X X X X X 論
文
題
目：
專(zhuān)
業(yè)
學(xué)
號
學(xué) 生 姓 名
指 導 教 師
論
文
完
成
日
期
20X XX 年 年 X XX 月
旅游 產(chǎn)業(yè)扶貧效應分析
一、引言
近年來(lái)，我國實(shí)施精準扶貧戰略，到 2020 年全面建成小康社，確保農村貧困人口實(shí)現全部脫貧。旅游產(chǎn)業(yè)具有與農業(yè)融合、帶動(dòng)就業(yè)的優(yōu)勢，因此，在具有旅游資源優(yōu)勢的貧困地區開(kāi)展旅游產(chǎn)業(yè)扶貧具有重要意義。本文以河北省青龍滿(mǎn)族自治縣為例，對旅游產(chǎn)業(yè)扶貧效應進(jìn)行分析。隨著(zhù)旅游扶貧工作的深入推進(jìn)，學(xué)者們也從不同角度對旅游扶貧進(jìn)行了研究。在旅游扶貧模式方面，銀馬華等（2018）對大別山集中連片特困區進(jìn)行了研究，在區域資源聚類(lèi)分析的基礎上根據區域類(lèi)型特征提出政企合作模式、戰略聯(lián)合模式、休閑農業(yè)與鄉村旅游模式和區域聯(lián)動(dòng)模式旅游扶貧模式。蘇小燕（2018）研究了旅游資源豐富但產(chǎn)業(yè)結構單一的河南省伏牛山區扶貧特色模式，總結了“全域旅游帶動(dòng)全域脫貧”模式的條件與路徑。王超（2017）從主客參與角度研究了少數民族地區貴州黎平肇興侗寨主客互動(dòng)型旅游精準扶貧模式。趙倫等（2017）總結扶貧模式變遷歷程，提出了旅游扶貧模式由產(chǎn)業(yè)自發(fā)、項目自覺(jué)到機制自治的演化機制。在旅游產(chǎn)業(yè)扶貧方面，周兵等（2018）研究了民族地區旅游產(chǎn)業(yè)扶貧的價(jià)值與精準扶貧的思路。黃鑫等（2017）研究旅游產(chǎn)業(yè)內部與外部融合的作用機制，提出旅游產(chǎn)業(yè)融合三次產(chǎn)業(yè)發(fā)展的減貧模式。在旅游產(chǎn)業(yè)扶貧績(jì)效方面，楊建春等（2011）以貴州省為例，選擇旅游業(yè)貢獻率與貧困發(fā)生率指標構建 VAR 模型，檢驗了旅游產(chǎn)業(yè)的扶貧效應。張櫻馨等（2018）以黃山市為例，通過(guò)旅游產(chǎn)業(yè)收入與農村居民人均可支配收入的協(xié)整回歸，檢驗了旅游產(chǎn)業(yè)的扶貧績(jì)效。在青龍滿(mǎn)族自治縣旅游業(yè)發(fā)展及旅游扶貧方面，王明霞等（2007）運用問(wèn)卷調查分析了青龍縣旅游扶貧問(wèn)題并提出了發(fā)展思路。陳玉玲（2011）研究青龍旅游業(yè)發(fā)展的現狀與存在的問(wèn)題，提出了發(fā)揮區位優(yōu)勢和挖掘民族特色從而將邊緣效應影響轉化為后發(fā)優(yōu)勢的觀(guān)點(diǎn)。張博威（2016）提出了青龍旅游業(yè)發(fā)展的戰略目標及空間發(fā)展布局。楊立銘等
（2017）提出了構建“村委+村民+合作社”共同經(jīng)營(yíng)的扶貧模式和新興鄉村民宿產(chǎn)業(yè)等旅游產(chǎn)業(yè)發(fā)展對策。李艷杰等（2016）提出精準識別貧困人口、合理利用當地資源、轉變居民意識等對策以實(shí)現旅游精準扶貧建議。本文在已有研究的基礎上，進(jìn)一步梳理青龍滿(mǎn)族自治縣旅游扶貧的主要產(chǎn)業(yè)模式，并對旅游產(chǎn)業(yè)扶貧效應進(jìn)行定量分析，以便對進(jìn)一步開(kāi)展旅游扶貧提供參考。
二、青龍滿(mǎn)族自治縣概況及精準扶貧成效
