劉春濟，馮學(xué)鋼，高 靜

（1.華東師范大學(xué) 商學(xué)院，上海 200241；2.上海師范大學(xué) 商學(xué)院，上海 200234；3.上海對外經(jīng)貿(mào)大學(xué) 會展與旅游學(xué)院，上海 201620）

一、引 言

關(guān)于旅游發(fā)展與經(jīng)濟增長的關(guān)系，已有三種假說獲得了確認(rèn)：第一，旅游發(fā)展拉動經(jīng)濟增長假說（tourism-led economic growth，TLGH）；第二，經(jīng)濟增長驅(qū)動旅游發(fā)展假說（economic-driven tourism growth，EDGH）；第三，旅游與經(jīng)濟互惠增長假說（reciprocal causal growth，RCGH）[1]。國外的實證研究結(jié)果表明，在上述三種假說中，雖然EDGH和RCGH假說也獲得了相當(dāng)程度的支持，但就整體而言，TLGH假說仍居于主流地位[2]。TLCH假說可以追溯到McKinnon的研究[3]，此后Balaguer和Cantavella-J等人相繼論證了該觀點[4]。

但是，旅游發(fā)展對經(jīng)濟增長的拉動作用到底有多大？對這一問題學(xué)者的研究結(jié)論卻存在較大差異。其中，Schubert等人對1970-2008年間Antigua和Barbuda兩個島嶼經(jīng)濟體進行了測算（其70%經(jīng)濟來自旅游發(fā)展），發(fā)現(xiàn)美國實際GDP每增長1%，兩個島嶼經(jīng)濟體的實際GDP就會增加3.57%[5]；Dritsakis對1980-2007年間地中海沿岸7個國家入境旅游發(fā)展的經(jīng)濟影響效應(yīng)進行了估計，發(fā)現(xiàn)其彈性系數(shù)值為1.235[6]。但Proen?a使用1990-2004年間的數(shù)據(jù)分析了西班牙等南歐四國旅游發(fā)展對區(qū)域經(jīng)濟增長收斂性的影響，發(fā)現(xiàn)國際旅游收入每增長1%四國的人均收入僅會增加0.026%[7]；Soukiazis和Proen?a對葡萄牙1995-2003年間數(shù)據(jù)進行檢驗，發(fā)現(xiàn)住宿業(yè)床位數(shù)每增加1%，該國30個三級行政區(qū)的人均收入也僅增加了0.01%[8]。

學(xué)者的研究結(jié)論為何有如此大的差異？本文擬從綜述的視角對該問題進行闡述，以期為相關(guān)研究提供借鑒。而從總體看，影響研究結(jié)論差異的因素可以分為兩大類：第一，研究技術(shù)的影響，第二，經(jīng)濟體特征的影響。

二、研究技術(shù)的影響

（一）研究方法的影響

研究旅游發(fā)展拉動經(jīng)濟增長作用的方法包括投入產(chǎn)出分析法（input-output analysis，I-O）、社會核算矩陣法（social accounting matrix，SAM）、可計算的一般均衡法（computable general equilibrium，CGE）、旅游衛(wèi)星賬戶法（tourism satellite account，TSA）、計量經(jīng)濟模型和統(tǒng)計模型法（econometric and statistical models，ESM）[9]。方法選取不同，旅游發(fā)展對經(jīng)濟增長拉動作用的研究結(jié)果可能存在較大差異。其中，在使用復(fù)雜數(shù)學(xué)方法方面，Zhou等人利用I-O和CGE法對美國夏威夷游客消費的影響進行了比較，I-O分析表明，在游客消費總額減少10%的情況下，當(dāng)?shù)刈∷迾I(yè)、餐飲業(yè)和交通運輸業(yè)的產(chǎn)出將分別減少11.22%、9.4% 和10.41%，而CGE分析則表明上述產(chǎn)業(yè)的產(chǎn)出將分別減少9.66%、8.26%、7.25%[10]。Akkemic、Atan和Arslanturk基于同一年份的經(jīng)濟核算數(shù)據(jù)，分別使用SAM和I-O法分析了旅游發(fā)展對土耳其經(jīng)濟增長的貢獻，證明了國際與國內(nèi)旅游業(yè)作用的差異及其貢獻份額的階段性變化[11-12]。但I-O、SAM、CGE和TSA這些方法的運用要依賴投入產(chǎn)出表或地區(qū)經(jīng)濟結(jié)構(gòu)矩陣表，而上述表格的編制均需要大量的人力、物力和時間投入，因此這些方法的時效性一直受到質(zhì)疑，且其應(yīng)用范圍一直受限于特定的國家或地區(qū)。相對而言，使用計量經(jīng)濟模型法進行的相關(guān)研究則要廣泛的多。

