也應該提高有關項目的吸引力從而提高金融機構的引資能力。