發(fā)布時間：2016-12-23 15:47

  本文關(guān)鍵詞：鄉(xiāng)村旅游業(yè)與大農(nóng)業(yè)耦合的動力效應(yīng)及發(fā)展趨向，由筆耕文化傳播整理發(fā)布。

旅游學(xué)刊第28卷2013年第5期TourismTribuneVol．28No．5，2013

鄉(xiāng)村旅游業(yè)與大農(nóng)業(yè)耦合的動力效應(yīng)及發(fā)展趨向

袁中許

（南京大學(xué)商學(xué)院，江蘇南京210093）

［摘

要］就旅游業(yè)自身的發(fā)展規(guī)律、資源優(yōu)勢以及城鄉(xiāng)與

人占63.8%，愿意去海濱度假的占86.5%，而愿意去城市度假的僅為30.4%村旅游業(yè)的光明前景。

同時，由于旅游業(yè)產(chǎn)品的要素表現(xiàn)為各種生態(tài)，資源、文化和服務(wù)，所以它既是“無煙工業(yè)”又是“無邊界產(chǎn)業(yè)”。因此，無論如何要發(fā)揮中國旅游資源大國的優(yōu)勢，借助創(chuàng)新促進旅游業(yè)不斷增長

［3］

［2］

區(qū)域統(tǒng)籌迫切的現(xiàn)實情形而言，我國鄉(xiāng)村旅游業(yè)亟須蓬勃發(fā)尚未有理論方法為保證我國鄉(xiāng)村旅游業(yè)整體持展。然而，

續(xù)、深化及和諧的戰(zhàn)略發(fā)展提供可選擇的途徑。基于此，文立足鄉(xiāng)村旅章在辨識產(chǎn)業(yè)耦合與產(chǎn)業(yè)融合概念理論基礎(chǔ)上，

游業(yè)與包含豐富異質(zhì)性農(nóng)業(yè)、地理與文化資源的大農(nóng)業(yè)耦合，從產(chǎn)業(yè)互動與要素凝聚理論視角分別闡述了旅農(nóng)耦合對農(nóng)村第一、第三產(chǎn)業(yè)分別產(chǎn)生牽動效應(yīng)和促動發(fā)展效應(yīng)的機借助1993～2010年的序列經(jīng)驗數(shù)據(jù)，結(jié)合理。在此基礎(chǔ)上，

主要運用模型實證，證實了旅深入的理論分析和直觀考察，

農(nóng)耦合的前述農(nóng)村產(chǎn)業(yè)發(fā)展的動力效應(yīng)。由此進一步揭示旅農(nóng)耦合能夠造就鄉(xiāng)村旅游業(yè)戰(zhàn)略發(fā)展的基礎(chǔ)、條件得出，

和手段，因而可以成為我國鄉(xiāng)村旅游業(yè)發(fā)展的主導(dǎo)模式。最后，提出在異質(zhì)地理、文化與農(nóng)業(yè)資源基礎(chǔ)上，以差異品牌戰(zhàn)略為重心推動旅農(nóng)耦合模式，從而戰(zhàn)略發(fā)展鄉(xiāng)村旅游業(yè)的建議。

［關(guān)鍵詞］鄉(xiāng)村旅游業(yè)；旅農(nóng)耦合；動力效應(yīng)；異質(zhì)資源；主導(dǎo)模式

［中圖分類號］F59［文獻標(biāo)識碼］A

［文章編號］1002－5006（2013）05－0080－09Doi：10.3969/j．issn．1002－5006.2013.05.009

，從一個側(cè)面透露出鄉(xiāng)

，

etal．）研究提出，不僅如此，卡森等（Carson，運用旅游資源需要一種可持續(xù)的方式將其潛力發(fā)揮出來

［4］

。國內(nèi)農(nóng)村人口在今后相當(dāng)長的一段歷史時

期仍然占有相當(dāng)?shù)谋壤蛿?shù)量，所以在地區(qū)和城鄉(xiāng)差距加大、農(nóng)村服務(wù)業(yè)滯后等眾多不平衡矛盾日益凸顯，使得農(nóng)村相對均衡發(fā)展和動力發(fā)展面臨考驗和挑戰(zhàn)的新的歷史時期，重新審視鄉(xiāng)村旅游業(yè)，為發(fā)揮它獨特而重要的作用研究如何推動其整體深入和持續(xù)發(fā)展顯得尤為必要和重要。

至今，國外關(guān)于鄉(xiāng)村旅游業(yè)的研究，已認識到鄉(xiāng)村旅游與農(nóng)業(yè)之間的重要關(guān)系。韋克等（Veeck，etal．）分析得出鄉(xiāng)村旅游的前景是旅游業(yè)和農(nóng)業(yè)的雙向互利

［5］

。北原（Kitahara）通過分析得出推動農(nóng)業(yè)

