运用面板协整方法对大小兴安岭森林生态功能区旅游经济效应的评价

于洁 耿玉德

(东北林业大学，哈尔滨，150040)

旅游经济效应是指旅游活动对目的地经济总量的影响，是当前国内外旅游经济学界研究的热点问题之一。关于旅游经济效应的研究率先在欧美地区展开，最初是理论研究阶段[1-3]。F. K. Hamston在研究美国西南部地区旅游乘数时，运用投入产出模型计算当地旅游诱导效应[3]；复杂的旅游经济效应计量模型研究，进一步深化了旅游经济效应研究内容。Smith[4]运用旅游卫星账户，对旅游区域经济效应的分析和解释能力进行了高度评价。Strauss et al.[5]运用IMPLAN模型，计算了宾夕法尼亚州外地游客对当地产生的直接经济影响。线性规划模型，也是国外旅游学者对旅游经济进行研究时经常用到的模型。Kim et al.[6]对旅游业评价模型中所需数据的获取、处理方法和模型的优劣势进行了分析。

与国外相比，国内旅游经济效应的研究起步较晚。初期，国内的相关研究多集中于国外研究成果的引进和借鉴，探讨旅游产业的宏观经济作用以及旅游业在国民经济中的地位[7-8]；随着相关研究的逐步深入，国内旅游经济效应研究转向评价和计算[9-16]。但是，对大小兴安岭森林生态功能区的研究，较多集中于生态功能区总体建设及生态补偿机制等方面的研究[17-19]；对大小兴安岭森林生态功能区旅游经济效应的研究较少。

由于存在地域、资源等差异因素，生态功能区内部各地区旅游经济对经济增长带动作用不尽相同。本文以大小兴安岭森林生态功能区及其内部三大重点区域——大兴安岭地区、伊春市、黑河市为研究区域，选取1992—2016年旅游收入和地区生产总值2个指标的面板数据，运用面板协整方法分析大小兴安岭森林生态功能区旅游收入与经济增长之间的长期协整关系，评估旅游收入对生态功能区各地区经济的不同影响，旨在揭示大小兴安岭森林生态功能区旅游经济效应规律。

1 研究区域自然概况

研究区域为大小兴安岭森林生态功能区及其内部三大重点区域——大兴安岭地区、伊春市、黑河市。

大兴安岭地区：地处黑龙江省西北部，大兴安岭山脉东北坡，生态功能区西北端；疆域广阔，东西长410 km，南北宽386 km，林区面积达8.48万km2，占生态功能区总面积的40%，森林覆盖率79.83%，是我国重点国有林区和天然林主要分布区之一。2016年，凭借丰富的森林和冰雪旅游资源，实现旅游收入54.33亿元，占GDP的37.8%。侧重发展森林生态旅游和中国极地观光游。

伊春市：位于黑龙江省东北部，生态功能区东南端；面积达3.9万km2，占生态功能区总面积的18.2%。伊春市境内，河流众多、水系发达，森林覆盖率高达82.2%，动植物资源极其丰富，国家级自然保护区5个；在倡导生态保护的经济转型期，旅游业发展势头迅猛，2016年实现旅游收入87.1亿元，占GDP的34.7%。

黑河市：是中国首批沿边开放城市，位于黑龙江省西北部，小兴安岭北麓，生态功能区中段；总面积6.9万km2，占生态功能区总面积的32.2%。黑河市境域，山脉连绵、河流纵横，林地面积281.3万hm2；珍稀动植物资源丰富，拥有五大连池火山群、瑷珲古城等著名旅游资源。2016年实现旅游收入68.3亿元，占GDP的15%。

2 研究方法

从1992年到2016年共25个计期，运用面板数据模型对大小兴安岭森林生态功能区旅游经济效应进行定量分析。

2.1 指标选取

选用样本数据为1992—2016年的年度数据，根据相应年度的《黑龙江省统计年鉴》、中国统计信息网和大兴安岭地区、伊春市、黑河市统计局及旅游局统计数据整理得到。选取各年份GDP作为经济增长的衡量标准。为了数据可比性，利用GDP指数(上年=100)得到不变价地区生产总值(G)，用CPI指数(上年=100)得到不变价旅游收入(S)。G1、G2、G3、Gz，分别为不变价大兴安岭地区、伊春市、黑河市、生态功能区整体GDP；S1、S2、S3、Sz，分别为不变价大兴安岭地区、伊春市、黑河市、生态功能区整体旅游收入。因非平稳时间序列表现出异方差性，可通过对原始数据进行对数化处理消除或减少，用以反映经济增长与旅游收入之间的关系。

