農林牧漁業總值與旅游動態互動影響分析
——基于VAR模型對山東省22年數據的實證分析

賀文 (長江大學農學院，湖北 荊州 434023)

汪發元 (長江大學管理學院，湖北 荊州 434023)

農林牧漁業總值與旅游動態互動影響分析
——基于VAR模型對山東省22年數據的實證分析

賀文
(長江大學農學院，湖北 荊州 434023)

汪發元
(長江大學管理學院，湖北 荊州 434023)

為探討鄉村旅游對農牧漁業總值的影響，利用Eviews 6.0軟件對山東省1995～2016年相關數據進行分析。結果顯示,旅游人次和農林牧漁業總產值之間有雙向因果關系，旅游人次對農林牧漁業總產值有顯著的正向影響，農林牧漁業總產值對旅游人次的影響效果較小。為此，應當做好農業轉型升級，實行農業綜合發展；加強休閑農業建設，帶動鄉村旅游發展；鼓勵開展鄉村旅游，促進城鄉協調發展。

鄉村旅游；農業增長值；動態互動

2017年中央1號文件指出，要充分發揮鄉村各類物質與非物質資源富集的獨特優勢，利用“旅游+”、“生態+”等模式，推進農業、林業與旅游、教育、文化、康養等產業深度融合。發展農業觀光旅游，已經成為農業供給側結構性改革的重要內容。農業觀光旅游利用創意休閑農業延伸傳統農業的功能，帶動農業生產、加工、貿易和運輸等行業的進步[1]。農業觀光旅游作為農業產業發展的平臺，極大地促進了農業產業的融合，是發揮農業多功能性、實現傳統農業提質增效、拓展農民就業增收渠道、激發農村社會發展活力的有效途徑與手段[2]。目前，發達國家的農業觀光旅游十分興旺。例如，美國各州充分利用當地資源優勢，整合資源，形成了農業觀光旅游集群[3]。意大利將其納入國家的法律體系，致力于發展農場度假、農場觀光、鄉村戶外運動和鄉村美食旅游等[4]。農業觀光旅游已經成為國外扶貧的一種重要方式[5]。2016年中央1號文件就明確提出大力發展休閑農業和鄉村旅游，要求依托農村綠水青山、田園風光、鄉土文化等資源，大力發展休閑度假、旅游觀光、養生養老、創意農業、農耕體驗、鄉村手工藝等，使之成為繁榮農村、富裕農民的新興支柱產業。研究農業觀光旅游對農業的影響，對于規劃、引導農業觀光旅游健康發展意義重大。

1 數據來源與研究方法

按照可得原則，通過國家統計局網站獲取山東省1995～2016年國內旅游總人次、總花費、人均花費、農林牧漁總值等數據。為了研究方便，將旅游總人次標記為TNOT，將農林漁牧總值標記為GPV，并以農林漁牧總值為因變量，以國內旅游總人次為自變量，運用Eviews 6.0軟件，采用VAR向量自回歸模型進行量化分析。

2 模型構建

假設1 旅游總人次對農林漁牧總值有顯著正向影響。山東省鄉村旅游已經成為一種新興的交叉產業，旅游需要消費，隨著旅游人次的增加，必然會給農業的總值帶來正向影響。

假設2 農林漁牧總值對旅游總人次有顯著正向影響。鄉材旅游是人們健康觀念轉變的結果，同時也是農林漁牧的發展，才吸引了眾多旅游客人并不斷激發人們旅游的熱情。

據此，可以建立含有n個變量序列的VAR模型，該模型由n個方程組成，一般形式如下：

式中，yt、xt分別是內生變量列和外生變量列向量；εt是擾動列向量；φ1、φp、H是待估計的系數矩陣。

3 計量分析

3.1 序列平穩性檢驗

采用ADF檢驗方法檢驗序列的平穩性，檢驗時通過觀察被檢驗序列的時序圖，辨別其是否在偏離零的位置隨機變動或者具有線性趨勢，從而判斷該序列是否含有截距項或趨勢項。采用ADF檢驗方法時的3種模型如下：

式中，α是常數，代表截距項；δt是線性趨勢函數，代表趨勢項。

ADF檢驗方法的原假設是序列至少存在1個單位根；備選假設是不存在單位根。若P值大于顯著性檢驗水平，則接受序列至少存在1個單位根的原假設；若P值小于顯著性檢驗水平，拒絕原假設，接受不存在單位根的假設。為減少數據的波動性，先對各變量取自然對數。

