汪海飛

三亞學(xué)院財(cái)經(jīng)學(xué)院，海南三亞 572022

引言

改革開放助推了我國(guó)城鎮(zhèn)化的發(fā)展，改革開放支出我國(guó)城鎮(zhèn)人口占總?cè)丝诒戎貎H為17.92%，2019年達(dá)到60.6%。在城鎮(zhèn)化推進(jìn)過程中，城鎮(zhèn)人口密度、第二三產(chǎn)業(yè)從業(yè)人員數(shù)量、城鎮(zhèn)居民人均可支配收入、城市基礎(chǔ)設(shè)施覆蓋率不斷提升，推動(dòng)了我國(guó)經(jīng)濟(jì)的發(fā)展和現(xiàn)代化的實(shí)現(xiàn)。但早期城鎮(zhèn)化過度追求數(shù)量而忽視質(zhì)量，由此我國(guó)提出要建設(shè)中國(guó)特色新型城鎮(zhèn)化，促進(jìn)我國(guó)城鎮(zhèn)化由追求速度向追求質(zhì)量轉(zhuǎn)變[1]。2021年，兩會(huì)政府工作報(bào)告中指出，要深入推進(jìn)新型城鎮(zhèn)化戰(zhàn)略，提升城鎮(zhèn)化發(fā)展質(zhì)量。而旅游業(yè)作為無煙產(chǎn)業(yè)和朝陽產(chǎn)業(yè)，產(chǎn)業(yè)發(fā)展的經(jīng)濟(jì)帶動(dòng)作用明顯，產(chǎn)業(yè)規(guī)模的提升對(duì)提升區(qū)域經(jīng)濟(jì)發(fā)展水平、助力新型城鎮(zhèn)化建設(shè)意義重大。

一 海南省旅游業(yè)和新型城鎮(zhèn)化發(fā)展現(xiàn)狀

2010年，國(guó)務(wù)院發(fā)布《國(guó)務(wù)院關(guān)于推進(jìn)海南國(guó)際旅游島建設(shè)發(fā)展的若干意見》，計(jì)劃將海南省建設(shè)成為世界一流海島休閑度假旅游勝地，海南省國(guó)際旅游島建設(shè)步入正軌并推動(dòng)海南省旅游業(yè)發(fā)展。截至2019年底，海南省接待游客總?cè)藬?shù)為8311.2萬人次，比2018年增加683.81萬人次，增幅達(dá)9%；國(guó)內(nèi)外旅游收入為1057.8億元人民幣，比2018年增加107.64億元人民幣，增幅達(dá)11.33%；旅游景點(diǎn)55個(gè)，主要分布在三亞市（14個(gè)）和?？谑校?1個(gè)）；旅游飯店953家，受旅游資源的分布的影響，主要分布在三亞市（269家）和?？谑校?85家）；旅行社387家。整體來看，海南省旅游業(yè)發(fā)展表現(xiàn)出明顯的區(qū)域差異，旅游資源主要集中在南部中心城市三亞市和北部中心城市?？谑?，導(dǎo)致以旅游資源為基礎(chǔ)的旅游業(yè)發(fā)展表現(xiàn)出明顯的地域分布不均衡性[2]。

二 海南省旅游業(yè)對(duì)新型城鎮(zhèn)化影響的實(shí)證分析

（一）變量選取

關(guān)于城鎮(zhèn)化率（CZHL）的衡量，選取人口城鎮(zhèn)化率，人口城鎮(zhèn)化率=城鎮(zhèn)人口/總?cè)丝?；關(guān)于旅游業(yè)發(fā)展?fàn)顩r的衡量，本文從旅游業(yè)的產(chǎn)業(yè)規(guī)模和經(jīng)濟(jì)效益出發(fā)，選取四個(gè)指標(biāo)：旅游總收入（LYSR）、旅游總?cè)舜危↙YRC）、旅行社個(gè)數(shù)（LXS）和酒店個(gè)數(shù)（JD），深入分析以這些指標(biāo)為代表的旅游業(yè)產(chǎn)業(yè)規(guī)模和經(jīng)濟(jì)效益的變動(dòng)對(duì)海南省新型城鎮(zhèn)化的影響。

（二）數(shù)據(jù)來源及處理

本文數(shù)據(jù)來自于《海南省統(tǒng)計(jì)年鑒》（2000-2020年），在原始數(shù)據(jù)的基礎(chǔ)上，按照模型和分析要求對(duì)數(shù)據(jù)進(jìn)行整理。在實(shí)證分析中，運(yùn)用Eviews10.0進(jìn)行數(shù)據(jù)處理和建模，并對(duì)五個(gè)變量進(jìn)行對(duì)數(shù)處理，用LNCZHL、LNLYSR、LNLYRC、LNLXS、LNJD來代表處理后的指標(biāo)，以消除數(shù)據(jù)序列可能的異常波動(dòng)[3]。

