農民收入對國內旅游業發展的影響分析
——以湖北省為例

溫博 (長江大學農學院，湖北 荊州 434023)

李啟棟 (長江大學期刊社，湖北 荊州 434023)

農民收入對國內旅游業發展的影響分析
——以湖北省為例

溫博
(長江大學農學院，湖北 荊州 434023)

李啟棟
(長江大學期刊社，湖北 荊州 434023)

運用VAR模型分析湖北省農民收入對國內旅游業發展的影響。結果顯示，農民收入對國內旅游業發展具有長期的促進作用，農民旅游消費逐漸成為國內旅游業發展新的增長點；而國內旅游業發展對農民收入的影響并不顯著。為此，應該著力提升農民收入水平，引導農民樹立新的消費觀念，進一步激發農民國內旅游消費熱情，充分發揮農民旅游消費對經濟發展的作用；不斷優化國內旅游業發展結構，著力打造旅游知名品牌，提升服務質量，促進鄉村旅游業健康發展。

農民收入；國內旅游；VAR模型

旅游業具有拉動地區消費、緩解就業壓力、增加居民收入等突出作用，對推進地區經濟社會發展意義重大。面對國際競爭更加激烈和國內供需矛盾日漸突出等一系列問題，國家大力推進供給側結構性改革，旅游業憑借獨特優勢迎來了新的發展機遇。農民旅游消費的積極性明顯提升，對旅游業發展的影響也越發突出，農民旅游消費市場對國內旅游業發展意義重大。那么，農民收入對國內旅游業發展到底有什么影響呢？通過量化分析，弄清兩者之間的關系，對于促進旅游經濟的發展有重要意義。

1 問題的提出

國內不少學者從不同角度對國內旅游業發展相關命題進行了研究，取得了一系列研究成果。一些學者認為，旅游業發展對社會經濟發展具有促進作用。馬麗君等[1]指出，旅游發展有一定的抗經濟周期性，在不同的波動周期階段旅游對經濟的帶動作用強弱不同，發展旅游業有助于延緩經濟衰退速度，加快經濟復蘇步伐。王良健等[2]指出，國內旅游與入境旅游的發展對全國及所有省市的經濟增長均有顯著的正效應，經濟增長對入境旅游和國內旅游的發展具有促進作用。萬田戶等[3]指出，長期內旅游發展對經濟增長發揮了正向帶動效應，但國內旅游對于經濟增長的帶動作用相對較弱。反過來，旅游業的發展同樣會受到社會經濟其他因素的綜合影響。楊亞麗等[4]指出，城市化進程對推動國內旅游增長的作用明顯，隨著城市化的加速增長，國內旅游還將呈現逐漸增強的趨勢。成希祥等[5]研究指出，經濟形勢、公共假日、行業投入、旅游者本身的內化特征等影響著國內旅游業的發展，其中，國內生產總值的增減、旅游消費傾向的強弱與國內旅游收入的走向呈正相關關系，而居民的儲蓄意愿與國內旅游收入的走向呈負相關關系。馮慶等[6]指出，經濟增長與城市化是推動國內旅游發展的兩大驅動力，人均收入與城市化可以有效促進居民出游率和居民人均旅游花費的增長。

上述學者主要從國內旅游與社會經濟發展、城鎮化建設等關系的視角對國內旅游發展相關命題進行了深入研究，突出了促進國內旅游發展的重要意義，也指明了國內旅游發展需要考慮的綜合影響因素，有助于更全面深入的理解和認識國內旅游業的發展。但關于農民收入與國內旅游關系的研究并不多見，即便有也大多側重于分析國內旅游業發展對農民收入的影響。因此，在前人研究的基礎上，筆者深入分析湖北省農民收入對國內旅游業發展的影響具有較強的現實意義。

