基于面板数据的旅游发展与农民收入增长研究

苏伟洲，车璐，郭四代，李航

(1.西南科技大学 经济管理学院，四川 绵阳 621010；2.西南科技大学 土木工程与建筑学院，四川 绵阳 621010)

一、研究背景

为了提升农村经济社会发展水平，提高农民收入实现扶贫目标，各种扶贫政策应运而生。其中，旅游扶贫以其科学合理、效果显著而颇受关注。2019年上半年国家文化旅游部发布的乡村旅游发展报告显示，全国乡村旅游总人次同比增加10.2%，乡村旅游总收入同比增加11.7%。可以看出，乡村旅游的发展对农村经济起到了良好的提振作用，带动了当地以旅游为主的交通、餐饮、商业等多行业的显著发展，在增加农民创业就业机会的同时，也促进了区域经济迅速发展，农民收入明显提高。此外，由于我国幅员辽阔，地区之间发展不均衡，各省份之间地理条件等要素结构迥异，必然会导致旅游发展在不同地区促进农民收入增长也会存在空间分布上的差异性，因而研究以省域为主体的旅游发展与农民收入增长间的关系对于旅游扶贫、脱贫攻坚、乡村振兴战略的实现具有重要意义。

回顾和总结旅游发展促进农民收入增加的国内外相关研究文献，学者们做了较多关于旅游发展必要性、发展路径、可行性及意义影响[1-3]等方面的定性研究，对于旅游发展与农民收入增长之间关系方面的研究较少，以省域作为研究对象的更为宏观的研究角度较为缺失。旅游发展促进农民收入增长的相关研究，大体可分为两类：一类是关于旅游扶贫的[4-10]，另一类是关于通过发展乡村旅游提高农民收入的[11-14]。这两个研究主题既有区别，又有联系。“旅游扶贫”是指政府向贫困地区、贫困群体给予倾斜性旅游投入，使其通过发展旅游而脱贫致富，此类相关研究属于扶贫政策研究。而对“发展旅游促进农民收入提高”问题的研究，没有特定区域的指向性，适用的地理范围更宽广，所采用的方法不是政府倾斜投资，而是给予更加广泛的政策支持，相关研究属于解决“三农问题”的政策研究。但两者又存在着联系，因为就整个社会而言，农民属于相对贫困的一个大群体。旅游发展可以提高农民收入，是一个不争的事实，国内外都有不少关于大力发展“农业旅游”“乡村旅游”“农家乐旅游”扶贫或增加农民收入的讨论、经验介绍和政策建议的文献，许多地方政府也将其作为提高农民收入的政策和策略[15]。本研究将从多个方面来分析旅游发展与农民收入的关系。

首先，从旅游发展的经济效应来分析，通常人们将旅游发展的经济效应分为直接效应、间接效应和引致效应。农民收入的提高无疑应该归入旅游发展的直接经济效应上，因为它使旅游景点或娱乐场址附近的农民(未取得城镇户口)通过自营或参与旅游服务取得了比农业劳动更高的收入，是旅游服务产生的直接收益。此外，旅游发展的间接经济效应和引致经济效应都可能引起农民收入提高。

其次，旅游发展可能导致农业劳动产品增值，从而使农民的收入提高。旅游会导致较大规模的短期人口迁移，游客在外食宿必然改变沿途和旅游目的地的农产品供求关系，在供给相对稳定的情况下，游客的增加将会带来对农产品需求的增加，从而导致其价格相对上涨，由此使农产品增值。当然，对于国内旅游而言，旅游导致沿途和旅游目的地流动人口增加，也必然导致其发源地人口的临时减少。对于国际旅游而言，旅游导致人口在国家之间移动，如果本国国际旅游比出国旅游发展更快，将导致人口的净增长，反之则会发生人口的净减少。总之，旅游发展引起某地区的人口增减最终会影响到农民农产品的价值实现，从而影响到农民的收入。

此外，旅游发展会使各地土特产的需求增加，从而使农民的收入增加。旅客在旅游过程中，总是倾向于消费当地的土特产品，甚至购买带回馈赠其亲朋好友，这些土特产品绝大部分是农副产品或是其加工品，这就增加了对土特产品的需求，从而使农民的收入增加。

本研究拟选用反映国内旅游发展、国际旅游发展和农民收入水平的指标，采用省际面板数据，在考察旅游发展与农民收入水平提高的因果关系的基础上，建立面板回归模型，探索我国旅游发展与农民收入提高的地区差异，并据此提出相关建议。

