我國農旅融合發展的實證研究

王 琴 于秋月 丁可可

（1.重慶工商大學長江上游經濟研究中心 重慶 400067；2.重慶財經學院新媒體藝術學院 重慶 401320）

一、引言

在脫貧攻堅戰取得全面勝利后，2021年中央一號文件要求“接續推進脫貧地區鄉村振興”。《中華人民共和國國民經濟和社會發展第十四個五年規劃和2035年遠景目標綱要》進一強調“要優先發展農業農村，全面推進鄉村振興”。可見，實施鄉村振興戰略是我國當下“三農”工作的重心。農村產業融合擴大了農業生產可能性邊界，是我國突破農業資源環境約束、全面實施鄉村振興戰略的有力抓手和重要推動力[1]。其中，農旅融合是農村產業融合的重要途徑，不僅有利于拓寬農民增收渠道、促進農業轉型升級和保持農村繁榮穩定，也有利于不斷豐富旅游業態、拉長產業鏈條。因此，農旅融合發展已受到學界越來越多的關注。

目前，關于農業與旅游業融合發展的文獻，大致可以分為兩大類，即理論研究和實證研究。相關理論研究指出，農旅融合發展的本質是一三產業融合與城鄉互動共同作用的結果[2]，二者融合的主要路徑為技術融合和資金融合，重要路徑為市場融合和功能融合[3]，融合的具體模式有青少年農業科技科普園、農業文化遺產園分時度假、農業文化旅游創意產業園、生態養生園和休閑山水農場等五種[4]。此外，曹思婕[5]基于法律制度視角，提出亟待完善農旅融合在行政監管、土地流轉、“一套式服務”合同、家庭共有等方面的法律規制。從實證研究方面來看，已有研究主要是利用投入產出模型、VAR模型和耦合協調評價模型對農旅融合發展進行定量研究。在具體操作上，學者們主要借助熵值法、主成分分析法測算各個系統的綜合得分，借助投入產出表和協整檢驗來分析系統之間的相互作用關系。例如，劉紅等[6]建立了投入產出模型，采用RAS法編制投入產出表來研究江蘇農業與旅游業融合情況；劉廣宇等[7]通過構建VAR模型對農業總產值、旅游國內收入和旅游外匯收入這三個變量進行動態分析；黃芳[8]則運用由主成分分析法與熵值法構成的組合法對指標進行賦權，然后引入改進后的TOPSIS法計算河南省農旅融合耦合協調度等。同時，由于鄉村旅游是農旅融合發展的重要形式，故有學者選擇鄉村旅游作為具體研究對象，利用計量經濟學模型和地理信息系統空間分析法，探討其空間分異特征與影響因素[9-10]。

本文對相關文獻進行了梳理并發現，以往的研究主要集中在定性分析層面，定量研究較少且主要是評價農旅融合發展程度，這為本文的研究提供了一定借鑒。然而，很多學者僅從某個特定地區出發來探討農業與旅游業的融合問題，而且往往忽略了農業與旅游業之間可能存在的內生關系。基于此，本文以全國31個省份為研究對象，將農業與旅游業都視為內生變量，構建PVAR模型系統分析二者之間的互動關系，在此基礎上，運用耦合協調評價模型分析農業與旅游業之間的內在作用強度，并探究二者動態融合發展過程中呈現的共性特征與差異性特征，以期為我國農旅融合發展提供有益參考。

二、實證研究設計

（一） 變量選擇與數據來源

一般而言，學者們在衡量旅游業發展水平時主要選擇旅游總收入、旅游總人數和旅游A級景區數量等指標，而衡量農業發展水平時主要選用農林牧漁業總產值、農林牧漁業增加值和農業生產效率等指標。基于數據的可獲得性和可比較性，本文在衡量農業發展水平時選取農林牧漁業總產值來表示，衡量旅游業發展水平時選取國內旅游收入和國際旅游收入來表示。本文的相關數據主要來源于《（1998—2020）中國統計年鑒》、《（1998—2020）中國旅游統計年鑒》，個別缺失值用線性趨勢法進行替換。