2 模型與數據選取

2.1 向量自回歸模型的選取

向量自回歸模型(即VAR模型)，基于數據本身的統計性質構建模型，描述和預測的是隨機擾動項對變量的動態影響。該模型既可以避免劃分內生變量和外生變量不規范的缺陷，也可以避免因經濟理論的不完善而導致實證模型及過程的扭曲，從而可以為變量之間的動態關系研究提供新的思路[7]。因此，本研究選取VAR模型實證分析湖北省農民收入與國內旅游發展之間的動態關系。通常情況下，VAR模型一般的數學表達式為：

Yt=A1Yt-1+A2Yt-2+…+APYt-p+B0Xt+…BrXt-r+εtt=1，2，3，…，n

式中：Yt為k維內生變量，Yt-i(i=1，2，3，…，p)是滯后內生變量向量，Xt-i(i=0，1，2，…，r)為d維外生變量向量或滯后外生變量向量，p、r分別是內生變量和外生變量的滯后階數；Ai為k×k系數矩陣，Bi為k×d系數矩陣，均為待估的參數矩陣；εt為隨機擾動向量。

2.2 變量選取與數據特征分析

以國內旅游收入表示國內旅游業的發展水平，記為DT；以農村居民家庭人均純收入表示農民的收入水平，記為PF。通過《湖北省統計年鑒》查詢到1990～2015年國內旅游收入(DT)和農村居民家庭人均純收入(PF)等相關數據資料。為了研究更科學、精準，對該數據組自然對數處理，分別得到lnDT和lnPF。

2.2.1 變量的統計性質描述

運用EVIEWS6.0軟件計算出湖北省國內旅游收入(DT)、農村家庭居民人均純收入(PF)及lnDT和lnPF等相關變量的平均值、中位數、最大值、最小值、標準差、觀察數等，具體詳見表1。

表1 變量的統計性特征表

2.2.2 變量的變化趨勢分析

由圖1可以看出，湖北省國內旅游收入呈現出快速增長的發展態勢，且在不同的發展時期增速差異明顯。其中，1990～1995年為湖北省國內旅游的緩慢增長期，由1990年的2.70億元增至1995年的18.00億元；1996～2006年為湖北省國內旅游的較快增長期，由1996年的153.00億元增至2006年的514.24億元，平均每年增長36.124億元；2007～2015年為湖北省國內旅游的高速增長期，由2007年的609.40億元增至2015年的4206.02億元，平均每年增長449.5775億元。

圖1 湖北省國內旅游收入(DT)的柱狀圖

圖2 湖北省農村居民家庭人均純收入(PF)的柱狀圖

由圖2可知，湖北省農村居民家庭人均純收入同樣呈現出快速增長的變化態勢，特別是在2005年之后增長尤其明顯。其中：1990～2005年，湖北省農村居民家庭人均純收入由1990年的670.80元增長到2005年的3099.20元，年均增長161.89元；2006～2015年，湖北省農村居民家庭人均純收入由2006年的3419.35元增長到2015年的11843.89元，年均增長936.06元。

2.2.3 變量間的相關性分析

通過對比圖1和圖2發現，湖北省國內旅游收入(DT)和農村居民家庭人均純收入(PF)的總體變化趨勢趨同，二者之間似乎存在著某種聯系。鑒于此，借助“相關系數”進一步分析各個變量之間的密切程度(表2)。

表2 變量間的相關系數表

從表2可以看出，湖北省國內旅游收入DT和農村居民家庭人均純收入PF之間的相關系數高達0.9821，兩者關系極為密切。與此同時，對應變量lnDT和lnPF之間的相關系數為高達0.9686，進一步說明了湖北省國內旅游收入與農村居民家庭人均純收入之間存在著非常緊密的關系。

3 VAR模型實證分析

3.1 前期基本檢驗3.1.1 平穩性檢驗

針對時間序列，在作回歸分析之前有必要對其平穩性進行檢驗，以盡可能地減少“偽回歸”現象。運用單位根檢驗方法對時間序列lnDT和lnPF的平穩性進行檢驗，檢驗結果如表3所示。

