旅游業發展對區域經濟增長的實證分析
——以宣城市為例

□閔 勇

（宣城職業技術學院教育與管理學院，安徽 宣城 242000）

一直以來，旅游業發展對經濟增長的影響都是學術研究的熱門話題。Eugenio-Martin J L 等（2004）[1]對拉美國家以及Balaguer J&Cantavella-Jorda M（2002）對西班牙的研究證實，旅游業的興盛有利于發展生產與擴大就業，從而引致經濟增長。但是，相關研究也不乏分歧甚至相左的觀點，Capo J 等（2007）對德國、Chao C C等（2006）對西班牙的研究表明，旅游業的繁榮發展導致其他相關部門不斷衰竭，對經濟造成不良影響，進而損害經濟的長期增長。

國內學者對該課題的研究略晚于國外，但發展較為迅速，已從早期的以定性分析為主，發展到現今的以定量研究為主，并取得了豐碩的成果。毛麗娟和夏杰長（2021）[2]研究指出，旅游發展對經濟增長展現為先上升后下降的倒“U”形效應。唐夕汐和夏青（2021）[3]采用我國31 個省份2008—2018 年面板數據開展研究，發現旅游創新顯著地拉動區域經濟增長，且不同區域間旅游創新的經濟效益差異明顯，大致按照東部、中部、西部的梯度依次遞減。張洪等（2020）[4]選取2011—2017 年我國沿海三大經濟圈數據開展研究，整體上來看，沿海三大經濟圈旅游發展綜合效率具有倒“U”型發展態勢，泛珠三角洲的效率值大于長江三角洲，長江三角洲的效率值大于環渤海經濟圈，總體表現為由南向北遞減的趨勢。

由于研究對象差別，或者研究方法相異，或者樣本區間不一，學者所取得的結果不盡相同。顯然，多數研究聚焦宏觀層面，鮮有學者就某一特定區域展開研究。文章選取安徽省宣城市為研究對象，實證研究旅游業發展對經濟增長的影響，為該地區旅游業發展提供數據支持并建言獻策，以期促進宣城市旅游業進一步發展，從而助推區域經濟持續穩定增長。

1 指標選取與數據說明

1.1 指標選取

文章探討宣城市旅游業發展對宣城市經濟增長的影響。遵循當前學術研究的習慣做法，以旅游收入表示旅游業發展。宣城市的歷年旅游收入中，國際旅游收入微乎其微，其對旅游總收入的占比基本上沒有超過1%，因此選擇國內旅游收入度量旅游業發展是一個很好的指標，將其記為LV。經濟增長選用國內生產總值為其代理變量，簡記為Y。

1.2 數據說明

選取2000—2020 年共計21 年的年度數據，全部數據皆來源于《宣城統計年鑒》。為了降低樣本年度時序數據的波動，分別對LV與Y取對數，相應地順次記為LNLV與LNY，用以消除或降低異方差。表1 為尚未進行對數化處理的原始樣本數據。

表1 宣城市2000—2020 年國內旅游收入與國內生產總值

2 計量分析

2.1 繪制序列LNLV 與LNY 的折線圖與散點圖

由圖1 的折線圖可知，伴隨時間的變化，整體上看，宣城市國內旅游收入LNLV與宣城市國內生產總值LNY都具有明顯的增長趨勢。進一步觀察圖2 的散點圖可以判斷，LNLV與LNY之間存在非常明顯的線性相關關系。

圖2 LNLV 與LNY 的散點圖

2.2 單位根檢驗

由圖1 可知，序列LNLV與LNY的上升趨勢十分明顯，說明序列LNLV與LNY的均值都產生了顯著的變化，故而判定二者均是非平穩序列。為了避免形成偽回歸，采用ADF 檢驗法對序列LNLV與LNY執行平穩性檢驗。表2 為ADF 單位根檢驗結果。

圖1 LNLV 與LNY 的折線圖

表2 中，C表示常數項，T代表趨勢項，滯后期由計量分析軟件EViews 9.0 依據赤池信息準則AIC 和施瓦次準則SC 自我運算得出。由表2 可知，變量LNLV的ADF 檢驗值-0.805 3 大于10%顯著性水平臨界值-3.269 0，故而無法拒絕原假設，即存在單位根，亦即序列LNLV不平穩。變量LNY的ADF 檢驗值-0.909 5 也大于10%顯著性水平臨界值-3.269 0，同樣可以判定LNY序列不平穩。

文章對兩個變量LNLV與LNY順序取一階差分，分別用?LNLV與?LNY表示，采用ADF 檢驗法對?LNLV與?LNY實施平穩性檢驗。由表2 可以看出，相比于5%顯著性水平臨界值-1.960 2，?LNLV的ADF 檢驗值-2.367 1 明顯要小一些，而且其伴隨概率0.020 9 也明顯小于0.05，所以拒絕存在單位根的原假設，判定變量?LNLV平穩。變量?LNY的ADF 檢驗值-2.728 1，小于顯著性水平10%下的臨界值-2.660 6，其伴隨概率0.088 7 小于0.10，可以判斷變量?LNY也是平穩的[5]。

表2 單位根檢驗表

綜上，兩個變量LNLV與LNY均不平穩，但二者的一階差分序列?LNLV與?LNY都在10%的顯著性水平平穩，因此兩個變量LNLV與LNY皆為一階單整，符合協整檢驗的要求，可以實施協整分析。

