劉 銳,紀(jì)麗巖,楊仲元,劉亞峰

(1.巢湖學(xué)院 旅游管理學(xué)院,安徽 合肥 238000;2.遼寧科技學(xué)院 生物醫(yī)藥與化學(xué)工程學(xué)院,遼寧 本溪 117004)

提高居民收入,縮小城鄉(xiāng)居民收入差距,對(duì)于擴(kuò)大內(nèi)需、提高居民生活質(zhì)量、建設(shè)和諧社會(huì)、促進(jìn)經(jīng)濟(jì)可持續(xù)發(fā)展和全面建成小康社會(huì)具有重要意義,學(xué)界長(zhǎng)期致力于探索提高居民收入、縮小城鄉(xiāng)居民收入差距的途徑[1]。旅游產(chǎn)業(yè)作為國(guó)民經(jīng)濟(jì)的支柱產(chǎn)業(yè),因具有綜合性強(qiáng)、關(guān)聯(lián)度廣、開(kāi)放度高、帶動(dòng)性大等特征而被認(rèn)為是促進(jìn)經(jīng)濟(jì)增長(zhǎng)和減貧增收的有效工具,其中,區(qū)域旅游發(fā)展與居民收入的關(guān)系問(wèn)題是區(qū)域旅游經(jīng)濟(jì)研究的焦點(diǎn)之一[2]。在理論上,旅游業(yè)發(fā)展與城鄉(xiāng)居民收入水平存在較為復(fù)雜的關(guān)系[3]。對(duì)于旅游業(yè)發(fā)展與居民收入之間的關(guān)系,國(guó)內(nèi)外學(xué)者的認(rèn)識(shí)并不統(tǒng)一。學(xué)者Duffy等通過(guò)實(shí)證研究驗(yàn)證了發(fā)展旅游業(yè)可以吸納農(nóng)村剩余勞動(dòng)力和顯著增加農(nóng)民收入[4];Fleischer A等認(rèn)為,發(fā)展旅游業(yè)對(duì)農(nóng)村地區(qū)經(jīng)濟(jì)發(fā)展的帶動(dòng)作用滯后性明顯,往往只有個(gè)別村莊受益,對(duì)整個(gè)農(nóng)村地區(qū)的影響有限,且對(duì)農(nóng)戶增收的影響遠(yuǎn)低于預(yù)期[5]。國(guó)內(nèi)學(xué)者通過(guò)實(shí)證研究發(fā)現(xiàn),發(fā)展旅游業(yè)會(huì)直接或間接地增加農(nóng)民收入,但受農(nóng)民素質(zhì)、資金等因素影響, 農(nóng)民參與旅游發(fā)展程度不一樣,因此,只有部分農(nóng)民能夠享有旅游發(fā)展收益, 大部分農(nóng)民難以獲取旅游業(yè)快速發(fā)展的長(zhǎng)期利益[6-8]; 旅游業(yè)發(fā)展能夠促進(jìn)居民收入的增長(zhǎng),但旅游業(yè)發(fā)展促進(jìn)城鎮(zhèn)居民收入增長(zhǎng)的速度要快于農(nóng)村居民的收入增長(zhǎng)速度[9];旅游發(fā)展與居民收入的互動(dòng)效應(yīng)表現(xiàn)為旅游發(fā)展僅對(duì)城鎮(zhèn)居民收入具有顯著影響,而對(duì)農(nóng)村居民無(wú)顯著影響[2];旅游消費(fèi)與居民收入存在長(zhǎng)期的均衡關(guān)系[10];欠發(fā)達(dá)地區(qū)旅游經(jīng)濟(jì)效應(yīng)水平差異的主要影響因素為空間地理環(huán)境、產(chǎn)權(quán)體制和開(kāi)發(fā)模式[11]?？梢?jiàn),目前國(guó)內(nèi)外學(xué)者關(guān)于旅游業(yè)發(fā)展與居民收入的關(guān)系研究,在研究方法上多以統(tǒng)計(jì)數(shù)據(jù)和問(wèn)卷數(shù)據(jù)為主,數(shù)據(jù)的融合使用不足;在研究視角上側(cè)重于旅游業(yè)發(fā)展對(duì)居民收入的單向影響,對(duì)考慮群體差異的兩者間雙向互動(dòng)關(guān)系的影響少有研究。

