敦煌市旅游业发展与居民收入的动态关系研究

刘 锐,纪丽岩,杨仲元,刘亚峰

(1.巢湖学院 旅游管理学院,安徽 合肥 238000;2.辽宁科技学院 生物医药与化学工程学院,辽宁 本溪 117004)

提高居民收入,缩小城乡居民收入差距,对于扩大内需、提高居民生活质量、建设和谐社会、促进经济可持续发展和全面建成小康社会具有重要意义,学界长期致力于探索提高居民收入、缩小城乡居民收入差距的途径[1]。旅游产业作为国民经济的支柱产业,因具有综合性强、关联度广、开放度高、带动性大等特征而被认为是促进经济增长和减贫增收的有效工具,其中,区域旅游发展与居民收入的关系问题是区域旅游经济研究的焦点之一[2]。在理论上,旅游业发展与城乡居民收入水平存在较为复杂的关系[3]。对于旅游业发展与居民收入之间的关系,国内外学者的认识并不统一。学者Duffy等通过实证研究验证了发展旅游业可以吸纳农村剩余劳动力和显著增加农民收入[4];Fleischer A等认为,发展旅游业对农村地区经济发展的带动作用滞后性明显,往往只有个别村庄受益,对整个农村地区的影响有限,且对农户增收的影响远低于预期[5]。国内学者通过实证研究发现,发展旅游业会直接或间接地增加农民收入,但受农民素质、资金等因素影响, 农民参与旅游发展程度不一样,因此,只有部分农民能够享有旅游发展收益, 大部分农民难以获取旅游业快速发展的长期利益[6-8]; 旅游业发展能够促进居民收入的增长,但旅游业发展促进城镇居民收入增长的速度要快于农村居民的收入增长速度[9];旅游发展与居民收入的互动效应表现为旅游发展仅对城镇居民收入具有显著影响,而对农村居民无显著影响[2];旅游消费与居民收入存在长期的均衡关系[10];欠发达地区旅游经济效应水平差异的主要影响因素为空间地理环境、产权体制和开发模式[11]。可见,目前国内外学者关于旅游业发展与居民收入的关系研究,在研究方法上多以统计数据和问卷数据为主,数据的融合使用不足;在研究视角上侧重于旅游业发展对居民收入的单向影响,对考虑群体差异的两者间双向互动关系的影响少有研究。

敦煌地处甘肃、青海、新疆三省(区)交汇处,位于河西走廊的最西端,是典型的旅游城市,区域内拥有丰富的历史遗迹和历史人文景观。目前,敦煌已初步形成了莫高窟、鸣沙山·月牙泉、渥洼地绿洲、玉门关、雅丹国家地质公园等五大旅游景区和“石窟艺术”、“古关古城”、“大漠奇观”三大旅游品牌,旅游基础设施日臻完善,建设世界旅游精品已被定为敦煌未来发展的战略目标。目前,旅游业已经成为敦煌市首位产业,对城市经济增长和居民收入提升势必产生重要影响。但近年来,敦煌市居民收入水平仍然不高,2000-2019年敦煌市农民人均收入年增长率为9.91%,而城镇居民人均可支配收入年均增长率为10.50%。因此,分析敦煌市旅游业发展与居民收入关系具有典型的代表性。文章基于向量自回归(VAR)模型,运用协整检验、格兰杰因果检验和方差分解等计量方法,对敦煌市2000-2019年旅游业发展与居民收入的动态关系进行了分析,以期为其他旅游城市以及敦煌未来旅游业健康发展提供参考与借鉴。

1 研究方法与指标选择

1.1 研究方法

向量自回归(VAR)模型是用来分析系统中各变量间和随机扰动项对多变量自回归系统的动态影响的有力工具[12]。在构建VAR基础上运用脉冲响应函数及方差分解方法进行解析,可以更好预测和考察在给定单位变化条件下各变量系统内相互影响的综合动态反应,文中不考虑外生变量的影响,模型具体形式为:

(1)