［6］

1引言

旅游利于加強城鄉(xiāng)聯(lián)系聯(lián)

［7］

。日和崎（Hiwasaki）指

我國農(nóng)村地域遼闊，不僅有多樣的空間氣候、地理形貌與生物資源，而且自然和人文景觀豐富、歷史并擁有多民族異彩紛呈的文化稟賦，因積淀悠久，

此，我國鄉(xiāng)村旅游業(yè)具有得天獨厚的優(yōu)勢和巨大的發(fā)展?jié)摿�，尤其是廣大的中西部農(nóng)村地區(qū)。鄉(xiāng)村旅游有別于城市旅游的特性是鄉(xiāng)村性、文化多樣性、地理性、民俗性和生態(tài)性

［1］

出，農(nóng)村社區(qū)可持續(xù)發(fā)展與綠色游、生態(tài)游密切關(guān)

。沃姆斯利（Walmsley）研究認為，農(nóng)業(yè)旅游利

［8］

于推動城鄉(xiāng)在“休閑與個性生活”為主題的未來旅游間的競爭發(fā)展無效于濟窮

［9］

。同時，德勒（Deller）研究指出

了鄉(xiāng)村旅游存在的問題：鄉(xiāng)村空間異質(zhì)而旅游同質(zhì)

。同時，etal．）阿爾西納等（Alesina，

指出，鄉(xiāng)村社區(qū)居民非公平和諧的異質(zhì)性及城郊居民關(guān)于社區(qū)旅游認識的分歧對農(nóng)村旅游參與會造成極大負向影響

［10］

，最具有成長性的是它的

參與性與體驗性，這也預(yù)示著鄉(xiāng)村旅游業(yè)的方向。一項分時度假的調(diào)查發(fā)現(xiàn)，選擇愿意去山區(qū)度假的

［收稿日期］2012－10－13；［修訂日期］2012－12－31［作者簡介］袁中許（1972－），男，河南許昌人，博士，講師，研究方向為產(chǎn)業(yè)經(jīng)濟、旅游產(chǎn)業(yè)經(jīng)濟與旅游基礎(chǔ)理論，E-mail：yuanzxnjue@126．com。

。

對于國內(nèi)鄉(xiāng)村旅游業(yè)的研究，早在2003年，郭魯芳的研究認為，要重視制度創(chuàng)新和市場創(chuàng)新的協(xié)調(diào)，防止路徑依賴障礙。近幾年，研究的關(guān)注點傾向于產(chǎn)業(yè)的耦合與融合

［11］

。趙立民運用耦合模型，通

過旅游業(yè)與新農(nóng)村生產(chǎn)生活方式的耦合分析來探討

袁中許|鄉(xiāng)村旅游業(yè)與大農(nóng)業(yè)耦合的動力效應(yīng)及發(fā)展趨向第28卷2013年第5期

我國新農(nóng)村旅游業(yè)的發(fā)展方式

［12］

。尹貽梅和魯明和需求。旅游者需要感受鄉(xiāng)村的特殊地理環(huán)境和最這就要求鄉(xiāng)村旅游業(yè)適應(yīng)具自然鄉(xiāng)村味道的氣息，

形勢，放開思維和視野，主動聯(lián)合大農(nóng)業(yè)，以此獲得鄉(xiāng)村大農(nóng)業(yè)長期處其新發(fā)展的突破口。與此同時，

于封閉狀態(tài)、不被重視且缺乏特色價值發(fā)現(xiàn)，制約其效益的提升與現(xiàn)代化發(fā)展。如果鄉(xiāng)村大農(nóng)業(yè)與鄉(xiāng)村旅游業(yè)有效對接，將會給鄉(xiāng)村大農(nóng)業(yè)的發(fā)展帶來嶄鄉(xiāng)村旅游業(yè)與大農(nóng)業(yè)這兩新的契機和動力。因此，

個獨立的系統(tǒng)能夠通過各自的相互作用產(chǎn)生耦合，這種耦合的狀態(tài)呈現(xiàn)為一個耦合系統(tǒng)。事實上，系統(tǒng)耦合是在物質(zhì)、能量和信息超循環(huán)下形成高一級系統(tǒng)的進化過程。因為耦合系統(tǒng)較之子系統(tǒng)組分更結(jié)構(gòu)更合理，所以不僅可以強化系統(tǒng)整體功復(fù)雜、

能，還會放大系統(tǒng)整體效益

［18］

分析如何利用耦合促進民族地區(qū)勇以張家界為例，

旅游業(yè)發(fā)展和創(chuàng)意產(chǎn)業(yè)保護開發(fā)的有機結(jié)合，進而提出了創(chuàng)建民族地區(qū)旅游創(chuàng)意產(chǎn)業(yè)的發(fā)展模式

