基于VAR模型人口老齡化對(duì)旅游經(jīng)濟(jì)發(fā)展的影響研究

范晶

摘 ?要：我國(guó)正步入日益嚴(yán)重的人口老齡化時(shí)代，人口老齡化帶來的不僅僅是挑戰(zhàn)，同時(shí)也為各區(qū)域旅游產(chǎn)業(yè)的發(fā)展帶了商機(jī)。本文以山西省為例，基于VAR模型，運(yùn)用脈沖響應(yīng)函數(shù)分析人口老齡化的加劇對(duì)山西省旅游經(jīng)濟(jì)發(fā)展的影響效應(yīng)，并根據(jù)方差分解結(jié)果分析人口老齡化對(duì)旅游經(jīng)濟(jì)發(fā)展的作用程度。結(jié)果表明：人口老齡化的加劇，在短期內(nèi)對(duì)山西省旅游經(jīng)濟(jì)發(fā)展有阻礙作用，而長(zhǎng)期會(huì)產(chǎn)生持續(xù)的拉動(dòng)作用。根據(jù)以上研究結(jié)論，在人口老齡化的背景下，對(duì)促進(jìn)山西旅游經(jīng)濟(jì)快速發(fā)展提出政策建議。

關(guān)鍵詞：人口老齡化;旅游經(jīng)濟(jì)發(fā)展;VAR模型

1 引言

人口老齡化是人類經(jīng)濟(jì)社會(huì)發(fā)展到一定階段的必然產(chǎn)物。2016年山西省人口變動(dòng)情況抽樣調(diào)查數(shù)據(jù)顯示，山西省65歲及以上老年人口數(shù)為349.39萬(wàn)人，占全省總?cè)丝诘谋戎剡_(dá)到9.49%，老齡化社會(huì)特征明顯。

在人口老齡化日益加深的背景下，我國(guó)各地區(qū)旅游產(chǎn)業(yè)卻迎來了新的發(fā)展高峰。根據(jù)國(guó)家旅游局最新統(tǒng)計(jì)數(shù)據(jù)顯示，2017年山西省累計(jì)接待國(guó)內(nèi)游客5.6億人次，實(shí)現(xiàn)國(guó)內(nèi)旅游收入5338.61億元，同比增長(zhǎng)分別為26.49%、26.27%。目前我國(guó)70%的老年人有出游愿望，其中17%的老人經(jīng)濟(jì)比較寬裕，出游意愿強(qiáng)烈，“銀發(fā)旅游”正成為觀光旅游市場(chǎng)的基石，蘊(yùn)含著巨大的市場(chǎng)機(jī)遇。因此，在老齡化不可逆轉(zhuǎn)的趨勢(shì)下，研究其對(duì)山西省旅游經(jīng)濟(jì)發(fā)展的影響，分析老年人的一些特征，開發(fā)適應(yīng)山西銀發(fā)旅游市場(chǎng)需要的產(chǎn)品，是提高老年人生活質(zhì)量和旅游業(yè)整體效益的當(dāng)務(wù)之急。

