李冉冉，金 娜

（山東工商學(xué)院，山東 煙臺(tái)264005）

旅游現(xiàn)已成為新時(shí)代人民群眾美好生活和精神文化需求的重要內(nèi)容，是反映國(guó)民幸福指數(shù)的一個(gè)重要方面。近年來，我國(guó)經(jīng)濟(jì)快速發(fā)展，家庭財(cái)富積累水平進(jìn)一步提高，為居民旅游的消費(fèi)能力提升和產(chǎn)業(yè)規(guī)模擴(kuò)大提供了資源支撐。國(guó)家統(tǒng)計(jì)局?jǐn)?shù)據(jù)顯示，2019 年，我國(guó)人均GDP 和GNI（人均國(guó)民總收入）都首次突破1 萬美元大關(guān)；《2018全球財(cái)富報(bào)告》顯示，我國(guó)家庭財(cái)富規(guī)模已位居全球第二位，這都說明我國(guó)居民的生活水平、家庭財(cái)富積累水平有了顯著提高。旅游需求是經(jīng)濟(jì)社會(huì)發(fā)展到一定階段的產(chǎn)物，是居民生活水平達(dá)到一定富裕程度后的消費(fèi)需求，而旅游產(chǎn)業(yè)的高質(zhì)量發(fā)展又會(huì)進(jìn)一步促進(jìn)新動(dòng)能，擴(kuò)大就業(yè)，提高人民生活水準(zhǔn)。

一、綜述

經(jīng)濟(jì)社會(huì)發(fā)展進(jìn)入新時(shí)代，旅游正日益成為廣大人民群眾對(duì)美好生活向往的重要載體。根據(jù)統(tǒng)計(jì)數(shù)據(jù)，經(jīng)濟(jì)發(fā)達(dá)國(guó)家居民年出游次數(shù)為8 次以上，2018 年，我國(guó)居民人均年出游次數(shù)為4 次，我國(guó)旅游產(chǎn)業(yè)高質(zhì)量發(fā)展的潛力才剛剛開始釋放。有效的家庭財(cái)富支持是旅游高質(zhì)量發(fā)展的重要保障，因此，開展家庭財(cái)富積累水平對(duì)旅游產(chǎn)業(yè)高質(zhì)量發(fā)展的影響研究有重要的現(xiàn)實(shí)意義和研究?jī)r(jià)值。

本文以首個(gè)新舊動(dòng)能轉(zhuǎn)換綜合試驗(yàn)區(qū)——山東省為例，選取城鎮(zhèn)和農(nóng)村居民人均可支配收入和國(guó)內(nèi)旅游收入三個(gè)變量分析家庭財(cái)富積累水平和旅游產(chǎn)業(yè)高質(zhì)量發(fā)展之間的關(guān)系，通過協(xié)整分析、VAR 模型、格蘭杰因果檢驗(yàn)等方法進(jìn)行實(shí)證研究，結(jié)果表明，城鄉(xiāng)居民人均可支配收入之間存在長(zhǎng)期協(xié)整關(guān)系，并且城鄉(xiāng)居民人均可支配收入對(duì)國(guó)內(nèi)旅游收入的影響存在明顯的滯后效應(yīng)。通過對(duì)家庭財(cái)富積累水平和旅游產(chǎn)業(yè)發(fā)展核心指標(biāo)的系統(tǒng)分析，為新常態(tài)下制定宏觀經(jīng)濟(jì)政策，廣大人民群眾分享國(guó)家改革發(fā)展成果提供借鑒建議。

二、實(shí)證分析

本文選擇山東省國(guó)內(nèi)旅游收入、城鎮(zhèn)居民人均可支配收入和農(nóng)村居民人均可支配收入三個(gè)變量進(jìn)行分析，分別論述。以2002-2018 年的年度數(shù)據(jù)進(jìn)行實(shí)證分析。數(shù)據(jù)主要來源于《山東統(tǒng)計(jì)年鑒》和《山東旅游年鑒》。

（一）描述性分析

表1 山東省居民人均可支配收入及旅游消費(fèi)水平 單位：元

圖1 山東省居民人均可支配收入及旅游消費(fèi)水平折線圖

由圖1 可以看出，自2002 年以來，山東省城鄉(xiāng)居民人均可支配收入和國(guó)內(nèi)旅游收入整體呈現(xiàn)上升趨勢(shì)，城鎮(zhèn)居民人均可支配收入增長(zhǎng)更明顯，2018 年，山東省城鎮(zhèn)居民人均可支配收入已經(jīng)接近40000 元/ 人，17 年增長(zhǎng)了31934 元；而國(guó)內(nèi)旅游收入和農(nóng)村居民人均可支配收入增長(zhǎng)趨勢(shì)較為平緩。