2.2 面板数据模型基本原理

2.3 面板数据单位根检验

在进行协整分析之前，首先对面板数据进行单位根检验，从而确定面板数据的平稳性，平稳性是确保后续验证存在意义的前提条件。对于面板数据的单位根检验，可分为两类：一类为相同根情形下的单位根检验，具体方法包括LLC检验、Hadri检验、Breitung检验；第二类为不同根情形下的单位根检验，即允许面板数据中的各截面序列具有不同的单位根过程，具体方法包括Fisher-ADF、Fisher-PP检验、Im-Pesaran-Skin检验，本文通过Fisher-ADF法进行单位根检验。

2.4 面板数据协整检验

面板数据协整检验的目的，是决定一组非平稳序列的线性组合是否具有稳定的均衡关系，通过协整传递出变量之间存在长期均衡关系的信号。协整分析方法有两种：一种是由Engel-Granger两步法推广而成的面板数据协整检验方法，适用于大容量样本，包括传统检验、Eviews软件自带的单个协整关系检验、多个协整关系检验；第二种是由Johansen迹统计量推广而成的适合于小容量样本的面板数据协整检验方法，如Fisher协整检验法。

2.5 Granger因果检验

Granger因果检验的基本思想是“过去可以预测现在”，是检验某个变量的滞后值(过去的信息)对被解释变量的信息是否有预测能力。即，如果X是Y变化的原因，则X的变化应该发生在Y变化之前。如果X是引起Y的原因，则在Y关于Y滞后变量的回归中，添加X的滞后变量作为独立的解释变量，应该显著增加回归的解释能力，则称X为Y的Granger原因；如果添加X的滞后变量后，没有显著增加回归模型的解释能力，则称X不是Y的Granger原因。

3 结果与分析

3.1 时间序列平稳性检验

检验时间序列的平稳性，可以防止非平稳经济时间序列分析时产生“虚假回归”问题。通过lnS1、lnS2、lnS3、lnSz，分别对lnG1、lnG2、lnG3、lnGz的面板数据散点图(见图1)，初步了解这些变量的趋势性。由图1可见：旅游收入对GDP散点图总体呈现明显上升趋势，旅游业发展对地区经济增长具有促进效应。

图1 lnS对lnG散点图

本文采用Fisher-ADF检验，对面板数据进行单位根检验。如果检验中拒绝存在单位根的原假设，则说明此序列是平稳的，反之则不平稳。

由表1可见：对lnS、lnG原值进行单位根检验时，在5%的显著水平下均不拒绝“存在单位根”的零假设，所以变量是非平稳序列；当通过一阶差分ΔlnS、ΔlnG进行单位根检验时，检验结果均不拒绝“存在单位根”的零假设。说明ΔlnS1、ΔlnS2、ΔlnS3、ΔlnSz、ΔlnG1、ΔlnG2、ΔlnG3、ΔlnGz均是不存在单位根的平稳序列，且是一阶单整时间序列。因此可以对其进行协整分析。

表1 面板单位根检验结果

3.2 旅游收入与经济增长面板数据协整

采用Johansen迹统计量推广而成的Fisher检验方法进行面板协整检验，以判断旅游收入与经济增长之间是否存在长期稳定的均衡关系。Fisher个体联合协积检验，是用个体的协积检验值构造1个服从χ2分布的累加统计量，检验面板数据的协积性。用Eviews6.0软件完成此检验(见表2)。

表2 面板数据lnS与lnG协整性检验结果

将lnS与lnG组合以VAR模型打开，通过AIC准则确定最优滞后阶数，进行Johansen协整分析。由表2可见，以生态功能区整体为研究单元，由于p<0.05，拒绝原假设，说明生态功能区整体旅游收入与国内生产总值存在协整关系，且最多存在一个协整关系。大兴安岭地区、伊春市、黑河市的旅游收入与GDP间存在协整关系，且都是最多一个。这表明，生态功能区整体及大兴安岭地区、伊春市、黑河市的旅游收入，与GDP之间具有稳定的均衡关系，且传递出长期均衡发展的信号。

据此，给出生态功能区整体及大兴安岭地区、伊春市、黑河市的Johansen检验协整方程：lnGz=0.236 8lnSz+5.005 2，R2=0.938 9、t=0；lnG1=0.232 0lnS1+3.960 1，R2=0.945 2、t=0；lnG2=0.228 224lnS2+4.325 0，R2=0.957 3、t=0；lnG3=0.228 270lnS3+4.324 8，R2=0.903 3、t=0。