國(guó)外對(duì)老年旅游的研究開始于20世紀(jì)中期，研究對(duì)象較為廣泛。通過查閱國(guó)外已發(fā)表的文獻(xiàn)，發(fā)現(xiàn)對(duì)老年旅游研究的內(nèi)容主要涉及出游動(dòng)機(jī)、旅游安全、身體狀況和行為等方面。20世紀(jì)90年代，中國(guó)學(xué)者開始研究旅游業(yè)。魏立華等（2001）將人口老齡化與旅游經(jīng)濟(jì)發(fā)展聯(lián)系在一起，呼吁我國(guó)旅游企業(yè)要調(diào)整經(jīng)營(yíng)戰(zhàn)略以適應(yīng)人口老齡化的發(fā)展趨勢(shì)。薛偉玲、陸杰華（2014）采用 ARDL邊限協(xié)整檢驗(yàn)方法，研究表明人口老齡化變量與國(guó)內(nèi)旅游人次變量之間存在長(zhǎng)期穩(wěn)定的協(xié)整關(guān)系，并預(yù)期隨著社會(huì)保障條件的改善，老年旅游需求的潛力會(huì)充分釋放出來轉(zhuǎn)化成現(xiàn)實(shí)的國(guó)內(nèi)旅游消費(fèi)。王丹（2017）采用計(jì)量經(jīng)濟(jì)學(xué)方法對(duì)老齡化與國(guó)內(nèi)旅游經(jīng)濟(jì)發(fā)展之間的關(guān)系進(jìn)行了研究，研究表明我國(guó)老齡化程度的變動(dòng)對(duì)旅游經(jīng)濟(jì)發(fā)展有顯著的正向效應(yīng)。劉芳、何茹（2018）采用鄧氏灰度關(guān)聯(lián)分析法比較了廣西旅游經(jīng)濟(jì)影響因素的灰色關(guān)聯(lián)度，尤其關(guān)注老齡化帶來的影響，結(jié)果表明老齡化對(duì)廣西旅游經(jīng)濟(jì)發(fā)展的影響力排名相對(duì)靠后。

目前，我國(guó)老年旅游研究已經(jīng)在理論和實(shí)踐方面有了較大的發(fā)展，但是關(guān)于老齡化對(duì)旅游經(jīng)濟(jì)發(fā)展的影響研究并不是很多。本文以山西省為例，基于VAR模型，運(yùn)用脈沖響應(yīng)函數(shù)分析人口老齡化的加劇對(duì)山西省旅游經(jīng)濟(jì)發(fā)展的影響效應(yīng)，并根據(jù)方差分解結(jié)果研究老齡化對(duì)旅游經(jīng)濟(jì)發(fā)展的作用程度。

2 人口老齡化對(duì)旅游經(jīng)濟(jì)發(fā)展影響的實(shí)證分析

2.1 變量選取與說明

（1）被解釋變量。對(duì)地區(qū)旅游發(fā)展水平的衡量，本文采用旅游深度指標(biāo)，即國(guó)內(nèi)旅游收入占地區(qū)生產(chǎn)總值的比重（TOUR）。旅游深度指標(biāo)從靜態(tài)層面體現(xiàn)了一個(gè)地區(qū)旅游業(yè)在其國(guó)民經(jīng)濟(jì)中的重要程度，較好地反映出一個(gè)地區(qū)的旅游發(fā)展水平。

（2）核心解釋變量。對(duì)于人口老齡化的度量，存在大量的選擇空間。考慮到數(shù)據(jù)的可得性，本文參考王丹（2017）的做法，選擇65歲及以上老年人口比重（AGE）作為表示老齡化的指標(biāo)。

（3）其他控制變量。從消費(fèi)理論的角度出發(fā)，人均可支配收入（PCDI）是影響居民消費(fèi)進(jìn)而影響旅游消費(fèi)的重要因素，因此引入這一變量。由于統(tǒng)計(jì)口徑的調(diào)整，居民人均可支配收入這一指標(biāo)從2013年才開始統(tǒng)計(jì)，為了滿足時(shí)間序列建立VAR模型的大樣本要求，本文擬采用以下方法對(duì)1995至2012年的居民可支配收入進(jìn)行估算。即分別以城鎮(zhèn)人口和農(nóng)村人口占總?cè)丝诘谋戎貫闄?quán)重，對(duì)城鎮(zhèn)居民人均可支配收入和農(nóng)村居民人均純收入進(jìn)行加權(quán)求和，得到居民人均可配收入，公式如下：