敦煌地處甘肅、青海、新疆三省(區(qū))交匯處,位于河西走廊的最西端,是典型的旅游城市,區(qū)域內(nèi)擁有豐富的歷史遺跡和歷史人文景觀。目前,敦煌已初步形成了莫高窟、鳴沙山·月牙泉、渥洼地綠洲、玉門(mén)關(guān)、雅丹國(guó)家地質(zhì)公園等五大旅游景區(qū)和“石窟藝術(shù)”、“古關(guān)古城”、“大漠奇觀”三大旅游品牌,旅游基礎(chǔ)設(shè)施日臻完善,建設(shè)世界旅游精品已被定為敦煌未來(lái)發(fā)展的戰(zhàn)略目標(biāo)。目前,旅游業(yè)已經(jīng)成為敦煌市首位產(chǎn)業(yè),對(duì)城市經(jīng)濟(jì)增長(zhǎng)和居民收入提升勢(shì)必產(chǎn)生重要影響。但近年來(lái),敦煌市居民收入水平仍然不高,2000-2019年敦煌市農(nóng)民人均收入年增長(zhǎng)率為9.91%,而城鎮(zhèn)居民人均可支配收入年均增長(zhǎng)率為10.50%。因此,分析敦煌市旅游業(yè)發(fā)展與居民收入關(guān)系具有典型的代表性。文章基于向量自回歸(VAR)模型,運(yùn)用協(xié)整檢驗(yàn)、格蘭杰因果檢驗(yàn)和方差分解等計(jì)量方法,對(duì)敦煌市2000-2019年旅游業(yè)發(fā)展與居民收入的動(dòng)態(tài)關(guān)系進(jìn)行了分析,以期為其他旅游城市以及敦煌未來(lái)旅游業(yè)健康發(fā)展提供參考與借鑒。

1 研究方法與指標(biāo)選擇

1.1 研究方法

向量自回歸(VAR)模型是用來(lái)分析系統(tǒng)中各變量間和隨機(jī)擾動(dòng)項(xiàng)對(duì)多變量自回歸系統(tǒng)的動(dòng)態(tài)影響的有力工具[12]。在構(gòu)建VAR基礎(chǔ)上運(yùn)用脈沖響應(yīng)函數(shù)及方差分解方法進(jìn)行解析,可以更好預(yù)測(cè)和考察在給定單位變化條件下各變量系統(tǒng)內(nèi)相互影響的綜合動(dòng)態(tài)反應(yīng),文中不考慮外生變量的影響,模型具體形式為:

(1)

式中,yt是K維內(nèi)生變量向量;c為常數(shù)項(xiàng);p是滯后階數(shù);Ai是待估系數(shù)矩陣;εt是K維擾動(dòng)向量;εt與yt-i不相關(guān)。

1.2 指標(biāo)選取與數(shù)據(jù)來(lái)源

旅游收入是衡量區(qū)域旅游業(yè)發(fā)展程度和旅游經(jīng)濟(jì)效益的重要指標(biāo)之一,文中將旅游業(yè)發(fā)展用人均旅游收入來(lái)表示?？紤]到數(shù)據(jù)的可得性及各變量時(shí)間序列連續(xù)性的需要,本文使用的敦煌市旅游發(fā)展與居民收入數(shù)據(jù)涵蓋了2000年至2019年,所有變量包括人均旅游收入(RTI)(元/人),城鎮(zhèn)居民人均可支配收入(RUI)(元/人),農(nóng)村居民人均純收入(RRI)(元/人),其中,人均旅游收入用旅游總收入與旅游者總?cè)藬?shù)的比值表示,反映每個(gè)旅游者給旅游地所帶來(lái)的旅游經(jīng)濟(jì)效益。旅游總收入與旅游者人數(shù)數(shù)據(jù)來(lái)源于2001-2020年敦煌市統(tǒng)計(jì)年鑒,城鎮(zhèn)居民人均可支配收入和農(nóng)村居民人均純收入數(shù)據(jù)來(lái)源于2001-2020年甘肅省統(tǒng)計(jì)年鑒。由于數(shù)據(jù)的對(duì)數(shù)變換能夠消除可能存在的異方差影響,同時(shí)可以不改變?cè)兞康膮f(xié)整關(guān)系并且能使其趨于線性化。因此,文中對(duì)變量人均旅游收入、城鎮(zhèn)居民人均可支配收入和農(nóng)村居民人均純收入進(jìn)行自然對(duì)數(shù)變換,分別記為L(zhǎng)NRTI、LNRUI、LNRRI。

