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一、經濟增長與資源消耗之間的關系是經濟發展中一對永恒的矛盾,正確處理好經濟增長與資源的關系,對于社會經濟的可持續發展、資源開發政策的制定和節約型社會的構建都是非常重要的[1]。對旅游業來說,作為地區可持續發展重要組成部分,盡管有“無煙工業”之稱,但吃、住、行、游、購、娛六大要素對旅游地的旅游資源、基礎設施、旅游服務設施、食物、能源等的占用與消費,影響著旅游地的資源消耗以及可持續發展,因此旅游業的經濟與增長資源消耗之間的問題也越來越為人們關注。

生態足跡(ecologicalfootprint)是以生產性土地面積來度量經濟規模主體的資源消費和廢物吸收水平,反映某一區域對資源消費和需求狀況,是一種定量測量人類對自然利用程度的新方法[2]。在旅游研究中,首先引入生態足跡理論和研究方法的是國外學者ColinHunte(2002)。他首次提出了旅游生態足跡的概念,并對生態足跡分析在旅游可持續發展研究中的意義進行了討論[3];StefanGossling等(2002)對非洲塞舌爾旅游業的生態足跡進行了實證研究[4]。近幾年來,國內學者對旅游生態足跡的研究逐漸增多,主要是借用生態足跡較為成熟的理論和方法對旅游生態足跡進行初步研究,如章錦河、張捷(2004)從旅游交通、旅游住宿、旅游餐飲、旅游購物、休閑娛樂和游覽觀光6個方面構建了旅游生態足跡的模型,并以黃山市為例進行了實證研究[5];席建超等(2004)從生態占用方面對北京市入境游客的旅游生態占用進行了初步探討[6]等等。從相關文獻來看,目前的研究著重探討旅游生態足跡概念以及其模型構建,而基于旅游生態足跡來分析旅游經濟增長與資源消耗之間關系的研究較少。因此,筆者綜合運用生態足跡與協整理論結合的方法,來探討旅游地經濟增長與資源消耗均衡關系,這對旅游地經濟可持續發展具有重要的理論價值與實際意義。

二、研究方法

(一)旅游生態足跡計量模型。

1、生態足跡及模型。生態足跡模型的計算基于兩個假設:人類可以確定自身消費的絕大多數資源、能源及其所產生的廢棄物的數量;這些資源和廢氣物的量能折算成生產和吸納這些資源和廢棄物的生物生產土地面積[7]。在生態足跡計算中,各種資源和能源消費量被折算為可耕地、草地、林地、建筑用地、水域、化石能源六類基本的生物生產土地面積,將六類具有不同生物生產力的生物生產面積加權求和即為生態足跡。在加權求和過程中,需要將各類生物生產面積乘以一個均衡因子,某類生物生產面積的均衡因子等于全球該類生物生產面積的平均生態生產力除以全球所有各類生物生產面積的平均生態生產力[8]。其基本公式如下:

(1)式中,EF為總的生態足跡;N為人口數;ef為人均生態生態足跡需求;i為消費項目的類型,i消費和投入的類型;aai為人均第i種交易商品折算的生物生產面積;ri為第i類土地的均衡因子;Ci為第i種商品的消費量;Pi為第i種消費商品的全球平均生產能力。

2、旅游生態足跡及模型。衡量一個地區旅游業的可持續發展程度,迫切需要一個可信度高的指標。根據旅游者的消費特點,旅游消費包括:交通、住宿、飲食、購物等,所有旅游者的消費總和就是當地的旅游總收入。旅游總收入在地區國民收入中所占的比例稱之為旅游業對國民生產總值的貢獻率(r),即r=旅游業總收入/國民生產總值。則該地區的生態足跡與貢獻率的乘積即為該地區的旅游生態足跡。地區旅游者生態足跡的計算模型如下:

(2)式中,TEF為旅游生態足跡(hm2);EF為生態足跡(hm2)。由于該模型是建立在生態模型之上的,因此旅游生態足跡是指在整個地區國民生產總值所需要的生產性土地面積中,旅游業所需要的生產性土地面積的數量(hm2)[9]。

(二)協整理論與誤差修正模型[10]。協整理論由Engle和Granger在1987年提出的,基本思想是:盡管一些經濟變量是非平穩序列,但是這些變量的線性組合是平穩的,即這個線性組合反映了變量之間長期穩定的比例關系。如果一組變量在某段時間內具有線性關系的趨勢,那么,利用協整分析可以發現這種趨勢。

