閆鐵梅，孔令成，2

（1.長江大學經(jīng)濟與管理學院，湖北 荊州 434023；2.湖北農(nóng)村發(fā)展研究中心，湖北 荊州 434023）

貧苦地區(qū)以農(nóng)村地區(qū)為主。農(nóng)村地區(qū)尤其是貧困區(qū)域的農(nóng)村成為脫貧的主要對象。在全面建成小康社會的決勝階段，打贏脫貧攻堅戰(zhàn)是確保經(jīng)濟持續(xù)健康發(fā)展和社會大局穩(wěn)定的重要戰(zhàn)略，而發(fā)展長效扶貧產(chǎn)業(yè)對增強貧困群眾內(nèi)生動力和自我發(fā)展能力起著重要的推動作用。在長效扶貧產(chǎn)業(yè)中，旅游產(chǎn)業(yè)占有重要地位。近年來，部分省、市、自治區(qū)從自身的旅游資源優(yōu)勢出發(fā)，將旅游產(chǎn)業(yè)作為當?shù)亟?jīng)濟優(yōu)勢產(chǎn)業(yè)甚至支柱產(chǎn)業(yè)。與此同時，由于貧困地區(qū)薄弱的經(jīng)濟基礎，其直接制約了旅游投資和旅游需求的發(fā)展，而且旅游資源的易破壞性和不可再生性更可能加重地方貧困。因此，旅游產(chǎn)業(yè)發(fā)展能否持續(xù)給地方減貧值得深入思考。

關于旅游產(chǎn)業(yè)發(fā)展和減貧效應之間的關系，國內(nèi)外學者已經(jīng)進行了相關研究。戴宏偉［1］對旅游帶動脫貧持樂觀態(tài)度，認為在現(xiàn)代旅游休閑業(yè)的發(fā)展上，貧困地區(qū)與其他發(fā)達地區(qū)相比，不僅沒有明顯的劣勢，反而具備較強的優(yōu)勢。馮煒娟［2］指出在利用鄉(xiāng)村旅游進行精準扶貧的過程中，鄉(xiāng)村旅游產(chǎn)業(yè)特色不特、精準不精、貧困農(nóng)戶素質(zhì)制約鄉(xiāng)村旅游參與能力等問題可能會遏制鄉(xiāng)村旅游的可持續(xù)發(fā)展能力，導致貧困農(nóng)戶斷絕財產(chǎn)性收益，為其今后返貧埋下難以避免的隱患。王超等［3］基于貴州全域旅游反貧困的案例，認為旅游業(yè)的發(fā)展有利于達到保障貧困鄉(xiāng)村地區(qū)基礎設施建設的統(tǒng)籌發(fā)展、創(chuàng)造更多就業(yè)機會、統(tǒng)籌經(jīng)濟發(fā)展等精準脫貧的目標。齊家紅等［4］認為利用貧困地區(qū)可開發(fā)鄉(xiāng)村旅游產(chǎn)業(yè)，通過招商引資或政府扶持等手段進行鄉(xiāng)村旅游開發(fā)，是貧困地區(qū)實現(xiàn)精準脫貧的有效途徑。閉依萍等［5］以龍勝馬堤鄉(xiāng)為例，認為旅游業(yè)的不良發(fā)展可能導致地區(qū)的返貧困現(xiàn)象發(fā)生，如此惡性循環(huán)是阻礙觀光農(nóng)業(yè)下地區(qū)脫貧工作開展的關鍵。Robertico 等［6］認為旅游業(yè)可以作為一種減貧技術，其有效性和效用取決于環(huán)境條件。Renuka 等［7］以1995—2012年13個旅游密集型經(jīng)濟體為研究對象，結果表明旅游收入與GDP 之比推動的旅游業(yè)增長對貧困的影響取決于所采用的貧困衡量標準，同時根據(jù)貧富差距測算顯示，旅游業(yè)增長使得幫助貧困人口脫貧所需的資金顯著減少。