（三）ADF檢驗(yàn)

經(jīng)典的計(jì)量建模通常假定數(shù)據(jù)的時(shí)間序列是平穩(wěn)的，易導(dǎo)致偽回歸現(xiàn)象，為避免偽回歸的出現(xiàn)，需要進(jìn)行變量時(shí)間序列平穩(wěn)性檢驗(yàn)，本文將運(yùn)用單位根檢驗(yàn)（ADF）方法來進(jìn)行。

由表1可知，在5%的置信水平下，LNCZHL、LNLYSR、LNLYRC、LNLXS、LNJD 的P值均大于0.05，表明這五個(gè)變量序列均存在單位根，為非平穩(wěn)序列。為了消除單位根的影響，本文對(duì)五個(gè)變量進(jìn)行一階差分處理，處理后的P值均小于0.05，表明一階差分各變量的單位根被消除，此時(shí)變量的差分序列為平穩(wěn)序列。

表1 LNCZHL、LNLYSR、LNLYRC、LNLXS、LNJD平穩(wěn)性檢驗(yàn)結(jié)果

（四）Johansen協(xié)整檢驗(yàn)

協(xié)整檢驗(yàn)就是查看非平穩(wěn)經(jīng)濟(jì)變量之間是否存在某種平穩(wěn)的線性組合，以此判斷非平穩(wěn)的經(jīng)濟(jì)變量的長(zhǎng)期均衡關(guān)系，要求各變量序列滯后階數(shù)一致。由ADF檢驗(yàn)可知，本文涉及的五個(gè)變量均為一階平穩(wěn)，符合檢驗(yàn)要求?；诖?，根據(jù)變量的特征，本文的協(xié)整檢驗(yàn)運(yùn)用Johansen協(xié)整檢驗(yàn)來進(jìn)行[4]。

由表2可知，跡統(tǒng)計(jì)量和最大特征值統(tǒng)計(jì)量表明五個(gè)變量中至多存在2個(gè)協(xié)整關(guān)系，因此，我們可以認(rèn)為，LNCZHL、LNLYSR、LNLYRC、LNLXS、LNJD之間至少存在一個(gè)協(xié)整關(guān)系，意味著五個(gè)變量之間至少存在一個(gè)長(zhǎng)期均衡關(guān)系。

表2 Johansen協(xié)整檢驗(yàn)結(jié)果

（五）VAR模型

VAR模型構(gòu)建一般需要滿足在平穩(wěn)性檢驗(yàn)中，變量的時(shí)間序列要一階單整，同時(shí)變量之間要存在長(zhǎng)期均衡關(guān)系，根據(jù)以上分析，本文變量選取滿足模型構(gòu)建條件。在構(gòu)建VAR模型時(shí)，確定模型最優(yōu)滯后階數(shù)為2階，由此構(gòu)建VAR（-2）模型，探討旅游業(yè)產(chǎn)業(yè)規(guī)模和經(jīng)濟(jì)效益對(duì)新型城鎮(zhèn)化的影響。

基于LNCZHL、LNLYSR、LNLYRC、LNLXS、LNJD等指標(biāo)的數(shù)據(jù)，本文運(yùn)用Eviews10.0進(jìn)行模型構(gòu)建，所得模型為：

LNCZHL=-1.962247-0.798188LNLYSR（-1）+0.385141LNLYSR（-2）-0.258618LNLYRC（-1）+0.84812LNLYRC（-2）+0.106435LNLXS（-1）-0.08131LNLXS（-2）+0.250417LNJD（-1）-0.331955LNJD（-2）

模型顯示，滯后一期的LNLYSR對(duì)本期的LNCZHL有抑制作用，但滯后兩期的LNLYSR對(duì)本期的LNCZHL有推動(dòng)作用，滯后一期的旅游總收入每增長(zhǎng)1%，本期城鎮(zhèn)化率平均降低0.08%，滯后兩期的旅游總收入每增長(zhǎng)1%，本期城鎮(zhèn)化率平均增長(zhǎng)0.39%；滯后一期的LNLYRC對(duì)本期的LNCZHL有抑制作用，但滯后兩期的LNLYRC對(duì)本期的LNCZHL有推動(dòng)作用，滯后一期的旅游總?cè)舜蚊吭鲩L(zhǎng)1%，本期城鎮(zhèn)化率平均降低0.26%，滯后兩期的旅游總?cè)舜蚊吭鲩L(zhǎng)1%，本期城鎮(zhèn)化率平均增長(zhǎng)0.85%.