2 敦煌旅游業(yè)發(fā)展與居民收入動(dòng)態(tài)關(guān)系分析

文章主要基于VAR模型來(lái)分析敦煌市人均旅游收入、城鎮(zhèn)居民人均可支配收入和農(nóng)村居民人均純收入之間的長(zhǎng)期均衡作用機(jī)制。首先,對(duì)時(shí)間序列進(jìn)行平穩(wěn)性檢驗(yàn);其次,運(yùn)用Johanson協(xié)整檢驗(yàn)分析三者之間的長(zhǎng)期關(guān)系;最后,運(yùn)用格蘭杰因果檢驗(yàn)和方差分解定量分析三者之間的關(guān)系。利用EViews 7.0軟件來(lái)實(shí)現(xiàn)模型構(gòu)建。

2.1 序列平穩(wěn)性ADF檢驗(yàn)

在運(yùn)用協(xié)整理論進(jìn)行時(shí)間序列分析之前,首先要對(duì)兩組數(shù)據(jù)進(jìn)行單位根檢驗(yàn),檢驗(yàn)序列的平穩(wěn)性,是確保其符合協(xié)整檢驗(yàn)的前提[13]。文中采取較為常用的ADF檢驗(yàn)方法對(duì)人均旅游收入、城鎮(zhèn)居民人均可支配收入與農(nóng)村居民人均純收入三個(gè)變量的平穩(wěn)性進(jìn)行考察,即判斷是否同階單整。檢驗(yàn)結(jié)果見(jiàn)表1。由表1可知,LNRTI、LNRUI、LNRRI原序列變量沒(méi)有通過(guò)5%的顯著水平檢驗(yàn),三個(gè)原序列是非平穩(wěn)時(shí)間序列,均包含單位根;一階差分序列中,LNRTI、LNRUI、LNRRI原序列變量的ADF統(tǒng)計(jì)值小于5%顯著水平上的臨界值,可知一階差分變量LNRTI、LNRUI、LNRRI均通過(guò)了平穩(wěn)性檢驗(yàn),也就是所有變量均為一階單整,記為I(1)。這表明人均旅游收入、城鎮(zhèn)居民人均可支配收入與農(nóng)村居民人均純收入之間存在長(zhǎng)期均衡關(guān)系。

2.2 Johanson協(xié)整檢驗(yàn)

對(duì)序列進(jìn)行平穩(wěn)性檢驗(yàn)之后,如果兩個(gè)序列是同階單整序列,則可以進(jìn)一步進(jìn)行協(xié)整檢驗(yàn),以分析兩者是否存在長(zhǎng)期均衡關(guān)系。協(xié)整檢驗(yàn)方法主要包括EG兩步法和Johanson檢驗(yàn)法兩種方法,其中EG兩步法是適用于單變量的線性回歸的殘差序列檢驗(yàn)?zāi)Ｐ?故本研究采用被廣泛使用的Johanson協(xié)整檢驗(yàn)法。Johanson檢驗(yàn)從對(duì)象上可分為基于回歸系數(shù)的檢驗(yàn)和基于回歸殘差的檢驗(yàn),本文采用在VAR模型中利用極大似然法檢驗(yàn)多變量之間的協(xié)整關(guān)系[13]。協(xié)整檢驗(yàn)和格蘭杰因果檢驗(yàn)的前提是確定VAR模型的滯后階數(shù),因此,首先需要選擇VAR模型的滯后期才能運(yùn)用協(xié)整分析方法對(duì)序列進(jìn)行研究。根據(jù)用赤池信息準(zhǔn)則(AIC)和施瓦茨(SC)同時(shí)最小準(zhǔn)則,可確定VAR模型的最佳滯后期為3(見(jiàn)表2),然后再對(duì)滯后期為3的VAR模型進(jìn)行穩(wěn)定性檢驗(yàn),此時(shí)VAR模型所有特征根倒數(shù)的模全部小于1,均在單位圓內(nèi),可知滯后期為3的VAR模型是穩(wěn)定的,可較為充分地反映敦煌人均旅游收入、城鎮(zhèn)居民人均可支配收入與農(nóng)村居民人均純收入三者之間的動(dòng)態(tài)關(guān)系。

