劉 佳 于水仙

(中國海洋大學(xué) 管理學(xué)院，山東 青島 266100)

山東省旅游環(huán)境承載力與旅游經(jīng)濟增長
動態(tài)關(guān)系研究*

劉 佳 于水仙

(中國海洋大學(xué) 管理學(xué)院，山東 青島 266100)

在對山東省1990-2010年旅游生態(tài)足跡進行量化測度的基礎(chǔ)上，采用時間序列平穩(wěn)性檢驗、協(xié)整及格蘭杰因果檢驗，通過構(gòu)建向量自回歸模型和脈沖響應(yīng)函數(shù)對旅游環(huán)境承載力與旅游經(jīng)濟增長的動態(tài)關(guān)系進行了分析。研究結(jié)果表明，旅游環(huán)境承載力與旅游經(jīng)濟增長之間存在唯一的協(xié)整關(guān)系和雙向因果關(guān)系，脈沖響應(yīng)結(jié)果顯示旅游環(huán)境承載力對旅游經(jīng)濟增長產(chǎn)生負向響應(yīng)，且程度持續(xù)減弱，而旅游經(jīng)濟增長對旅游環(huán)境承載力產(chǎn)生正向響應(yīng)，也呈持續(xù)減弱態(tài)勢。

旅游生態(tài)足跡；旅游環(huán)境承載力；旅游經(jīng)濟增長；向量自回歸模型；脈沖響應(yīng)函數(shù)

一、研究綜述

旅游業(yè)是生態(tài)性、經(jīng)濟性高度融合的產(chǎn)業(yè)，并將伴隨世界經(jīng)濟與人類文明的不斷發(fā)展而持續(xù)興旺。[1]但是，旅游業(yè)賴以生存的自然與人文環(huán)境是一個不斷變化與演替的動態(tài)復(fù)合系統(tǒng)，當(dāng)外界的“刺激”超出了旅游環(huán)境系統(tǒng)維持其動態(tài)平衡與抗干擾的能力時，旅游環(huán)境就逐漸呈現(xiàn)逆向變化的趨勢。[2]旅游環(huán)境承載力作為衡量旅游資源是否得到合理開發(fā)利用以及可持續(xù)發(fā)展的標(biāo)準(zhǔn)之一，已得到學(xué)術(shù)界的長期關(guān)注和廣泛重視。張廣海、劉佳利用狀態(tài)空間法對山東半島城市群旅游環(huán)境承載力進行量化測度，定量描述了區(qū)域旅游環(huán)境系統(tǒng)的承載潛力及旅游環(huán)境可持續(xù)承載狀況；[3]黃震方、袁林旺等通過構(gòu)建三個維度的旅游環(huán)境承載力評價指標(biāo)體系和運用模糊綜合評價對江蘇海濱生態(tài)旅游環(huán)境承載力進行合理評價；[4]董成森以武陵源風(fēng)景區(qū)為例對森林型風(fēng)景區(qū)旅游環(huán)境承載力進行了定量計算與分析；[5]馮波通過建立旅游環(huán)境承載力評價標(biāo)準(zhǔn)體系和物元模型對安徽省旅游區(qū)進行綜合評價。[6]由此可知，目前關(guān)于旅游環(huán)境承載力的研究主要是通過模型構(gòu)建對其進行靜態(tài)評價和分析，但從經(jīng)濟發(fā)展與環(huán)境影響角度探討旅游環(huán)境承載力與旅游經(jīng)濟增長之間關(guān)系的相關(guān)研究涉及較少。1972年，羅馬俱樂部發(fā)表報告《增長的極限》認為，人類受到各方面因素的制約，全球人口和經(jīng)濟的發(fā)展將面臨一個極限，這個極限將很快的到來，[7]自此，人們開始意識到環(huán)境保護與經(jīng)濟發(fā)展的矛盾。巴爾查、菲德勒(E. Baltzar, J. Fiedler)等研究表明，歐洲生態(tài)建設(shè)、環(huán)境保護產(chǎn)業(yè)的發(fā)展刺激了歐洲經(jīng)濟增長和就業(yè)狀況。[8]陳惠雄、鮑海君以浙江省為例實證研究了經(jīng)濟增長、生態(tài)足跡和可持續(xù)發(fā)展能力之間的關(guān)系。[9]郭軍華運用廣義脈沖響應(yīng)函數(shù)法描述了我國經(jīng)濟增長與生態(tài)足跡之間的動態(tài)關(guān)聯(lián)，認為這兩者之間存在較強的交互響應(yīng)作用。[10]戴桂林、安平等通過構(gòu)建環(huán)境治理投入與經(jīng)濟增長關(guān)系兩個階段模型，分析了環(huán)境承載力視角下環(huán)境治理投入對經(jīng)濟增長的促進作用。[11]