（一）研究地概況。青龍滿(mǎn)族自治縣隸屬秦皇島市，鄰近京、津，位于環(huán)渤海經(jīng)濟圈內。有利的區位因素蘊含著(zhù)巨大的市場(chǎng)優(yōu)勢，人口稠密的京津地區可以為其旅游業(yè)發(fā)展提供豐富的客源。青龍縣以山地為主，具有“八山一水一分田”之稱(chēng)。森林覆蓋率較高，林果資源豐富，現有板栗、核桃、蘋(píng)果等各類(lèi)干鮮果樹(shù)61 萬(wàn)畝，常年產(chǎn)量 15 萬(wàn)噸。青龍縣不僅有豐富自然資源，也有令人矚目的文化資源。作為滿(mǎn)族自治縣，其濃厚的少數民族文化氛圍，為滿(mǎn)族文化藝術(shù)提供了一個(gè)良好的展示平臺。此外，還有豐富的旅游資源，境內有祖山、都山、長(cháng)城、冷口溫泉、涼水河溶洞、桃林湖、陽(yáng)山洞、官場(chǎng)梨花、滿(mǎn)族風(fēng)情等等旅游景觀(guān)。2019年實(shí)現旅游綜合收入 19.8 億元。但低下的生產(chǎn)力水平同時(shí)也限制了基礎設施的完善，許多剛剛脫貧的村莊交通尚不健全，給旅游業(yè)的可進(jìn)入性造成了非常大的阻礙，需要建設便捷的交通系統和旅游接待設施。青龍縣產(chǎn)業(yè)以第一和第三產(chǎn)業(yè)為主，第二產(chǎn)業(yè)不發(fā)達。2017 年，全縣地區生產(chǎn)總值 110 億元，三次產(chǎn)業(yè)結構為 35.2 頤 15.4 頤 49.4。（二）精準扶貧成效。青龍滿(mǎn)族自治縣于 2001 年被列為國家扶貧開(kāi)發(fā)重點(diǎn)縣。由于交通，電力通信等工業(yè)基礎設施落后，造成交通、信息閉塞。以山地為主，可耕地少，貧困人口人均水澆地不足 0.2 畝；農業(yè)產(chǎn)量受天時(shí)影響，豐年可以溫飽，災年不足以自給，由于農業(yè)經(jīng)濟效益極低，脫貧戶(hù)返貧現象也很普遍。全縣農村居民可支配收入低，2017 年農村居民可支配收入
為 9，460 元，僅為城鎮居民人均可支配收入的 30%。隨著(zhù)精準扶貧的開(kāi)展，2014年全縣 142 個(gè)貧困村，建檔立卡貧困戶(hù) 12.937 萬(wàn)人（含非貧困村人口）。截至2017 年在“六個(gè)精準”的要求下，脫貧攻堅大舉推行，取得了可喜進(jìn)展，縣內 2，331 人從環(huán)境惡劣的深山中搬到開(kāi)闊地帶。貧困發(fā)生率從 2012 年的 25%下降到1.13%，實(shí)現了 79 個(gè)貧困村、42，842 人脫貧出列。2018 年經(jīng)河北省政府批準，退出貧困縣序列。
三、青龍滿(mǎn)族自治縣旅游產(chǎn)業(yè)扶貧模式
旅游扶貧是以開(kāi)發(fā)貧困地區豐富旅游資源興辦旅游經(jīng)濟實(shí)體為手段，讓旅游業(yè)成為地區支柱產(chǎn)業(yè)，達到貧困地區人口及財政雙脫貧的效果。秦皇島市青龍縣通過(guò)開(kāi)發(fā)境內祖山、長(cháng)城等自然資源，建設觀(guān)光景區、文化旅游度假區，發(fā)展紡織扶貧產(chǎn)業(yè)園等旅游產(chǎn)業(yè)，吸納了當地勞動(dòng)人口就業(yè)，為本地居民創(chuàng )收，提高了其生活品質(zhì)。青龍縣旅游產(chǎn)業(yè)扶貧主要有如下模式：（一）生態(tài)旅游產(chǎn)業(yè)扶貧模式。祖山國家地質(zhì)公園景區開(kāi)發(fā)于 1996 年，作為山地生態(tài)旅游的典型，在青龍縣旅游業(yè)中占有重要地位。景區開(kāi)發(fā)以來(lái)，出來(lái)景區內部收入持續增長(cháng)外，在圍繞景區的村鎮，當地農戶(hù)結合自身資源優(yōu)勢，通過(guò)旅游食宿接待、出售特色農產(chǎn)山貨發(fā)家致富。目前，正在加強景區建設，以實(shí)現 5A 級景區建設目標，這將對提高祖山知名度，擴大旅游客源，帶動(dòng)農村產(chǎn)業(yè)發(fā)展影響深遠。（二）文化旅游產(chǎn)業(yè)扶貧模式。青龍縣依托文化資源發(fā)展文化旅游，如開(kāi)發(fā)長(cháng)城文化旅游、當地滿(mǎn)族文化風(fēng)情旅游等。依托景區開(kāi)發(fā)滿(mǎn)足文化，如祖山鎮的祖山景區提供滿(mǎn)族飲食，都山景區的滿(mǎn)族飲食與薩滿(mǎn)文化，烏龍谷的滿(mǎn)族民俗文化展示等，吸引游客前來(lái)參觀(guān)游覽和消費，增加了當地居民的收入。（三）農林旅游產(chǎn)業(yè)扶貧模式。青龍縣林果產(chǎn)業(yè)面積達 126 萬(wàn)畝，覆蓋貧困人口 7.2 萬(wàn)人，成為脫貧致富第一主導產(chǎn)業(yè)。實(shí)施“旅游+”戰略，促進(jìn)旅游產(chǎn)業(yè)與農林業(yè)融合發(fā)展。農業(yè)夢(mèng)幻四季