協整的定義是:時間序列y1t,y2t,…,ynt都是d階單整,即I(d),存在一個向量a,使得ay''''t~I(d-b),這里yt=(y1t,y2t,…,ynt),db0。則稱序列y1t,y2t,…,ynt是(d,b)階協整,記為yt~CI(d,b)為協整向量。

盡管某些經濟變量之間可能存在長期穩定的均衡關系,但是,在短期這種長期穩定關系也許會出現某種失衡。為了彌補這些缺陷,并且把短期行為和長期值相聯系,并對失衡部分做出糾正,Engle和Granger于1987年又提出了誤差修正模型。誤差修正模型的定義為,設兩個同階單整序列y和x,并且它們具有協整關系,其關系可以表示成自回歸分布滯后模型:

其表示誤差修正項。因此,式(2)所表示的方程即為誤差修正模型,它解釋了因變量的短期變動Δyt受兩方面的影響:一是受自變量Δxt短期波動的影響;另一方面是受誤差修正項ecmt-1的影響,即受變量之間在短期波動中偏離其長期均衡關系的影響。

三、旅游經濟增長與資源消耗關系的實證研究

(一)江西省1991-2007年旅游生態足跡的計算。江西省1991-2007年旅游生態足跡的計算所采用的基礎數據來自《江西省統計年鑒》。首先根據公式(1)計算江西省耕地足跡、草地足跡、林地足跡等六種生態足跡,然后運用旅游生態足跡計算公式(2)計算出1991-2007年江西省旅游生態足跡時間序列。計算結果見表1。從表1可以看出,江西省旅游總生態足跡從1991年的1793124.430hm2增加到2007年的6346223.001hm2,17年增加了3.5倍,說明江西省隨著旅游業的發展,資源的占用逐漸增多。

(二)江西省旅游生態足跡的協整分析及誤差修正模型的建立。

1、變量和數據的選擇。從《江西省統計年鑒》中可獲得每年的旅游總收入,筆者選取的數據期間是1991-2007年。文中采用的變量有旅游總收入TM、旅游總生態足跡Z、耕地足跡GZ、林地足跡LZ、化石能源足跡NZ、建筑足跡JZ、水域足跡SZ、草地足跡CZ。為了克服數據中的異方差,對變量取對數并分別記為LTM、LZ、LGZ、LLZ、LNZ、LJZ、LSZ、LCZ。取對數后分別對變量做一階差分,對應得到差分時間序列,記為DLTM、DLZ、DLGZ、DLLZ、DLNZ、DLJZ、DLSZ、DLCZ。圖

1、圖2分別是變量的時序圖和差分序列圖。

從時序圖1我們發現各變量呈現非平穩性,但它們大致都呈現增長的趨勢,其一階差分序列圖2總體表現出平穩性,并且均具有相似的變化周期,說明它們滿足協整關系的條件。

2、變量的單位根檢驗。為了檢驗序列是否平穩,在進行變量協整分析之前,先采用ADF單位根檢驗方法對各所有的時間序列進行檢驗,檢驗結果如表2。

通過檢驗發現,在5%的顯著水平下,LTM、LZ、LGZ、LLZ、LNZ、LJZ、LSZ、LCZ各序列的檢驗統計量值均大于臨界值,接受原假設有單位根的假設,故其都是非平穩序列,繼續做一階差分檢驗,發現DLTM、DLZ、DLGZ、DLLZ、DLNZ、DLJZ、DLSZ均拒絕存在單位根的原假設,因此這些序列為一階單整序列,可以檢驗它們之間是否存在長期協整關系。

3、協整檢驗。協整檢驗根據檢驗對象可分為基于模型回歸系數的協整檢驗(即Johansen協整檢驗)和基于模型回歸殘差的協整檢驗(即E-G兩步法)。筆者主要采用后面一種檢驗方法,其協整檢驗的思想是對回歸方程的殘差進行單位根檢驗,若殘差序列是平穩序列,則表明方程的因變量和解釋變量之間存在著協整關系,否則不存在協整關系。這里采用E-G兩步法來檢驗LTM-LZ、LTM-LGZ、LTM-LLZ、LTM-LJZ、LTM-LSZ的協整關系,檢驗結果見表3。

4、因果關系檢驗。Granger因果檢驗是描述兩個變量系列的因果關系的一種統計方法,這種檢驗因果關系的方法雖不能說明誰決定誰,但可以表明一種變量系列對另一種變量系列的解釋程度。具體來說,可通過零假設檢驗概率來判斷,零假設概率越小,就說明Granger因果關系越強。關于滯后長度的確定,我們可以采用最小最終預測誤差準則來確定各變量的最優滯后長度[10],具體見表4。