旅行社和酒店數(shù)量對(duì)城鎮(zhèn)化率的影響則表現(xiàn)出相反的狀況，滯后一期的LNLXS對(duì)本期的LNCZHL有推動(dòng)作用，滯后兩期的LNLXS對(duì)本期的LNCZHL有抑制作用，滯后一期的旅行社數(shù)量每增長(zhǎng)1%，本期城鎮(zhèn)化率平均增加0.11%，滯后兩期的旅行社數(shù)量每增長(zhǎng)1%，本期城鎮(zhèn)化率平均降低0.08%；滯后一期的LNJD對(duì)本期的LNCZHL有推動(dòng)作用，滯后兩期的LNJD對(duì)本期的LNCZHL有抑制作用，滯后一期的酒店數(shù)量每增長(zhǎng)1%，本期城鎮(zhèn)化率平均增加0.25%，滯后兩期的酒店數(shù)量每增長(zhǎng)1%，本期城鎮(zhèn)化率平均降低0.33%。表明旅行社和酒店的發(fā)展對(duì)新型城鎮(zhèn)化的推進(jìn)在短期內(nèi)具有一定促進(jìn)作用，但長(zhǎng)期來看會(huì)抑制新型城鎮(zhèn)化的推進(jìn)，究其原因，旅行社和酒店主要服務(wù)于進(jìn)入海南省旅游的人群，這些較短時(shí)間內(nèi)的人口流動(dòng)沒有能夠很好的反映到海南省新型城鎮(zhèn)化建設(shè)中[5]。

（六）脈沖響應(yīng)函數(shù)分析

由圖1可知，當(dāng)給LNJD一單位的正向沖擊時(shí)，LNCZHL隨期數(shù)的推移呈現(xiàn)先上升后下降并逐漸趨于零的態(tài)勢(shì)，表明短期內(nèi)酒店數(shù)量的增加能夠促進(jìn)新型城鎮(zhèn)化的發(fā)展，二者存在正相關(guān)關(guān)系，但這種正向的促進(jìn)作用隨時(shí)間推移而慢慢減弱；當(dāng)給LNLXS一單位的正向沖擊時(shí)，LNCZHL隨期數(shù)的推移呈現(xiàn)波動(dòng)下降并逐漸趨于零的態(tài)勢(shì)，表明短期內(nèi)旅行社數(shù)量的增加對(duì)海南省新型城鎮(zhèn)化率的提高有一定的積極作用，二者存在正相關(guān)關(guān)系，但這種正向的促進(jìn)作用隨時(shí)間推移而慢慢減弱；當(dāng)給LNLYRC一單位的正向沖擊時(shí)，LNCZHL隨期數(shù)的推移呈現(xiàn)不斷上升并逐漸趨于穩(wěn)定的態(tài)勢(shì)，表明海南省旅游總?cè)舜魏托滦统擎?zhèn)化之間存在正相關(guān)關(guān)系，且隨著時(shí)間推移，旅游總?cè)舜蔚脑黾釉絹碓侥軌蛲苿?dòng)新型城鎮(zhèn)化率的提升；當(dāng)給LNLYSR一單位的正向沖擊時(shí)，LNCZHL隨期數(shù)的推移呈現(xiàn)不斷上升并逐漸趨于穩(wěn)定的態(tài)勢(shì)，表明海南省旅游總收入和新型城鎮(zhèn)化之間存在正相關(guān)關(guān)系，且隨著時(shí)間推移，旅游收入的增加越來越能夠推動(dòng)新型城鎮(zhèn)化率的提升。

圖1 脈沖響應(yīng)函數(shù)結(jié)果分析

數(shù)據(jù)分析表現(xiàn)出這種狀態(tài)，主要在于旅游總收入和旅游總?cè)舜蔚脑黾幽軌蚝芎玫貛?dòng)海南省經(jīng)濟(jì)增長(zhǎng)，通過基礎(chǔ)設(shè)施建設(shè)、固定資產(chǎn)投資、就業(yè)等轉(zhuǎn)化為新型城鎮(zhèn)化建設(shè)的推動(dòng)力量，但旅行社和酒店數(shù)量的增加無法較好反映城鎮(zhèn)化發(fā)展的推動(dòng)因素上。

三 結(jié)語

通過研究發(fā)現(xiàn)，海南省旅游產(chǎn)業(yè)的規(guī)模不斷擴(kuò)大，經(jīng)濟(jì)效益不斷提升，但在海南省內(nèi)部表現(xiàn)出明顯的區(qū)域差異，基礎(chǔ)設(shè)施完善和經(jīng)濟(jì)發(fā)展水平較高的縣市，旅游產(chǎn)業(yè)發(fā)展的更好。同時(shí)，海南省新型城鎮(zhèn)化率不斷提高，但區(qū)域內(nèi)部發(fā)展不均衡，城鎮(zhèn)化率區(qū)域差異明顯，總體的新型城鎮(zhèn)化進(jìn)程落后于全國(guó)[6]。