表3 單位根檢驗結果表

檢驗結果顯示，在0.05的顯著性水平下，時間序列lnDT和lnPF的ADF檢驗值均大于0.05臨界值，意味著此時該數列存在著單位根，是不平穩的。接著，對時間序列lnDT和lnPF作一階差分處理得到序列△lnDT和△lnPF，此時它們的ADF檢驗值分別為-4.480626和-3.092757，分別小于0.05顯著性水平下的臨界值，說明序列△lnDT和△lnPF不存在單位根，是平穩的。由此可以判斷，時間序列lnDT和lnPF為同階單整序列。

3.1.2 協整檢驗

由于時間序列lnDT和lnPF為同階單整序列，它們之間可能存在著長期均衡的協整關系。通過跡檢驗和最大特征值檢驗方法判斷是否存在著協整關系，檢驗結果詳見表4。

表4 協整檢驗結果表

由檢驗結果可知，時間序列lnDT和lnPF之間存在著一個協整方程，意味著lnDT和lnPF之間存在著長期均衡的協整關系，其協整方程式如下：

由協整關系方程式可知，湖北省國內旅游收入與農村居民家庭人均收入之間存在著正向的協整關系，即在較長時期內湖北省國內旅游收入隨著農村居民家庭人均純收入的增長而增加。

3.1.3 格蘭杰因果關系檢驗

為了進一步判斷湖北省國內旅游發展與農民收入之間的關系，本研究對相關變量作格蘭杰因果關系檢驗，檢驗結果如表5所示。

表5 格蘭杰因果關系檢驗結果表

由表5可知，無論是在滯后1期還是在滯后2期，變量lnPF不是lnDT的格蘭杰原因的概率均小于0.05，意味著原假設不成立；而lnDT不是lnPF的格蘭杰原因的概率卻遠遠大于0.05，說明原假設成立。由此可判斷，變量lnPF是lnDT的格蘭杰原因，而lnDT不是lnPF的格蘭杰原因，進一步說明農民收入增加構成了湖北省國內旅游收入增長的重要原因。

3.2 VAR模型實證分析

鑒于時間序列lnDT與lnPF為同階單整序列，且存在著長期均衡的協整關系，本研究建立以lnDT與lnPF為基礎的VAR模型，并通過比較分析不同滯后階數下相應的LR、FPE、AIC、SC和HQ值，最終確定VAR模型的滯后階數為2，即VAR(2)模型。

圖3 VAR(2)模型的AR根圖

3.2.1 VAR模型的穩定性檢驗

VAR模型穩定的充要條件是該模型的所有根都要在單位圓以內或者模型所有根模的倒數小于1，這也是VAR模型穩定性檢驗的根據和基礎。由圖3可知，以變量lnDT與lnPF為基礎建立的VAR(2)模型的所有根均落在單位圓以內，由此可判斷此時的VAR(2)模型是穩定的，進而確保了后面脈沖響應函數和方差分解分析的可靠性。

3.2.2 脈沖響應函數分析

脈沖響應函數是對沖擊軌跡的描述，研究的是每個內生變量的變動對它自己和其他所有內生變量產生的影響，反映著變量對各種沖擊的反應軌跡[1]。借鑒前人研究經驗，運用廣義脈沖響應函數分析湖北省國內旅游發展對農民收入之間的脈沖響應情況。圖4表示的是VAR(2)模型系統中變量lnDT對lnDT的脈沖響應圖以及lnDT對lnPF的脈沖響應圖，其中縱軸和橫軸分別表示響應數值和沖擊作用滯后期階數(年)，實線表示脈沖響應函數，虛線表示上下兩個標準差偏離范圍，滯后期為10年。