為了檢驗(yàn)上述估算方法的有效性，繪制1995至2017年山西省居民人均可支配收入的線圖，發(fā)現(xiàn)在2013年前后并沒有出現(xiàn)數(shù)據(jù)的突變，曲線平滑，說明這一方法能有效修正由統(tǒng)計(jì)口徑問題引起的數(shù)據(jù)誤差，因此可以利用上述估算方法得到的數(shù)據(jù)進(jìn)行建模分析。

2.2 數(shù)據(jù)來源與預(yù)處理

本文采用的樣本數(shù)據(jù)均為山西省年度數(shù)據(jù)，樣本期為1995至2017年。相關(guān)變量數(shù)據(jù)來源于歷年的《中國(guó)統(tǒng)計(jì)年鑒》、《山西統(tǒng)計(jì)年鑒》。為消除價(jià)格因素的影響，使數(shù)據(jù)具有可比性，本文利用居民消費(fèi)價(jià)格指數(shù)，以1995年為基期對(duì)居民人均可支配收入進(jìn)行了價(jià)格平減的處理。為降低異方差的影響，對(duì)所有數(shù)據(jù)進(jìn)行對(duì)數(shù)化處理。

2.3 單位根檢驗(yàn)

一般情況下，經(jīng)濟(jì)變量的時(shí)間序列都是非平穩(wěn)的，如果采用OLS方法，檢驗(yàn)結(jié)果會(huì)出現(xiàn)虛假回歸的現(xiàn)象。因此，在研究時(shí)間序列之前應(yīng)該首先判斷該變量的單整階數(shù)，以避免這種現(xiàn)象的發(fā)生。本文采用ADF檢驗(yàn)法對(duì)數(shù)據(jù)的平穩(wěn)性進(jìn)行檢驗(yàn)，由檢驗(yàn)結(jié)果可知，LnTOUR、LnAGE、LnPCDI均為一階單整，它們的一階差分序列為平穩(wěn)序列。

2.4 建立VAR模型

由于在建立VAR模型時(shí)，需要保證每個(gè)變量的時(shí)間序列都是平穩(wěn)序列，因此根據(jù)單位根檢驗(yàn)的結(jié)果，對(duì)D（LnTOUR）、D（LnAGE）、D（LnPCDI）這三個(gè)變量建立VAR模型。

（1）確定最優(yōu)滯后階數(shù)及穩(wěn)定性檢驗(yàn)

首先，為了在保持合理的自由度使模型參數(shù)具有較強(qiáng)解釋力的同時(shí)，消除誤差項(xiàng)的自相關(guān)，必須選擇VAR模型的最優(yōu)滯后階數(shù)。使用AIC準(zhǔn)則作為選擇最優(yōu)滯后階數(shù)的檢驗(yàn)標(biāo)準(zhǔn)。檢驗(yàn)結(jié)果顯示，滯后階數(shù)為2時(shí)，AIC=-7.097;滯后階數(shù)為3時(shí)，AIC=-7.823。由此可以確定VAR模型的滯后階數(shù)為3。

在滯后3階時(shí)，通過檢驗(yàn)VAR模型的F矩陣的單位根情況來檢驗(yàn)VAR是否平穩(wěn)。所有的單位根都落在單位圓內(nèi)，VAR（3）模型是穩(wěn)定的。

（2）脈沖響應(yīng)函數(shù)和方差分解結(jié)果分析

脈沖響應(yīng)函數(shù)描述了在隨機(jī)誤差項(xiàng)上施加一個(gè)一次性的沖擊后對(duì)內(nèi)生變量的當(dāng)期值和未來值所造成的影響。因此，采用脈沖響應(yīng)函數(shù)來分析人口老齡化對(duì)旅游經(jīng)濟(jì)發(fā)展的影響效應(yīng)，選擇分析期的長(zhǎng)度為20期。圖1表明內(nèi)生變量在序列沖擊時(shí)，隨著時(shí)間的推移影響越來越小，老年人口比重對(duì)山西旅游經(jīng)濟(jì)發(fā)展的響應(yīng)值越來越趨近于零。由此可以看出，本文所建立的VAR模型是一個(gè)穩(wěn)定的系統(tǒng)，此模型建立的有意義。