綜上所述，國內(nèi)外學者對旅游產(chǎn)業(yè)發(fā)展和減貧效應之間的關系進行了比較細致的研究，其研究成果對推動旅游產(chǎn)業(yè)發(fā)展、拉動地方減貧具有重要的借鑒意義［8-10］。但多數(shù)學者往往基于某省貧困地區(qū)進行研究，對生態(tài)脆弱的流域區(qū)域分析較少，對長江經(jīng)濟帶分析更少，而且實證研究尤為不足。雖然長江經(jīng)濟帶是中國經(jīng)濟的脊梁，但同時也是生態(tài)薄弱區(qū)，在“共抓大保護、不搞大開發(fā)”理念的指導下，探究該區(qū)域旅游產(chǎn)業(yè)減貧效應的內(nèi)在規(guī)律具有重要的理論和現(xiàn)實意義?；诖?，本研究以長江經(jīng)濟帶為例，立足現(xiàn)有學者的研究成果，采用面板向量自回歸模型對該區(qū)域旅游產(chǎn)業(yè)發(fā)展與減貧效應之間的內(nèi)在規(guī)律進行深入探討，并提出有針對性的對策建議，以期為有效增強長江經(jīng)濟帶旅游產(chǎn)業(yè)的減貧效應進而推動該區(qū)域共同富裕提供相關參考。

1 指標選取與模型選擇

1.1 指標的選取

為深入有效地探究長江經(jīng)濟帶旅游產(chǎn)業(yè)發(fā)展與減貧效應之間的內(nèi)在規(guī)律，利用長江經(jīng)濟帶各省（市）的旅游總收入增加值與GDP 增加值的比值代表該區(qū)域旅游產(chǎn)業(yè)發(fā)展程度，用LVYOU 表示；用貧困發(fā)生率代表減貧效應，其中貧困發(fā)生率為貧困人口數(shù)與統(tǒng)計總人口數(shù)的比值，用PINKUN 表示。由于貧困人口多數(shù)集中在農(nóng)村地區(qū)，因此以具有代表性的農(nóng)村貧困發(fā)生率代替整體貧困發(fā)生率。同時，遵循科學性、全面性和可操作性原則，并考慮到數(shù)據(jù)的可獲得性，選取了2007—2017年長江經(jīng)濟帶11 個省（市）的樣本數(shù)據(jù)，部分缺失的數(shù)據(jù)利用插值法進行處理，所涉及的數(shù)據(jù)主要來源于國家統(tǒng)計局住戶收支與生活狀況調(diào)查和長江經(jīng)濟帶各?。ㄊ校v年統(tǒng)計年鑒。

1.2 面板向量自回歸模型

選擇面板向量自回歸（Panel vector auto-regression，PVAR）模型進行實證分析。該模型將所有變量視為內(nèi)生變量，研究的是變量之間的動態(tài)互動關系，同時具備了時間序列和截面數(shù)據(jù)的優(yōu)點，該模型的具體表達式如下：

式中，yit=［PINKUN，LVYOU］，內(nèi)生變量為貧困發(fā)生率和旅游產(chǎn)業(yè)發(fā)展，i代表各省份，i=1，2，…，11；t代表年份，t=2007，2008，…，2017；p代表滯后階數(shù)，βj為系數(shù)矩陣，yit-j則為yit的j階滯后項，即將內(nèi)生變量的滯后項作為解釋變量，PVAR 模型是一個反饋系統(tǒng)，內(nèi)生變量PINKUN 和LVYOU 均受到自身和對方滯后項的影響，由一組回歸方程表示變量間的互動關系，αi為個體效應向量，ηt為時間效應向量，εit為擾動項，其中個體效應向量反映了區(qū)域異質(zhì)性，時間效應向量體現(xiàn)了每一時期的特定沖擊效應。

