劉傳喜

（江西科技學(xué)院管理學(xué)院，江西 南昌 330098）

調(diào)整旅游經(jīng)濟(jì)結(jié)構(gòu)、轉(zhuǎn)變旅游發(fā)展方式以及追求旅游可持續(xù)發(fā)展日益成為區(qū)域旅游經(jīng)濟(jì)發(fā)展的大趨勢(shì)。本文以鄱陽(yáng)湖生態(tài)經(jīng)濟(jì)區(qū)為例，綜合運(yùn)用生態(tài)足跡與協(xié)整理論、誤差修正模型的研究方法，來(lái)探討旅游地經(jīng)濟(jì)增長(zhǎng)與資源消耗均衡關(guān)系，尋找影響旅游地實(shí)現(xiàn)低能耗、低污染的低碳旅游發(fā)展方式的資源消耗制約因素，為鄱陽(yáng)湖生態(tài)經(jīng)濟(jì)區(qū)旅游經(jīng)濟(jì)發(fā)展方式的轉(zhuǎn)變提供參考。

1 研究方法與分析模型

（1）生態(tài)足跡理論與旅游生態(tài)足跡模型。

生態(tài)足跡模型計(jì)算公式如下:

式中，EF為總的生態(tài)足跡；N為人口數(shù)；ef為人均生態(tài)生態(tài)足跡需求；i為消費(fèi)項(xiàng)目的類(lèi)型，i為消費(fèi)和投入的類(lèi)型；aai為人均第i種交易商品折算的生物生產(chǎn)面積；ri為第i類(lèi)土地的均衡因子；Ci為第i種商品的消費(fèi)量；pi為第i種消費(fèi)商品的全球平均生產(chǎn)能力。

地區(qū)旅游生態(tài)足跡的計(jì)算模型如下:

式中，TEF為旅游生態(tài)足跡（hm2）；EF為生態(tài)足跡（hm2）。由于該模型是建立在生態(tài)模型之上的，因此旅游生態(tài)足跡是指在整個(gè)地區(qū)國(guó)民生產(chǎn)總值所需要的生產(chǎn)性土地面積中，旅游業(yè)所需要的生產(chǎn)性土地面積的數(shù)量（hm2）。

（2）協(xié)整理論與誤差修正模型。

誤差修正模型如下:

2 旅游經(jīng)濟(jì)增長(zhǎng)與資源消耗關(guān)系分析

2.1 鄱陽(yáng)湖生態(tài)經(jīng)濟(jì)區(qū)2000-2010年旅游生態(tài)足跡的計(jì)算

根據(jù)統(tǒng)計(jì)資料，按照前面所介紹的旅游生態(tài)足跡模型的計(jì)算方法，可以計(jì)算出2000-2010年鄱陽(yáng)湖生態(tài)經(jīng)濟(jì)區(qū)旅游生態(tài)足跡時(shí)間序列，如表1所示。

從表1可以看出，鄱陽(yáng)湖生態(tài)經(jīng)濟(jì)區(qū)旅游總生態(tài)足跡呈現(xiàn)波動(dòng)中增加的趨勢(shì)，從2000年的2326468hm2增加到2007年的7198235hm2，10年增加了3.1倍，說(shuō)明隨著鄱陽(yáng)湖生態(tài)經(jīng)濟(jì)區(qū)旅游產(chǎn)業(yè)的發(fā)展，旅游業(yè)資源的占用逐漸增多。

2.2 鄱陽(yáng)湖生態(tài)經(jīng)濟(jì)區(qū)旅游生態(tài)足跡的協(xié)整分析和誤差修正

（1）變量和數(shù)據(jù)的選擇。本文中采用的數(shù)據(jù)鄱陽(yáng)湖生態(tài)經(jīng)濟(jì)區(qū)每年的旅游總收入（TM），來(lái)自《江西省統(tǒng)計(jì)年鑒》，旅游總生態(tài)足跡（Z）、耕地足跡（GZ）、林地足跡（LZ）、化石能源足跡（NZ）、建筑足跡（JZ）、水域足跡（SZ）、草地足跡（CZ）的數(shù)據(jù)通過(guò)前面計(jì)算獲得。為了克服數(shù)據(jù)中的異方差，對(duì)變量取對(duì)數(shù)并分別記為L(zhǎng)TM、LZ、LGZ、LLZ、LNZ、LJZ、LSZ、LCZ。取對(duì)數(shù)后分別對(duì)變量做一階差分，對(duì)應(yīng)得到差分時(shí)間序列，記為DLTM、DLZ、DLGZ、DLLZ、DLNZ、DLJZ、DLSZ、DLCZ。圖1、圖2分別是變量的時(shí)序圖因此，運(yùn)用ADF對(duì)各所有的時(shí)間序列進(jìn)行平穩(wěn)性檢驗(yàn)，結(jié)果如表2所示。