以上研究表明，通過調(diào)控環(huán)境承載力，加強環(huán)境保護可以在一定程度上影響地區(qū)經(jīng)濟增長。然而，旅游環(huán)境承載力與旅游經(jīng)濟增長之間關(guān)系是否存在長期均衡與動態(tài)關(guān)系的研究卻鮮有關(guān)注，亟需進行全面和深入的探討。本文采用旅游生態(tài)足跡來表征旅游環(huán)境承載力水平，運用時間序列單位根檢驗、協(xié)整與格蘭杰因果檢驗，以及構(gòu)建計量模型來考察山東省旅游環(huán)境承載力與旅游經(jīng)濟增長之間的內(nèi)在關(guān)系及其作用機理，以期為促進山東省旅游經(jīng)濟的快速發(fā)展提供一定的決策參考。

二、基于旅游生態(tài)足跡模型的山東省旅游環(huán)境承載力測度

生態(tài)足跡(Ecological Footprint，EF)理論是由加拿大生態(tài)經(jīng)濟學(xué)家威廉(William E. Rees)于1992年提出，并由國外學(xué)者威克(Wackernagel)協(xié)助于1996年加以完善形成的。[12]生態(tài)足跡表明人類在地球上所創(chuàng)造的物質(zhì)文明是以人類自身賴以生存的生態(tài)系統(tǒng)的占用為代價。[13]生態(tài)足跡方法具有較強的可操作性，已成為度量和評價區(qū)域可持續(xù)發(fā)展?fàn)顩r的重要方法。亨特(Hunter)最早將生態(tài)足跡引入旅游研究中，[14]旅游生態(tài)足跡(Touristic Ecological Footprint，TEF)是指在一定時空范圍內(nèi)，由旅游活動所引起的各種資源消耗和廢棄物吸收所需的生物生產(chǎn)性土地面積。[15]由于生態(tài)足跡研究方法相對成熟，對于區(qū)域尺度的研究可采用貢獻率來詮釋旅游生態(tài)足跡模型。[16]貢獻率法即采用旅游業(yè)對地區(qū)GDP的貢獻率與地區(qū)生態(tài)足跡的乘積再除以旅游總?cè)藬?shù)來計算人均旅游生態(tài)足跡，計算結(jié)果能夠有效反映旅游生態(tài)的利用程度，人均旅游生態(tài)足跡越大，旅游生態(tài)的利用效率就越低。旅游業(yè)對國內(nèi)生產(chǎn)總值的貢獻率(r)=旅游總收入/國內(nèi)生產(chǎn)總值(GDP)，則某一地區(qū)的旅游生態(tài)足跡即可表示為該地區(qū)的生態(tài)足跡與貢獻率的乘積。其計算公式為：

TEF=EF×r

(1)

tef=TEF/n

(2)

其中，EF=Nef=N∑(aai)=N∑(cipi)

(3)

TEF為該地區(qū)旅游生態(tài)足跡(hm2)，EF為該地區(qū)生態(tài)足跡(hm2)，r為旅游業(yè)對國內(nèi)生產(chǎn)總值的貢獻率，tef為人均旅游生態(tài)足跡(hm2/人)，ef為人均生態(tài)足跡，N為人口總數(shù)，n為旅游總?cè)藬?shù)，i為消費商品和投入的類型，aai為i種消費商品折算的人均生產(chǎn)土地面積，ci為i種消費商品的人均消費量，Pi為i種消費商品的世界平均生產(chǎn)能力。