（二）平穩(wěn)性檢驗(yàn)

為了消除異方差，對(duì)三列數(shù)據(jù)均取對(duì)數(shù)。本文采用ADF 方法檢驗(yàn)各變量的平穩(wěn)性，其結(jié)果如表2 所示。從中可以看出，三組原始序列和一階差分序列在1%顯著性水平下和5%顯著性水平下均接受原假設(shè)，也就是說，三組原始數(shù)據(jù)序列和一階差分序列均存在單位根，都不平穩(wěn)。因此對(duì)原序列進(jìn)行二階差分，再進(jìn)行單位根檢驗(yàn)。結(jié)果表明，經(jīng)二階差分之后度序列均在1%顯著性水平下平穩(wěn)。三組序列均滿足二階單整，為進(jìn)一步檢驗(yàn)三組變量之間的協(xié)整關(guān)系提供了前提條件。

表2 變量平穩(wěn)性檢驗(yàn)結(jié)果

（三）協(xié)整檢驗(yàn)

從表2 的單位根檢驗(yàn)結(jié)果可知，三個(gè)變量均為二階單整，因此可以檢驗(yàn)其是否具有協(xié)整關(guān)系。運(yùn)用Jonhansen 檢驗(yàn)確定變量間是否存在協(xié)整關(guān)系，在模型結(jié)構(gòu)建中，得出Jonhansen 協(xié)整檢驗(yàn)結(jié)果。由表3 結(jié)果可知，在不超過一個(gè)協(xié)整關(guān)系假設(shè)前提下，在5%的顯著性水平下，檢驗(yàn)結(jié)果不支持原假設(shè)，在不超過兩個(gè)協(xié)整關(guān)系假設(shè)前提下，接受原假設(shè)，確定存在長(zhǎng)期均衡關(guān)系。

表3 Johansen 協(xié)整檢驗(yàn)

建立向量自回歸模型（VAR），以進(jìn)一步探究各變量之間的關(guān)系。根據(jù)AIC 和SC 準(zhǔn)則確定滯后階數(shù)，如表4 所示。由表4 可以看出，滯后項(xiàng)為2 時(shí)AIC 數(shù)值最小，所以確定VAR 模型的最優(yōu)滯后期為2，建立VAR（2）模型。

表4 最優(yōu)滯后階數(shù)檢驗(yàn)結(jié)果

鑒于模型平穩(wěn)性問題，以及接下來Granger 因果關(guān)系檢驗(yàn)的準(zhǔn)確性，首先對(duì)模型進(jìn)行平穩(wěn)性檢驗(yàn)。由圖2 可以看出模型所有特征根都在單位圓內(nèi)，說明VAR（2）模型是平穩(wěn)的，幾對(duì)變量進(jìn)行Granger 因果檢驗(yàn)是合理的。

lnverse Roots of AR characteristic Polynomial

圖2 模型平穩(wěn)性檢驗(yàn)結(jié)果

（四）Granger 因果檢驗(yàn)

前面的協(xié)整檢驗(yàn)只能說明變量之間存在長(zhǎng)期均衡關(guān)系，要證明變量間存在確定性的相互關(guān)系還需要通過Granger 因果檢驗(yàn)。對(duì)變量進(jìn)行Granger 因果關(guān)系檢驗(yàn)，結(jié)果如表5 所示。

表5 Granger 因果關(guān)系檢驗(yàn)結(jié)果

（五）脈沖響應(yīng)分析

脈沖響應(yīng)函數(shù)分析就是對(duì)某個(gè)變量給予一個(gè)標(biāo)準(zhǔn)差大小的沖擊，再判斷該沖擊對(duì)另一變量在不同時(shí)期的影響效果，進(jìn)而判斷兩者之間的相互關(guān)系的一種方法。下面主要分析城鎮(zhèn)居民人均可支配收入和農(nóng)村居民人均可支配收入的沖擊對(duì)國(guó)內(nèi)旅游收入的影響，其脈沖響應(yīng)如圖3 所示。

圖3 脈沖響應(yīng)分析圖

從脈沖響應(yīng)分析圖可以看出，當(dāng)給國(guó)內(nèi)旅游收入一個(gè)沖擊時(shí)，其對(duì)旅游收入始終有一個(gè)正向影響，在第一期的最大，第二期下降明顯，第三期影響增大，與第一期接近，但是在第三期之后影響逐漸減少。當(dāng)給城鎮(zhèn)居民人均可支配收入一個(gè)沖擊時(shí)，其對(duì)國(guó)內(nèi)旅游收入的影響也是在第一期是最大，之后逐漸減少，第三期時(shí)甚至可能出現(xiàn)負(fù)影響，第五期影響有所回升，之后趨向于穩(wěn)定。當(dāng)給農(nóng)村居民人均可支配收入一個(gè)沖擊時(shí)，其對(duì)國(guó)內(nèi)旅游收入的影響在第二、三期時(shí)達(dá)到負(fù)值，第四期之后回歸正影響，但是影響力度基本趨于穩(wěn)定，且較小。