圖4 VAR(2)模型的脈沖響應圖

由圖4可知，一方面，就湖北省國內旅游收入對自身一個單位沖擊的反應而言，當國內旅游收入自身施加一個單位的正向沖擊后，湖北省國內旅游收入當期反應值為正值(0.336679)，隨后呈現出逐期減少的變化態勢，從第4期開始為負值(-0.036509)，到第10期時該反應值減少到-0.213004，表明湖北省國內旅游收入受其自身發展的影響逐漸減弱，甚至導致一定的反向沖擊作用。另一方面，從湖北省國內旅游收入對農民收入一個單位沖擊的反應來看，當對農民收入施加一個單位的正向沖擊后，湖北省國內旅游收入的當期反應值為0.000000，之后為正值且呈現出逐期增加的變化態勢，到第10期時該反應值達到0.332294，意味著湖北省農民收入對國內旅游收入增加具有持久的同向沖擊作用。由此可知，湖北省農民收入增加是促進國內旅游快速發展的長期有利因素。

3.2.3 方差分解分析

方差分解(variance decomposition)是通過分析每一個結構沖擊對內生變量變化(通常用方差來度量)的貢獻度，進一步評價不同結構沖擊的重要性，所給出的是對VAR模型中的變量產生影響的每個隨機擾動的相對重要性的信息。為了更深入了解湖北省農民收入對國內旅游收入結構沖擊的貢獻程度，在脈沖響應函數分析的基礎上進行方差分解分析，方差分解結果如表6所示。

表6 lnDT的方差分解表

由表6可知，從縱向來看，湖北省國內旅游收入對自身的貢獻度呈現出逐期減少的變化態勢，由第1期的100.0000%減少到第10期的33.03346%；而農民收入對國內旅游收入的貢獻度則呈現逐期增加的發展態勢，由第1期的0.000000%增加到第10期的66.86554%。從橫向來看，在前5期湖北省國內旅游收入對其自身的貢獻度要明顯大于農民收入對國內旅游收入的貢獻度，它們的貢獻度分別為50.35436%和49.64564%；而從第6期開始，湖北省農民收入對國內旅游收入的貢獻度逐漸大于國內旅游收入自身的貢獻度。由此表明，湖北省農民收入對國內旅游業發展的貢獻度隨著時間的推移日益凸顯出來。

4 結論與建議

4.1 結論

通過實證分析可得，湖北省農民收入對該地國內旅游業發展具有長期的促進作用，農民的旅游消費逐步成為國內旅游業發展新的增長點，但國內旅游業發展對農民收入的影響并不顯著，具體表現如下：

1)湖北省農民收入與國內旅游收入之間存在著協整關系。協整檢驗結果顯示，就長期而言，湖北省國內旅游收入隨著農民收入的增加而增長，兩者呈現出正向的協整關系。這與收入決定消費的基本理論以及國內旅游消費的客觀現實相符合，農民收入的增加意味著農民旅游消費能力的增強，農民旅游消費逐漸成為國內旅游業發展新的增長點。

2)湖北省農民收入構成當地國內旅游收入的格蘭杰原因。通過格蘭杰因果關系檢驗發現，湖北省農民收入是當地國內旅游收入的格蘭杰原因，而國內旅游收入并不是農民收入的格蘭原因，這既反映出湖北省農民收入增加對國內旅游業發展的重要作用，也凸顯了當前國內旅游業發展的短板，特別是在促進農民增收方面仍需繼續努力。

3)湖北省農民收入對國內旅游收入存在持久的同向沖擊。由脈沖響應圖可知，湖北省國內旅游收入對其自身一個單位沖擊的反應在前3期為正，隨后逐期減少為負；而對農民收入一個單位沖擊的反應值則逐期增加且為正，意味著湖北省農民收入對國內旅游業發展具有持久的、同向的沖擊作用，且隨著時間推移而愈發顯著，進一步證實了農民收入對國內旅游發展的長期促進作用。

4)湖北省農民收入對國內旅游收入的貢獻程度日漸突出。方差分解結果顯示，湖北省農民收入對國內旅游收入結構沖擊的貢獻度逐期增長，并在第6期超過了國內旅游收入自身的貢獻度，并隨著時間的推移逐步成為國內旅游收入結構沖擊的主要貢獻者，而國內旅游收入自身的貢獻度則逐漸減弱，直至降至次要地位。進而，在某種程度上凸顯了湖北省農民收入增加對當地國內旅游業發展的重要貢獻和作用。