結(jié)合山東省的實際情況，將人類消耗的資源劃分為生物資源和能源資源兩大類。其中生物資源消費包括耕地、草地、林地和水域四大類生物產(chǎn)品的消費，能源資源消費包括化石燃料土地和建設(shè)用地兩大類生物產(chǎn)品的消費。計算生態(tài)足跡時，耕地生態(tài)足跡的計算包括小麥、稻谷、玉米、谷子、高粱、油料、棉花、甜菜、煙葉及蔬菜消費等十項，草地生態(tài)足跡的計算包括肉類、禽蛋和奶類三項，林地生態(tài)足跡的計算包括水果和木材兩項，水域生態(tài)足跡的計算以水產(chǎn)品消費總量來代替，化石能源生態(tài)足跡計算包括煤炭、焦炭、原油、燃料油、汽油、煤油、柴油和液化石油氣等八類，建設(shè)用地生態(tài)足跡計算用電力進行轉(zhuǎn)換計算。相關(guān)數(shù)據(jù)來源于《山東統(tǒng)計年鑒》(1991-2011年)和新中國60年統(tǒng)計資料匯編。需要注意的是，均衡因子歷年變化的幅度較小，本文采用威克關(guān)于均衡因子計算的研究成果，即耕地和建設(shè)用地的均衡因子為2.8，草地均衡因子0.5，林地和化石燃料用地1.1，水域均衡因子0.2；[17]而能源折算系數(shù)和平均產(chǎn)量則采用李筱楠計算山東省歷年生態(tài)足跡時所用數(shù)據(jù)。[18]除此之外，山東省歷年人口總數(shù)和GDP數(shù)據(jù)來源于《山東統(tǒng)計年鑒》(1991-2011年)，旅游總?cè)藬?shù)和旅游總收入數(shù)據(jù)由新中國60年統(tǒng)計資料匯編和《山東旅游統(tǒng)計便覽》(2002-2011年)整理計算得到。

由圖1可知，除1994年、2003年外，山東省人均旅游生態(tài)足跡tef值基本呈逐年上升的態(tài)勢，人均旅游生態(tài)足跡tef值由0.006363hm2/人增加到0.226009hm2/人，增長了34.52倍?？傮w來看，其人均旅游生態(tài)足跡的動態(tài)演化軌跡可劃分為三個階段：第一，平穩(wěn)變化階段(1990-1994年)，除1993年人均旅游生態(tài)足跡tef增加至0.013036外，其他四年基本保持在0.006-0.007之間，數(shù)值較低且變化幅度較小，表明這一階段山東省旅游業(yè)發(fā)展較為緩慢，旅游活動并未對全省資源和環(huán)境帶來較大壓力；第二，快速增長階段(1995-2002年)，山東省人均旅游生態(tài)足跡tef值從0.022112hm2/人增加至0.083179hm2/人，年均變化量為0.00763hm2/年，年均增長率達到34.52%，表明該階段山東省旅游業(yè)得到一定程度的發(fā)展，并對全省資源和環(huán)境的發(fā)展產(chǎn)生一定壓力，且壓力不斷加大；第三，過度增長階段(2003-2010年)，人均旅游生態(tài)足跡tef值增勢陡峭，是整個研究時段增長最快的階段，從2003年的0.070108hm2/人增加到2010年的0，226009hm2/人，增幅達到222.4%，年均變化量為0.019488hm2/年，表明該時段山東省旅游產(chǎn)業(yè)得到快速發(fā)展，而大規(guī)模旅游開發(fā)活動對生物資源和能源的消費量不斷增加，對全省資源和環(huán)境的壓力開始驟增。值得注意的是，2003年山東省人均旅游生態(tài)足跡出現(xiàn)了一定幅度的波動，tef值明顯減少，主要是由于“非典”的影響，使得山東省游客數(shù)量下降，旅游外匯收入和國內(nèi)旅游收入明顯減少。由此可知，旅游業(yè)是一個相對脆弱的產(chǎn)業(yè)，易受到突發(fā)性和偶然性因素的影響。

圖1 1990-2010年山東省歷年人均旅游生態(tài)足跡

三、山東省旅游環(huán)境承載力與旅游經(jīng)濟增長動態(tài)關(guān)系研究

以人均旅游生態(tài)足跡表征旅游環(huán)境承載力，以人均旅游收入表征旅游經(jīng)濟發(fā)展水平，運用向量自回歸模型、計量檢驗和脈沖響應(yīng)函數(shù)分析等方法，全面考察山東省旅游環(huán)境承載力與旅游經(jīng)濟增長之間的長期均衡關(guān)系，因果關(guān)系以及脈沖響應(yīng)動態(tài)關(guān)系。

(一)模型構(gòu)建與研究方法

1、向量自回歸模型

向量自回歸模型(VAR模型)是一種非結(jié)構(gòu)化的模型，即變量之間的關(guān)系并不是以經(jīng)濟理論為基礎(chǔ)的。[19](P255-263)VAR模型把系統(tǒng)中每一個內(nèi)生變量作為系統(tǒng)中所有內(nèi)生變量的滯后項的函數(shù)來構(gòu)造模型，用于相關(guān)時間序列的預(yù)測和隨機擾動對變量系統(tǒng)的動態(tài)影響，可有效分析旅游環(huán)境承載力與旅游經(jīng)濟增長之間的長期動態(tài)關(guān)系和影響，又可避免變量缺失問題。VAR模型的一般形式為：