需要說明的是，統計年鑒中的旅游收入、農林牧漁業總產值均為名義值。為剔除物價因素和人口因素的影響以更真實地反映產業發展水平，本文首先利用居民消費價格指數求出國內旅游收入、國際旅游收入的實際值，利用農林牧漁實際增長指數求出農林牧漁業總產值的實際值，轉換過程中均以1997年作為基期；其次用計算出的實際值除以常住總人口得到人均實際值，分別記為TAR（人均農林牧漁業總產值）、DTD（人均國內旅游收入）和DID（人均國際旅游收入）。各個變量的描述性統計如表1所示。

表1 變量的描述性統計

（二） 面板數據PVAR模型設置

考慮到變量可能存在的內生性，本文擬采用PVAR模型，這一模型更具科學性和合理性，且可以彌補數據長度的不足①。面板數據（含截面）往往存在異方差，參照計量經濟學理論，本文對面板數據取自然對數，即將TAR、DTD和DID轉化為lnTAR、lnDTD和lnDID。據此，本文建立的農業與旅游業發展的PVAR模型為：

式（1）至式（3）中，i=1，2，…，N，代表各個省份；t=1，2，…，T，代表年份； ρ和 ε分別代表滯后項數和隨機擾動項。在利用模型進行估算前，本文采用Helmert以剔除個體效應，確保變換后的變量與滯后解釋變量之間具有正交性。

（三） 耦合協調評價模型設置

本文借鑒王麗芳[11]的相關文獻，通過設置耦合協調評價模型來判斷產業之間的融合發展水平，具體模型構建如下：

第一，耦合度計算。結合徐海峰等[12]的研究成果，本文構建農業與旅游業相互作用的耦合度模型如下:

在公式中，C表示農業與旅游業的耦合度，C的數值大小可以直觀反映農業和旅游業系統之間的耦合程度。C的取值范圍是[0，1]，C的數值越趨近于1，表明農業與旅游業的相互影響作用越強，反之則越弱。公式中Uk（k＝1,2,3）是指系統k的發展評價指數，用經過無量綱化處理后的值表示。

第二，耦合協調度計算。為了更加準確地反映和評價系統間的耦合協調水平，本文進一步構建農業與旅游業的耦合協調度模型如下：

式中，D為農業與旅游業耦合協調度；T為農業與旅游業的綜合評價指數；α、 β、 λ為待定系數，分別表示各系統對系統間耦合作用的貢獻程度。本文根據耦合協調度劃分耦合協調發展類型，結果如表2所示。

表2 耦合協調度等級劃分標準

三、農業與旅游業面板自回歸模型分析

農業與旅游業的內在關系會因區域的異質性而表現出差異性。依據中國統計年鑒，本文將我國31個省份劃分為東部、中部和西部三大區域，其中，東部包括11個省份②，中部包括8個省份③，西部包括12個省份④。

（一） 平穩性檢驗與協整檢驗

為保證各變量的平穩性，本文采用IPS（異質單位根檢驗）和LLC（同質單位根檢驗）方法對每個變量做面板單位根檢驗。若兩者結論不同，則視變量為非平穩，差分后繼續檢驗，直至變量平穩。檢驗結果如表3所示。

表3 變量平穩性檢驗結果

表3結果顯示，變量lnTAR和lnDID在全國層面、中部層面、西部層面相應兩種檢驗方法下均不拒絕“存在單位根”的原假設，在東部層面相應兩種檢驗方法下只有一個拒絕“存在單位根”的原假設，不滿足平穩性；變量lnDTD在中部層面、西部層面相應兩種檢驗方法下均不拒絕“存在單位根”的原假設，在全國層面、東部層面相應兩種檢驗方法下只有一個拒絕“存在單位根”的原假設，也不滿足平穩性。但對lnTAR、lnDTD和lnDID這三個變量進行一階差分后，在全國及東中西層面相應兩種檢驗方法上全部拒絕“存在單位根”的原假設，故所有變量均為一階單整序列。