［13］

。

在產(chǎn)業(yè)融合方面，楊振之提出，推進城鄉(xiāng)統(tǒng)籌需要鄉(xiāng)村旅游業(yè)與農(nóng)業(yè)之間的相互滲透和深度融合，促使產(chǎn)業(yè)鏈延伸整合，創(chuàng)造新的產(chǎn)品與業(yè)態(tài)，實現(xiàn)產(chǎn)業(yè)的價值增值

［14］

。楊阿莉認為，鄉(xiāng)村旅游在本質(zhì)上是旅

通過挖掘有旅游業(yè)和農(nóng)業(yè)間彼此延伸融合的產(chǎn)物，

游價值的農(nóng)業(yè)資源，使城市休閑產(chǎn)品和旅游服務(wù)向并提出鄉(xiāng)村旅游業(yè)優(yōu)化升級的重要途徑農(nóng)村延伸，

在于發(fā)展現(xiàn)代休閑農(nóng)業(yè)

［15］

。另外，針對鄉(xiāng)村旅游業(yè)

發(fā)展中農(nóng)村社區(qū)居民的利益分享問題，古紅梅從利益相關(guān)者角度提出構(gòu)建利益分享機制，同時指出，通過提供公共服務(wù)、政策支持為弱勢群體增權(quán)以推進鄉(xiāng)村旅游業(yè)和諧發(fā)展

［16］

。由此可知，耦合本

身具有系統(tǒng)互動性特征和整體凝聚性特征。然而，馬健評析指出，產(chǎn)業(yè)耦合不同于產(chǎn)業(yè)融合，產(chǎn)業(yè)融合以技術(shù)融合、業(yè)務(wù)融合和市場融合為前提，通過滲透、交叉或重組方式最終形成新的產(chǎn)業(yè)形態(tài)

［19］

。

國內(nèi)外研究均顯示了農(nóng)業(yè)、休閑農(nóng)業(yè)以及農(nóng)村社區(qū)居民在參與未來鄉(xiāng)村旅游業(yè)發(fā)展中的重要作現(xiàn)有研究極少重視鄉(xiāng)村旅游要素中普遍用。然而，

存在的地理與文化異質(zhì)性。另外，國內(nèi)研究雖然對但更多偏重于耦合模式與融合模式均給予了關(guān)注，

融合，缺少融合與耦合關(guān)系的研究，沒有認識到耦合對融合的包容與促進支持功能，并且無論耦合還是融合方面，都缺乏相關(guān)的實證研究。根本地，已有研究尚未能夠提供推動和實現(xiàn)我國鄉(xiāng)村旅游業(yè)整體持深化及和諧的戰(zhàn)略發(fā)展的有效途徑，也即鄉(xiāng)村旅續(xù)、

游業(yè)發(fā)展的主導(dǎo)模式。為此，本文在吸取國內(nèi)外研究成果的基礎(chǔ)上，從探索鄉(xiāng)村旅游業(yè)戰(zhàn)略發(fā)展的途徑出發(fā)，在辨析耦合的概念內(nèi)涵、作用及其與融合的關(guān)系的前提下，立足于鄉(xiāng)村旅游業(yè)與大農(nóng)業(yè)①的耦合，借助產(chǎn)業(yè)互動性和要素凝聚性理論視角，同時融結(jié)合實證分析，深入探討和研究入異質(zhì)性資源視角，

第三產(chǎn)業(yè)發(fā)展的動旅農(nóng)耦合模式對農(nóng)村第一產(chǎn)業(yè)、力效應(yīng)及該模式的發(fā)展前景。2

旅農(nóng)耦合的判識及其對農(nóng)村第一產(chǎn)業(yè)、第三產(chǎn)業(yè)耦合是一種彼此作用影響以至協(xié)同的現(xiàn)象，體現(xiàn)的是動態(tài)互動的關(guān)聯(lián)關(guān)系，通常指兩個或兩個以上系統(tǒng)或運動方式間的相互作用，由于各個子系統(tǒng)間的互動而產(chǎn)生相互促進、相互依賴與相互協(xié)調(diào)

［17］

，而

產(chǎn)業(yè)耦合是在利益和管理對接基礎(chǔ)上，形成有機關(guān)聯(lián)與合作關(guān)系，并不導(dǎo)致原有產(chǎn)業(yè)系統(tǒng)本質(zhì)獨立屬性的改變。產(chǎn)業(yè)耦合除促進產(chǎn)業(yè)融合外，并能夠保它證主要聯(lián)結(jié)部分的融合與子系統(tǒng)時時緊密關(guān)聯(lián)，在更大空間和更多元素上產(chǎn)生系統(tǒng)優(yōu)化功能。與產(chǎn)業(yè)融合一樣，產(chǎn)業(yè)耦合能夠提升產(chǎn)業(yè)績效和產(chǎn)業(yè)價促進產(chǎn)業(yè)創(chuàng)新、改善產(chǎn)業(yè)結(jié)構(gòu)與提高產(chǎn)業(yè)競爭值、力。