Yt=A1Yt-1+A2Yt-2+L_ApYt-p+B0Xt+LBrXt-r+εt,t=1,2,L,n

(4)

其中，Yt是k維內(nèi)生變量向量，Yt-i(i=1,2,L,p)是滯后內(nèi)生變量向量，Xt-i(i=1,2,L,r)是d維外生變量向量或滯后外生變量向量，P、r分別為內(nèi)生變量和外生變量的滯后階數(shù)。At和Bi均是待估計的參數(shù)矩陣。εt為隨機擾動項，其元素之間可同期相關(guān)，但不能與各自的滯后項以及模型右邊的變量相關(guān)。這里建立關(guān)于人均旅游收入與人均旅游生態(tài)足跡兩個變量的VAR模型如下：

(5)

(6)

其中，ΔLnrilysr和ΔLntef為Lnrilysr和Lntef的一階差分，分別用來表征旅游經(jīng)濟增長水平及人均旅游生態(tài)足跡，模型中的隨機擾動項ε1t、ε2t稱作新息。

2、廣義脈沖響應(yīng)函數(shù)法

由于VAR模型中變量之間的關(guān)系并不是以經(jīng)濟理論為基礎(chǔ)，難以檢驗結(jié)果的經(jīng)濟含義，因此使用脈沖響應(yīng)函數(shù)對已建立的VAR模型進行進一步的解釋。脈沖響應(yīng)函數(shù)用于衡量來自某個內(nèi)生變量隨機擾動項的一個標(biāo)準(zhǔn)差沖擊對VAR模型中所有內(nèi)生變量當(dāng)前和未來取值的影響。即如果ε1t發(fā)生變化，將使得變量ΔLnrilysr的當(dāng)前值立即發(fā)生變化，同時，通過模型的作用會使得變量ΔLntef的下一期取值發(fā)生變化，由于滯后的影響，ΔLntef的變化又引起ΔLnrilysr未來值的變化。隨著時間的推移，擾動的最初影響在VAR模型中的擴散將引起模型中所有其他內(nèi)生變量的更大變化，最終又反饋到自身。

(二)實證研究結(jié)果與分析

1、單位根檢驗、協(xié)整與格蘭杰因果檢驗

由于格蘭杰因果檢驗需要滿足被檢驗變量是平穩(wěn)序列，且脈沖響應(yīng)函數(shù)的檢驗結(jié)果嚴重依賴于誤差向量滿足白噪聲序列向量這一假設(shè)前提，首先必須對時間序列變量進行平穩(wěn)性檢驗。這里分別對人均旅游收入rjlysr和人均旅游生態(tài)足跡tef取對數(shù)，采用Lnrilysr和Lntef加以表示。運用ADF法(The Augmented Dickey-Fuller Test)，并根據(jù)AIC準(zhǔn)則(赤池信息準(zhǔn)則)選擇最佳滯后階數(shù)，對Lnrilysr和Lntef進行單位根檢驗，檢驗結(jié)果見表1。可以看出，Lnrilysr和Lntef的ADF檢驗統(tǒng)計量均大于顯著性水平1%、5%及10%時的臨界值，所以接受原假設(shè)，Lnrilysr和Lntef存在單位根，為非平穩(wěn)序列。因此需對序列Lnrilysr和Lntef分別進行一階差分，得到ΔLnrilysr和ΔLntef，對其進行單位根檢驗發(fā)現(xiàn)，ADF檢驗統(tǒng)計量均小于顯著性水平1%、5%及10%時的臨界值，表明在1%顯著水平下可拒絕原假設(shè)，即序列ΔLnrilysr和ΔLntef為平穩(wěn)時間序列，所以Lnrilysr和Lntef為一階單整，表明各變量滿足進行協(xié)整及格蘭杰因果分析的條件，并可以利用向量自回歸模型進行動態(tài)分析。

表1 Lnrjlysr和Lntef單位根的ADF檢驗結(jié)果

注：表中Δ表示一階差分。原假設(shè)為存在單位根。檢驗形式(C,T,K)中的C、T、K分別表示單位根檢驗方程中包含常數(shù)項、時間趨勢和滯后階數(shù)，C、T取0分別指檢驗方程不包括常數(shù)項及時間趨勢項。