2 實證結果分析

2.1 最優(yōu)滯后階數(shù)選取

在對PVAR模型進行實證分析前，還需要對其最優(yōu)滯后階數(shù)進行選取，以提高模型整體估計結果的有效性。滯后階數(shù)的選取主要依據(jù)MBIC、MAIC 和MHQIC 準則，判斷標準是MBIC、MAIC、MQIC 3 個統(tǒng)計變量最小值最多落在某一滯后階數(shù)上即為最優(yōu)滯后階數(shù)，其檢驗結果如表1 所示。

表1 PVAR 模型最優(yōu)滯后階數(shù)的選取

從表1 可以看出，MBIC、MAIC、MQIC 3 個統(tǒng)計變量最小值均落在1 階，模型的最優(yōu)滯后階數(shù)選為1階。通過對模型PVAR（1）進行實證估計得出：

對于模型（1），LVYOU 受到其自身滯后階LVYOU（-1）的顯著影響，1 階滯后序列對其正向影響；對于模型（2），PINKUN 也受到其自身1 階滯后序列PINKUN 的正向影響。由于PVAR 模型的分析結果比較簡單，為了進一步深入細致地分析長江經(jīng)濟帶旅游產(chǎn)業(yè)發(fā)展與減貧效應之間的關系，在PVAR 模型分析結果的基礎上，運用穩(wěn)定性檢驗、Granger 因果檢驗、脈沖響應函數(shù)和方差分解等方法進行探討。

2.2 穩(wěn)定性檢驗

穩(wěn)定性檢驗是檢驗PVAR 模型回歸結果是否有效。將伴隨矩陣根的值與1 進行比較，如其小于1，則模型是穩(wěn)定的，因而其估計的結果也是有效的，反之無效。對上述PVAR 模型的回歸結果進行穩(wěn)定性檢驗，檢驗結果如圖1 所示。從圖1 可以看出，PVAR 模型是穩(wěn)定的，其伴隨矩陣的根均落在單位圓內(nèi)，因而模型估計結果整體是有效的。

圖1 PVAR 模型穩(wěn)定性檢驗

2.3 Granger因果檢驗

該檢驗可以展示兩兩變量之間的相互影響，為檢驗長江經(jīng)濟帶旅游產(chǎn)業(yè)發(fā)展和減貧之間的相互關系，將通過Granger 因果關系進行檢驗，其檢驗結果如表2、表3 所示。

表2 PINKUN 對LVYOU 的Granger 因 果檢 驗

該檢驗的伴隨概率P小于0.05，所以拒絕原假設，表明PINKUN 是LVYOU 的Granger 原因，說明長江經(jīng)濟帶的貧困會影響到當?shù)芈糜萎a(chǎn)業(yè)的發(fā)展，其薄弱的經(jīng)濟基礎可能無法支撐對旅游產(chǎn)業(yè)的投資，以至于無法保證旅游產(chǎn)業(yè)中的基礎設施建設，從而無法滿足游客的心理預期，進而起不到拉動旅游業(yè)發(fā)展的作用。

表3 LVYOU 對PINKUN 的Granger 因 果檢 驗

該檢驗的伴隨概率P大于0.1，在任一水平下都不能夠拒絕原假設，表明LVYOU 不是PINKUN 的Granger 原因，很大程度上說明長江經(jīng)濟帶旅游產(chǎn)業(yè)的發(fā)展正處于平穩(wěn)發(fā)展的階段，不是造成地區(qū)貧困的原因。