進而，從產(chǎn)業(yè)互動性視角上可發(fā)現(xiàn)，旅農(nóng)耦合產(chǎn)生了牽動第一產(chǎn)業(yè)資源優(yōu)化和價值提升的效應(yīng)。袁產(chǎn)業(yè)互動俊根據(jù)產(chǎn)業(yè)融合理論與產(chǎn)業(yè)鏈理論提出，能夠產(chǎn)生產(chǎn)業(yè)融合形態(tài)新產(chǎn)品，延伸既有的產(chǎn)業(yè)鏈和產(chǎn)生聯(lián)動作用的產(chǎn)業(yè)發(fā)展新模式

［20］

。因而在旅

農(nóng)耦合下，鄉(xiāng)村旅游業(yè)與資源普遍異質(zhì)的大農(nóng)業(yè)發(fā)鄉(xiāng)村旅游業(yè)適應(yīng)城市旅游者消費心理和拓生互動，

展旅游業(yè)空間與內(nèi)涵的需要，及農(nóng)民對深度農(nóng)業(yè)旅游高附加值的追求和對土地、勞動力合理利用的現(xiàn)實意愿，牽動農(nóng)業(yè)部分土地靈活轉(zhuǎn)化為以農(nóng)業(yè)休閑和體驗為特征的旅游園，使得第一產(chǎn)業(yè)的人力和土地資源得到有效調(diào)節(jié)和優(yōu)化。同時，鄉(xiāng)村旅游者對特定地理環(huán)境大農(nóng)業(yè)觀賞的內(nèi)在需求與農(nóng)民對旅游窗口農(nóng)業(yè)品牌特殊功效的共同知識，牽動農(nóng)業(yè)技術(shù)運用對特色品牌的塑造，從而提升農(nóng)業(yè)價值。

指以農(nóng)、林、牧、漁行業(yè)資源和環(huán)境為主，還有與①“大農(nóng)業(yè)”

之緊密相連的村落、鄉(xiāng)鎮(zhèn)和城郊的各自相異的地理自然與人文資源。

發(fā)展的動力效應(yīng)機理

。一方面，隨著城市化人口數(shù)量上升和城市競

另一方面，人們收入的提高與休閑時間爭壓力加大，

的增多，使得僅僅依靠景點游、零星農(nóng)家游和傳統(tǒng)節(jié)慶文化游的鄉(xiāng)村旅游業(yè)難以滿足城市居民更多期待

旅游學(xué)刊第28卷2013年第5期TourismTribuneVol．28No．5，2013

從要素凝聚性視角出發(fā)，并可發(fā)現(xiàn)旅農(nóng)耦合對鄉(xiāng)村旅游業(yè)擴展激活與農(nóng)村其他重要服務(wù)業(yè)發(fā)展的品牌創(chuàng)造與產(chǎn)業(yè)聚集促動效應(yīng)。熊愛華分析認為，

共同作用形成磁場效應(yīng)會產(chǎn)生對要素的凝聚力量

［21］

不高，其產(chǎn)品價值提升困難。農(nóng)民增收途徑有限，增致使城鄉(xiāng)居民收入差距加大。相對落后的收不穩(wěn)，

中西部地區(qū)與發(fā)達的東部相比較，二者農(nóng)村收入水平存在明顯差距。服務(wù)業(yè)是經(jīng)濟社會發(fā)展的必然趨勢，農(nóng)村服務(wù)業(yè)發(fā)展滯后的現(xiàn)狀已成為制約我國農(nóng)村現(xiàn)代化發(fā)展的重要因素。由此可知，我國經(jīng)濟發(fā)收入等眾多不平衡矛盾的落差也主要集中在非展、

我國豐富的旅游資源、第一產(chǎn)業(yè)資都市區(qū)域。然而，

源卻更多分布在廣大的鄉(xiāng)村地區(qū)。由此，我國鄉(xiāng)村旅游業(yè)與具有普遍異質(zhì)性的大農(nóng)業(yè)無可回避地處在故而蘊經(jīng)濟矛盾聚集的腹地和矛盾化解的焦點上，涵了農(nóng)村經(jīng)濟發(fā)展的動力因素。

由前述旅農(nóng)耦合的理論分析可以得出，旅農(nóng)耦合能夠產(chǎn)生我們所需的農(nóng)村經(jīng)濟發(fā)展的動力，也即對第一產(chǎn)業(yè)發(fā)展的牽動效應(yīng)和對第三產(chǎn)業(yè)發(fā)展的促動效應(yīng)。為了耦合模式的動力效應(yīng)檢驗和深入研本文將進一步進行實證分析。究，3證①3.1