表2 VAR模型滯后期的檢驗(yàn)結(jié)果

據(jù)此可以確定Johanson協(xié)整檢驗(yàn)的滯后階數(shù)為2。由表3的協(xié)整檢驗(yàn)結(jié)果可知,跡統(tǒng)計(jì)量與λ-max統(tǒng)計(jì)量結(jié)果一致,均顯示在5%的顯著性水平下存在2個(gè)協(xié)整關(guān)系,可以判定LNRTI、LNRUI、LNRRI存在協(xié)整關(guān)系,即敦煌市人均旅游收入、城鎮(zhèn)居民人均可支配收入與農(nóng)村居民人均純收入三者之間存在長(zhǎng)期動(dòng)態(tài)的均衡關(guān)系。

表3 變量LNRTI、LNRUI、LNRRI的協(xié)整檢驗(yàn)結(jié)果

2.3 Granger因果關(guān)系檢驗(yàn)

協(xié)整檢驗(yàn)對(duì)于變量間的長(zhǎng)期均衡關(guān)系可以很好地解釋,但卻無(wú)法揭示變量之間的因果關(guān)系及方向。

關(guān)于變量X是否引起變量Y的問(wèn)題,帕蘭杰因果檢驗(yàn)通過(guò)將X變量的滯后變量引入到Y(jié)變量回歸檢驗(yàn)式中,通過(guò)判斷X滯后項(xiàng)的系數(shù)是否統(tǒng)計(jì)顯著并能夠提高模型的解釋能力[14]。上述協(xié)整檢驗(yàn)結(jié)果表明敦煌人均旅游收入、城鎮(zhèn)居民人均可支配收入與農(nóng)村居民人均純收入三者之間存在著長(zhǎng)期均衡關(guān)系。根據(jù)協(xié)整理論,長(zhǎng)期的協(xié)整關(guān)系表明各變量之間至少存在一個(gè)因果關(guān)系,但對(duì)于具體的因果關(guān)系需要進(jìn)一步驗(yàn)證。文中運(yùn)用格蘭杰因果關(guān)系檢驗(yàn)法對(duì)序列LNRTI、LNRUI、LNRRI進(jìn)行因果關(guān)系驗(yàn)證,檢驗(yàn)結(jié)果如表4所示。

表4 格蘭杰因果關(guān)系檢驗(yàn)結(jié)果

由表4可知,敦煌人均旅游收入、城鎮(zhèn)居民人均可支配收入與農(nóng)村居民人均純收入三者兩兩之間均不存在互為因果關(guān)系,僅存在單向因果關(guān)系。人均旅游收入是農(nóng)村居民人均純收入的格蘭杰原因,城鎮(zhèn)居民人均可支配收入是農(nóng)村居民人均純收入的格蘭杰原因,城鎮(zhèn)居民人均可支配收入是人均旅游收入的格蘭杰原因,而反過(guò)來(lái)則不成立。值得注意的是,本研究結(jié)論與王永明等對(duì)張家界旅游發(fā)展與居民收入的互動(dòng)關(guān)系研究的結(jié)論有所不同[2]。