生態(tài)歡樂(lè )谷項目具備農業(yè)科普、農展精品、旅游觀(guān)光等多項功能，對青龍縣貫徹實(shí)施“生態(tài)立縣”、“轉型跨越”戰略、打造“全域旅游示范縣”、實(shí)現旅游扶貧有著(zhù)重要作用。
四、青龍滿(mǎn)族自治縣旅游產(chǎn)業(yè)扶貧效應分析
（一）數據來(lái)源與模型設定。為了分析旅游產(chǎn)業(yè)的扶貧效應，本文選擇了農村居民人均可支配收入指標表示扶貧效果，用 di 表示；選擇旅游業(yè)綜合收入指標表示旅游產(chǎn)業(yè)發(fā)展狀況，用 tm 表示。由于影響扶貧的產(chǎn)業(yè)不僅僅有旅游產(chǎn)業(yè)還包括其他產(chǎn)業(yè)，因此，選擇一二三次產(chǎn)業(yè)增加值指標表示三次產(chǎn)業(yè)的發(fā)展狀況，分別用 pi，si 和 ti 表示。為了消除價(jià)格因素的影響，利用以 2001 年為基期的秦皇島市居民消費價(jià)格指數對上述時(shí)間序列進(jìn)行縮減。所收集資料來(lái)源于河北經(jīng)濟年鑒（2002-2017）、秦皇島統計年鑒（2002-2017）以及青龍滿(mǎn)族自治縣政府工作報告。旅游業(yè)綜合收入數據部分來(lái)源于有關(guān)研究文獻（陳玉玲，2011；張博威，2016），個(gè)別缺失數據采用均值插補法補足。對 5 個(gè)時(shí)間序列數據取自然對數，得到農村居民人均可支配收入、旅游綜合收入以及三次產(chǎn)業(yè)增加值的自然對數序列 lndi、lntm、lnpi、lnsi 和 lnti。之后，建立回歸模型如下：Lndit=茁0+茁 1lntmt+茁 2lnpit+茁 3lnsit+茁 4lntit+著(zhù) t（1）式（1）中，di 為被解釋變量；lntm、lnpi、lnsi 和 lnti 為被解釋變量；著(zhù)為隨機干擾項。本文使用Eviews10 軟件進(jìn)行回歸分析。（二）時(shí)間序列數據平穩性單位根檢驗。時(shí)間序列回歸要求序列是平穩的或是具有協(xié)整關(guān)系，否則會(huì )產(chǎn)生偽回歸問(wèn)題。因此，需要對數據序列進(jìn)行平穩性檢驗。本文的單位根檢驗選擇 ADF 檢驗法，檢驗類(lèi)型、ADF檢驗的 t 統計量，顯著(zhù)性概率值和檢驗結果如表 1 所示。（表 1）由表 1 的檢驗結果可知，變量 lndi、lntm、lnpi 均為一階差分平穩，變量 lnsi 為二階差分平穩，而變量 lnti 為平穩序列。（三）協(xié)整回歸與檢驗。本文以變量 lndi 作為因
變量進(jìn)行回歸分析，其中變量 lndi 與 lntm、lnpi 同為一階單整，而變量 lnsi與 lnti 分別為二階單整和平穩變量，其線(xiàn)性組合不能協(xié)整。因此，本文僅選擇lndi、lntm 與 lnpi 三個(gè)變量進(jìn)行協(xié)整檢驗。青龍滿(mǎn)族自治縣的產(chǎn)業(yè)結構為“三一二”型，以第三和第一產(chǎn)業(yè)為主，第二產(chǎn)業(yè)很不發(fā)達。以 2017 年為例，三次產(chǎn)業(yè)結構為 35.2 頤 15.4 頤 49.4，其中旅游業(yè)在三次產(chǎn)業(yè)中占據較大比重。農村居民可支配收入低，2017 年僅為城鎮居民人均可支配收入的 30%，其主要收入來(lái)源于農村產(chǎn)業(yè)。因此，選擇上述三個(gè)變量進(jìn)行分析具有一定的代表性。本文采用 Engle-Granger 兩步法檢驗變量 lndi、lntm、lnpi 的協(xié)整關(guān)系。首先，做協(xié)整回歸，即用普通最小二乘法對變量 lndi、lntm、lnpi 進(jìn)行回歸，得到協(xié)整方程；其次，對回歸方程殘差項 et 進(jìn)行單位根檢驗，如果 et 是平穩序列，則認為變量 lndi、lntm 與 lnpi 為（1，1）階協(xié)整。