相關(guān)變量假設(shè)

為進一步實證檢驗耦合對第一產(chǎn)業(yè)優(yōu)化與提升的牽動效應(yīng)，選取第一產(chǎn)業(yè)的增加值為變量，由于這一動力效應(yīng)的載體體現(xiàn)在第一產(chǎn)業(yè)的增加值，同時選擇第一產(chǎn)業(yè)固定資產(chǎn)投資變量與其從業(yè)人數(shù)變并包含除去國營、城鎮(zhèn)集體與港澳臺旅游企業(yè)從量，

業(yè)職工人數(shù)之外的所有其他旅游從業(yè)人數(shù)變量，該變量意即與農(nóng)業(yè)較密切相關(guān)，稱涉農(nóng)變量。3.2

模型設(shè)定、檢驗與確立

以微觀經(jīng)濟Cobb-Douglas生產(chǎn)函數(shù)為基礎(chǔ)，引

［23］

，入Romer的宏觀經(jīng)濟內(nèi)生增長理論考慮外部力

。一方面，耦合下鄉(xiāng)村旅游業(yè)可以獲得新的地

理文化異質(zhì)性開發(fā)空間，在原有局限于景點游、居住文化和傳統(tǒng)節(jié)慶文化游與農(nóng)家游的基礎(chǔ)上，沿橫向鏈條向特色休閑體驗游、農(nóng)業(yè)觀賞游、農(nóng)村文化歷史創(chuàng)意文化游和個性游等品牌擴展，從而能夠贏得游、

旅游者更多的消費意愿和消費時間。另一方面，耦使合增添了鄉(xiāng)村居民更多旅游增收的動力和機會，居民家庭的局部參與演變?yōu)閼魬魠⑴c，并因旅游收益的報酬遞增吸引社區(qū)居民的多元化旅游業(yè)參與，由此激發(fā)鄉(xiāng)村旅游業(yè)和諧發(fā)展活力。此外，這種耦合還會促使農(nóng)業(yè)特色品牌和休閑體驗農(nóng)業(yè)旅游品牌使得農(nóng)業(yè)科技不斷進步，地理觀賞農(nóng)的進一步發(fā)展，

業(yè)和耦合帶來的鄉(xiāng)村旅游收入的激勵也有助于鄉(xiāng)村交通的改善，并且耦合直接造就了新的旅游環(huán)境和吸引鄉(xiāng)村各種文化形式、文化活動和文化旅游市場，

產(chǎn)品得以聚集和增長。旅游客源、旅游項目及旅游者消費時間的增多必然對鄉(xiāng)村商業(yè)物流產(chǎn)業(yè)產(chǎn)生更耦合下鄉(xiāng)村旅游業(yè)的繁榮需要與多的需求。同時，

之配合的信息業(yè)的發(fā)展。所以，耦合產(chǎn)生的多要素凝聚性會有力促動農(nóng)村第三產(chǎn)業(yè)發(fā)展，即通過異質(zhì)性滲透的旅農(nóng)耦合對接不僅開拓出鄉(xiāng)村旅游業(yè)及大而且加強鄉(xiāng)村旅游業(yè)產(chǎn)業(yè)自身農(nóng)業(yè)品牌發(fā)展方向，

聚集和社區(qū)居民協(xié)同參與性，從而凝聚力量促動農(nóng)業(yè)科技、信息服務(wù)、文化集聚與商業(yè)物流的發(fā)展。

不難判定，對事物的發(fā)展有著內(nèi)在的正向持續(xù)影響和推進作用的因素就是事物發(fā)展的動力所在。動力存在于矛盾的集結(jié)之處，肖漢通過發(fā)展中國家超前與滯后”現(xiàn)代化進程中存在諸如“循序與壓縮、

等眾多悖論性矛盾的分析，指出這些悖論性矛盾同時也是他們發(fā)展動力的來源

［22］

旅農(nóng)耦合對農(nóng)村第一產(chǎn)業(yè)發(fā)展的牽動效應(yīng)實

量內(nèi)生化的因素，考察旅游業(yè)對大農(nóng)業(yè)的影響與作用。設(shè)第一產(chǎn)業(yè)增加值為FGDP，該產(chǎn)業(yè)從業(yè)人員FFAI、FFAI（－1）分別為當(dāng)期和前一期產(chǎn)業(yè)為FE，

生產(chǎn)投資，涉農(nóng)旅游業(yè)從業(yè)職工人數(shù)為SNTE。從而

λλ

可設(shè)定方程模型為FGDP=θ×FE1×FFAI2×

。在現(xiàn)代經(jīng)濟社會

中，那些矛盾聚焦的社會或經(jīng)濟因素能夠?qū)?jīng)濟事物發(fā)展帶來長期而重大的作用和逐漸增強的經(jīng)濟效果，蘊涵了期待發(fā)掘的動力經(jīng)濟效應(yīng)。