2.4 脈沖響應

由于PVAR 模型的回歸結果尚不足以深入揭示長江經(jīng)濟帶旅游產(chǎn)業(yè)發(fā)展與減貧效應之間的內(nèi)在規(guī)律，還需要運用脈沖響應和方差分解方法進行分析。脈沖響應函數(shù)（IRF）用于衡量來自某個內(nèi)生變量的隨機擾動項的一個標準差沖擊（稱為脈沖）對PVAR模型中所有內(nèi)生變量當前值和未來取值的影響。在其他因素保持不變的情況下，研究一個因素的沖擊對其中一個因素動態(tài)影響的方法，能夠比較直觀地刻畫出變量之間的動態(tài)交互作用及效應，從動態(tài)中判斷變量間的時滯關系。重點研究的是長江經(jīng)濟帶旅游產(chǎn)業(yè)與減貧效應之間的關系。圖2、圖3 是在上述旅游產(chǎn)業(yè)發(fā)展與減貧效應向量自回歸模型的基礎上得到的脈沖響應路徑曲線。

從圖2 可以看出，旅游產(chǎn)業(yè)發(fā)展在第一年貧困發(fā)生率沖擊下立即作出響應，在前幾年的貧困發(fā)生率的沖擊下，旅游產(chǎn)業(yè)發(fā)展對貧困發(fā)生率的響應逐漸增大，響應速度由快變慢，第三年左右達到響應最大值。隨后，旅游產(chǎn)業(yè)發(fā)展作出的響應逐漸減少，到第九年在響應值0.1 處趨向于平穩(wěn)，不過在整個期間內(nèi)，后期的響應值均是正向的，表明貧困的沖擊對旅游產(chǎn)業(yè)的影響持續(xù)時間較長，且旅游產(chǎn)業(yè)發(fā)展對貧困發(fā)生率的響應程度先變大后減少并趨于平穩(wěn)，這說明在前期貧困會對旅游產(chǎn)業(yè)造成一定的影響，且這種影響在逐漸增加，但在后期這種影響會逐漸減少并趨于平穩(wěn)，旅游產(chǎn)業(yè)發(fā)展的這種響應仍在0.1左右。

圖2 長江經(jīng)濟帶LVYOU 對PINKUN 的響應

從圖3 可以看出，貧困發(fā)生率在第一年旅游產(chǎn)業(yè)發(fā)展的沖擊下立即作出反應，在前2年旅游產(chǎn)業(yè)發(fā)展的沖擊下，貧困發(fā)生率對旅游產(chǎn)業(yè)發(fā)展的響應逐漸增大至0.3，2年后貧困發(fā)生率對旅游產(chǎn)業(yè)發(fā)展的響應減小至0.2 左右并趨于穩(wěn)定。響應值一直處于正向，這說明旅游產(chǎn)業(yè)發(fā)展對貧困發(fā)生率的影響較為穩(wěn)定且持續(xù)的時間較長，表明旅游產(chǎn)業(yè)的發(fā)展會影響到貧困發(fā)生率，且該種影響較為穩(wěn)定，在前期貧困發(fā)生率對旅游產(chǎn)業(yè)的響應程度增加，但隨即趨于平穩(wěn)，這說明長江經(jīng)濟帶的旅游產(chǎn)業(yè)還不夠發(fā)達，產(chǎn)業(yè)鏈條較短，對脫貧雖然有一定的拉動，但拉動作用不大，貧困發(fā)生率響應還保持在0.2 左右。

2.5 方差分解

方差分解和脈沖響應函數(shù)一樣，主要用來分析PVAR 模型中每個內(nèi)生變量對其自身以及其他內(nèi)生變量的擾動所作出的反應，從而進一步地了解PVAR 模型的動態(tài)特征。表4 反映的是長江經(jīng)濟帶貧困發(fā)生率和旅游產(chǎn)業(yè)發(fā)展方差分解的結果，其中時期數(shù)代表預測期，預測期為20年。