變量 lndi 對變量 lntm 與 lnpi 進(jìn)行回歸，得到協(xié)整方程：lndit=-2.2928+0.1369lntmt+0.7581lnpit+et（2）（-2.6089）（2.8091）（6.6532）調整的 R2=0.9857；F=483.3718；D.W.=2.4379；n=15?；貧w方程擬合較好，方程及回歸系數均通過(guò)檢驗，且不存在自相關(guān)。接下來(lái)對回歸殘差 et 進(jìn)行單位根檢驗。由回歸方程式（ 2）可得殘差：et=lndit+2.382-0.1657lntmt-0.7422lnpit 對 et 進(jìn)行 ADF 檢驗，檢驗模型為：吟 et=-1.5959et-1+0.5593 吟 et-1+0.4742 吟 et-2 （-4.3698）
?。?.0213）
?。?.7415）調整的 R2=0.7759；D.W.=2.1519。根據協(xié)整檢驗臨界值表，計算 5%顯著(zhù)性水平下協(xié)整 ADF 檢驗的臨界值為-4.359，而 et-1 系數的檢驗統計量 t 值為-4.437，小于臨界值，因此，拒絕殘差項具有單位根的原假設，即殘差是平穩的。檢驗結果表明，變量 lndi 與變量 lntm 和 lnpi 是（1，1）階協(xié)整的，存在長(cháng)期穩定的均衡關(guān)系，式（2）表達的回歸結果是成立的。（四）旅游扶貧效應分析。由協(xié)整方程式（2）可知，農村居民人均可支配收入對第一產(chǎn)業(yè)增加值的彈性為 0.7581，在其他條件不變的情況下，第一產(chǎn)業(yè)增加值增長(cháng) 1%，農村居民人均可支配收入平均增加 0.7581%，表明第一產(chǎn)業(yè)在提高農村居民生活水平方面仍起著(zhù)重要的基礎作用。在旅游產(chǎn)業(yè)扶貧方面，農村居民人均可支配收入對旅游業(yè)綜合收入的彈性為 0.1369，在控制了第一產(chǎn)業(yè)變動(dòng)的情況下，旅游收入增加 1%，農村居民人均可支配收入平均增加 0.1369%。在樣本期內，農村居民人均可支配收入與旅游業(yè)綜合收入以 2002 年為基期按可比價(jià)格計算的年均增長(cháng)率分別為 12.47%和
27.55%。在控制了第一產(chǎn)業(yè)變動(dòng)的情況下，若旅游綜合收入增長(cháng) 27.55%，農村居民人均可支配收入可平均增長(cháng) 3.7716%，即旅游綜合收入按照樣本期內的年均增長(cháng)速度增長(cháng)，旅游產(chǎn)業(yè)每年可以使農村居民人均可支配收入平均增長(cháng)3.7716%。由此可見(jiàn)，旅游產(chǎn)業(yè)發(fā)展對農村居民脫貧致富，提高生活水平方面發(fā)揮了重要作用。
五、結論
青龍滿(mǎn)族自治縣雖然經(jīng)濟落后，但具有區位優(yōu)勢和旅游旅游資源優(yōu)勢，為旅游業(yè)發(fā)展及其與其他產(chǎn)業(yè)融合發(fā)展打下了良好基礎。通過(guò)實(shí)施“旅游+產(chǎn)業(yè)”模式，充分利用旅游產(chǎn)業(yè)鏈橫向性、綜合性和無(wú)約束性，促進(jìn)旅游產(chǎn)業(yè)與其他產(chǎn)業(yè)特別是與農業(yè)、文化等產(chǎn)業(yè)融合，帶動(dòng)農村經(jīng)濟發(fā)展，對農村居民脫貧致富建成全面性社會(huì )具有良好效果。在全域旅游和農村產(chǎn)業(yè)融合發(fā)展背景下，“旅游+產(chǎn)業(yè)”模式對推進(jìn)農村產(chǎn)業(yè)融合、減小城鄉差距具有重要價(jià)值。今后應繼續以全域旅游理念，促進(jìn)旅游與農村產(chǎn)業(yè)融合，發(fā)展旅游新業(yè)態(tài)，帶動(dòng)農村產(chǎn)業(yè)健康發(fā)展。
作者:張夢(mèng)雅 李麗艷 梁永國 單位:河北農業(yè)大學(xué)海洋學(xué)院