（六）方差分解

為了具體描述新息在人均可支配收入和國(guó)內(nèi)旅游收入的動(dòng)態(tài)變化中的相對(duì)重要性，對(duì)三個(gè)變量進(jìn)行方差分析。第一列是預(yù)測(cè)期，S.E.中的數(shù)據(jù)為變量的各期預(yù)測(cè)標(biāo)準(zhǔn)誤，后四列是百分?jǐn)?shù)，表示被解釋變量國(guó)內(nèi)旅游收入的方程新息對(duì)各期預(yù)測(cè)誤差的貢獻(xiàn)度，分析結(jié)果如表6 所示。

表6 方差分解表

分析可知，在第一期國(guó)內(nèi)旅游收入的波動(dòng)僅受到本身波動(dòng)的影響，人均可支配收入對(duì)國(guó)內(nèi)旅游收入的沖擊直到第二期才體現(xiàn)出來。其中在第二期城鎮(zhèn)和農(nóng)村居民人均可支配收入對(duì)國(guó)內(nèi)旅游收入的影響相差不大，之后人均可支配收入對(duì)國(guó)內(nèi)旅游收入的影響逐漸增大，城鎮(zhèn)居民和農(nóng)村居民的影響差距也逐漸拉大，到第十期時(shí)農(nóng)村居民人均可支配收入對(duì)國(guó)內(nèi)旅游收入的影響達(dá)到23.37%。

三、小結(jié)

通過對(duì)山東省國(guó)內(nèi)旅游收入、城鎮(zhèn)居民人均可支配收入和農(nóng)村居民人均可支配收入三個(gè)變量2002-2018 年的數(shù)據(jù)進(jìn)行實(shí)證分析，得到：自2002 年以來，山東省城鄉(xiāng)居民人均可支配收入和國(guó)內(nèi)旅游收入整體呈現(xiàn)上升趨勢(shì)；國(guó)內(nèi)旅游收入、城鎮(zhèn)居民人均可支配收入和農(nóng)村居民人均可支配收入三個(gè)變量均為二階單整，城鄉(xiāng)居民人均可支配收入之間存在長(zhǎng)期協(xié)整關(guān)系，并且城鄉(xiāng)居民人均可支配收入對(duì)國(guó)內(nèi)旅游收入的影響存在明顯的滯后效應(yīng)。并通過格蘭杰因果檢驗(yàn)、脈沖響應(yīng)分析和方差分解，進(jìn)一步探析了三個(gè)變量的具體影響關(guān)系。

2020 年是中華民族偉大復(fù)興的關(guān)鍵一年，也是全面建成小康社會(huì)的收官之年，盡管我國(guó)經(jīng)濟(jì)社會(huì)發(fā)展受到新冠疫情的影響，但經(jīng)濟(jì)社會(huì)發(fā)展長(zhǎng)期向好的基本面沒有改變，這為新常態(tài)下加快經(jīng)濟(jì)社會(huì)轉(zhuǎn)型升級(jí)帶來了新的機(jī)遇，居民收入和旅游產(chǎn)業(yè)高質(zhì)量發(fā)展仍將繼續(xù)保持增長(zhǎng)態(tài)勢(shì)。當(dāng)前，我國(guó)家庭財(cái)富積累傳承的主要方式以住房持有為主，為培育居民旅游消費(fèi)提質(zhì)增效的新動(dòng)力，需要對(duì)家庭財(cái)富積累結(jié)構(gòu)進(jìn)行持續(xù)優(yōu)化，降低住房在居民資產(chǎn)中所占的比重，適當(dāng)增加金融資產(chǎn)的配比度。同時(shí)，旅游已成為拉動(dòng)經(jīng)濟(jì)社會(huì)高質(zhì)量發(fā)展的重要?jiǎng)恿?，要統(tǒng)籌做好旅游產(chǎn)業(yè)發(fā)展的頂層設(shè)計(jì)，經(jīng)濟(jì)社會(huì)發(fā)展主動(dòng)適應(yīng)旅游漸成居民常態(tài)消費(fèi)的變化，加強(qiáng)協(xié)調(diào)創(chuàng)新，完善全域旅游、新業(yè)態(tài)旅游、鄉(xiāng)村旅游的占比，提高促進(jìn)旅游消費(fèi)的針對(duì)性，在全面深化改革中，推動(dòng)旅游產(chǎn)業(yè)高質(zhì)量發(fā)展邁出更大步伐。