表1 單位根檢驗結果表

注：***、**分別代表各變量在1%、5%的檢驗水平下顯著；Δ表示為各變量的一階差分項；()內的c表示存在截距項、t表示存在趨勢項、最后一位數字代表了滯后期數。

ADF檢驗結果見表1，其反映了各變量序列的水平值在5%檢驗水平下均為非平穩序列。通過對各變量的一階差分處理，所有變量均變為平穩序列。

3.2 最佳滯后階數確定

確定滯后階數的檢驗方法包括LogL準則、LR準則、FPE準則、AIC準則、SC準則和HQ準則，6種準則檢驗的檢驗結果見表2，其中FPE、AIC、SC、HQ4種準則認為最佳滯后期為6。

表2 最佳滯后階數檢驗表

3.3 協整檢驗

單位根的檢驗結果反映出2個變量均為同階單整序列，能夠進行協整檢驗。雙變量的協整檢驗一般采用E-G兩步法檢驗，主要步驟如下。

第一，建立一階單整序列lnTNOT、lnGPV的回歸方程：

第二，建立估計模型的殘差方程：

表3 回歸估計結果表

表4 協整檢驗結果表

回歸估計結果如表3所示。由表3可知，變量系數估計值的P值都很小，說明變量都很顯著。且擬合優度R2值接近1，F統計量值的相應概率值很小，說明模型擬合程度很好；DW值為1.5，說明模型不存在自相關。

協整檢驗結果表如表4所示。由表4可知，殘差序列t統計量的P值小于5%顯著性水平，拒絕殘差序列存在單位根的原假設，即殘差序列沒有單位根，是平穩的，說明變量lnTNOT、lnGPV之間存在協整關系。

3.4 建立VAR模型

根據表2的結果，建模所選取的滯后階數應為6。模型的估計結果如下：

(7)

表5 VAR模型檢驗結果

VAR模型檢驗結果如表5所示。由表5可知，模型中相應方程的擬合優度都非常接近1，F統計量值都較大，說明模型方程的擬合效果很好，AIC和SC值都很小，說明模型方程和模型的精確度都較高。

3.5 模型穩定性檢驗

為了檢驗模型的有效性，采用AR多項式特征進行判斷。AR特征根檢驗顯示，VAR(1)模型對應特征方程的所有根均在單位圓以內，表明所估計的VAR模型是穩定的。

為了進一步判斷山東省旅游總人次對農林漁牧總值的影響，作 Granger因果關系檢驗，通過構建如下的檢驗回歸方程檢驗變量x、y之間的因果關系和這些關系的影響方向。

表6 Granger因果關系檢驗結果

假設隨機誤差項μt、vt之間不相關。Granger因果關系檢驗結果見表6。

在本文中設計一款內置多種生命采集傳感器和藍牙傳輸模塊的可穿戴式生命體征設備，可以隨時隨地獲取在押人員的生命體征參數，并通過內嵌的藍牙傳輸模塊將數據發送到藍牙路由器，藍牙路由器可以將藍牙信號進行擴展與延伸，進而實現多臺藍牙設備大范圍的連接與組網，并將數據通過TCP 送至遠程服務器和監控平臺。

由表6可知，在5%檢驗水平下，各內生變量χ2統計量的P值都很小，說明變量lnTNOT和變量lnGPV之間存在雙向Granger因果關系。

3.6VAR模型的動態特性研究

3.6.1 脈沖響應函數

脈沖響應函數的基本思想通過可以如下模型說明，其反映了擾動項的影響傳播到各變量的路徑。

xt=α1xt-1+α2xt-2+b1yt-1+b2yt-2+ε1t

yt=c1xt-1+c2xt-2+d1yt-1+d2yt-2+ε2t

(10)

式中，ε1t、ε2t是擾動項。

使用漸進解析方法Analytic(asymptotic)來計算脈沖響應函數，以單個圖形輸出每個脈沖響應函數圖MultipleGraphs，產生沖擊的變量順序為lnTNOT、lnGPV，脈沖相應函數的追蹤時期數為20，使用經過自由度修正的殘差協方差矩陣的Cholesky因子的逆來正交化脈沖，分析山東省旅游人數和山東省農林漁牧業總產值分別對山東省旅游人數和山東省農林漁牧業總產值擾動沖擊變化的響應。

結果顯示，第1期給旅游人次1個正向沖擊，則農林漁牧業總產值快速增長，并在第4期達到最大，隨后有所下降，到第6期后又有所上升，直到第17期才減為零。說明旅游人次對農林漁牧業總產值有顯著的正向沖擊，而且這種沖擊的效果長遠，會延續到17期。當給農林漁牧業1個正向沖擊時，旅游人次的變化很小，僅有小幅正向影響，并且這種影響不穩定，處于波動之中。因此，旅游業的發展對農林漁牧業總產值有正向的顯著影響，影響的效果呈波動式逐年下降，影響時間長久。反過來，農林漁牧業總產值對旅游區人次僅有微小的影響，且影響較為平穩。