表1 2000-2010鄱陽(yáng)湖生態(tài)經(jīng)濟(jì)區(qū)旅游生態(tài)足跡（單位:hm2）

圖1 時(shí)序圖

圖2 一階差分圖

從表2中可以看出，資源消費(fèi)和旅游經(jīng)濟(jì)增長(zhǎng)水平序和差分序列圖。

表2 ADF單位根檢驗(yàn)結(jié)果

從時(shí)序圖可以看出變量呈現(xiàn)非平穩(wěn)性，但它們有共同增長(zhǎng)趨勢(shì)，它們的一階差分序列圖總體表現(xiàn)出平穩(wěn)性，并且總體具有相似的變化周期，這是存在協(xié)整關(guān)系的典型特征。列的ADF值均大于5%顯著水平下的臨界值，表明LTM、LZ、LGZ、LLZ、LNZ、LJZ、LSZ、LCZ均為非平穩(wěn)時(shí)間序列；但一階差分后，發(fā)現(xiàn)在5%的顯著水平下，拒絕序列DLTM、DLZ、DLGZ、DLLZ、DLNZ、DLSZ的一階差分具有單位根的假設(shè)，所以這些序列是一階單整序列，可以進(jìn)一步

表3 協(xié)整檢驗(yàn)

（2）變量的平穩(wěn)性檢驗(yàn)。對(duì)變量指標(biāo)進(jìn)行協(xié)整分析及Granger因果檢驗(yàn)之前，必須對(duì)變量的平穩(wěn)性進(jìn)行檢驗(yàn)。檢驗(yàn)它們之間是否存在長(zhǎng)期協(xié)整關(guān)系。

（3）變量的協(xié)整檢驗(yàn)。關(guān)于協(xié)整關(guān)系檢驗(yàn)與估計(jì)的方法主要包括:Engk-Granger兩步法和Johansen極大似然法，對(duì)于單方程系統(tǒng)，E-G兩步法的應(yīng)用較為簡(jiǎn)單明了。本文采用E-G兩步法來(lái)檢驗(yàn)鄱陽(yáng)湖生態(tài)經(jīng)濟(jì)區(qū)LTM與旅游總生態(tài)足跡、LTM與旅游總生態(tài)足跡各組成部分的協(xié)整關(guān)系。其檢驗(yàn)結(jié)果列于表3。

表4 因果關(guān)系

協(xié)整檢驗(yàn)結(jié)果表明，LTM分別與LZ、LGZ、LSZ存在協(xié)整關(guān)系，而與LLZ、LNZ不存在協(xié)整關(guān)系，這一研究結(jié)果與鄱陽(yáng)湖生態(tài)經(jīng)濟(jì)區(qū)旅游資源開(kāi)發(fā)利用的現(xiàn)實(shí)是一致的。

（4）變量的Granger因果關(guān)系檢驗(yàn)。Granger表述定理認(rèn)為若兩時(shí)間序列之間存在協(xié)整關(guān)系，則必然存在某一方向上的Granger因果關(guān)系。為判斷鄱陽(yáng)湖生態(tài)經(jīng)濟(jì)區(qū)旅游經(jīng)濟(jì)增長(zhǎng)與資源消費(fèi)之間的因果關(guān)系，需要對(duì)LTM和LZ、LGZ、LSZ做Granger因果檢驗(yàn)，具體如表4:

從表4可以看出LTM與耕地足跡LGZ、水域足跡LSZ間存在很強(qiáng)的Granger雙向因果關(guān)系，與總生態(tài)足跡LZ之間存在單向因果關(guān)系，這反映了鄱陽(yáng)湖生態(tài)經(jīng)濟(jì)區(qū)旅游經(jīng)濟(jì)增長(zhǎng)與資源消耗之間的相關(guān)性。

（5）變量間的協(xié)整方程與誤差修正模型。由協(xié)整檢驗(yàn)（表3）可以發(fā)現(xiàn)，旅游總收入LTM與旅游總生態(tài)足跡LZ、耕地足跡LGZ、水域足跡LSZ之間存在著協(xié)整關(guān)系，這表明LTM–LZ、LTM–LGZ、LTM–LSZ之間存在著長(zhǎng)期的均衡方程，下面分別建立它們的協(xié)整方程:

從長(zhǎng)期來(lái)看，鄱陽(yáng)湖生態(tài)經(jīng)濟(jì)區(qū)10年來(lái)旅游經(jīng)濟(jì)增長(zhǎng)與旅游總生態(tài)足跡、耕地足跡、水域足跡具有穩(wěn)定的關(guān)系，即長(zhǎng)期以來(lái)鄱陽(yáng)湖生態(tài)經(jīng)濟(jì)區(qū)旅游經(jīng)濟(jì)的增長(zhǎng)與資源消耗、耕地消耗、水域足跡具有長(zhǎng)期穩(wěn)定關(guān)系，它們的變化受上述3個(gè)方程的約束，且從影響程度上看，耕地足跡對(duì)鄱陽(yáng)湖生態(tài)經(jīng)濟(jì)區(qū)旅游總收入的影響最大，其次是水域足跡。

根據(jù)協(xié)整理論，若變量間存在協(xié)整關(guān)系，則可以用誤差修正模型對(duì)短期波動(dòng)和長(zhǎng)期均衡進(jìn)行直接的描述。因此可建立LTM與LZ、LTM與LGZ、LTM和LSZ之間的誤差修正模型，進(jìn)一步探討它們的短期波動(dòng)與長(zhǎng)期均衡的關(guān)系，具體如下:

模型（4）、模型（5）、模型（6）為所求的誤差修正模型，其中括號(hào)內(nèi)的多項(xiàng)式為誤差修正項(xiàng)，這三個(gè)模型分別表明了鄱陽(yáng)湖生態(tài)經(jīng)濟(jì)區(qū)旅游收入的短期波動(dòng)是如何被決定的。一方面，它受到旅游總生態(tài)足跡LZ、耕地足跡LGZ、水域足跡LSZ短期波動(dòng)的影響。另一方面，受誤差修正項(xiàng)的影響，其大小反映了對(duì)偏離長(zhǎng)期均衡的調(diào)整力度。以模型（4）為例，從系數(shù)估計(jì)值-0.0332913來(lái)看，在短期波動(dòng)中偏離長(zhǎng)期均衡時(shí)，將以-0.0332913的速度對(duì)前一期旅游總生態(tài)足跡與旅游總收入之間的非均衡狀態(tài)進(jìn)行調(diào)整。

3 結(jié)語(yǔ)

隨著鄱陽(yáng)湖生態(tài)經(jīng)濟(jì)區(qū)旅游業(yè)的發(fā)展，資源的占用逐漸增多，旅游總生態(tài)足跡10年增加了3.1倍。進(jìn)一步通過(guò)協(xié)整分析可以看出，鄱陽(yáng)湖生態(tài)經(jīng)濟(jì)區(qū)旅游經(jīng)濟(jì)持續(xù)增長(zhǎng)對(duì)生態(tài)基礎(chǔ)具有很強(qiáng)的依賴(lài)性，耕地和水域作為重要的旅游資源要素對(duì)旅游經(jīng)濟(jì)的增長(zhǎng)具有重要的影響作用。由于鄱陽(yáng)湖生態(tài)經(jīng)濟(jì)區(qū)的旅游經(jīng)濟(jì)增長(zhǎng)與總生態(tài)足跡、耕地足跡、水域足跡之間具有協(xié)整關(guān)系，這說(shuō)明該地區(qū)的旅游經(jīng)濟(jì)增長(zhǎng)方式屬于資源消耗型，對(duì)生態(tài)資源有較強(qiáng)的依賴(lài)性。由于變量間協(xié)整關(guān)系反映的是一種長(zhǎng)期均衡關(guān)系，因此可以推斷鄱陽(yáng)湖生態(tài)經(jīng)濟(jì)區(qū)現(xiàn)有旅游經(jīng)濟(jì)增長(zhǎng)方式可能存在較長(zhǎng)時(shí)期。誤差修正模型分析表明，鄱陽(yáng)湖生態(tài)經(jīng)濟(jì)區(qū)旅游經(jīng)濟(jì)增長(zhǎng)與資源消耗之間存在如下定量關(guān)系，增加1%的旅游收入，需要增加0.725%的生態(tài)足跡、2.012%的耕地足跡、1.642%的水域足跡，因此耕地足跡成為鄱陽(yáng)湖生態(tài)經(jīng)濟(jì)區(qū)低碳旅游可持續(xù)發(fā)展的首要限制因素。

[1]劉淼，胡遠(yuǎn)滿，李月輝，等.生態(tài)足跡方法及研究進(jìn)展［J］.生態(tài)學(xué)雜志,2006,25(3):334－339.

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