4.2 建議

根據農民收入對國內旅游業發展的影響，提出以下建議。

1)著力引導農民創業創新，進一步發揮農民收入對推動國內旅游業發展的突出作用。農民收入對國內旅游業的發展影響較大，提升農民收入水平成為促進國內旅游業發展的重要途徑，而農業創業已成為推動農村發展的強大引擎[8]，為此，應該通過多種方式引導農民開展農業創業，真心實意、真抓實干地營造良好地發展的軟環境，支持新型農業經營主體發展[9]，加速推動土地流轉，提升農業資源集約化經營程度[10]，千方百計提高農民收入。

2)正確引導農民旅游消費，進一步挖掘國內旅游業發展中農民旅游消費的巨大潛力。農村居民人數眾多，農民旅游消費市場潛力較大，對國內旅游業發展意義重大。農民國內旅游消費往往受其消費觀念的影響，農民國內旅游的市場需求不足，在很大程度上制約著國內旅游業的可持續發展。為此，應該從轉變農民消費觀念、引導農民旅游消費等方面入手，進一步激發農民國內旅游消費的市場需求，挖掘國內旅游業發展的市場潛力。

3)優化國內旅游發展結構，進一步突出國內旅游業發展對促進農民增收的應有功效。實證分析顯示，湖北省國內旅游業發展對農民收入的影響并不顯著，意味著當地國內旅游業發展尚存短板，制約了其應有功效的發揮。為此，應該大力發展農業休閑觀光旅游，通過農業旅游業的發展促進農民增收。立足農村旅游資源的特色優勢，積極引導鄉村旅游業發展，從而為農民創造更多的創業、就業機會，有效發揮國內旅游發展對促進農民增收的應有功效。

[1]馬麗君，龍云，孫根年.1978年來我國旅游與經濟發展波動周期的非同步性分析[J].陜西師范大學學報(自然科學版)，2016，44(6)：86～93.

[2]王良健，袁鳳英，何瓊峰.基于異質面板模型的我國省際旅游業發展與經濟增長研究[J].經濟地理，2010，30(2)：311～316.

[3]萬田戶，黃和平.江西省旅游經濟效應分異研究——基于面板數據模型的實證分析[J].農林經濟管理學報，2014，13(6)：678～686.

[4]楊亞麗，孫根年.城市化推動我國國內旅游發展的時空動態分析[J].經濟地理，2013，33(7)：169～175.

[5]成希祥，肇丹丹.國內旅游發展效益的計量分析[J].經濟論壇，2013,(2)：111～114.

[6]馮慶，孫根年.我國八大區人均GDP及城市化對居民國內旅游的影響[J].地域研究與開發，2016，35(4)：92～98.

[7]郭琳，車士義.家庭勞動結構與住戶總資產的關系研究——基于VAR模型的分析[J].中央財經大學學報，2014,(1)：103～111.

[8]汪發元，羅昆，陳鈞.農業創業理論與實踐研究[M].北京：科學出版社，2015.

[9]汪發元，吳學兵，農業創業中新型農業經營主體帶動效應影響因素分析[J].干旱區資源與環境，2016,30(10)：33～39.

[10]汪發元.新型農業經營者特征對其經營規模的影響研究[J].華東經濟管理，2016，30(5)：61～64.

[編輯] 李啟棟

2016-12-13

溫博(1988-)，男，碩士生，研究方向為農業經濟管理。通信作者:李啟棟，743766267@qq.com。

F323.8；F592

A

1673-1409(2017)02-0062-07

[引著格式]溫博，李啟棟.農民收入對國內旅游業發展的影響分析——以湖北省為例[J].長江大學學報(自科版)，2017，14(2)：62～68.