在前5個(gè)時(shí)期，老齡化對(duì)旅游經(jīng)濟(jì)的沖擊反應(yīng)為負(fù)，第3個(gè)時(shí)期到達(dá)負(fù)向波動(dòng)的最低值。從第6個(gè)期開始人口老齡化對(duì)旅游經(jīng)濟(jì)發(fā)展產(chǎn)正向沖擊，但這種影響并不穩(wěn)定，帶有一定的波動(dòng)性。為了進(jìn)一步分析人口老齡化對(duì)山西省旅游經(jīng)濟(jì)增長(zhǎng)的相對(duì)作用大小，基于VAR（3）模型對(duì)DLnTOUR進(jìn)行方差分解（分析期長(zhǎng)度選為10期）。

由表1可知，在山西省旅游經(jīng)濟(jì)發(fā)展過程中，第1期旅游經(jīng)濟(jì)增長(zhǎng)快慢受到自身和人均可支配收入變化、人口老齡化變動(dòng)的影響，其中自身的方差貢獻(xiàn)率最大。在分析期內(nèi)，人均可支配收入對(duì)旅游經(jīng)濟(jì)發(fā)展的影響作用最大，而且隨著時(shí)間的推移，其對(duì)旅游經(jīng)濟(jì)發(fā)展的方差貢獻(xiàn)率不斷增大，后期穩(wěn)定在46%左右。相較而言，人口老齡化對(duì)旅游經(jīng)濟(jì)發(fā)展的方差貢獻(xiàn)率較小，隨時(shí)期的推移，逐漸增大，在第10期達(dá)到最大值21.485%，可見它對(duì)旅游經(jīng)濟(jì)發(fā)展具有較長(zhǎng)時(shí)間的滯后影響作用。

3 結(jié)論及政策建議

人口老齡化的加劇，在短期內(nèi)對(duì)山西省旅游經(jīng)濟(jì)發(fā)展有阻礙作用，而長(zhǎng)期會(huì)產(chǎn)生持續(xù)的拉動(dòng)作用。這說明，長(zhǎng)期來看，老齡化的快速發(fā)展為老年旅游市場(chǎng)帶來了新的機(jī)遇。我們應(yīng)該協(xié)調(diào)好人口老齡化與社會(huì)經(jīng)濟(jì)發(fā)展的關(guān)系，利用其帶來的機(jī)遇積極開發(fā)老年旅游市場(chǎng)，不僅可以解決老年旅游市場(chǎng)的供需矛盾，還能夠滿足老年人的需求，提高老年人的生活質(zhì)量，促進(jìn)人口與經(jīng)濟(jì)社會(huì)的協(xié)調(diào)發(fā)展。

根據(jù)以上研究結(jié)論，在人口老齡化的背景下，促進(jìn)山西省旅游經(jīng)濟(jì)的快速發(fā)展，可以從以下幾方面著手。首先，整合山西各地區(qū)旅游資源，深度開發(fā)山西銀發(fā)旅游產(chǎn)品，研發(fā)多層次符合老年人需求的旅游產(chǎn)品，加快山西旅游產(chǎn)業(yè)結(jié)構(gòu)升級(jí)，發(fā)展老年旅游業(yè)，適度引導(dǎo)和轉(zhuǎn)變老年人旅游消費(fèi)觀念;其次，提高城鎮(zhèn)化率，縮小城鄉(xiāng)差距，促進(jìn)區(qū)域協(xié)調(diào)發(fā)展，挖掘農(nóng)村老齡人口旅游消費(fèi)的潛力;最后，建立健全山西老年旅游體系，進(jìn)一步提高旅游服務(wù)的專業(yè)化水平，在食、住、行、游、購(gòu)、娛各方面滿足老年人的特殊需求。

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