從表4 可以看出，隨著預測期的推移，旅游產(chǎn)業(yè)發(fā)展的影響數(shù)值增加，貧困發(fā)生率的影響數(shù)值減少，但其值仍比較大，到第10 期時貧困發(fā)生率的方差分解結果基本穩(wěn)定，其預測方差中約有8.03%是由旅游產(chǎn)業(yè)發(fā)展的擾動所引起的，91.97%是由其自身擾動所引起。而在旅游產(chǎn)業(yè)發(fā)展的方差分解中，長江經(jīng)濟帶旅游產(chǎn)業(yè)發(fā)展的方差全部由其自身擾動所引起的。隨著預測期的推移，貧困發(fā)生率的影響數(shù)值增加，但影響值較小。旅游產(chǎn)業(yè)發(fā)展受自身擾動的影響在前5 期表現(xiàn)得尤為明顯，在第10 期時受自身擾動影響的百分比穩(wěn)定在99.69%，貧困發(fā)生率擾動影響的百分比約為0.31%。結果表明，長江經(jīng)濟帶旅游產(chǎn)業(yè)發(fā)展對貧困發(fā)生率的影響大于貧困發(fā)生率對旅游產(chǎn)業(yè)發(fā)展的影響，即旅游產(chǎn)業(yè)的發(fā)展對減貧效應的影響大于減貧效應對旅游產(chǎn)業(yè)發(fā)展的影響，與脈沖響應結論一致。

3 結論與建議

在PVAR 模型的基礎上，進一步運用Granger 因果檢驗、脈沖響應和方差分解等方法對長江經(jīng)濟帶旅游產(chǎn)業(yè)發(fā)展和減貧效應的關系進行了實證探究，得出以下結論。

第一，長江經(jīng)濟帶旅游產(chǎn)業(yè)發(fā)展對貧困發(fā)生率的影響由大變小，同時，貧困發(fā)生率的響應也由大變小，這表明較短時間范圍內(nèi)的旅游扶貧開發(fā)行為增加了地區(qū)的經(jīng)濟負擔，旅游的投資與開發(fā)加重了地區(qū)貧困。但隨著旅游產(chǎn)業(yè)的發(fā)展，其帶來的收益又能在一定程度上緩解貧困，由于長江經(jīng)濟帶的旅游產(chǎn)業(yè)還不夠發(fā)達，產(chǎn)業(yè)鏈條較短，所以對脫貧的拉動作用不大，對貧困發(fā)生率的影響也不大。

第二，長江經(jīng)濟帶貧困發(fā)生率對旅游產(chǎn)業(yè)發(fā)展的影響由大變小，在貧困發(fā)生率的影響下，旅游產(chǎn)業(yè)發(fā)展的響應也由大變小。這說明在旅游產(chǎn)業(yè)的起步階段，貧困地區(qū)薄弱的經(jīng)濟基礎給旅游產(chǎn)業(yè)的發(fā)展造成了較大的阻力，但隨著后期貧困發(fā)生率逐年降低以及旅游產(chǎn)業(yè)自身的不斷發(fā)展，使得貧困發(fā)生率對旅游產(chǎn)業(yè)發(fā)展所產(chǎn)生的阻礙作用減少，因而其影響會由大變小。前期貧困地區(qū)由于天然的旅游資源優(yōu)勢推動了旅游產(chǎn)業(yè)的發(fā)展，但貧困地區(qū)薄弱的經(jīng)濟基礎不足以支撐旅游產(chǎn)業(yè)的后期發(fā)展，不完善的基礎設施不足以吸引外來游客前來消費，旅游產(chǎn)業(yè)發(fā)展由大變小。

第三，長江經(jīng)濟帶旅游產(chǎn)業(yè)發(fā)展對貧困發(fā)生率的影響大于貧困發(fā)生率對旅游產(chǎn)業(yè)發(fā)展的影響。這是由于長江經(jīng)濟帶各省（市）都在致力于脫貧工作，貧困發(fā)生率也因此逐年下降，其對旅游產(chǎn)業(yè)的阻礙影響也就慢慢減少，但旅游產(chǎn)業(yè)的興起會改善當?shù)氐慕?jīng)濟狀況，旅游產(chǎn)業(yè)作為正在崛起的第三產(chǎn)業(yè)正在壯大發(fā)展，其對脫貧工作的拉動效應逐漸增加，因此長江經(jīng)濟帶旅游產(chǎn)業(yè)發(fā)展對貧困發(fā)生率的影響大于貧困發(fā)生率對旅游產(chǎn)業(yè)發(fā)展的影響。

