金融扶持對旅游業(yè)發(fā)展的動態(tài)模型研究①

河南大學 朱迪 邢韋 劉愛國 董雅楠 茍玲玲

近些年來，許多學者都對金融支持與鄉(xiāng)村旅游發(fā)展水平之間的關系進行了深入探討。陳冰[1]以福建省晉安區(qū)為例，對金融支持和鄉(xiāng)村旅游收入之間的關系進行了實證分析，得出信貸規(guī)模和旅游收入增長率之間存在正相關關系，并且運用PEST理論找到了金融支持鄉(xiāng)村旅游業(yè)發(fā)展的主要途徑；史玉丁等[2]則從提升旅游生計資本的四種補償機制出發(fā)，建立多元回歸模型，最終得出資金補償對于旅游生計資本的影響系數(shù)最大，要想提升旅游生計資本必須著重考慮資金補償；周亞琴等[3]選取了2007—2016年我國30個省(市、區(qū))的面板數(shù)據(jù)，利用門檻效應模型，構造農(nóng)村經(jīng)濟發(fā)展水平、鄉(xiāng)村旅游發(fā)展水平和金融支持的相互作用關系，得出金融支持的力度越大，鄉(xiāng)村旅游對農(nóng)村經(jīng)濟的發(fā)展促進作用就越明顯。余曉和郭旭[4]同樣運用了PEST理論來分析溫州市鄉(xiāng)村旅游發(fā)展的金融環(huán)境，以此提出針對性的建議。

1 理論與模型

本研究擬采用協(xié)整模型與誤差修正模型來解釋金融扶持對旅游業(yè)發(fā)展的促進作用，協(xié)整模型可以解釋變量間的長期關系，在此基礎上建立誤差修正模型來分析短期波動。建立金融扶持力度與欒川縣鄉(xiāng)村旅游發(fā)展水平的關系模型為：

其中，α為常數(shù)項，β為金融機構貸款余額對欒川縣鄉(xiāng)村旅游收入的影響系數(shù)，μ為殘差項。

2 變量與數(shù)據(jù)

2.1 金融扶持力度和旅游發(fā)展水平的測度

本文欲研究欒川縣的金融支持力度和鄉(xiāng)村旅游業(yè)發(fā)展水平之間的關系，故須選取欒川縣的金融機構和鄉(xiāng)村旅游發(fā)展這兩方面的數(shù)據(jù)。我國現(xiàn)行的農(nóng)村金融機構對農(nóng)村小微企業(yè)所能提供的金融支持也主要體現(xiàn)為發(fā)放貸款，所以選取農(nóng)村金融機構的貸款余額(記為X)來度量其金融支持力度的大小。而對于鄉(xiāng)村旅游業(yè)發(fā)展水平的度量，本文則選取了旅游總收入(記為Y)這一指標。相關計算和分析均在運行Eviews8.0的基礎上完成。

2.2 數(shù)據(jù)的選取

文中選取了2012—2019年欒川縣的農(nóng)村金融機構的貸款余額和旅游收入數(shù)據(jù)，數(shù)據(jù)來源于欒川縣政府文件，又采取轉化數(shù)據(jù)頻率的方法將年度數(shù)據(jù)轉化為了季度數(shù)據(jù)，增加了樣本容量。

3 實證結果分析

3.1 ADF平穩(wěn)性檢驗

運用軟件進行ADF平穩(wěn)性檢驗，可得表1所示結果，說明經(jīng)過二階差分之后，DD(X)和DD(Y)都成了平穩(wěn)的時間序列，X和Y都為二階單整。

表1 平穩(wěn)性檢驗

3.2 運用E-G兩步法進行協(xié)整性檢驗

EG兩步法首先要建立X和Y之間的回歸模型，對回歸模型的殘差序列進行平穩(wěn)性檢驗，若殘差序列平穩(wěn)，X和Y之間存在協(xié)整關系，否則不存在協(xié)整關系。

第一步，對X和Y進行OLS回歸。

由軟件操作結果可得：

由t檢驗可得，在顯著性水平為0.01的條件下，常數(shù)項沒有通過顯著性檢驗，說明模型中不存在常數(shù)項，回歸系數(shù)顯著不為0，說明金融支持力度X對旅游總收入Y具有顯著性影響。

第二步，對殘差序列進行平穩(wěn)性檢驗。

結果如表2所示。

表2 殘差項的平穩(wěn)性檢驗

由表2結果可知，在5%的置信水平下拒絕了原假設，殘差序列平穩(wěn)，說明原變量X和Y具有協(xié)整性，即存在著長期的均衡關系。

第三步，協(xié)整模型。

長期均衡方程：

協(xié)整方程表示金融機構貸款余額和鄉(xiāng)村旅游總收入間的長期均衡關系，且金融扶持力度與旅游總收入之間是正相關關系，即金融扶持力度越大，旅游總收入越高。