2.3 協整檢驗

E-G 兩步法和Johansen 檢驗是全數協整檢驗方法中使用最多的兩種方法，分別適于兩個變量和多個變量的協整分析。本研究只關注宣城市旅游收入與宣城市國內生產總值兩個變量，同時LNLV與LNY都是I（1）過程，屬于同階單整，滿足協整分析的條件，所以運用E-G 兩步法進行協整檢驗，以便判斷兩個一階單整變量LNLV與LNY是否具有協整關系。

兩個變量LNLV與LNY都是I（1）過程，兩者或許存在某種協整關系。文章選取普通最小二乘法OLS估計變量LNLV與LNY的長期均衡關系，估計的回歸方程如下。

回歸結果表明，常數項對應的t統計量的數值為68.856 7 且其P值為0.000 0，變量LNLV 對應的t統計量的數值是32.454 9 且其P值為0.000 0，常數項和變量LNLV的系數都能通過1%顯著性水平檢驗；R2為0.982 3，Adjuested-R2為0.981 3，F值為1 053.318且P值為0.000 0，該回歸方程的擬合程度很高，常數項、變量與方程整體都通過顯著性檢驗。

回歸方程殘差項的水平序列平穩是兩個變量LNLV與LNY存在（1，1）階協整關系的前提。于回歸方程（1）的界面下獲得殘差項e1并采用ADF 檢驗法檢驗，得到t統計量的數值為-3.447 5，伴隨概率為0.021 3，進而判斷在5%的顯著性水平下，回歸方程（1）的殘差e1為平穩序列，意味著宣城市國內旅游收入LNLV與宣城市國內生產總值LNY之間存在協整關系，且LNLV與LNY之間呈現顯著的正向關系，即宣城市國內旅游收入LNLV越大，宣城市國內生產總值LNY越高，當LNLV增長1 個百分點，LNY增加0.508 7 個百分點。

2.4 格蘭杰因果關系檢驗

協整分析證實，宣城市經濟增長與宣城市旅游發展存在長期穩定的均衡關系。那么，二者表現有因果關系嗎？如果有，又是何種因果關系？表3 的格蘭杰因果關系檢驗結果，可以用來解釋這兩個問題。

由表3 可知，在10%的顯著性水平下，滯后3 期，“LV不是Y的格蘭杰原因”的概率0.093 3，略微小于0.10，拒絕原假設，接受備擇假設，可以判定LV是Y的格蘭杰原因。同理，在1%顯著性水平下，Y是LV的格蘭杰原因。綜合判定，兩個變量存在雙向的格蘭杰因果關系。

表3 Granger 因果關系檢驗結果

3 結論與建議

3.1 結論

文章以安徽省宣城市為研究對象，選取2000—2020 年度時序數據，實證探討宣城市旅游業發展對宣城市經濟增長的影響。

平穩性檢驗顯示，樣本區間內的LNY與LNLV皆為一階單整序列；協整檢驗表明，宣城市經濟增長與其旅游業發展存在長期穩定的均衡關系，LNLV增長1 個百分點，LNY增加0.508 7 個百分點，宣城市旅游業發展有效地促進了經濟增長；格蘭杰因果關系檢驗證實，滯后3 期，宣城市經濟增長與旅游業發展存在雙向的格蘭杰因果關系。

3.2 建議

3.2.1 推出地方特色旅游產品

自公元前109 年（西漢元封二年）設郡以來，宣城一直為歷代郡、州、府治所之所，文天祥、沈括、范曄、謝脁等歷史文化名人都曾擔任過宣城太守，李白、杜牧、謝脁等人在宣城留下了大量令人贊嘆的詩歌。宣城所屬績溪縣為徽文化的主要發祥地之一，現為國家級歷史文化名城，是當之無愧的徽文化核心區。宣城境內的江村、龍川、黃田、查濟4 處古村落馳名省內外，涇縣桃花潭鎮因為李白的詩句而為世人熟知，涇縣的宣紙蜚聲海內外。

應加強宣傳，因地制宜、有序開發歷史文化遺產，打造屬于宣城的特色旅游產品與品牌，凸顯宣城旅游特色，讓宣城文化走向全國乃至世界，提高宣城旅游知名度，增強宣城旅游競爭力，助推宣城市經濟持續穩定增長。

3.2.2 推動智慧旅游發展

智慧旅游以新技術為手段、以互聯網為基礎，能夠向游客提供高品質的個性化需求服務。從宣城市旅游業發展現狀來看，智能化服務水平尚有待提高。應充分認識旅游業發展過程中智能化管理的重要作用，考量顧客需求。

以顧客需求為基礎，積極更新經營管理理念與方式。加快推動旅游景區視頻監控、通信信號以及免費Wi-Fi 的全覆蓋，努力建設包括旅游景區與旅游產品簡介、景區實時服務查詢、景區交通監測以及自助結算等功能的智慧旅游服務平臺，以高效、便捷服務吸引更多游客前來消費。

3.2.3 大力發展鄉村旅游

發展鄉村旅游，對于優化農村產業結構、舒緩農村勞動力就地就業、促進農民收入增加具有重要作用。應圍繞新四軍在宣城市山區的革命事跡、古村落、古牌坊、古宗祠、田園風光、名優土特產與鄉風民俗等發展鄉村旅游業，采取針對性培訓提高鄉村旅游從業群體的專業服務水平與綜合素養，從政策上引導、鼓勵與扶持農民從事鄉村旅游業，助力發展鄉村經濟，促進鄉村振興。