從表4可以看出在5%的顯著性水平下,LTM與旅游總生態足跡LZ之間存在單向因果關系;LTM與耕地足跡LGZ之間存在著很強的Granger雙向因果關系,這說明構成生物資源消費主要部分的耕地足跡Granger雙向影響江西省旅游經濟增長,而江西省旅游經濟增長Granger單向因果影響旅游總生態足跡。

5、變量間的協整方程。由協整檢驗(表3)可以發現,旅游總收入LTM與旅游總生態足跡LZ、耕地足跡LGZ之間存在著協整關系,這表明LTM-LZ、LTM-LGZ之間存在著長期的均衡方程,下面分別建立它們的協整方程:

LMT=-24.99383+1.990256LZ+ε1(5)

R2=0.949757,AdjustedR2=0.946408,F=283.5515,Prob(F-statistic)=0.0000LMT=-30.90569+2.611075LGZ+ε2(6)

R2=0.785897,AdjustedR2=0.771623,F=55.05964,Prob(F-statistic)=0.0000

從長期來看,江西省17年來旅游經濟增長與旅游總生態足跡、耕地足跡具有穩定的關系,即長期以來江西省旅游經濟的增長與資源消耗、耕地消耗具有長期穩定關系,它們的變化受上述2個方程的約束,且從影響程度上看,耕地足跡對江西省旅游總收入的影響最大。

6、誤差修正模型。旅游總收入;LTM與LZ、LTM與LGZ之間存在著協整關系,就表明它們之間存在長期穩定的關系,而這種關系是在短期動態過程的不斷調整下得以維持。所以我們進一步探討它們的短期波動與長期均衡的關系,據此建立它們的誤差修正模型,分別如下:

LTMt=-2.110307+0.915652LZt+0.899067LTMt-1-0.735063LZt-1+ε1t

LTMt=1.155306+0.553979LGZt+1.014430LTMt-1-0.631928LGZt-1+ε2t

移項整理后得到:

ΔLTMt=-2.110307+0.915652ΔLZt-0.100933(LTM-1.789197LZ)t-1+ε1t(7)

ΔLTMt=1.155306+0.553979ΔLGZt+1.014430(LTM+5.401871GZ)t-1+ε2t(8)

模型(7)、模型(8)為所求的誤差修正模型,其中括號內的多項式為誤差修正項。這兩個模型分別表明了旅游收入的短期波動是如何被決定的:一方面,它受到旅游總生態足跡LZ、耕地足跡LGZ短期波動的影響;另一方面,受誤差修正項的影響,其大小反映了對偏離長期均衡的調整力度。針對LTM-LZ誤差修正模型,從系數估計值-0.100933來看,在短期波動中偏離長期均衡時,將以-0.100933的速度對前一期旅游總生態足跡與旅游總收入之間的非均衡狀態進行調整;而針對LTM-LGZ誤差修正模型,從系數估計值0.014430來看,當短期波動偏離長期均衡時,將以0.014430的速度對前一期旅游業所占用的耕地足跡與旅游總收入之間的非均衡狀態進行調整。

四、研究結論

筆者綜合運用了旅游生態足跡與協整理論、誤差修正模型,對江西省旅游經濟增長與資源消耗的均衡關系進行了深入分析,得出以下結論:

(一)協整分析結論表明,從長期來看,江西省旅游經濟的增長與旅游生態足跡、耕地足跡存在著長期均衡的協整關系,旅游生態足跡增加1%,能夠拉動旅游收入增長1.99%;耕地足跡增加1%,能夠拉動旅游收入2.61%,這表明江西省旅游業經濟的可持續增長對生態資源有較強的依賴性,耕地足跡作為重要的生產要素對旅游業的經濟增長具有重要的作用。同時,這種協整關系,可以說明江西省的旅游經濟增長方式屬于資源消耗型,由于變量之間協整關系反映的是一種長期均衡關系,因此可以推斷江西省現有旅游經濟增長方式可能存在較長時期。

(二)誤差修正模型分析表明,旅游經濟增長與資源消耗之間存在如下定量關系,增加1%的旅游收入,需要增加1.092%的生態足跡、1.805%的耕地足跡,因此耕地足跡成為江西省旅游經濟可持續增長的限制因素。