在單位根檢驗的基礎(chǔ)上，本文采用基于模型回歸系數(shù)的協(xié)整檢驗方法(即Johansen協(xié)整檢驗)對Lnrjlysr和Lntef兩個變量的協(xié)整關(guān)系進行分析，以考察山東省旅游經(jīng)濟增長與旅游環(huán)境生態(tài)足跡之間是否存在長期穩(wěn)定關(guān)系。根據(jù)AIC準(zhǔn)則，協(xié)整檢驗的滯后期為3，Johansen協(xié)整檢驗結(jié)果表明(見表2)，“存在零個協(xié)整關(guān)系”的原假設(shè)下，跡統(tǒng)計量為16.13316，5%的臨界值為15.49471，跡統(tǒng)計量大于臨界值，因而拒絕此原假設(shè)，從而表明至少存在一個協(xié)整關(guān)系。同時考察“至多存在一個協(xié)整關(guān)系”的原假設(shè)，該假設(shè)下的跡統(tǒng)計量小于5%臨界值，因此不能拒絕原假設(shè)，從而跡統(tǒng)計量檢驗結(jié)果表明在5%顯著水平下存在一個協(xié)整關(guān)系。對于最大特征值統(tǒng)計量檢驗，分析過程與跡統(tǒng)計量完全相同，結(jié)果也表明在5%顯著性水平下存在一個協(xié)整關(guān)系。所以，旅游生態(tài)足跡與旅游經(jīng)濟增長之間存在唯一的協(xié)整關(guān)系，即存在長期均衡關(guān)系。

表2 Lnrjlysr和Lntef變量間的協(xié)整檢驗結(jié)果

運用格蘭杰檢驗對旅游生態(tài)足跡與旅游經(jīng)濟增長之間的因果關(guān)系做進一步分析，結(jié)果表明(見表3)，序列滯后期為2階，在5%顯著水平下均拒絕原假設(shè)，所以二者之間存在雙向因果關(guān)系，即旅游環(huán)境承載力增加是旅游經(jīng)濟增長的原因，旅游經(jīng)濟增長也是旅游環(huán)境承載力增加的原因。表明山東省旅游經(jīng)濟增長對旅游環(huán)境承載力產(chǎn)生敏感的影響，隨著旅游經(jīng)濟的增長，人均旅游生態(tài)足跡也逐漸變大，對山東省的資源和環(huán)境壓力也逐漸增大，反過來，人均旅游生態(tài)足跡增大也對旅游經(jīng)濟增長存在阻礙作用。

表3 因果關(guān)系檢驗結(jié)果

2、動態(tài)關(guān)系模擬與分析

由單位根檢驗結(jié)果可知，Lnrjlysr和Lntef是一階平穩(wěn)的，因此可用ΔLnrilysr和ΔLntef的數(shù)據(jù)建立VAR模型。對于滯后長度的選取，一般并根據(jù)AIC信息準(zhǔn)則和SC信息準(zhǔn)則取值最小的原則來確定模型的滯后階數(shù)，一般而言，希望滯后階數(shù)足夠大，能夠完整反映所構(gòu)造模型的動態(tài)特征，但是滯后階數(shù)越大，模型中待估計的參數(shù)也越多，模型的自由度就減少。本文將模型的滯后長度設(shè)定為2，將ΔLnrilysr和ΔLntef滯后1-2期的值作為內(nèi)生變量，模型估計結(jié)果如下：

ΔLnrjlysrt=1.4780ΔLnrjlysrt-1+0.5589ΔLnrjlysrt-2-1.2856ΔLnteft-1-0.4451ΔLnteft-2-1.2566

(1.1847) (0.5847) (-1.0436) (-0.5071) (1.1847)

R2=0.9811F=182.0870

ΔLnteft=0.4999ΔLnrjlysrt-1+0.7768ΔLnrjlysrt-2-0.4019ΔLnteft-1-0.6343ΔLnteft-2-1.4614

(0.3933) (0.7874) (-0.3202) (-0.7093) (-2.9689)

R2=0.9585F=80.8765

VAR模型各方程各系數(shù)下邊括號內(nèi)的數(shù)據(jù)為t統(tǒng)計量檢驗值，且參數(shù)估計值在10%檢驗水平下大多數(shù)是顯著的?？芍?，各方程檢驗結(jié)果和VAR整體檢驗結(jié)果均表明模型效果優(yōu)良，擬合優(yōu)度高。模型AIC信息值(0.5958)和SC信息值(0.8899)均較小，表明模型整體解釋力強。