一種產(chǎn)業(yè)的宏觀經(jīng)濟效應(yīng)中，并非每一個效應(yīng)都具有動力內(nèi)涵。這是由于不同的效應(yīng)對應(yīng)不同的產(chǎn)業(yè)，并且不同產(chǎn)業(yè)發(fā)展階段的功用和性質(zhì)存在客觀差異。其中，在特定的發(fā)展階段和歷史時期能夠?qū)φw經(jīng)濟發(fā)展起到關(guān)鍵和重要推動作用的效應(yīng)就是宏觀經(jīng)濟的動力效應(yīng)。

就我國現(xiàn)實情況而言，廣大農(nóng)村第一產(chǎn)業(yè)效率

FFAI（－1）

λ3

×SNTEλ4，i=其中，θ和λi為常系數(shù)，

1，2，3，4。對方程兩端取自然對數(shù)，得到：

lnFGDP=λ1lnFE+λ2lnFFAI+λ3lnFFAI（－1）+λ4lnSNTE+ε1

（1）

①

本部分的實證以及第四部分的實證數(shù)據(jù)均來自1994～2011

《中國統(tǒng)計年鑒》《中國旅游年鑒》年度和及處理。其中，第一產(chǎn)業(yè)生2008年以前由農(nóng)村居民家庭平均每戶生產(chǎn)性固定資產(chǎn)性投資數(shù)據(jù)，

產(chǎn)原值與鄉(xiāng)村戶數(shù)乘積得出，而2006～2008年的戶數(shù)因為統(tǒng)計缺失，為參照當(dāng)年第一產(chǎn)業(yè)總?cè)丝跀?shù)推算而來。

袁中許|鄉(xiāng)村旅游業(yè)與大農(nóng)業(yè)耦合的動力效應(yīng)及發(fā)展趨向式（1）表示第一產(chǎn)業(yè)與旅游業(yè)耦合時的狀態(tài)方程。為對比，不妨假定第一產(chǎn)業(yè)與旅游業(yè)未耦合狀態(tài)方程為：

lnFGDP=ω1lnFE+ω2lnFFAI+ε2

（2）

由統(tǒng)計經(jīng)驗數(shù)據(jù)，對式（1）和式（2）進行回歸分析，得各自對應(yīng)的回歸

方程為：

lnFGDP=0.1503lnFE+0.4484lnFFAI+0.4233lnFFAI（－1）－0.0456lnSNTE（3）lnFGDP=0.2348lnFE+0.7609lnFFAI

（4）

表1第一產(chǎn)業(yè)增加值變量與涉農(nóng)旅游業(yè)從業(yè)變量相關(guān)方程檢驗Tab．1

Regressionequationstestsrelatedtothefirstindustryvalue-added

variableandinvolvedwithagriculturetourismemployeevariable

系數(shù)t－統(tǒng)計值概率水平方程擬方程杜賓—變量Variables

Coefficients

t-statistic

Prob．

合優(yōu)度瓦森特檢驗R-squaredDurbin-Watsontest旅農(nóng)耦合Tourism-lnFE0.15033.54700.00310.9079

1.8206

agriculturecoupling

lnFFAI0.44843.78520.0023lnFFAI（－1）0.42332.22470.0545lnSNTE

0.0456－6.10950.0001旅農(nóng)耦合未發(fā)生lnFE0.23485.42600.00010.91271.9010

Withouttourism-lnFFAI

0.7609

15.2631

0.0000

agriculturecoupling

由表1可知，兩個方程同以5%的顯著水平通過t統(tǒng)計檢驗，且整體擬合優(yōu)度均在0.90以上，說明高度相關(guān)。同時，DW值都在接近2的范圍以內(nèi)，也就排除了一階殘差自相關(guān)問題，因而肯定了兩種狀況下回歸方程的可信和有效性。不難發(fā)現(xiàn)，未發(fā)生耦合時，第一產(chǎn)業(yè)關(guān)于就業(yè)勞動力和資產(chǎn)投資變量彈性系數(shù)和近似為1，即相當(dāng)于規(guī)模經(jīng)濟狀態(tài)。而發(fā)生耦合時，其關(guān)于就業(yè)勞動力、資產(chǎn)投資和涉農(nóng)旅游業(yè)從業(yè)變量彈性系數(shù)和超過了1，雖然表現(xiàn)出第一產(chǎn)業(yè)對勞動力要素投入的規(guī)模收益遞減，但是，資產(chǎn)投資邊際彈性通過當(dāng)期效應(yīng)和滯后效應(yīng)的聯(lián)合作用卻顯示較大程度提升。因此，在耦合狀況下，選擇進行要素結(jié)構(gòu)優(yōu)化，減少富余的第一產(chǎn)業(yè)勞動力投入，著重擴大資產(chǎn)投資，會明顯利于提高第一產(chǎn)業(yè)生產(chǎn)效率，并實現(xiàn)其產(chǎn)值增加。4