2.4 脈沖響應(yīng)函數(shù)分析

脈沖響應(yīng)函數(shù)描述的是在隨機(jī)誤差項(xiàng)上施加一個(gè)標(biāo)準(zhǔn)差大小的沖擊后對(duì)內(nèi)生變量的當(dāng)期值和未來(lái)值所產(chǎn)生的動(dòng)態(tài)影響,反映一個(gè)內(nèi)生變量對(duì)殘差沖擊的響應(yīng)[15]。文章分析了LNRTI、LNRUI、LNRRI三個(gè)變量的脈沖響應(yīng)。脈沖響應(yīng)圖顯示滯后期20年左右開(kāi)始曲線趨于平穩(wěn),因此滯后期設(shè)為20年。三個(gè)變量的脈沖響應(yīng)分析如下:

(1)LNRRI的脈沖響應(yīng)。LNRRI對(duì)來(lái)自自身的沖擊響應(yīng)在第1期達(dá)到最大響應(yīng)值0.021,之后迅速衰減,第9期之后趨于平穩(wěn),總體形狀表明LNRRI對(duì)自身呈現(xiàn)明顯的正響應(yīng);LNRRI對(duì)來(lái)自LNRTI的沖擊響應(yīng)在第1期至第3期迅速上升,第4期至第7期小幅增長(zhǎng),第9期以后趨于平穩(wěn),總體形狀表明LNRRI對(duì)LNRTI呈現(xiàn)明顯的正響應(yīng),說(shuō)明敦煌旅游業(yè)發(fā)展能夠顯著增加農(nóng)村居民人均純收入;LNRRI對(duì)來(lái)自LNRUI的沖擊響應(yīng)在第1期至第6期迅速上升,第7期之后呈現(xiàn)平緩的趨勢(shì),總體形狀表明LNRRI對(duì)LNRUI呈現(xiàn)明顯的正響應(yīng),說(shuō)明敦煌城鎮(zhèn)居民人均可支配收入的增加能夠顯著提高農(nóng)村居民人均純收入。

(2)LNRTI的脈沖響應(yīng)。LNRTI對(duì)來(lái)自自身的沖擊響應(yīng)在第1期即達(dá)到最大響應(yīng)值0.128,之后迅速衰減,在滯后第3期落至谷底達(dá)到-0.003,之后又迅速上升至第5期,第6期至第10期趨于平緩下降,第11期之后趨于平穩(wěn),總體形狀表明LNRTI對(duì)自身呈現(xiàn)明顯的正響應(yīng);LNRTI對(duì)來(lái)自LNRUI的沖擊響應(yīng)在第1期至第3期迅速上升,第4期至第5期又快速下降,第6期至第9期緩慢下降,第10期之后趨于平穩(wěn),總體形狀表明LNRTI對(duì)LNRUI呈現(xiàn)明顯的正響應(yīng),說(shuō)明敦煌城鎮(zhèn)居民人均可支配收入水平的提高能夠顯著促進(jìn)旅游業(yè)發(fā)展;LNRTI對(duì)來(lái)自LNRRI的沖擊響應(yīng)在第1期為最低響應(yīng)值-0.066,第2期上升至-0.022,第3期至第4期出現(xiàn)下降,第5期至第7期又緩慢上升,第8期之后趨于平穩(wěn),總體形狀表明LNRTI對(duì)LNRRI呈現(xiàn)出負(fù)響應(yīng),說(shuō)明敦煌農(nóng)村居民人均純收入增加對(duì)旅游業(yè)發(fā)展具有一定抑制作用,這種影響隨著時(shí)間的變化趨于減弱。