式中,yt是K维内生变量向量;c为常数项;p是滞后阶数;Ai是待估系数矩阵;εt是K维扰动向量;εt与yt-i不相关。

1.2 指标选取与数据来源

旅游收入是衡量区域旅游业发展程度和旅游经济效益的重要指标之一,文中将旅游业发展用人均旅游收入来表示。考虑到数据的可得性及各变量时间序列连续性的需要,本文使用的敦煌市旅游发展与居民收入数据涵盖了2000年至2019年,所有变量包括人均旅游收入(RTI)(元/人),城镇居民人均可支配收入(RUI)(元/人),农村居民人均纯收入(RRI)(元/人),其中,人均旅游收入用旅游总收入与旅游者总人数的比值表示,反映每个旅游者给旅游地所带来的旅游经济效益。旅游总收入与旅游者人数数据来源于2001-2020年敦煌市统计年鉴,城镇居民人均可支配收入和农村居民人均纯收入数据来源于2001-2020年甘肃省统计年鉴。由于数据的对数变换能够消除可能存在的异方差影响,同时可以不改变原变量的协整关系并且能使其趋于线性化。因此,文中对变量人均旅游收入、城镇居民人均可支配收入和农村居民人均纯收入进行自然对数变换,分别记为LNRTI、LNRUI、LNRRI。

2 敦煌旅游业发展与居民收入动态关系分析

文章主要基于VAR模型来分析敦煌市人均旅游收入、城镇居民人均可支配收入和农村居民人均纯收入之间的长期均衡作用机制。首先,对时间序列进行平稳性检验;其次,运用Johanson协整检验分析三者之间的长期关系;最后,运用格兰杰因果检验和方差分解定量分析三者之间的关系。利用EViews 7.0软件来实现模型构建。

2.1 序列平稳性ADF检验

在运用协整理论进行时间序列分析之前,首先要对两组数据进行单位根检验,检验序列的平稳性,是确保其符合协整检验的前提[13]。文中采取较为常用的ADF检验方法对人均旅游收入、城镇居民人均可支配收入与农村居民人均纯收入三个变量的平稳性进行考察,即判断是否同阶单整。检验结果见表1。由表1可知,LNRTI、LNRUI、LNRRI原序列变量没有通过5%的显著水平检验,三个原序列是非平稳时间序列,均包含单位根;一阶差分序列中,LNRTI、LNRUI、LNRRI原序列变量的ADF统计值小于5%显著水平上的临界值,可知一阶差分变量LNRTI、LNRUI、LNRRI均通过了平稳性检验,也就是所有变量均为一阶单整,记为I(1)。这表明人均旅游收入、城镇居民人均可支配收入与农村居民人均纯收入之间存在长期均衡关系。

2.2 Johanson协整检验

对序列进行平稳性检验之后,如果两个序列是同阶单整序列,则可以进一步进行协整检验,以分析两者是否存在长期均衡关系。协整检验方法主要包括EG两步法和Johanson检验法两种方法,其中EG两步法是适用于单变量的线性回归的残差序列检验模型,故本研究采用被广泛使用的Johanson协整检验法。Johanson检验从对象上可分为基于回归系数的检验和基于回归残差的检验,本文采用在VAR模型中利用极大似然法检验多变量之间的协整关系[13]。协整检验和格兰杰因果检验的前提是确定VAR模型的滞后阶数,因此,首先需要选择VAR模型的滞后期才能运用协整分析方法对序列进行研究。根据用赤池信息准则(AIC)和施瓦茨(SC)同时最小准则,可确定VAR模型的最佳滞后期为3(见表2),然后再对滞后期为3的VAR模型进行稳定性检验,此时VAR模型所有特征根倒数的模全部小于1,均在单位圆内,可知滞后期为3的VAR模型是稳定的,可较为充分地反映敦煌人均旅游收入、城镇居民人均可支配收入与农村居民人均纯收入三者之间的动态关系。