由以上协整方程可知，在1992—2016年间，生态功能区整体、大兴安岭地区、伊春市、黑河市，R2说明模型拟合度很好，经济增长与旅游收入之间具有正相关性。长期内，旅游收入每变动1%，经济增长将分别同方向变动0.24%、0.23%、0.23%、0.23%。

3.3 旅游收入与经济增长面板数据Granger因果检验

因为lnS与lnG之间存在协整关系，可对lnS与lnG进行Granger因果检验，判定生态功能区的旅游收入与经济增长之间是否存在因果关系及未来的可预测性。这里选择5%显著水平上，滞后阶数1～4阶，检验结果见表3。

通过对旅游收入与经济增长面板数据的Granger因果检验结果分析得出：

第一，由表3可知，5%显著水平上，在滞后1～4阶条件下，生态功能区整体范围内，旅游收入与经济增长间存在单向Granger因果关系，即生态功能区的经济增长是旅游经济发展的促进因素，这与生态功能区的实际情况相符。生态功能区自全面停伐以来，将发展重心转移至生态环境建设和第三产业上，投资旅游设施建设和促进接待条件的改善，吸引大量游客前来观光游览，助力旅游经济增长。经济增长与旅游收入之间构成了Granger因果关系，同时也可预见生态功能区未来旅游经济增长的巨大空间。

第二，大兴安岭地区旅游收入是经济增长的Granger原因，这意味着在大兴安岭地区凭借丰富的森林资源展开旅游活动和开展林下经济，促进了当地经济的增长。从行业看，林业、服务业、农业、批发零售业、工业，五大行业构成了大兴安岭地区经济的主导型行业，其中包含旅游业的服务业成为经济增长第二大经济助力，可见，旅游经济在对大兴安岭地区经济增长方面是具有增长作用的。

第三，伊春市、黑河市的经济增长是旅游收入的Granger原因，这意味着在地区经济发展过程中，经济增长是旅游业发展的动力和保障。

表3 lnS与lnG的Granger因果关系检验结果

4 结论与建议

4.1 结论

尽管生态功能区整体、大兴安岭地区、伊春市、黑河市的旅游收入和经济增长时间序列都表现不平稳性，但旅游收入与经济增长之间均存在长期稳定的均衡关系。通过协整检验得出协整方程，旅游收入与经济增长之间具有正相关性。长期内旅游收入每变动1%，生态功能区整体、大兴安岭地区、伊春市、黑河市的经济增长，均同方向变动0.24%、0.23%、0.23%、0.23%。

由Granger因果检验可知，从长期看，生态功能区整体、伊春市、黑河市的经济增长是旅游收入的Granger原因，经济增长使得当地有充足资金用于旅游资源开发利用和旅游接待条件的完善，从而利于旅游收入的增加和促进旅游业的发展；大兴安岭地区的旅游收入是地区经济增长的Granger原因，大力发展旅游业与全面停伐、提高生态保护的现状十分契合，依托森林资源开展旅游业可以解决大量闲置林业职工的就业问题，带来关联产业的联动增长效应，从而带动地区经济增长。

Granger因果检验结果显示，在生态功能区经济发展过程中，短期内旅游业发展虽势头强劲，产生大量经济效益，但与区域整体经济发展水平相比，旅游经济效应显著性不佳，尚未构成规模经济效应及存在大量开发盲点区域。

4.2 旅游经济效应增长建议

1)坚持深化国有林区改革，加快转型发展。研究表明，经济增长对旅游收入增加具有普遍意义，进一步强调了生态功能区经济发展对于旅游经济效应的增长意义。生态功能区在生态保护的前提下，大力发展种植经济、森林食品加工等经济板块建设，推进重大产业项目、龙头企业和产业原料基地建设，促进生态功能区产业升级换代，从而为旅游经济增长提供必备的资金支持、环境支持和技术支持。

2)优化产业布局，加快产业替代。天保工程二期已全面展开，全面停伐势必导致大量林业职工闲置和生活困境，生态功能区积极调整林区产业结构，推动有竞争优势的领域，如森林旅游、森林康养等旅游生态主导型经济建设。特别是大兴安岭地区，其旅游收入是经济增长的Granger原因，但作用力度较弱，说明生态功能区旅游规划和开发尚处于初级阶段，急需提升旅游基础设施建设、服务设施建设和扩大旅游宣传。未来发展过程中，充分依托当地资源优势，促进品牌建设，形成大兴安岭地区、伊春市特色森林旅游，黑河市边境旅游等旅游特色产业链，推动旅游产业成为生态功能区经济发展新支柱，从而加速生态功能区整体经济的增长。