基于此，為了進一步增強長江經(jīng)濟帶旅游產(chǎn)業(yè)的減貧效應，應加大對地區(qū)基礎設施建設的投資。補齊公共服務短板不僅是對脫貧工作的要求，同樣也為旅游產(chǎn)業(yè)的基礎設施服務奠定了基礎，完善的基礎設施不僅能夠改善貧困地區(qū)的落后面貌，而且能夠吸引外來游客，從而拉動旅游產(chǎn)業(yè)的發(fā)展。

第一，強化旅游產(chǎn)業(yè)對帶動脫貧的力度。旅游帶動脫貧是可實踐可持續(xù)的發(fā)展之道，但由于長江經(jīng)濟帶旅游脫貧的強度不夠，因此要強化旅游產(chǎn)業(yè)的拉動作用，在整合區(qū)域現(xiàn)有旅游資源的基礎上，推動旅游業(yè)與一二產(chǎn)業(yè)的深度融合，進一步延長旅游產(chǎn)業(yè)鏈，帶動當?shù)厝藗儼l(fā)展旅游餐飲、民俗住宿等多種產(chǎn)業(yè)鏈，增加就業(yè)的同時促進當?shù)厝藗兌喾矫娴脑鍪?，強化旅游業(yè)對減貧的拉動作用。

第二，合理規(guī)劃開發(fā)旅游資源，同時加大對旅游資源的保護。貧困地區(qū)的旅游資源大多未經(jīng)破壞和污染，旅游價值高，但旅游產(chǎn)業(yè)的擴張也會使游客數(shù)量增加，從而加大了旅游資源的保護難度，若要走可持續(xù)的旅游發(fā)展道路，就需要合理利用自然旅游資源，不僅需要考慮其是否具備旅游開發(fā)的資源優(yōu)勢，同時還要考慮到開發(fā)過程的合理性和可操作性，并對當?shù)芈糜钨Y源及項目進行深入調(diào)查、評估和規(guī)劃設計后再考慮是否予以開發(fā)。對需要開發(fā)的旅游資源，要求在不破壞生態(tài)和原生旅游資源的基礎上開展旅游產(chǎn)業(yè)，同時建立起相應的旅游景區(qū)法律法規(guī)機制進行保護，嚴厲打擊不文明的游客行為，與此同時還需要考慮旅游景點的承載量，從而保證旅游生態(tài)環(huán)境的可持續(xù)性。

第三，走特色旅游發(fā)展之路。隨著旅游產(chǎn)業(yè)的興起，大部分地區(qū)的旅游景點大眾化傾向嚴重，不少地區(qū)盲目發(fā)展旅游產(chǎn)業(yè)，旅游發(fā)展缺乏特色與創(chuàng)新，從而導致大投資下的旅游產(chǎn)業(yè)趨于沒落，不僅損失了大量的人力資本和金錢，原有的生態(tài)環(huán)境也可能遭到破壞，因此各地區(qū)若想發(fā)展可持續(xù)的旅游產(chǎn)業(yè)，則需要以自身特有的旅游資源為切入點，在不破壞原有風格的基礎上，以特色和創(chuàng)新為整體思路的源泉為旅游產(chǎn)業(yè)的特色化經(jīng)營摸索出一條極具當?shù)靥厣陌l(fā)展道路，在繼承發(fā)展原有的建筑特色上，吸取其他特色景區(qū)的優(yōu)點加以融合，開發(fā)出特色化程度高、服務質(zhì)量好的優(yōu)質(zhì)旅游產(chǎn)業(yè)，從而為減貧提供強大助力。