3.6.2 方差分解

方差分解的思路是根據如下公式求其方差，并用方差加以評價，由此定量了解變量間的相互影響關系。

利用方差分解方法分析lnTNOT和lnGPV對lnTNOT變化的貢獻度，結果顯示，旅游人次的發展變化自身的貢獻率始終在91%以上，而農林牧漁業總產值對旅游人次的影響較小，貢獻率沒有超過10%；通過對lnGPV方差分解來看，旅游人次所在的貢獻率也維持在88%以上，并且隨著滯后期的增加，其貢獻率有所增長，從第1期的88.1%增長到第20期的97.5%。

4 結論與建議

4.1 結論

1)旅游人次和農林牧漁業總產值之間有雙向因果關系。Granger因果實證檢驗結果顯示，在5%的檢驗水平下，旅游人次和農林牧漁業總產值之間有雙向Granger因果關系，具有雙向相互正向影響的效果。

2)旅游人次對農林牧漁業總產值有顯著的正向影響。脈沖響應結果顯示，lnTNOT對lnGPV有顯著的正向影響，也就是說山東省旅游人次的發展顯著地影響了山東省農林牧漁業總產值的增長，而且這種影響在時間上具有長遠性，正向影響長達17a之久。

3)農林牧漁業總產值對旅游人次的影響效果較小。農林牧漁業總產值雖然對旅游人次有正向影響，但影響的效果較小，而旅游業的發展主要依靠自身的貢獻。可能與人們的健康觀念和消費理念的變化有關。

4.2 政策建議

1)做好農業轉型升級，實現農業綜合發展。隨著我國農產品產出的豐富，增產不增收的問題突出。為此，必須按照供給側結構改革的精神，做好農業轉型升級。從追求農產品產量轉到追求農產品質量上來，從發展單純農業轉到發展綜合農業上來。特別是要逐漸加快鄉村文化產業間的融合發展，打造文化品牌，培育文化特色[6]。要讓農業旅游成為農業增收的新增長點，成為推動城鄉一體化的重要力量。

2)加強休閑農業建設，帶動鄉村旅游發展。按照農業綜合化發展的原則，積極建設休閑觀光農業園、民俗鄉村風情園、立體農業園和特色農業園，大力發展鄉村旅游農民專業聯合社[7]，讓城市居民在農業旅游中充分感受大自然的美麗，放松心情，增進健康，特別是要針對各地休閑農業項目的特點，研究顧客的旅游消費需求特點，合理開發休閑農業旅游產品，推動鄉村旅游全面發展[8]。

3)鼓勵開展鄉村旅游，促進城鄉協調發展。鼓勵城市機關、學校等事業單位工會利用清明節、五一長假、十一黃金周、元旦長假等時機，組織員工到農村開展鄉村旅游。同時，政府也要加大農業旅游休閑功能的扶持，加強農村道路、通訊等基礎設施建設[9]。

[1]梁辰浩，夏穎翀.產業融合創意休閑農業旅游研究[J].社會科學家，2016,(5)：85～89.

[2]李濤，蔡碧凡，陶卓民.城市群休閑農業旅游開發環境健康評價研究[J].地理研究，2016,(11)：2125～2138.

[3]劉萍.從歐美農業旅游集群看中國的觀光農業[J].生態經濟，2014,(4)：138～142.

[4]王琪延，張家樂.國內外旅游業和農業融合發展研究[J].調研世界，2013,(3)：61～65.

[5]李會琴，侯林春，楊樹旺.國外旅游扶貧研究進展[J].人文地理，2015,(1)：26～32.

[6]趙華，于靜.新常態下鄉村旅游與文化創意產業融合發展研究[J].經濟問題，2015,(4)：50～55.

[7]汪發元，吳學兵，孫文學.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,(10)：33～39.

[8]趙仕紅，常向陽.休閑農業旅游需求影響因素分析[J].社會科學家，2016,(9)：88～93.

[9]周镕基，皮修平，吳思斌.供給側視角下農業“悖論”化解的路徑選擇與體制機制構建[J].經濟問題探索，2016,(8)：150～154.

[編輯] 李啟棟

2017-01-15

國家社會科學基金項目(13BJY108)。

賀文(1982-)，男，碩士生，研究方向為農村經濟。通信作者：汪發元，wangfayuan315@sina.com。

F327;F592

A

1673-1409(2017)06-0077-05

[引著格式]賀文,汪發元.農林牧漁業總值與旅游動態互動影響分析——基于VAR模型對山東省22年數據的實證分析[J].長江大學學報(自科版)，2017，14(6)：77～81.