為深入探討VAR模型所反映二者之間的動態(tài)關(guān)系，本文采用脈沖響應(yīng)函數(shù)做進一步分析。由于在大多數(shù)情況下，VAR模型各估計方程擾動項的方差—協(xié)方差矩陣不是對角矩陣，因此，必須對其首先進行正交處理得到對角化矩陣。[20]圖2是使用經(jīng)過自由度修正的殘差協(xié)方差矩陣的Cholesky因子的逆來正交化脈沖響應(yīng)函數(shù)圖。在圖2中，橫軸表示時期數(shù)，即沖擊作用的滯后期數(shù)，縱軸表示脈沖響應(yīng)函數(shù)大小，即因變量對解釋變量的響應(yīng)程度。虛線表示正負兩倍的標(biāo)準(zhǔn)差偏離帶，實線為脈沖響應(yīng)函數(shù)的計算值。根據(jù)相關(guān)研究基礎(chǔ)并結(jié)合樣本容量等因素將沖擊響應(yīng)期設(shè)定為10年。其中，圖2(1)、圖2(4)分別為旅游經(jīng)濟增長和旅游環(huán)境承載力對其自身的一個標(biāo)準(zhǔn)差新息的響應(yīng)情況和響應(yīng)路徑，圖2(2)為旅游環(huán)境承載力一個標(biāo)準(zhǔn)差的沖擊引起的旅游經(jīng)濟增長的脈沖響應(yīng)函數(shù)曲線圖，圖2(3)是旅游經(jīng)濟增長一個標(biāo)準(zhǔn)差的沖擊引起的旅游環(huán)境承載力的脈沖響應(yīng)函數(shù)曲線圖。研究結(jié)果分析如下：

(1)由圖2(1)可知，旅游經(jīng)濟增長對其自身一個標(biāo)準(zhǔn)差新息在10年內(nèi)都為正向響應(yīng)，且這種正向響應(yīng)程度總體呈現(xiàn)逐漸減弱的趨勢。旅游經(jīng)濟增長對其自身一個標(biāo)準(zhǔn)差新息在第一期就立即做出了響應(yīng)，旅游經(jīng)濟增長的這種響應(yīng)大約在2.5左右，隨后在第2年有較大幅度的下降，達到0.5左右，隨著第3年小幅度的上升后，3-10年基本處于較穩(wěn)定的略微減少趨勢，表明旅游經(jīng)濟增長水平與其滯后值有一定的正向關(guān)聯(lián)，但其關(guān)聯(lián)度較弱，且趨于穩(wěn)定。近年來山東省旅游經(jīng)濟增長推動區(qū)域旅游基礎(chǔ)服務(wù)和配套設(shè)施得到更好的開發(fā)與建設(shè)，帶動旅游相關(guān)產(chǎn)業(yè)的快速發(fā)展，使得旅游總收入大幅增加。但隨著旅游產(chǎn)業(yè)發(fā)展達到一定程度，旅游經(jīng)濟增長自身的這種擾動沖擊對其影響程度也會逐漸減少。由圖2

圖2 脈沖響應(yīng)函數(shù)曲線

(4)可知，旅游環(huán)境承載力對其自身的標(biāo)準(zhǔn)差新息響應(yīng)前2年為正向響應(yīng)，第2-10年為負向響應(yīng)，表明由于旅游生態(tài)足跡依賴于資源的消耗，因此旅游生態(tài)足跡的增加會引起資源的消耗，并進一步導(dǎo)致旅游生態(tài)足跡的增加。但隨著資源的過度消耗，旅游生態(tài)足跡對其自身的影響出現(xiàn)負向反應(yīng)，人們開始意識到旅游可持續(xù)發(fā)展的重要性，從而采取相應(yīng)措施降低旅游生態(tài)足跡值，實現(xiàn)山東省旅游產(chǎn)業(yè)的可持續(xù)發(fā)展。

