海南旅游業對新型城鎮化發展的影響分析

汪海飛

三亞學院財經學院，海南三亞 572022

引言

改革開放助推了我國城鎮化的發展，改革開放支出我國城鎮人口占總人口比重僅為17.92%，2019年達到60.6%。在城鎮化推進過程中，城鎮人口密度、第二三產業從業人員數量、城鎮居民人均可支配收入、城市基礎設施覆蓋率不斷提升，推動了我國經濟的發展和現代化的實現。但早期城鎮化過度追求數量而忽視質量，由此我國提出要建設中國特色新型城鎮化，促進我國城鎮化由追求速度向追求質量轉變[1]。2021年，兩會政府工作報告中指出，要深入推進新型城鎮化戰略，提升城鎮化發展質量。而旅游業作為無煙產業和朝陽產業，產業發展的經濟帶動作用明顯，產業規模的提升對提升區域經濟發展水平、助力新型城鎮化建設意義重大。

一 海南省旅游業和新型城鎮化發展現狀

2010年，國務院發布《國務院關于推進海南國際旅游島建設發展的若干意見》，計劃將海南省建設成為世界一流海島休閑度假旅游勝地，海南省國際旅游島建設步入正軌并推動海南省旅游業發展。截至2019年底，海南省接待游客總人數為8311.2萬人次，比2018年增加683.81萬人次，增幅達9%；國內外旅游收入為1057.8億元人民幣，比2018年增加107.64億元人民幣，增幅達11.33%；旅游景點55個，主要分布在三亞市（14個）和海口市（11個）；旅游飯店953家，受旅游資源的分布的影響，主要分布在三亞市（269家）和海口市（185家）；旅行社387家。整體來看，海南省旅游業發展表現出明顯的區域差異，旅游資源主要集中在南部中心城市三亞市和北部中心城市海口市，導致以旅游資源為基礎的旅游業發展表現出明顯的地域分布不均衡性[2]。

二 海南省旅游業對新型城鎮化影響的實證分析

（一）變量選取

關于城鎮化率（CZHL）的衡量，選取人口城鎮化率，人口城鎮化率=城鎮人口/總人口；關于旅游業發展狀況的衡量，本文從旅游業的產業規模和經濟效益出發，選取四個指標：旅游總收入（LYSR）、旅游總人次（LYRC）、旅行社個數（LXS）和酒店個數（JD），深入分析以這些指標為代表的旅游業產業規模和經濟效益的變動對海南省新型城鎮化的影響。

（二）數據來源及處理

本文數據來自于《海南省統計年鑒》（2000-2020年），在原始數據的基礎上，按照模型和分析要求對數據進行整理。在實證分析中，運用Eviews10.0進行數據處理和建模，并對五個變量進行對數處理，用LNCZHL、LNLYSR、LNLYRC、LNLXS、LNJD來代表處理后的指標，以消除數據序列可能的異常波動[3]。

（三）ADF檢驗

經典的計量建模通常假定數據的時間序列是平穩的，易導致偽回歸現象，為避免偽回歸的出現，需要進行變量時間序列平穩性檢驗，本文將運用單位根檢驗（ADF）方法來進行。

由表1可知，在5%的置信水平下，LNCZHL、LNLYSR、LNLYRC、LNLXS、LNJD 的P值均大于0.05，表明這五個變量序列均存在單位根，為非平穩序列。為了消除單位根的影響，本文對五個變量進行一階差分處理，處理后的P值均小于0.05，表明一階差分各變量的單位根被消除，此時變量的差分序列為平穩序列。

表1 LNCZHL、LNLYSR、LNLYRC、LNLXS、LNJD平穩性檢驗結果

（四）Johansen協整檢驗

協整檢驗就是查看非平穩經濟變量之間是否存在某種平穩的線性組合，以此判斷非平穩的經濟變量的長期均衡關系，要求各變量序列滯后階數一致。由ADF檢驗可知，本文涉及的五個變量均為一階平穩，符合檢驗要求。基于此，根據變量的特征，本文的協整檢驗運用Johansen協整檢驗來進行[4]。

由表2可知，跡統計量和最大特征值統計量表明五個變量中至多存在2個協整關系，因此，我們可以認為，LNCZHL、LNLYSR、LNLYRC、LNLXS、LNJD之間至少存在一個協整關系，意味著五個變量之間至少存在一個長期均衡關系。