旅農(nóng)耦合對農(nóng)村第三產(chǎn)業(yè)發(fā)展的積聚促動效應(yīng)分析與實證

旅農(nóng)耦合對農(nóng)村第三產(chǎn)業(yè)的促動效應(yīng)實際上是先發(fā)生在鄉(xiāng)村旅游業(yè)，進而由鄉(xiāng)村旅游業(yè)對其他服務(wù)業(yè)的促動而間接實現(xiàn)旅農(nóng)耦合對農(nóng)村服務(wù)業(yè)的整體促動。因現(xiàn)有統(tǒng)計和調(diào)查數(shù)據(jù)存在局限，故對旅農(nóng)耦合的鄉(xiāng)村旅游業(yè)促動效應(yīng)僅作進一步的理論分析，在此基礎(chǔ)上再運用經(jīng)驗數(shù)據(jù)實證旅游業(yè)對其自身除外的其他服務(wù)業(yè)的促動效應(yīng)。4.1

旅農(nóng)耦合對農(nóng)村旅游業(yè)與居民收入多元化的促動效應(yīng)分析

鄉(xiāng)村旅游業(yè)與大農(nóng)業(yè)耦合使鄉(xiāng)村旅游業(yè)的地域得到擴展，并使鄉(xiāng)村旅游業(yè)產(chǎn)業(yè)鏈得以銜接和延伸。這是因為耦合下，產(chǎn)生與大農(nóng)業(yè)互動的、富有地理文化與農(nóng)業(yè)特色的多樣新型旅游休閑業(yè)態(tài)，

它通過科技滲透、文化創(chuàng)意和服務(wù)創(chuàng)新而具有無限增值空間，具備深度旅游和產(chǎn)業(yè)凝聚的特性。因而，由此激活和帶動整個鄉(xiāng)村旅游業(yè)向新空間、新層次蔓延和拓展。這種狀況給旅游供給參與帶來更多的比較收益和遞增的投入報酬，同時，也帶來了更多可供選擇的參與方式和機會。除直接提供旅游勞動參與外，還有對旅游

第28卷2013年第5期

休閑農(nóng)業(yè)產(chǎn)品進行培植養(yǎng)護、

傳統(tǒng)技能文化產(chǎn)品制作、其他旅游服務(wù)勞動等，以及參與旅游餐飲、住宿、文化活動等的經(jīng)營，

每一個需要資金贊助或創(chuàng)新開發(fā)的項目社

區(qū)居民都有自由選擇參股投資的權(quán)利。那么，耦合的鄉(xiāng)村旅游業(yè)就促動了社區(qū)居民擁有農(nóng)業(yè)勞動與旅游勞動、經(jīng)營與投資的多元化增收途徑。這種耦合的鄉(xiāng)村旅游業(yè)多元模式和多元收入促動，既避免了楊美霞提出的由于旅游結(jié)構(gòu)模式單一，僅靠旅游人數(shù)增加收入的發(fā)展?fàn)顩r

［24］

，又不會出現(xiàn)吳妍等研

究得到的“鄉(xiāng)村居民旅游收入受制于‘受教育程度’與‘住宅至旅游景點距離’”的情形

［25］

。事實上，這也為其

他服務(wù)業(yè)的發(fā)展孕育了磁場和動力。4.2

旅農(nóng)耦合對農(nóng)村旅游業(yè)外第三產(chǎn)業(yè)的促動效應(yīng)的間接實證4.2.1

變量假定

服務(wù)業(yè)是產(chǎn)業(yè)演化的方向，也是創(chuàng)造更高價值的必要條件

［26］

。旅游業(yè)產(chǎn)業(yè)鏈

從交通、餐飲、住宿、商品零售、

娛樂、保健、影視、安保、通訊、氣象延伸到設(shè)計、傳媒、廣告、租賃、銀行和保險等眾多服務(wù)領(lǐng)域。旅游業(yè)帶給服務(wù)行業(yè)的不僅是關(guān)聯(lián)，更是實在的價值。白津夫運用研究數(shù)據(jù)指出，旅游業(yè)對餐飲和商品的貢獻率為40%之多，對文化娛樂業(yè)貢獻超過50%，對鐵路與民航業(yè)貢獻超過80%，，