(2)由圖2(2)可知，旅游經(jīng)濟增長對來自旅游環(huán)境承載力的擾動并沒有立即做出響應(yīng)，旅游經(jīng)濟增長在第一期的響應(yīng)等于零?？傮w來看，在本期給旅游環(huán)境承載力一個標(biāo)準(zhǔn)差的沖擊后，對旅游經(jīng)濟增長產(chǎn)生負向響應(yīng)，并在第3-4年負向響應(yīng)達到最大，隨后這種負向效應(yīng)一直保持穩(wěn)定，且程度持續(xù)減弱。表明山東省旅游生態(tài)足跡與旅游經(jīng)濟增長之間存在長期負向作用關(guān)系，旅游生態(tài)足跡的增加會抑制旅游經(jīng)濟的增長，這種抑制作用在初期表現(xiàn)較為強烈，隨后對旅游經(jīng)濟增長的抑制作用趨弱。旅游生態(tài)足跡的增加導(dǎo)致旅游資源的不合理利用和過度消耗、環(huán)境污染、生態(tài)破壞等一系列問題，給山東省旅游業(yè)可持續(xù)發(fā)展帶來較大壓力，當(dāng)旅游經(jīng)濟發(fā)展到一定程度時，旅游生態(tài)足跡的增加不但不能帶來旅游經(jīng)濟的增長，反而對其產(chǎn)生負面的影響。因此，山東省在大力發(fā)展旅游經(jīng)濟的同時，應(yīng)積極開展生態(tài)環(huán)境保護和生態(tài)建設(shè)，合理利用水、土地及能源等短缺性資源，加大旅游基礎(chǔ)設(shè)施建設(shè)和綠化建設(shè)，提高旅游環(huán)境承載能力，轉(zhuǎn)變旅游經(jīng)濟增長模式，有效提高山東省旅游產(chǎn)業(yè)的可持續(xù)發(fā)展能力。

(3)由圖2(3)可知，旅游環(huán)境承載力對來自旅游經(jīng)濟增長標(biāo)準(zhǔn)差新息的響應(yīng)路徑與旅游經(jīng)濟增長對其自身的一個標(biāo)準(zhǔn)差新息的響應(yīng)情況基本一致。在本期給旅游經(jīng)濟增長一個標(biāo)準(zhǔn)差的沖擊后，旅游環(huán)境承載力立即做出了反應(yīng)，且第一期響應(yīng)最大，達到2.5左右?？傮w來看，旅游經(jīng)濟增長對旅游環(huán)境承載力產(chǎn)生正向響應(yīng)，且這種正向響應(yīng)除了在第3年略微升高之外，總體呈現(xiàn)逐漸減弱趨勢，由此表明山東省旅游經(jīng)濟增長與旅游生態(tài)足跡之間存在緊密的關(guān)系，旅游經(jīng)濟增長能夠?qū)е侣糜紊鷳B(tài)足跡的增加，但從長期來看，旅游生態(tài)足跡增加的幅度將逐漸減小。旅游經(jīng)濟水平的提高為旅游業(yè)發(fā)展帶來更多的客源，為滿足日益增長的游客需求，各項資源消耗不斷增加，從而導(dǎo)致旅游生態(tài)足跡的不斷增加。當(dāng)旅游經(jīng)濟增長水平超越一定的臨界值后，人們開始重視對旅游環(huán)境承載系統(tǒng)風(fēng)險識別和監(jiān)控能力的提高，這將有利于旅游生態(tài)足跡增長速度逐漸下降。因此，山東省在提高旅游環(huán)境承載能力與實現(xiàn)旅游可持續(xù)發(fā)展的同時，也要注重旅游經(jīng)濟發(fā)展水平的提高，以推動旅游經(jīng)濟持續(xù)發(fā)展與旅游資源消耗和旅游生態(tài)環(huán)境保護的協(xié)調(diào)共生。

四、結(jié)論與建議

本文在對山東省1990-2010年旅游生態(tài)足跡進行測算的基礎(chǔ)上，采用時間序列平穩(wěn)性檢驗、協(xié)整及因果關(guān)系檢驗，運用向量自回歸模型和脈沖響應(yīng)函數(shù)，考察了山東省旅游環(huán)境承載力與旅游經(jīng)濟增長之間的作用關(guān)系。研究表明：

1、山東省人均旅游生態(tài)足跡基本呈現(xiàn)出逐年上升的態(tài)勢，其動態(tài)演化階段特征如下：一是平穩(wěn)變化階段(1990-1994年)：人均旅游生態(tài)足跡變化平穩(wěn)，人均旅游生態(tài)足跡值較低，山東旅游業(yè)發(fā)展較為緩慢，旅游活動并未對山東旅游資源和旅游環(huán)境帶來較大壓力；二是快速增長階段(1995-2002年)：人均旅游生態(tài)足跡快速增長，山東省旅游業(yè)發(fā)展達到一定規(guī)模，并對旅游資源和環(huán)境帶來一定壓力，且壓力不斷增加；三是過度增長階段(2003-2010年)：人均旅游生態(tài)足跡過度增長，山東省旅游業(yè)得到較快發(fā)展，旅游活動對資源和環(huán)境壓力驟增。