(3)LNRUI的脈沖響應(yīng)。LNRUI對(duì)來(lái)自自身的沖擊響應(yīng)在第2期達(dá)到最大響應(yīng)值0.072,第3期至第4期逐漸下降,第5期至第6期緩慢上升,第7期之后逐漸趨于平緩,總體形狀表明LNRUI對(duì)自身呈現(xiàn)明顯的正響應(yīng);LNRUI對(duì)來(lái)自LNRTI的沖擊響應(yīng)在第1期至第3期迅速上升至最大響應(yīng)值0.054,第4期至第5期又快速下降,第6期至第7期出現(xiàn)小幅度上升,第8期之后趨于平穩(wěn),總體形狀表明LNRUI對(duì)LNRTI呈現(xiàn)明顯的正響應(yīng),說(shuō)明敦煌旅游業(yè)的發(fā)展能夠顯著增加城鎮(zhèn)居民人均可支配收入;LNRUI對(duì)來(lái)自LNRRI的沖擊響應(yīng)在第1期為最大響應(yīng)值-0.018,至第3期跌至最低響應(yīng)值-0.046,第4期至第5期出現(xiàn)上升,第6期之后趨于平穩(wěn),總體形狀表明LNRUI對(duì)LNRRI呈現(xiàn)出負(fù)響應(yīng),說(shuō)明敦煌農(nóng)村居民人均純收入的增加并不能帶來(lái)城鎮(zhèn)居民人均可支配收入的增加。

2.5 方差分解

方差分解是將系統(tǒng)的預(yù)測(cè)均方誤差分解成系統(tǒng)中各變量沖擊所做的貢獻(xiàn),計(jì)算出各變量沖擊的重要程度,即變量的貢獻(xiàn)占總貢獻(xiàn)比例的大小。方差分解結(jié)果分析如下:

(1)LNRRI與LNRTI的方差分解結(jié)果。在LNRRI的方差分解中,LNRTI對(duì)LNRRI的沖擊在第1期無(wú)影響,在第2～5期呈快速增長(zhǎng)期,達(dá)到70.472 28%,此后為緩慢增長(zhǎng)期,最終達(dá)到最大值80.384 85%,說(shuō)明旅游業(yè)發(fā)展在短期能夠迅速促進(jìn)農(nóng)村居民人均純收入的增加,長(zhǎng)期對(duì)農(nóng)村居民人均收入也存在持續(xù)影響;在LNRTI的方差分解中,LNRRI對(duì)LNRTI的沖擊在第1期為0.016 267%,之后逐期上升,在第20期達(dá)到最大值,為13.638 69%,可見(jiàn),農(nóng)村居民人均純收入對(duì)旅游業(yè)發(fā)展雖然有長(zhǎng)期影響,但影響作用較小。

(2)LNRRI與LNRUI的方差分解結(jié)果。在LNRRI的方差分解中,LNRUI對(duì)LNRRI的沖擊在第1期無(wú)影響,在第2～7期呈快速增長(zhǎng)期,達(dá)到87.518 83%,此后為緩慢增長(zhǎng)期,最終達(dá)到最大值95.408 77%,說(shuō)明城鎮(zhèn)居民人均可支配收入在短期和長(zhǎng)期均能有效地影響敦煌農(nóng)村居民人均純收入;在LNRUI的方差分解中,LNRRI對(duì)LNRUI的沖擊在第1期為3.003 850%,之后逐期上升,在第20期達(dá)到最大值,為1.785 570%,可見(jiàn),農(nóng)村居民人均純收入對(duì)城鎮(zhèn)居民人均可支配收入雖然有長(zhǎng)期影響,但影響作用較小。

(3)LNRTI與LNRUI的方差分解結(jié)果。在LNRTI的方差分解中,LNRUI的沖擊在第1期無(wú)影響,在第2～7期呈快速增長(zhǎng),達(dá)到36.200 86%,之后緩慢上升,在第20期達(dá)到最大值,為51.960 91%,可見(jiàn),城鎮(zhèn)居民人均可支配收入在短期和長(zhǎng)期均能有效地影響敦煌旅游業(yè)發(fā)展;在LNRUI的方差分解中,LNRTI對(duì)LNRUI的沖擊在第1期為5.834 837%,在第2-4期呈快速增長(zhǎng)期,達(dá)29.14840%,此后為緩慢增長(zhǎng)期,最終達(dá)到最大值35.21497%,可見(jiàn),旅游業(yè)發(fā)展在短期和長(zhǎng)期均能有效地影響敦煌城鎮(zhèn)居民人均可支配收入,但貢獻(xiàn)率較小,遠(yuǎn)低于其對(duì)農(nóng)村居民人均純收入的貢獻(xiàn)。說(shuō)明敦煌旅游業(yè)發(fā)展帶動(dòng)城鎮(zhèn)居民人均可支配收入的貢獻(xiàn)較小。