二、指标选取与数据获取

本研究采用面板数据分析方法进行研究，除了其自身具有的许多优点之外，该方法还便于把握各省市区表现出的旅游发展与农民收入提高的差异性程度。对于指标的选取方面，借鉴学者吴忠军[16]、杨启智[17]、柯珍堂[18]、郭为[6]、张遵东[12]等的研究成果，主要从“农民收入”和“旅游发展”两个维度进行考量。

一是选用“农民人均纯收入”作为反映农民收入变化的指标。它是农村居民当年从各种收入来源所获得的总收入后，扣除获得这些收入所发生的费用后的部分，它反映了各地区农村居民收入的平均水平。其统计的对象包括持有农村户口的所有人，统计收入的范围既包括了他们从事农业劳动的收入，又包括了他们从事非农业劳动的收入。

二是选用“旅游收入”作为衡量旅游发展的指标。尽管各地区旅游收入是估算的，人们对其准确性存在种种质疑，但在可资利用的统计数据中，还是认为旅游收入是能够较全面反映旅游发展的指标。一方面，它包含了各种方式的旅游；另一方面，它包含了旅游服务的价格变化。作为一个产业发展水平的衡量指标，应该采用以货币为计量单位的指标，并将价格变化的因素包含在内。

本研究采用的“国内旅游收入”“国际旅游外汇收入”数据均来自《中国经济与社会发展统计数据库》，“农民人均纯收入”数据来自国研网《区域经济数据库》。本研究以我国31个省(自治区、直辖市)1997-2016年国内旅游收入、国际旅游外汇收入和农民人均纯收入数据为分析对象，运用Eviews8进行面板分析。为避免伪回归，首先作面板单位根检验和面板协整检验，在保证数据同阶单整，并存在协整关系的条件下进行面板因果关系检验，进而建立面板回归模型，对因果关系检验结果和回归结果进行分析讨论。为表达简洁，在研究中用“GNSR”表示“国内旅游收入”，用“WHSR”表示“国际旅游外汇收入”，用“CSR”表示“农民人均纯收入”。

三、数据分析

(一)数据平稳性检验

经检验GNSR、WHSR、CSR数据均非水平平稳，经过一阶差分后，选择有截距、有趋势项检验方程，其相同根单位根检验LLC和不同根单位根检验Fisher-ADF 两种方法的检验结果，均在0.01的显著性水平下拒绝存在单位根的原假设，表明这3个数据序列均为一阶单整序列。

(二)数据协整检验

由于GNSR、WHSR、CSR三个数据序列均为同阶单整序列，因而具备进一步作协整检验的前提条件。分别对CSR与GNSR，CSR与WHSR作协整检验。采用“Kao Residual Cointegration Test”对CSR与GNSR作协整检验，滞后长度选择1，结果为：ADF t-Statistic(7.371 197)，Prob(0.0000)，表明该两变量在0.05的显著性水平下存在协整关系。用相同方法对CSR与WHSR作协整检验，滞后长度选择1，结果为：ADF t-Statistic(7.002 450)，Prob.(0.0000)，表明该两变量在0.05的显著性水平下存在协整关系。该两项检验表明，在我国旅游发展与农民人均纯收入存在长期均衡关系，即内在联系。

(三)面板因果关系检验

在保证所分析数据同阶单整，并存在协整关系的前提下，我们接着作面板因果关系检验，结果如表1所示。

表1 面板因果关系检验结果

由表1可见，各省市区普遍存在着旅游发展引起农民人均纯收入提高的因果关系。在31个省市区中，有22个省市区表现出国内旅游发展引起农民收入提高的显著因果关系，12个省市区表现出国际旅游发展引起农民收入提高的显著因果关系。这说明上文所作的推断是正确的，即旅游发展具有促进农民收入提高的效应。同时，由表1可知，农民收入提高对于旅游发展具有反作用。在31个省市区中，有16个省市区表现出由农民收入提高带来国内旅游发展的显著因果关系，有23个省市区表现出由农民收入提高带来国际旅游发展的显著因果关系。由这些因果关系检验结果可以看出，旅游发展提高了农民的收入水平，而农民手中有钱以后又用于投资，改善了旅游服务条件，促进了旅游的进一步发展。从较多的省市区表现出由国内旅游发展到农民收入提高的显著因果关系，以及较多的省市区表现出农民收入提高到国际旅游发展的显著因果关系来看，似乎存在农民由国内旅游发展提高了收入，有了积累以后，又用于改善国际旅游服务的条件，促进了国际旅游的发展。从表1给出的检验到因果关系的滞后长度可以发现，由旅游发展到农民收入提高因果关系的时滞普遍较短，由农民收入提高到旅游发展因果关系的时滞普遍较长，支撑着“旅游发展→农民收入提高→积累→再投资→旅游进一步发展”这一理论。