3)加强区域合作，促进整体联动。大小兴安岭森林生态功能区，在空间和地域范围上是一个有机整体，拥有得天独厚的森林、湿地、江河源头等旅游资源，在功能区内部应密切配合、统一规划、整合资源、统筹发展，积极探索多样化的发展模式，并兼顾生态环境的保护，集聚发展，提高资源利用度。

4)完善保障措施，创造加快旅游经济发展的有利环境。完善法规体系，运用各项政策建立健全保障生态功能区的政策法规，形成合力，加快功能区经济建设；调整政府投资重点，将现有专项资金投放重点向支持生态功能区的旅游、特色养殖种植业等替代产业发展倾斜；构筑科技和人才支撑体系，建立和完善科技创新体系，提升旅游资源开发力度、旅游服务意识和旅游接待设施条件，促进人才在产业、地区和城乡间的合理流动和分布，用专业人才提升旅游业专业化水准；加快基础设施建设，在保护生态系统完整性的前提下，推进基础设施建设，这既是地区经济发展的前提和保障，也是旅游业得以发展的必备条件。

在休闲经济和养生理念日益普及之下，享受森林浴、康体乐活、感受生态的思潮已日渐深入人心，依托大小兴安岭丰富的森林资源、湿地资源等，科学合理开发旅游路线和体验项目，能够实现旅游业与经济发展双赢共生之效，未来应加快提高区域经济增长与旅游发展的契合度，使经济增长和旅游业快速发展成为相互有力支撑。

[1] ARCHER B H， OWEN C B. Towards a tourist regional muItiplier[J]. Regional Studies，1971，5(4)：289-294.

[2] ARCHER B H. The value of multipliers and their policy implications[J]. Tourism Management，1982，3(4)：236-241.

[3] ARCHER B H. The anatomy of a multiplier[J]. Regional Studies，1976，10(1)：71-77.

[4] SMITH S L J. Meanurement of tourism's econmics impact[J]. Annals of Tourirm Research，2000，27(2)：530-531.

[5] STRAUSS C H， LORD B E. Economic impacts of a heritage tourism system[J]. Journal of Retailing and Consumer Services，2001，8(4)：199-204.

[6] KIM H J， GURSOY D， LEE S B. The impact of the 2002 World Cup on South Korea： comparisons of pre-and post-games[J]. Tourism Management，2006，27(1)：86-96.

[7] 匡林.关于旅游乘数理论的几个问题[J].华侨大学学报(社会科学版)，1996(3)：39-43.

[8] 左冰.中国旅游产出乘数及就业乘数的初步测算[J].云南财贸学院学报，2002，18(6)：30-34.

[9] 张骁鸣，保继刚.旅游区域经济影响评价研究述评[J].桂林旅游高等专科学校学报，2004，15(2)：38-45.

[10] 张滢.旅游经济效应的理论与实证研究：以乌鲁木齐市为例[D].乌鲁木齐：新疆大学，2006.

[11] 陈斐，张清正.地区旅游业发展的经济效应分析：以江西省为例[J].经济地理，2009，29(9)：1564-1568，1579.

[12] 鄢慧丽.基于投入产出视角的中国旅游业经济效应研究[D].武汉：华中师范大学，2012.

[13] 刘承良，颜琪，曾菊新.武汉城市圈旅游经济的空间溢出分析[J].经济地理，2009，29(5)：846-850，860.

[14] 张岚.我国东中西部旅游经济效应比较研究[J].辽宁经济管理干部学院(辽宁经济职业技术学院学报)，2011(2)：4-5.

[15] 杨俊情，王晶.基于投入产出表对河南省旅游经济效应的分析[J].河南工业大学学报(社会科学版)，2011，7(3)：56-60.

[16] 张娜，佟连军.吉林省冰雪旅游与区域经济增长协整分析及Granger因果检验[J].地域研究与开发，2012，31(5)：73-77，84.

[17] 耿玉德，周延.大小兴安岭生态功能区建设模式研究[J].林业经济，2012(4)：73-76，79.

[18] 张於倩，潘耀华.大小兴安岭生态功能区生态补偿研究[J].福建林业科技，2013，40(2)：176-178，186.

[19] 李俊枝，张滨，吕洁华.基于VAR模型的森林生态系统适应性管理与经济发展动态关联分析：以黑龙江省大小兴安岭森林生态功能区为例[J].世界林业研究，2015，28(5)：73-80.