表2 VAR模型滞后期的检验结果

据此可以确定Johanson协整检验的滞后阶数为2。由表3的协整检验结果可知,迹统计量与λ-max统计量结果一致,均显示在5%的显著性水平下存在2个协整关系,可以判定LNRTI、LNRUI、LNRRI存在协整关系,即敦煌市人均旅游收入、城镇居民人均可支配收入与农村居民人均纯收入三者之间存在长期动态的均衡关系。

表3 变量LNRTI、LNRUI、LNRRI的协整检验结果

2.3 Granger因果关系检验

协整检验对于变量间的长期均衡关系可以很好地解释,但却无法揭示变量之间的因果关系及方向。

关于变量X是否引起变量Y的问题,帕兰杰因果检验通过将X变量的滞后变量引入到Y变量回归检验式中,通过判断X滞后项的系数是否统计显著并能够提高模型的解释能力[14]。上述协整检验结果表明敦煌人均旅游收入、城镇居民人均可支配收入与农村居民人均纯收入三者之间存在着长期均衡关系。根据协整理论,长期的协整关系表明各变量之间至少存在一个因果关系,但对于具体的因果关系需要进一步验证。文中运用格兰杰因果关系检验法对序列LNRTI、LNRUI、LNRRI进行因果关系验证,检验结果如表4所示。

表4 格兰杰因果关系检验结果

由表4可知,敦煌人均旅游收入、城镇居民人均可支配收入与农村居民人均纯收入三者两两之间均不存在互为因果关系,仅存在单向因果关系。人均旅游收入是农村居民人均纯收入的格兰杰原因,城镇居民人均可支配收入是农村居民人均纯收入的格兰杰原因,城镇居民人均可支配收入是人均旅游收入的格兰杰原因,而反过来则不成立。值得注意的是,本研究结论与王永明等对张家界旅游发展与居民收入的互动关系研究的结论有所不同[2]。

2.4 脉冲响应函数分析

脉冲响应函数描述的是在随机误差项上施加一个标准差大小的冲击后对内生变量的当期值和未来值所产生的动态影响,反映一个内生变量对残差冲击的响应[15]。文章分析了LNRTI、LNRUI、LNRRI三个变量的脉冲响应。脉冲响应图显示滞后期20年左右开始曲线趋于平稳,因此滞后期设为20年。三个变量的脉冲响应分析如下:

(1)LNRRI的脉冲响应。LNRRI对来自自身的冲击响应在第1期达到最大响应值0.021,之后迅速衰减,第9期之后趋于平稳,总体形状表明LNRRI对自身呈现明显的正响应;LNRRI对来自LNRTI的冲击响应在第1期至第3期迅速上升,第4期至第7期小幅增长,第9期以后趋于平稳,总体形状表明LNRRI对LNRTI呈现明显的正响应,说明敦煌旅游业发展能够显著增加农村居民人均纯收入;LNRRI对来自LNRUI的冲击响应在第1期至第6期迅速上升,第7期之后呈现平缓的趋势,总体形状表明LNRRI对LNRUI呈现明显的正响应,说明敦煌城镇居民人均可支配收入的增加能够显著提高农村居民人均纯收入。

(2)LNRTI的脉冲响应。LNRTI对来自自身的冲击响应在第1期即达到最大响应值0.128,之后迅速衰减,在滞后第3期落至谷底达到-0.003,之后又迅速上升至第5期,第6期至第10期趋于平缓下降,第11期之后趋于平稳,总体形状表明LNRTI对自身呈现明显的正响应;LNRTI对来自LNRUI的冲击响应在第1期至第3期迅速上升,第4期至第5期又快速下降,第6期至第9期缓慢下降,第10期之后趋于平稳,总体形状表明LNRTI对LNRUI呈现明显的正响应,说明敦煌城镇居民人均可支配收入水平的提高能够显著促进旅游业发展;LNRTI对来自LNRRI的冲击响应在第1期为最低响应值-0.066,第2期上升至-0.022,第3期至第4期出现下降,第5期至第7期又缓慢上升,第8期之后趋于平稳,总体形状表明LNRTI对LNRRI呈现出负响应,说明敦煌农村居民人均纯收入增加对旅游业发展具有一定抑制作用,这种影响随着时间的变化趋于减弱。