3 結(jié)論與建議

3.1 結(jié)論

敦煌人均旅游收入、城鎮(zhèn)居民人均可支配收入與農(nóng)村人均純收入之間存在長(zhǎng)期均衡關(guān)系。其兩兩之間均不存在互為因果關(guān)系,僅存在單向因果關(guān)系。城鎮(zhèn)居民人均可支配收入是農(nóng)村居民人均純收入和人均旅游收入的格蘭杰原因,人均旅游收入是農(nóng)村居民人均純收入的格蘭杰原因,而農(nóng)村居民人均純收入和人均旅游收入?yún)s不是城鎮(zhèn)居民人均可支配收入的格蘭杰原因,農(nóng)村居民人均純收入也不是人均旅游收入增加的格蘭杰原因。

脈沖響應(yīng)函數(shù)分析表明,敦煌人均旅游收入水平的提高對(duì)農(nóng)村居民人均純收入和城鎮(zhèn)居民可支配收入水平的提高均具有正向沖擊效果,即隨著人均旅游收入水平的提高,農(nóng)村居民人均純收入和城鎮(zhèn)居民可支配收入水平都將有所提高;城鎮(zhèn)居民可支配收入水平的提高對(duì)農(nóng)村居民人均純收入和人均旅游收入也是有正的持續(xù)沖擊效果,即隨著城鎮(zhèn)居民可支配收入水平的提高,農(nóng)村居民人均純收入和人均旅游收入水平也將有所提高。

方差分解分析表明,人均旅游收入和城鎮(zhèn)居民人均可支配收入在短期和長(zhǎng)期均能有效地影響敦煌農(nóng)民人均純收入;城鎮(zhèn)居民人均可支配收入在短期和長(zhǎng)期均能有效地影響敦煌人均旅游收入;人均旅游收入在短期和長(zhǎng)期也能有效地影響敦煌城鎮(zhèn)居民人均可支配收入,但貢獻(xiàn)率較小,遠(yuǎn)低于其對(duì)農(nóng)村居民人均純收入的貢獻(xiàn);農(nóng)村居民人均收入對(duì)人均旅游收入和城鎮(zhèn)居民人均可支配收入雖然有長(zhǎng)期影響,但影響作用較小。

3.2 建議

根據(jù)上述研究結(jié)論,敦煌旅游業(yè)發(fā)展和城鎮(zhèn)居民人均可支配收入對(duì)農(nóng)村居民人均純收入具有顯著帶動(dòng)作用,故本文提出如下建議。

第一,整合特色資源要素,促進(jìn)旅游業(yè)高質(zhì)量發(fā)展。敦煌市地處西北,區(qū)位條件差但旅游資源豐富,交通是旅游發(fā)展的先導(dǎo)。為實(shí)現(xiàn)旅游業(yè)高質(zhì)量發(fā)展,地方政府應(yīng)在科學(xué)發(fā)展引領(lǐng)下,加大旅游開(kāi)發(fā)支持力度,通過(guò)政策、資金和技術(shù)支持加快城市旅游交通基礎(chǔ)設(shè)施建設(shè),針對(duì)自駕游的普及,政府及有關(guān)部門(mén)應(yīng)加快完善旅游配套設(shè)施;加快整合旅游市場(chǎng)營(yíng)銷渠道,實(shí)施精準(zhǔn)營(yíng)銷戰(zhàn)略,樹(shù)立敦煌市旅游品牌,打造優(yōu)質(zhì)旅游形象,堅(jiān)持游客需求導(dǎo)向,形成政府、部門(mén)、市場(chǎng)和企業(yè)四位一體的聯(lián)動(dòng)宣傳促銷機(jī)制;統(tǒng)籌規(guī)劃,整合優(yōu)勢(shì)旅游資源和產(chǎn)品,在制定敦煌市旅游總體規(guī)劃時(shí),應(yīng)將其納入到“一帶一路”乃至全國(guó)旅游范疇來(lái)審視,從而實(shí)現(xiàn)敦煌市旅游產(chǎn)業(yè)的升級(jí)與旅游業(yè)高質(zhì)量發(fā)展。

