貴州省旅游業與農業融合發展的實證研究①

陳久運

一、問題的提出與意義

中國特色社會主義已進入嶄新時代，中國農村也有了新的發展前景，為此我們必須探索我國三大產業如何進行融合發展。 農業和旅游業的協調發展有利于我國農村經濟的快速增長。通過對農業旅游資源的深入挖掘，可實現農旅兩大產業的融合發展，最終達到“以農促旅、以旅興農”的發展狀態?？傆[這些年來我國休閑農業和鄉村旅游業的發展歷程，兩者間的關聯非常密切，這使得兩大產業有了可以融合發展的前提，為中國農業轉型升級和優化提供了有利條件，有利于實現我國的鄉村振興。

目前，農業旅游發展已逐步興起，兩產業跨境結合已顯示出良好的發展前景。特別是在大力發展農旅文化產業的政策背景下，農業旅游發展模式的創新具有新的發展動力。但是，我國農產品附加值低，產業鏈條不完整，整合和發展動力不足。探索農業與旅游產業融合發展的新模式是當務之急。同時，貴州省作為一個擁有高質量旅游資源的大省，已經實現了全域旅游。為了促進旅游業的發展，貴州省出臺了一系列法律法規，促進旅游資源的有效開發，改善旅游模式和旅游景點質量，開發具有地方特色的旅游產品，創造多種旅游形式，增強對游客的旅游吸引力。農業、旅游兩大產業的融合可以使更多的游客體驗原始的自然環境，獨特的鄉村風光和豐富的民俗風情，從而為游客提供更好的旅游體驗。

二、旅游業和農業關系實證分析

本文先使用定量模型研究貴州省旅游業與農業之間的具體關系。VAR 模型作為通用模型，可預測相關事件序列系統和隨機擾動系統的動態效果，并解釋不同經濟變量之間的關系。本文重點介紹貴州旅游業與農業兩者之間是如何實現融合與發展的，因此，選擇貴州省的國內旅游收入(億元，GL)，農業增加值(億元，NY)作為測量旅游業發展和農業發展的研究變量，對使用變量取對數以達到消除異質方差的目的。相關數據來自1997年至2018年的《貴州省統計年鑒》。對兩個變量取對數分別為lnGL 和lnNY。首先，檢查時間序列穩定性是否滿足協整測試的要求。

(一)時間序列的平穩性檢驗

在時間序列分析中如果時間序列不穩定，就會出現回歸結果不準確的現象，不利于我們分析，因此必須對兩個變量的穩定性進行分別測試。但一般情況下我們假設時間序列是穩定的。檢驗結果見表1。

表1變量的平穩性檢驗結果

如果P值小于0.05，則拒絕原始假設，并且變量沒有單位根，即序列是平穩的，反之亦然。從表1看出，變量lnGL、lnNY 的ADF 檢驗統計量分別為-1.956，-0.250，大于臨界值。同時，變量的P值均大于0.05，可以認為兩個序列非平穩，5%顯著水平下的DlnGL 和DlnNY 的ADF 檢驗統計量分別為-3.0404和-3.7105，小于臨界值，變量的P值小于0.05。因此，應摒棄原有的假設，此時協整測試的條件得到允許，因為此時lnGL 和lnNY的一階差分序列平穩。

(二)滯后期檢驗

在VAR分析中，構建的模型需要對滯后期進行一個最佳確認。本文采用LR、FPE、AIC、SC、HQ等五項指標來確認滯后時間。表2 中的最小滯后期表示為“*”，表2表示LR選擇的最小滯后期為1，其他測試的滯后值為1。因此，選擇滯后周期1作為模型的滯后周期，因此建議采用VAR(1)模型。

表2滯后期檢驗結果

(三)協整檢驗

協整檢驗用于分析變量間是否存在長期均衡。先前的時間序列平穩性測試表明，變量LTAP 和LTDL 是滿足協整測試要求的一階整數。本文使用Johansen 測試方法進行協整檢驗。結果如表3所示。

表3協整檢驗結果

通過分析表3發現，變量lnGL 與lnNY 存在協整關系。第一列中由于跡統計量大于臨界值，因此，拒絕了至少存在一個協整關系的原始假設。然后在“最大1”假設下測試得出跡統計量為0.877655，小于5%臨界值3.841466。因此，原始假設成立，表明在5%的水平上存在協整關系。

由于變量間的協整關系，VAR模型不能直接建立。向量誤差校正模型(VECM)應通過修改模型來建立。 模型變量lnGL 和lnNY應通過差分分解進一步分析。長期均衡關系可以得到下式:

式中:μt為誤差修正項。

根據上面的長期均衡分析，貴州的國內旅游收入(lnGL)對貴州的農業值增量(lnNY)有影響。旅游收入每增加1%，農業值增量就會增加0.989299%。

(四)格蘭杰因果檢驗

協整檢驗僅表明lnGL 和lnNY 時間序列之間存在長期均衡關系。修正后的模型解決了短期均衡關系，但沒有給出它們之間的因果關系方向。為了進一步分析，使用EViews 9來分析lnGL 和lnNY時間序列數據的格蘭杰因果關系。

lnNY 的格蘭杰因果檢驗的結果見表4。從上面的Granger 因果檢驗結果中，選擇5%的置信度，如果P值小于0.05，則拒絕原始假設，如果P值大于0.05，則接受原始假設。本文認為這兩個變量之間沒有格蘭杰因果關系。表4表明，貴州的國內旅游收入(lnGL)是貴州農業增加值(lnNY)的原因，而貴州的農業增加值(lnNY)不是貴州的國內旅游收入(lnGL)的原因，貴州旅游與農業之間存在因果關系，貴州旅游業的發展促進了農業增加值的增長。

表4 Granger 因果檢驗

(五)脈沖函數

選擇滯后期為1期時，可以從模型Var1的分析中獲得系數矩陣截距矩陣為因此可得出估計式如下:

首先必須確保Var 模型穩定，才能進行方差分解和脈沖響應的分析，脈沖響應函數分析各變量變化引起的變量間的內在聯系。由于滯后一期模型Var1具有兩個內生變量，因此AR 特征多項式具有1×2＝2個根。圖1中兩個Var 模型的根都在單位圓內，即均小于1，因此認為該模型是穩定的。

圖1 lnGL 和lnNY 的平穩性檢驗

從表5中lnGL 的方差分解中可以看出lnNY 對lnGL 沖擊的貢獻度在第一期為0，之后從第二期到第十期增速不斷增加，說明農業增加值在短期和長期都能影響貴州國內旅游收入，但影響十分有限；從lnNY 的方差分解中可以看出lnGL對lnNY 沖擊的貢獻度總體上偏低，從第一期的2.64%下降至第三期的1.26%，之后又從第三期快速增加至第十期26.56%。因此，可以看出貴州省國內旅游收入對農業增加值有長期影響，且影響較大。

表5 lnGL與lnNY 的方差分解結果

三、實證結果分析

(一)貴州省國內旅游收入與農業增加值間存在長期的動態均衡關系

根據協整檢驗的結論，可以得出lnGL 與lnNY 的協整關系，貴州國內旅游收入與農業值增量之間存在著長期的動態平衡，并且這種均衡關系長期穩定。該系統是在誤差修正結構的不斷調整下維持的。

(二)貴州省國內旅游收入對其省農業增加值有一定的正向影響

根據誤差校正模型的結論，lnNY 系數為0.652548，表明這一時期農業增加值的波動將引起貴州省國內旅游收入的同向變化。旅游收入每增加1%，農業增加值就增加0.652548%。同時，農業增加值的波動也會對貴州省國內旅游收入產生積極的影響。

(三)貴州省國內旅游收入和其農業增加值之間存在單向格蘭杰因果關系

從格蘭杰因果檢驗結論(表4)可以得出，貴州的國內旅游收入與農業增加值之間存在單向格蘭杰因果關系的可能性為95%，即貴州國內旅游收入的波動是導致貴州農業增加值波動的重要因素。同時，格蘭杰因果檢驗結論(表4)還表明，隨著滯后期的延長，貴州省國內旅游收入與農業增加值變化的關系將逐漸增加。

(四)貴州省國內旅游總收入對農業增加值的貢獻較大

lnNY 的方差分解中從第一期的2.64%下降至第三期的1.26%，之后又從第三期快速增加至第十期的26.56%，可見貴州的國內旅游收入極大地促進了農業值的增加，旅游業的發展促進了農業發展，因此，有必要積極促進農旅兩大產業的融合發展。

四、政策建議

(一)政府營造良好的政策環境

為了促進農旅兩大產業的良好發展，政府有必要出臺適合其發展的政策，加大資金投入，出臺吸引人才的措施，營造良好的政策環境。為了促進兩大產業的發展，貴州省出臺了一系列法律法規，對農旅兩大產業融合發展給出了明確的指導意見。

(二)優化產業結構，形成品牌效應

產業結構的優化有助于解決限制農旅兩大產業融合發展的技術難題，是農旅兩大產業進一步融合升級的動力。同時，要致力于打造優質的品牌，加強產業的核心競爭力，企業應加強創新，發展市場導向的經營方式，農產品應增加其附加屬性，并加入貴州特色的文化符號形成品牌效應。

(三)深化產業供給側改革

大力深化農業和旅游業兩大產業的供給側改革，形成產業間的優勢互補。發展現代化農業，大力挖掘農業產業的功能，實現農村三大產業的融合發展，讓農業旅游增加成為農民收入增長的新方式。

(四)實施全域旅游戰略

貴州省要實現全域旅游，必須跳出傳統的只開發旅游景點的思路，要從整個貴州省全局出發，大力建設全省的美麗鄉村，制定全省的旅游發展戰略和規劃，完善基礎設施的建設，實現全省產業的統籌規劃，充分挖掘美麗鄉村的優勢。