(3)LNRUI的脉冲响应。LNRUI对来自自身的冲击响应在第2期达到最大响应值0.072,第3期至第4期逐渐下降,第5期至第6期缓慢上升,第7期之后逐渐趋于平缓,总体形状表明LNRUI对自身呈现明显的正响应;LNRUI对来自LNRTI的冲击响应在第1期至第3期迅速上升至最大响应值0.054,第4期至第5期又快速下降,第6期至第7期出现小幅度上升,第8期之后趋于平稳,总体形状表明LNRUI对LNRTI呈现明显的正响应,说明敦煌旅游业的发展能够显著增加城镇居民人均可支配收入;LNRUI对来自LNRRI的冲击响应在第1期为最大响应值-0.018,至第3期跌至最低响应值-0.046,第4期至第5期出现上升,第6期之后趋于平稳,总体形状表明LNRUI对LNRRI呈现出负响应,说明敦煌农村居民人均纯收入的增加并不能带来城镇居民人均可支配收入的增加。

2.5 方差分解

方差分解是将系统的预测均方误差分解成系统中各变量冲击所做的贡献,计算出各变量冲击的重要程度,即变量的贡献占总贡献比例的大小。方差分解结果分析如下:

(1)LNRRI与LNRTI的方差分解结果。在LNRRI的方差分解中,LNRTI对LNRRI的冲击在第1期无影响,在第2～5期呈快速增长期,达到70.472 28%,此后为缓慢增长期,最终达到最大值80.384 85%,说明旅游业发展在短期能够迅速促进农村居民人均纯收入的增加,长期对农村居民人均收入也存在持续影响;在LNRTI的方差分解中,LNRRI对LNRTI的冲击在第1期为0.016 267%,之后逐期上升,在第20期达到最大值,为13.638 69%,可见,农村居民人均纯收入对旅游业发展虽然有长期影响,但影响作用较小。

(2)LNRRI与LNRUI的方差分解结果。在LNRRI的方差分解中,LNRUI对LNRRI的冲击在第1期无影响,在第2～7期呈快速增长期,达到87.518 83%,此后为缓慢增长期,最终达到最大值95.408 77%,说明城镇居民人均可支配收入在短期和长期均能有效地影响敦煌农村居民人均纯收入;在LNRUI的方差分解中,LNRRI对LNRUI的冲击在第1期为3.003 850%,之后逐期上升,在第20期达到最大值,为1.785 570%,可见,农村居民人均纯收入对城镇居民人均可支配收入虽然有长期影响,但影响作用较小。

(3)LNRTI与LNRUI的方差分解结果。在LNRTI的方差分解中,LNRUI的冲击在第1期无影响,在第2～7期呈快速增长,达到36.200 86%,之后缓慢上升,在第20期达到最大值,为51.960 91%,可见,城镇居民人均可支配收入在短期和长期均能有效地影响敦煌旅游业发展;在LNRUI的方差分解中,LNRTI对LNRUI的冲击在第1期为5.834 837%,在第2-4期呈快速增长期,达29.14840%,此后为缓慢增长期,最终达到最大值35.21497%,可见,旅游业发展在短期和长期均能有效地影响敦煌城镇居民人均可支配收入,但贡献率较小,远低于其对农村居民人均纯收入的贡献。说明敦煌旅游业发展带动城镇居民人均可支配收入的贡献较小。

3 结论与建议

3.1 结论

敦煌人均旅游收入、城镇居民人均可支配收入与农村人均纯收入之间存在长期均衡关系。其两两之间均不存在互为因果关系,仅存在单向因果关系。城镇居民人均可支配收入是农村居民人均纯收入和人均旅游收入的格兰杰原因,人均旅游收入是农村居民人均纯收入的格兰杰原因,而农村居民人均纯收入和人均旅游收入却不是城镇居民人均可支配收入的格兰杰原因,农村居民人均纯收入也不是人均旅游收入增加的格兰杰原因。