為了驗證lnTAR、lnDTD和lnDID這三個變量是否存在長期穩定均衡的關系，需要進一步進行面板協整檢驗。面板協整檢驗有三種方法，即 Pedroni(Engle-Granger based)、Kao(Engle-Granger based)和 Fisher(combined Johansen)，由于Fisher檢驗要求單個截面內時間序列足夠長，本文根據面板數據特征，最終選擇用Kao和Pedroni⑤檢驗分析變量之間的協整關系。此外，全國及東中西層面相應的兩種面板協整檢驗結果全部接受“所有變量存在協整關系”的備擇假設，即lnTAR、lnDTD和lnDID這三個變量存在長期穩定均衡關系。

（二） 格蘭杰因果檢驗

首先，本文運用AIC、BIC和HQIC準則確定PVAR模型的最佳滯后階數，以確定模型的時滯性。結果顯示，全國的最佳滯后階數為2，東部、中部和西部的最佳滯后階數均為2。

其次，對PVAR模型進行Granger因果檢驗，結果如表4所示。從全國層面看，lnTAR與lnDTD之間存在雙向的格蘭杰因果關系，這意味著農業和國內旅游業的融合發展是相互促進的；從三大區域看，除了西部地區，東部和中部地區的農業與國內旅游業、農業與國際旅游業的融合發展也是相互促進的。另外，lnDID與lnTAR之間、lnDTD與lnDID之間，并不存在顯著的格蘭杰因果關系。

表4 (續)

表4 Granger因果檢驗檢驗結果

（三） 脈沖響應分析

在面板自回歸模型中，脈沖響應揭示變量之間的長期動態作用過程。本文在基期分別將農業、國內旅游業和國際旅游業設置為1個單位的脈沖，考察期限設置為10年，通過觀察各變量對沖擊的動態反映，具體分析沖擊對其產生的影響。結果顯示，全國和東部地區農業與旅游業的響應不顯著，下文重點分析中部地區和西部地區的脈沖響應結果。

中部地區的脈沖響應結果如圖1所示。

我們從圖1中可以看出如下三點。第一，面對國內旅游業的一個正交化信息，農業在當期無明顯響應，從第1期開始產生負向響應并持續下降到第6期，之后基本趨于平穩，累計響應為負，表明國內旅游業對農業存在負向影響；國際旅游業在當期響應為正，然后持續下降到第3期，之后基本趨于平穩，累計響應為正，表明國內旅游業對國際旅游業存在正向影響。第二，面對國際旅游業的一個正交化信息，農業在前2期無明顯響應，從第3期開始產生正向響應并持續上升到第10期，累計響應為正，表明國際旅游業對農業存在正向影響；國內旅游業在前3期無明顯響應，從第4期開始產生正向響應并持續上升到第10期，累計響應為正，表明國際旅游業對國內旅游業也存在正向影響。第三，面對農業的一個正交化信息，國內旅游業在當期響應為正并持續上升到第4期，然后經過短暫平穩后又出現下降，累計響應為正，表明農業對國內旅游業存在正向影響；國際旅游業在前2期無明顯響應，從第3期開始產生正向響應并同時達到最高響應強度，然后經過短暫下降后趨于平穩，累計響應為正，表明農業對國際旅游業也存在正向影響。

西部地區的脈沖響應結果如圖2所示。

我們從圖2中可以看出如下三點。第一，面對國內旅游業的一個正交化信息，農業在當期無明顯響應，從第1期開始產生負向響應并持續下降到第5期，之后基本趨于平穩，累計響應為負，表明國內旅游業對農業存在負向影響；國際旅游業在當期響應為正并同時達到最高響應強度，之后持續下降，到第10期已趨近于零，累計響應為正，表明國內旅游業對國際旅游業存在正向影響。第二，面對國際旅游業的一個正交化信息，農業在當期無明顯響應，從第1期開始產生負向響應并持續下降到第10期，累計響應為負，表明國際旅游業對農業存在正向影響；國內旅游業在當期無明顯響應，從第1期開始產生負向響應并持續下降到第10期，累計響應為正，表明國際旅游業對國內旅游業存在負向影響。第三，面對農業的一個正交化信息，國內旅游業在當期響應為正并持續上升到第3期，然后經過短暫平穩后又出現下降，累計響應為正，表明農業對國內旅游業存在正向影響；國際旅游業在當期響應為正，然后經過短暫平穩后又持續上升到第5期，之后基本趨于平穩，累計響應為正，表明農業對國際旅游業也存在正向影響。