而對住宿業(yè)貢獻甚至超過90%

［27］

。由此可見旅游業(yè)對服務(wù)業(yè)的

旅游學(xué)刊第28卷2013年第5期TourismTribuneVol．28No．5，2013

促動功能。由于旅農(nóng)耦合首先通過凝聚旅游元素促進而由鄉(xiāng)村旅游業(yè)聚集吸引促動鄉(xiāng)村旅游業(yè)發(fā)展，

動農(nóng)村其他服務(wù)業(yè)發(fā)展。由上述分析可以假定該論斷前半部分成立。所以，為證實旅農(nóng)耦合對農(nóng)村旅目前只有借助考察我游業(yè)外第三產(chǎn)業(yè)的促動效應(yīng)，

國旅游業(yè)增加值和旅游業(yè)外服務(wù)業(yè)增加值這兩個變量間的關(guān)系。4.2.2

變量關(guān)系直觀分析

OSGDP表圖1中TGDP表示旅游業(yè)增加值①，

示旅游業(yè)外其他第三產(chǎn)業(yè)又稱其他服務(wù)業(yè)的增加值。圖1直觀顯示旅游業(yè)增加值與服務(wù)業(yè)增加值在隨時間推進中具一致的線性相關(guān)關(guān)系。且OSGDP線逐漸接近TGDP線，反映TGDP對OSGDP促動效應(yīng)存在時間上遞增性質(zhì)，以待進一步實證檢驗，以確定旅游業(yè)增加值對其他服務(wù)業(yè)增加值的貢獻程度。4.2.3

模型設(shè)定、檢驗與確立

ADF顯示變量OSGDP與由表2可以看出，

TGDP數(shù)據(jù)二階平穩(wěn)，且由Johansen協(xié)整檢驗結(jié)果可知二者間存在長期協(xié)整關(guān)系。變量系數(shù)均以不超過1%的顯著概率水平通過t檢驗，整體相關(guān)優(yōu)度檢以小于0.01%的顯驗值達到0.99以上的高水平，

DW值2.170也十分接近著水平通過方差F檢驗，

2。因而，整體上OSGDP與TGDP的關(guān)系方程表現(xiàn)

2

出良好回歸效果。并知，β1連同ln（t－1991）倍乘

圖1Fig．1

旅游業(yè)增加值（TGDP）與其他服務(wù)業(yè)

增加值（OSGDP）的時間序列關(guān)系圖Therelationgraphbetweentourismadded-added-value（OSGDP）withtimeseriesvalue（TGDP）andotherserviceindustry

考慮到其他服務(wù)業(yè)的自身相關(guān)性，結(jié)合圖示和分析，可設(shè)旅游業(yè)增加值與其他服務(wù)業(yè)增加值之間的關(guān)系方程為：

OSGDP（t）=β0+β1ln（t－1991）2·TGDP（t）+

β2OSGDP（t－1）+β3OSGDP（t－2）+ε3

t=1993，1994，…，2009，2010。

計量回歸檢驗得到方程為：

OSGDP（t）=0.4007ln（t－1991）2·TGDP（t）+0.3971OSGDP（t－1）+0.5839OSGDP（t－2）

表2

Tab．2

（5）

t為時期（年），其中，β0、β1、β2和β3為常系數(shù)，

一起成為TGDP對OSGDP促動效應(yīng)系數(shù)。實質(zhì)而

（6

）

言，在t年份，旅游業(yè)若增加一個單位的增加值，就

旅游業(yè)外其他服務(wù)業(yè)增加值（OSGDP）與旅游業(yè)增加值（TGDP）的關(guān)系方程檢驗

Thetestsonrelationequationbetweentourismadded-value（TGDP）

andotherserviceindustryadded-value（OSGDP）

變量Variables

β0

ln（t－199）2TGDP（t）OSGDP（t－1）OSGDP（t－2）

OSGDP與TGDP的單位根檢驗OSGDPandTGDPunitfoottestADF

系數(shù)Coefficients846.69030.40070.39710.5839

t－統(tǒng)計值t-statistic0.60002.26721.77452.3806階數(shù)Degree2

概率p值Prob．0.55910.04270.10130.0347

統(tǒng)計值Statistic46.2733特征值Eigenvalue0.7870

方程杜賓－瓦森特檢驗Durbin-Watsontest

Statistic2.1706

方程擬合檢驗

R-testR-squared0.9943AdjustedR-squared

0.9932

方程顯著性檢驗

F-testStatistic697.9801Prob．0.0000

概率水平Prob．0.0000跡統(tǒng)計值Tracestatistic25.7466

5%的臨界水平0.05Criticalvalue

14.2646

概率水平Prob．0.0008

OSGDP與TGDP之間的Johansen協(xié)整檢驗

JohansenCointegrationTestbetweenOSGDPandTGDP

Johansen協(xié)整檢驗的原假設(shè)為不存在協(xié)整關(guān)系。注：ADF單位根檢驗的原假設(shè)為單位根存在，

旅游業(yè)增加值數(shù)據(jù)由旅游業(yè)當(dāng)期（年）的總收入去除旅游業(yè)同期的改造投資和新增投資而得。

①

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