脉冲响应函数分析表明,敦煌人均旅游收入水平的提高对农村居民人均纯收入和城镇居民可支配收入水平的提高均具有正向冲击效果,即随着人均旅游收入水平的提高,农村居民人均纯收入和城镇居民可支配收入水平都将有所提高;城镇居民可支配收入水平的提高对农村居民人均纯收入和人均旅游收入也是有正的持续冲击效果,即随着城镇居民可支配收入水平的提高,农村居民人均纯收入和人均旅游收入水平也将有所提高。

方差分解分析表明,人均旅游收入和城镇居民人均可支配收入在短期和长期均能有效地影响敦煌农民人均纯收入;城镇居民人均可支配收入在短期和长期均能有效地影响敦煌人均旅游收入;人均旅游收入在短期和长期也能有效地影响敦煌城镇居民人均可支配收入,但贡献率较小,远低于其对农村居民人均纯收入的贡献;农村居民人均收入对人均旅游收入和城镇居民人均可支配收入虽然有长期影响,但影响作用较小。

3.2 建议

根据上述研究结论,敦煌旅游业发展和城镇居民人均可支配收入对农村居民人均纯收入具有显著带动作用,故本文提出如下建议。

第一,整合特色资源要素,促进旅游业高质量发展。敦煌市地处西北,区位条件差但旅游资源丰富,交通是旅游发展的先导。为实现旅游业高质量发展,地方政府应在科学发展引领下,加大旅游开发支持力度,通过政策、资金和技术支持加快城市旅游交通基础设施建设,针对自驾游的普及,政府及有关部门应加快完善旅游配套设施;加快整合旅游市场营销渠道,实施精准营销战略,树立敦煌市旅游品牌,打造优质旅游形象,坚持游客需求导向,形成政府、部门、市场和企业四位一体的联动宣传促销机制;统筹规划,整合优势旅游资源和产品,在制定敦煌市旅游总体规划时,应将其纳入到“一带一路”乃至全国旅游范畴来审视,从而实现敦煌市旅游产业的升级与旅游业高质量发展。

第二,加快城市经济发展,促进城镇居民稳定增收。文中研究结果表明城镇居民收入的提升能够有效影响旅游业收入。因此,敦煌市地方政府需要合理调整收入分配关系、完善工资增长机制,夯实城镇居民收入增长的基础;扩大就业,提升低收入群体的增收能力,逐步缩小城乡居民收入差异;提升教育、医疗、公共交通等公共资源服务体系,完善社会保障体制,提高公共服务能力,充分挖掘敦煌当地居民的旅游消费潜力,以带动区域旅游业的发展;加强城市绿色基础设施建设,优化城市内部格局,构建良好的城市发展软环境;聚焦农业生产的绿色化、现代化,构建绿色产业体系,推动产业结构优化升级;树立绿色低碳发展理念,传承弘扬特色生态文化,推进生态文明建设。

第三,培育乡村旅游新业态,推进乡村旅游产业化。乡村旅游是激发乡村振兴新动能的重要着力点,是促进农村经济增长和农业结构调整的重要渠道。乡村旅游不仅拓展了乡村发展的路径,而且增加了农民的收入来源。地方政府和企业应立足资源禀赋,充分挖掘乡村特色化发展基因,有效整合利用农民拥有的闲散资源,深化乡村地区农旅融合、文旅融合发展;发挥比较优势,因地制宜发展现代农业、乡村文创、田园度假、生态农业、创业农业等特色产业体系,构筑乡村旅游引领的复合型产业链条;充分发挥乡村旅游产业规模效应和区位竞争力,在大力发展乡村旅游中让农民从中获得更多的收益;以市场需求为导向,不断开发创新乡村旅游产品,强化乡村旅游品牌化建设,助推乡村旅游产品提质升级,促进乡村旅游产业长效发展,最终实现乡村旅游地全面可持续发展。