3.3 建立誤差修正模型

協(xié)整模型可以解釋變量間的長期均衡關系，但是短期波動可能會出現(xiàn)偏離均衡的現(xiàn)象，實際的經(jīng)濟數(shù)據(jù)往往產(chǎn)生于“非均衡過程”，而真實的經(jīng)濟模型需要用數(shù)據(jù)的動態(tài)非均衡來逼近經(jīng)濟理論的長期均衡。誤差修正模型可以看作一個解釋變量和其他反映短期波動的變量一起建立的短期波動模型，可以度量某一時期內生變量Y在某一時點關于外生變量X的短期偏離。下面將采用回歸的方法，建立短期波動模型：

第一步：回歸以下方程，得出殘差。

第二步：將殘差作為解釋變量，估計滯后一期的誤差修正模型。

短期波動方程結果為：

由t檢驗可得，△x和誤差修正項的滯后一期e（-1）的系數(shù)均通過了顯著性檢驗，DW=0.83(小于臨界值1.05)，說明存在自相關，下面將進行滯后2期的調整。

以上各解釋變量均通過了顯著性檢驗，并且消除了自相關，此模型為最終的誤差修正模型。

3.4 格蘭杰因果檢驗

欒川縣的金融機構貸款余額與旅游總收入之間是否存在因果關系需要進一步驗證，Granger因果檢驗通常被用來判斷兩個變量之間是否存在因果關系，故采用格蘭杰因果檢驗對X和Y的關系進行驗證。

首先，利用向量自回歸(VAR)確定最優(yōu)滯后階數(shù)，如表3所示。表3是通過施瓦茲準則確定的最優(yōu)滯后階數(shù)，檢驗思想是通過比較不同滯后階數(shù)的模型中SC值的大小來確定合適的滯后期長度。可以看到滯后項是5階時，SC是極小值，與滯后項是8的SC值差距很小，因此，該序列的最優(yōu)滯后項是5階。

表3 最優(yōu)滯后階數(shù)

其次，進行格蘭杰因果檢驗，結果如表4所示。

表4 格蘭杰因果關系檢驗

由上述結果可知，在最優(yōu)滯后期為5階時，1%的顯著水平下，拒絕“X不是Y的格蘭杰原因”，即有由X到Y方向的格蘭杰原因，同時，在1%的顯著水平下，不拒絕“Y不是X的格蘭杰原因”，即不具有Y到X方向的格蘭杰原因，也就是說金融扶持水平是引起旅游業(yè)水平變動的格蘭杰原因，且為單向原因。

4 結論與啟示

本文利用Eviews對洛陽市欒川縣2012—2019年的旅游與金融數(shù)據(jù)進行分析處理，基于誤差修正模型，檢驗了金融扶持力度與旅游業(yè)發(fā)展之間的短期和長期關系，得出了如下結論：長期內，金融扶持力度X和旅游業(yè)發(fā)展Y之間存在穩(wěn)定的協(xié)整關系，并且協(xié)整方程的系數(shù)為正，說明金融扶持能夠在長期經(jīng)濟中對欒川縣旅游業(yè)產(chǎn)生促進作用，金融扶持是欒川縣旅游業(yè)發(fā)展的外在因素之一。建議政府和金融機構持續(xù)加大對旅游業(yè)主的扶持力度，優(yōu)化投資結構，提高資源配置效率。短期內，誤差修正模型中殘差的系數(shù)是0.18，這表示，當短期波動偏離長期均衡時，將以0.18的調整力度將非均衡狀態(tài)拉到均衡狀態(tài)。X和Y之間的關系與其滯后期有關，表明金融扶持對旅游業(yè)的發(fā)展具有時間上的滯后性，這意味著短期內金融扶持無法發(fā)揮作用。本文在證明金融扶持對旅游業(yè)發(fā)展具有促進作用的同時，進一步深化對金融支持鄉(xiāng)村旅游業(yè)發(fā)展的認識，鄉(xiāng)村旅游產(chǎn)業(yè)目前仍存在著一些問題，如基礎設施建設仍待強化，鄉(xiāng)村旅游粗放的發(fā)展模式亟待改善，產(chǎn)業(yè)相關法律法規(guī)仍需健全，鄉(xiāng)村區(qū)域發(fā)展的平衡性需要調整。鄉(xiāng)村旅游產(chǎn)業(yè)在空間結構上仍有較大的調整空間。鄉(xiāng)村旅游產(chǎn)業(yè)發(fā)展可結合鄉(xiāng)村旅游低碳經(jīng)濟模式，以低碳為導向，加強金融對鄉(xiāng)村旅游經(jīng)濟的支持，使鄉(xiāng)村旅游產(chǎn)業(yè)積極參與碳金融市場的建設。