2、旅游環(huán)境承載力與旅游經(jīng)濟增長之間存在唯一的協(xié)整關(guān)系，表明二者之間存在一種相互依存、相互作用的關(guān)系。格蘭杰因果檢驗結(jié)果表明，旅游環(huán)境承載力與旅游經(jīng)濟增長之間存在雙向因果關(guān)系。旅游經(jīng)濟的增長能夠促進旅游環(huán)境承載水平的提高，反之，旅游環(huán)境承載力的增加能夠促進旅游收入水平的提高。因此，山東省既要注重旅游經(jīng)濟水平提高，又要增加區(qū)域旅游發(fā)展的綜合環(huán)境支撐能力。

3、旅游環(huán)境承載力與旅游經(jīng)濟增長之間存在較強的響應(yīng)作用。旅游環(huán)境承載力對旅游經(jīng)濟增長產(chǎn)生負向響應(yīng)，且程度持續(xù)減弱。當(dāng)旅游經(jīng)濟增長到一定程度時，旅游生態(tài)足跡的增加不但不能促進旅游經(jīng)濟增長，反而對旅游經(jīng)濟增長產(chǎn)生負面的影響。而旅游經(jīng)濟增長對旅游環(huán)境承載力產(chǎn)生正向響應(yīng)，也呈持續(xù)減弱態(tài)勢。旅游經(jīng)濟增長能夠?qū)е侣糜紊鷳B(tài)足跡的增加，但伴隨旅游經(jīng)濟的發(fā)展，旅游生態(tài)足跡增加的幅度將逐漸減小。旅游經(jīng)濟增長對自身新息的響應(yīng)程度與旅游環(huán)境承載力對來自旅游經(jīng)濟增長標(biāo)準(zhǔn)差新息的響應(yīng)路徑基本一致。同時，旅游環(huán)境承載力對其自身的標(biāo)準(zhǔn)差新息響應(yīng)先為正響應(yīng)而后為負響應(yīng)。因此，山東省在發(fā)展旅游經(jīng)濟的過程中，應(yīng)改變依靠旅游資源消耗為依托的粗放式增長模式，而應(yīng)注重考慮生態(tài)利益與長期經(jīng)濟利益，合理利用旅游資源，加強旅游基礎(chǔ)設(shè)施建設(shè)，提高旅游環(huán)境承載水平，轉(zhuǎn)變旅游經(jīng)濟增長模式，在實現(xiàn)旅游可持續(xù)發(fā)展的基礎(chǔ)上有效提高旅游經(jīng)濟發(fā)展水平。

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AStudyonDynamicRelationshipbetweenTourismEnvironmentalCarryingCapacityandTourismEconomicGrowthinShandongProvince

Liu Jia, Yu Shuixian

(Department of Tourism, College of Management, Ocean University of China, Qingdao 266100, China)

Based on the measurement of tourism ecological footprint in Shandong from 1990 to 2010, the paper analyzes the dynamic relationships between tourism environmental carrying capacity and tourism economic growth by using the augmented Dickey-Fuller test, cointegration and causality test, and constructing vector auto-regression model and impulse response function of time series data. The result shows that there are only cointegration relations and two-way causal relationship between tourism environmental carrying capacity and tourism economic growth. The result of impulse response function implies that the tourism environmental carrying capacity produces a negative response to tourism economy on the one hand, while tourism economic growth produces a positive response to tourism environmental carrying capacity on the other hand, but they are all showing a continued weakening trend.

tourism ecological footprint; tourism environmental carrying capacity; tourism economic growth; vector auto-regression model; impulse response function

2012-02-12

國家社會科學(xué)青年基金項目“中國沿海地區(qū)旅游產(chǎn)業(yè)結(jié)構(gòu)與旅游產(chǎn)業(yè)集聚關(guān)聯(lián)機理研究”(12CGL059)、教育部人文社會科學(xué)研究青年基金項目“濱海旅游環(huán)境承載力與可持續(xù)開發(fā)研究——以山東半島藍色經(jīng)濟區(qū)為例”(11YJC630130)、教育部人文社會科學(xué)重點研究基地重大培育項目“我國海島旅游開發(fā)與管理研究”(2012JDPY02)、中國海洋發(fā)展研究中心海大專項“中國濱海旅游環(huán)境承載力預(yù)警研究”(AOCOUC201103)

劉佳(1981- )，女，山東臨朐人，中國海洋大學(xué)管理學(xué)院副教授，博士，主要從事旅游開發(fā)與規(guī)劃研究。

F592.7

A

1672-335X(2013)04-0058-06

責(zé)任編輯：王明舜