第二,加快城市經(jīng)濟(jì)發(fā)展,促進(jìn)城鎮(zhèn)居民穩(wěn)定增收。文中研究結(jié)果表明城鎮(zhèn)居民收入的提升能夠有效影響旅游業(yè)收入。因此,敦煌市地方政府需要合理調(diào)整收入分配關(guān)系、完善工資增長(zhǎng)機(jī)制,夯實(shí)城鎮(zhèn)居民收入增長(zhǎng)的基礎(chǔ);擴(kuò)大就業(yè),提升低收入群體的增收能力,逐步縮小城鄉(xiāng)居民收入差異;提升教育、醫(yī)療、公共交通等公共資源服務(wù)體系,完善社會(huì)保障體制,提高公共服務(wù)能力,充分挖掘敦煌當(dāng)?shù)鼐用竦穆糜蜗M(fèi)潛力,以帶動(dòng)區(qū)域旅游業(yè)的發(fā)展;加強(qiáng)城市綠色基礎(chǔ)設(shè)施建設(shè),優(yōu)化城市內(nèi)部格局,構(gòu)建良好的城市發(fā)展軟環(huán)境;聚焦農(nóng)業(yè)生產(chǎn)的綠色化、現(xiàn)代化,構(gòu)建綠色產(chǎn)業(yè)體系,推動(dòng)產(chǎn)業(yè)結(jié)構(gòu)優(yōu)化升級(jí);樹(shù)立綠色低碳發(fā)展理念,傳承弘揚(yáng)特色生態(tài)文化,推進(jìn)生態(tài)文明建設(shè)。

第三,培育鄉(xiāng)村旅游新業(yè)態(tài),推進(jìn)鄉(xiāng)村旅游產(chǎn)業(yè)化。鄉(xiāng)村旅游是激發(fā)鄉(xiāng)村振興新動(dòng)能的重要著力點(diǎn),是促進(jìn)農(nóng)村經(jīng)濟(jì)增長(zhǎng)和農(nóng)業(yè)結(jié)構(gòu)調(diào)整的重要渠道。鄉(xiāng)村旅游不僅拓展了鄉(xiāng)村發(fā)展的路徑,而且增加了農(nóng)民的收入來(lái)源。地方政府和企業(yè)應(yīng)立足資源稟賦,充分挖掘鄉(xiāng)村特色化發(fā)展基因,有效整合利用農(nóng)民擁有的閑散資源,深化鄉(xiāng)村地區(qū)農(nóng)旅融合、文旅融合發(fā)展;發(fā)揮比較優(yōu)勢(shì),因地制宜發(fā)展現(xiàn)代農(nóng)業(yè)、鄉(xiāng)村文創(chuàng)、田園度假、生態(tài)農(nóng)業(yè)、創(chuàng)業(yè)農(nóng)業(yè)等特色產(chǎn)業(yè)體系,構(gòu)筑鄉(xiāng)村旅游引領(lǐng)的復(fù)合型產(chǎn)業(yè)鏈條;充分發(fā)揮鄉(xiāng)村旅游產(chǎn)業(yè)規(guī)模效應(yīng)和區(qū)位競(jìng)爭(zhēng)力,在大力發(fā)展鄉(xiāng)村旅游中讓農(nóng)民從中獲得更多的收益;以市場(chǎng)需求為導(dǎo)向,不斷開(kāi)發(fā)創(chuàng)新鄉(xiāng)村旅游產(chǎn)品,強(qiáng)化鄉(xiāng)村旅游品牌化建設(shè),助推鄉(xiāng)村旅游產(chǎn)品提質(zhì)升級(jí),促進(jìn)鄉(xiāng)村旅游產(chǎn)業(yè)長(zhǎng)效發(fā)展,最終實(shí)現(xiàn)鄉(xiāng)村旅游地全面可持續(xù)發(fā)展。