需要说明的是，在表1中标记为“N”的，不代表“不存在因果关系”，只是因为在面板格兰杰因果关系检验中，未能在0.1的显著性水平下，拒绝“不存在因果关系”原假设，即在统计上因果关系不显著。在实际检验中，其伴随概率值许多仅略大于0.1，如果放宽显著性标准，也是能够拒绝“不存在因果关系”的原假设的。

(四)面板数据回归

从上面的分析可见，我国旅游发展与农民收入提高存在双向因果关系，旅游发展的确提高了农民的收入，但不同省市区表现的强度不相同。为了能够从数量关系上全面概括我国旅游发展促进农民收入提高的整体情况，接下来对各省市区旅游发展与农民人均纯收入数据做面板回归。为了分别考察国内与国际旅游发展对提高农民收入的效果，我们分别设定如下两个方程：

CSRit=αit+GNSRit+εit

(1)

CSRit=αit+WHSRit+εit

(2)

然后对模型的设定形式和效应进行检验。分别对拟建模型的数据进行变系数模型、变截距模型和混合模型回归，取得其残差平方和S1，S2，S3，进一步计算如下两个F统计量，并作假设检验：

检验结果表明，固定效应变系数模型是较为适合的模型形式。因此，选择固定效应变系数模型对方程(1)和(2)进行回归。

对方程(1)回归的结果为：R2=0.978 295；F=320.6854(P：0.000 000)；Durbin-Watson stat=1.644 028。可见，模型拟合效果相当好。所估计参数及其显著性检验的结果见表2。

表2 各省市区农民人均纯收入对于国内旅游收入的回归方程

由表2可见，各省市区回归方程的估计参数都非常显著，均可在0.0001的显著性水平下通过t检验。

对方程(2)回归的结果为：R2=0.951 214；F=138.7220(P：0.000 000)；Durbin-Watson stat=1.139 188。可见，模型拟合也非常好。所估计参数及其显著性检验的结果如表3所示。

由表3可见，各省市区回归方程的估计参数都非常显著，均可在0.01的显著性水平下通过t检验。

从理论上讲，回归方程的常数项表明解释变量引起被解释变量变化的基础强度水平，解释变量的系数大小表明被解释变量对于解释变量变化的敏感性(弹性系数)。表2所有方程的常数项和解释变量(国内旅游收入)的系数均为正值，表明各省市区国内旅游发展都促进了农民收入提高。但这些方程常数项和解释变量系数值的大小不同，表明各省市区旅游发展促进农民收入提高的基础水平不同，以及农民收入提高对于旅游发展的敏感性不同。从表3可见，除甘肃省外，其余各省市区国际旅游收入的系数均为正值，以及除北京市外其余各省市区回归方程的常数项均为正值，表明各省市区国际旅游发展普遍促进了农民收入提高。

表3 各省市区农民人均纯收入对于国际旅游收入的回归方程

四、结论与建议

本研究基于1997-2016年我国31个省市区的面板数据，运用Eviews8进行面板分析，对旅游发展与农民收入提高的因果关系进行了探讨与研究。研究结果表明：各省市区的国内旅游发展对农民收入的提高具有促进作用，同时其促进的程度也因省各异；除个别省市区外，其他各省市区的国际旅游发展普遍促进了农民收入的提高；此外，由面板因果关系检验结果可知，农民收入的提高对于国内外旅游的发展具有反作用。由于各省市区旅游发展的特殊性，对于每一省市区的方程，需要结合其具体情况解读，不宜作统一的具体解读，以及由于旅游收入数据的粗略性，不宜对方程作精确的解读。尽管如此，根据面板因果关系检验和面板数据回归的结果，至少可以得出这样的结论：旅游发展与农民收入提高存在双向互动效应，旅游发展具有促进农民收入提高的效果。根据上述研究，如何保障旅游经济的持续发展、提高区域旅游经济增长的质量，实现农民收入的增加，并实现不同区域之间旅游经济的协调、健康发展，成为当前中国旅游发展促进农民收入增长的关键所在[19]。据此，本研究认为政府应鼓励发展休闲农业与乡村旅游，将农业、农产品加工业和农村服务业融合，形成一种新型农业产业形态，与此同时，还要依托地方特色产业、特色文化、特色地域等优势带动旅游发展，促进农民增收。此外，做大做强旅游产业，充分发挥旅游产业的带动效应，催生相关产业的快速发展，对提高农民收入也具有极大的潜在促进作用。

综上所述，大力推动旅游发展将有利于形成一个“旅游发展—农民增收—旅游发展”的良性生态循环，这不但能促进“三农问题”的解决，更是对我国实施乡村振兴战略，促进农村经济的健康发展和社会稳定具有重要意义。