（四） 方差分解評價

在面板自回歸模型中，方差分解評價每一個沖擊對內生變量變化的貢獻度，本文可用來進一步解釋農業、國內旅游業和國際旅游業的相互作用程度。本文的方差分解結果如表5所示。

表5 變量預測誤差的方差分解

從全國層面來看，在對農業誤差項的分解中，國內旅游業的貢獻率處在0～6.2%區間，第1期和第2期都為最小值，從第3期開始逐漸上升，到第10期達到最大值。國際旅游業的貢獻率處在0～64.6%區間，從第1期開始逐漸上升，到第六期出現拐點，達到57.8%，開始超過農業自身作用的貢獻率。在對國內旅游業誤差項的分解中，農業的貢獻率處在27.9%～67.4%區間，從第1期到第10期逐漸下降。國際旅游業的貢獻率處在0～64.4%區間，從第1期開始逐漸上升，到第6期出現拐點，達到50.8%，開始超過國內旅游業自身作用的貢獻率。在對國際旅游業誤差項的分解中，農業的貢獻率處在37.3%～50.3%區間，從第1期到第10期逐漸下降。國內旅游業的貢獻率處在0～27.6%區間，呈先升后降的趨勢，從第1期開始上升，到第8期達到最大值，隨后又下降。

從東部地區來看，在對農業誤差項的分解中，國內旅游業的貢獻率處在0～5.7%區間，呈先升后降的趨勢，從第1期開始上升，到第8期達到最大值，隨之又下降。國際旅游業的貢獻率處在0～68.3%，從第1期開始逐漸上升，到第8期出現拐點，達到49.2%，開始超過農業自身作用的貢獻率。在對國內旅游業誤差項的分解中，農業的貢獻率處在0.5%～10.6%區間，呈先降后升的趨勢，在第2期為最小值，到第10期達到最大值。國際旅游業的貢獻率處在0～68.5%區間，從第1期開始逐漸上升，到第8期出現拐點，達到59.4%，開始超過國內旅游業自身作用的貢獻率。在對國際旅游業誤差項的分解中，農業的貢獻率處在0～10.1%區間，且呈逐漸上升的態勢，在第1期為最小值，到第10期達到最大值。國內旅游業的貢獻率處在6.8%～24.3%區間，在第1期達到最大值，在第10期為最小值。

從中部地區來看，在對農業誤差項的分解中，國內旅游業的貢獻率處在0～21.8%區間，從第1期開始逐漸上升，到第10期達到最大值。國際旅游業的貢獻率處在0～9.9%，也從第1期開始逐漸上升，到第10期達到最大值。在對國內旅游業誤差項的分解中，農業的貢獻率處在34.4%～75.3%區間，呈先升后降的趨勢，從第1期開始上升，到第8期達到最大值，隨后又下降。國際旅游業的貢獻率處在0～12.4%區間，從第1期開始逐漸上升，到第10期達到最大值。在對國際旅游業誤差項的分解中，農業的貢獻率處在3.6%～18.6%區間，從第1期開始上升，到第10期達到最大值。國內旅游業的貢獻率處在7.5%～14.9%區間，呈先升后降的趨勢，在第2期達到最大值，隨后又下降。