表2 Johansen協整檢驗結果

（五）VAR模型

VAR模型構建一般需要滿足在平穩性檢驗中，變量的時間序列要一階單整，同時變量之間要存在長期均衡關系，根據以上分析，本文變量選取滿足模型構建條件。在構建VAR模型時，確定模型最優滯后階數為2階，由此構建VAR（-2）模型，探討旅游業產業規模和經濟效益對新型城鎮化的影響。

基于LNCZHL、LNLYSR、LNLYRC、LNLXS、LNJD等指標的數據，本文運用Eviews10.0進行模型構建，所得模型為：

LNCZHL=-1.962247-0.798188LNLYSR（-1）+0.385141LNLYSR（-2）-0.258618LNLYRC（-1）+0.84812LNLYRC（-2）+0.106435LNLXS（-1）-0.08131LNLXS（-2）+0.250417LNJD（-1）-0.331955LNJD（-2）

模型顯示，滯后一期的LNLYSR對本期的LNCZHL有抑制作用，但滯后兩期的LNLYSR對本期的LNCZHL有推動作用，滯后一期的旅游總收入每增長1%，本期城鎮化率平均降低0.08%，滯后兩期的旅游總收入每增長1%，本期城鎮化率平均增長0.39%；滯后一期的LNLYRC對本期的LNCZHL有抑制作用，但滯后兩期的LNLYRC對本期的LNCZHL有推動作用，滯后一期的旅游總人次每增長1%，本期城鎮化率平均降低0.26%，滯后兩期的旅游總人次每增長1%，本期城鎮化率平均增長0.85%.

旅行社和酒店數量對城鎮化率的影響則表現出相反的狀況，滯后一期的LNLXS對本期的LNCZHL有推動作用，滯后兩期的LNLXS對本期的LNCZHL有抑制作用，滯后一期的旅行社數量每增長1%，本期城鎮化率平均增加0.11%，滯后兩期的旅行社數量每增長1%，本期城鎮化率平均降低0.08%；滯后一期的LNJD對本期的LNCZHL有推動作用，滯后兩期的LNJD對本期的LNCZHL有抑制作用，滯后一期的酒店數量每增長1%，本期城鎮化率平均增加0.25%，滯后兩期的酒店數量每增長1%，本期城鎮化率平均降低0.33%。表明旅行社和酒店的發展對新型城鎮化的推進在短期內具有一定促進作用，但長期來看會抑制新型城鎮化的推進，究其原因，旅行社和酒店主要服務于進入海南省旅游的人群，這些較短時間內的人口流動沒有能夠很好的反映到海南省新型城鎮化建設中[5]。

（六）脈沖響應函數分析

由圖1可知，當給LNJD一單位的正向沖擊時，LNCZHL隨期數的推移呈現先上升后下降并逐漸趨于零的態勢，表明短期內酒店數量的增加能夠促進新型城鎮化的發展，二者存在正相關關系，但這種正向的促進作用隨時間推移而慢慢減弱；當給LNLXS一單位的正向沖擊時，LNCZHL隨期數的推移呈現波動下降并逐漸趨于零的態勢，表明短期內旅行社數量的增加對海南省新型城鎮化率的提高有一定的積極作用，二者存在正相關關系，但這種正向的促進作用隨時間推移而慢慢減弱；當給LNLYRC一單位的正向沖擊時，LNCZHL隨期數的推移呈現不斷上升并逐漸趨于穩定的態勢，表明海南省旅游總人次和新型城鎮化之間存在正相關關系，且隨著時間推移，旅游總人次的增加越來越能夠推動新型城鎮化率的提升；當給LNLYSR一單位的正向沖擊時，LNCZHL隨期數的推移呈現不斷上升并逐漸趨于穩定的態勢，表明海南省旅游總收入和新型城鎮化之間存在正相關關系，且隨著時間推移，旅游收入的增加越來越能夠推動新型城鎮化率的提升。

圖1 脈沖響應函數結果分析

數據分析表現出這種狀態，主要在于旅游總收入和旅游總人次的增加能夠很好地帶動海南省經濟增長，通過基礎設施建設、固定資產投資、就業等轉化為新型城鎮化建設的推動力量，但旅行社和酒店數量的增加無法較好反映城鎮化發展的推動因素上。

三 結語

通過研究發現，海南省旅游產業的規模不斷擴大，經濟效益不斷提升，但在海南省內部表現出明顯的區域差異，基礎設施完善和經濟發展水平較高的縣市，旅游產業發展的更好。同時，海南省新型城鎮化率不斷提高，但區域內部發展不均衡，城鎮化率區域差異明顯，總體的新型城鎮化進程落后于全國[6]。