從西部地區來看，在對農業誤差項的分解中，國內旅游業的貢獻率處在0～1.9%區間，第1期和第2期都為最小值，從第3期開始逐漸上升，到第10期達到最大值。國際旅游業的貢獻率處在0～53.1%區間，從第1期開始上升，到第10期達到最大值，同時也超過農業自身作用的貢獻率。在對國內旅游業誤差項的分解中，農業的貢獻率處在18.8%～28.8%區間，呈先升后降的趨勢，從第1期開始上升，到第4期達到最大值，隨后又下降。國際旅游業的貢獻率處在0～79.7%區間，從第1期開始上升，到第6期出現拐點，達到49.1%，開始超過國內旅游業自身作用的貢獻率。在對國際旅游業誤差項的分解中，農業的貢獻率處在0.5%～14.3%區間，從第1期開始逐漸上升，到第10期達到最大值。國內旅游業的貢獻率處在11.8%～19.4%區間，呈先降后升的趨勢，從第1期開始逐漸下降，到第8期達到最小值，隨后又上升。

上述實證檢驗結果證明我國農業和旅游業融合發展是相互促進的。那么，國內旅游業、國際旅游業與農業的內在促進作用強度以及三個系統之間的融合發展水平如何？本文將借鑒耦合協調評價模型，對三個系統之間的融合發展情況進行實證分析。

四、農業與旅游業耦合協調發展分析

（一） 耦合協調度測算

依據前文論述的耦合協調性模型，本文首先采用MATABL軟件對農業、國內旅游和國際旅游數據進行標準化處理，分別表示為農業發展評價指數Uc、國內旅游業發展評價指數Ud和國際旅游業評價指數Ui；然后，采用耦合度模型，測算全國和東中西地區三系統耦合度Ccdi，以及兩系統耦合度Ccd、Cci與Cdi；最后，在全國和東中西地區各產業發展指數與耦合度測算基礎上，測算得到三系統耦合協調度Dcdi及兩系統耦合協調度 Dcd、Dci和 Ddi（見表6 和表7）。

表6 (續)

表6 1997—2019年全國和東部地區農業與旅游業融合發展的耦合協調度水平

表7 1997—2019年中部和西部地區農業與旅游業融合發展的耦合協調度水平

（二） 耦合協調度測算結果分析

從表6、表7可知，在全國和東中西地區，兩系統耦合協調度Dcd、Dci和 Ddi以及三系統耦合協調度Dcdi都呈上升發展態勢，但是耦合協調類型轉變存在一定的地區差異。

具體來看，第一，全國和東中西地區農業與國內旅游業耦合協調度均呈穩定上升態勢，耦合協調度分別處在0.2058～0.4681、0.2786～0.5766、0.1897～0.4789和0.1826～0.5140區間。從耦合協調類型來看，全國和東中西地區依次實現了從中度失調到瀕臨失調、從中度失調到勉強協調、從嚴重失調到瀕臨失調、從嚴重失調到勉強協調的轉變。第二，全國和東中西地區農業與國際旅游業耦合協調度均呈穩定上升態勢，耦合協調度分別處在0.1758～0.3307、0.2204～0.4330、0.1814～0.3406、0.1737～0.2391區間。從耦合協調類型來看，全國和東中西地區依次實現了從嚴重失調到輕度失調、從中度失調到瀕臨失調、從嚴重失調到輕度失調、從嚴重失調到中度失調的轉變。第三，全國和東中西地區國內旅游業與國際旅游業耦合協調度均呈穩定上升態勢，耦合協調度分別處在0.1162～0.3318、0.1521～0.4428、0.1138～0.3257、0.1079～0.2508區間。從耦合協調類型來看，全國和東中西地區依次實現了從嚴重失調到輕度失調、從嚴重失調到瀕臨失調、從嚴重失調到輕度失調、從嚴重失調到中度失調的轉變。第四，全國和東中西地區農業、國內旅游業與國際旅游業耦合協調度均呈穩定上升態勢，耦合協調度分別處在0.2165～0.4414、0.2857～0.5479、0.2077～0.4533、0.2003～0.4677區間。從耦合協調類型來看，全國和東中西地區依次實現了從中度失調到瀕臨失調、從中度失調到勉強協調、從中度失調到瀕臨失調、從中度失調到瀕臨失調的轉變。

另外，本文對東中西部地區兩系統平均耦合協調度和三系統平均耦合協調度進行了比較分析（如圖3所示），從中發現，無論是兩系統耦合協調度Dcd、Dci和 Ddi，還是三系統耦合協調度Dcdi，都呈現東部高于中部、中部高于西部的階梯遞減趨勢。但是從三系統耦合協調度平均增長率來看，東中西部地區依次為3.01%、3.61%和3.93%，表明相對于東部地區，中西部地區耦合協調度的增長潛力相對較大。研究過程中筆者還發現，東中西部地區兩系統耦合協調度平均增長率和東中西部地區三系統耦合協調度平均增長率情況一致，只是由于篇幅所限，在此略過具體論證過程。更進一步的分析顯示，相對于中西部地區，東部地區農業發展水平和旅游業發展水平較高，而且農業與旅游業之間具有強烈的影響關系，故兩者能夠在相對較高水平上實現耦合協調作用。與此同時，盡管中西部地區農業發展速度較快，但由于旅游業發展相對緩慢，在一定程度上會削弱旅游業對農業的支撐作用，從而給兩者的協調發展造成了擠出效應。

五、結論及建議

本文基于我國31個省份的農業與旅游業統計數據，構建面板自回歸模型，討論農業和旅游業彼此間的作用關系，在此基礎上，運用耦合協調評價模型，進一步探討二者之間的內在作用強度，并歸納出耦合協調發展類型，主要得到以下結論：第一，從三系統發展水平來看，東中部地區農業發展水平和國際旅游業發展水平都較西部地區高，但是東中部地區農業發展和國際旅游業發展的不平衡狀況比西部地區嚴重；中西部地區國內旅游業發展水平較東部地區偏低，但是中西部地區國內旅游業發展不平衡狀況比東部地區略好。第二，從PVAR模型分析結果來看，農業、國內旅游業與國際旅游業之間存在穩定均衡關系，但是三系統的聯動效應存在區域差異。即，東部和中部地區農業與國內旅游業、農業與國際旅游業是雙向促進，國內旅游業與國際旅游業的雙向促進不顯著，而西部地區則表現為農業單向促進國內旅游業。第三，從系統耦合協調度分析來看，無論是兩系統耦合協調度Dcd、Dci和Ddi，還是三系統耦合協調度Dcdi，東中部地區都呈上升發展態勢，而且系統耦合協調度都表現為典型的階梯式分布特征，既東部高于中部、中部高于西部，但是系統耦合協調度平均增長率表現為由西向東逐漸降低的態勢。

基于以上結論，本文提出如下政策建議：第一，在理念上重視農業與旅游業相互作用的戰略關系。農旅融合是農村產業融合的重要組成部分，相關主體尤其是政府要充分認識到兩者之間的緊密聯系尤其是促進關系，高度重視農業與旅游業的協同發展。第二，在政策上加大對農旅融合發展的支持力度。要實現旅游業與農業的進一步融合發展，政府需出臺一系列鼓勵和促進旅游業與農業融合發展的配套措施及實施細則，為旅游業與農業的融合發展創造有利環境并提供有力支撐。第三，從實際出發，對農業與旅游業融合發展政策實施因地制宜的動態調整。在政策的具體實施過程 ，要充分考慮我國農業與旅游業融合發展存在的顯著區域異質性，實施動態化、精細化和差異化的農旅融合戰略，讓農旅融合發展成為促進區域鄉村振興的有效工具。

注釋

① 只要滿足T≥p＋3，就可以進行參數估計，只要滿足T≥2p＋2，就可以對穩態的滯后項參數進行估計，其中T為時間長度，p為滯后階數。

② 東部11個省份是指北京、天津、河北、遼寧、上海、江蘇、浙江、福建、山東、廣東和海南。

③ 中部8個省份是指山西、吉林、黑龍江、安徽、江西、河南、湖北和湖南。

④ 西部12個省份是指內蒙古、廣西、重慶、四川、貴州、云南、西藏、陜西、甘肅、青海、寧夏和新疆。

⑤ 用Kao和Pedroni檢驗的原假設是變量間不存在協整關系，備擇假設是所有變量存在協整關系。