在計量經(jīng)濟模型框架下，應(yīng)用于TLGH假說的實證研究方法主要包括時間序列分析、截面數(shù)據(jù)分析和面板數(shù)據(jù)分析，尤其是時間序列和面板數(shù)據(jù)分析的應(yīng)用較廣。在時間序列分析中，協(xié)整分析和Granger因果檢驗的運用最具有代表性，但即便是針對同一研究區(qū)域，模型選擇不同研究結(jié)論也表現(xiàn)出了較大差異。以土耳其為例，Gunduz和Hatemi使用入境旅游人數(shù)、實際GDP和實際匯率三個變量構(gòu)建了向量自回歸模型，并使用杠桿拔靴的Granger因果檢驗法分析了該國1963-2002年間入境旅游與經(jīng)濟增長的關(guān)系，結(jié)果表明TLGH假說在土耳其成立[13]；但Katircioglu使用1960-2006年間的相同變量構(gòu)建了自回歸分布滯后模型，邊界協(xié)整檢驗和Johansen協(xié)整檢驗卻均表明在入境旅游與經(jīng)濟增長之間并不存在協(xié)整關(guān)系，進而否定了該國存在TLGH假說[14]；隨后，Arslanturk等人認(rèn)為在時變因素影響下 Granger關(guān)系可能并不穩(wěn)定，進而建立了帶時變系數(shù)的向量誤差修正模型以檢驗1963-2006年期間TLGH假說是否成立，結(jié)果表明雖然入境旅游與經(jīng)濟增長之間并不存在Granger因果關(guān)系，但旅游收入對土耳其1980年之前的GDP增長卻有著積極的預(yù)測作用[15]。在以韓國為對象的研究中，Oh使用1975-2001年期間的實際GDP和實際入境旅游收入季度數(shù)據(jù)，檢驗了旅游發(fā)展與經(jīng)濟增長的關(guān)系，Granger因果分析表明TLGH假說在韓國并不成立[1]；但Chen和Chiou-W使用實際GDP、實際匯率、旅游人數(shù)三個變量構(gòu)建了廣義自回歸均值條件異方差模型，并使用1975-2007年間的季度數(shù)據(jù)對模型進行了檢驗，結(jié)果顯示不僅TLGH假說在韓國是成立的，同時經(jīng)濟增長也推動了韓國旅游業(yè)的發(fā)展[16]。

同時，在時間序列框架下，由于樣本規(guī)模有限及旅游業(yè)自身特點的限制，協(xié)整分析和Granger因果檢驗方法在TLGH假說領(lǐng)域的運用也受到一定的質(zhì)疑。其中，Po和Huang總結(jié)認(rèn)為上述技術(shù)存在以下三個問題：第一，檢驗旅游發(fā)展與經(jīng)濟增長的長期關(guān)系時，年度數(shù)據(jù)往往不充足；第二，年度數(shù)據(jù)無法解決由于商業(yè)周期和結(jié)構(gòu)變化引發(fā)的短期波動問題；第三，無法刻畫不同屬性國家旅游業(yè)與經(jīng)濟增長之間的因果關(guān)系[17]。受上述問題的制約，面板分析在TLGH領(lǐng)域的運用逐漸增多。在對巴西進行研究時，Brida等人使用1990-2005年巴西27個州的實際人均收入、國際旅游收入和實際匯率數(shù)據(jù)，基于差分廣義矩法對上述變量之間的關(guān)系進行了分析，結(jié)果表明在短期內(nèi)旅游收入對實際人均收入的彈性系數(shù)為0.05，在長期內(nèi)彈性系數(shù)則為0.14；使用1965-2007年間數(shù)據(jù)進行協(xié)整分析，結(jié)果卻顯示，雖然協(xié)整方程表明旅游收入對實際人均收入的長期彈性為0.06，但二者之間的Granger因果關(guān)系卻并不存在[18]。此外，在面板數(shù)據(jù)分析方面Dritsakis、Proen?a的研究也表明了研究方法差異對研究結(jié)論的影響[6-7]。

（二）變量選取的影響

研究變量選擇的個體化與多樣化也是影響旅游發(fā)展拉動經(jīng)濟增長作用測量結(jié)果差異的重要原因。從既有研究看，研究變量主要涉及因變量、自變量、控制變量、代理變量、工具變量、虛擬變量和門檻變量等類型（表1）。其中，因變量選擇較為統(tǒng)一，多為人均實際GDP（GDP_PC），部分研究則使用實際GDP增長率（GDP_GRO）。自變量的選擇則比較多樣化，包括人均旅游收入（TOUR1）、人均旅游者人數(shù)（TOUR2）、旅游者人數(shù)增長率（TOUR3）、旅游人數(shù)占總?cè)丝诘谋戎兀═OUR4）、旅游收入占出口額的百分比（TOUR5）、旅游收入占GDP的百分比（TOUR6）、實際國際旅游收入（TOUR7）等。對于那些在研究區(qū)間內(nèi)無法獲取的自變量，如旅游資源數(shù)量、旅游業(yè)發(fā)展水平等指標(biāo)，相關(guān)研究則使用森林面積占國土面積的比例（FOR_RAT）、居民人均過夜數(shù)（NR_PC）、非當(dāng)?shù)鼐用袢司^夜數(shù)（NI_PC）等指標(biāo)進行了替代；同時，為了部分解決經(jīng)濟增長與旅游發(fā)展互為因果關(guān)系而引發(fā)的內(nèi)生性問題，部分研究則使用住宿業(yè)接待能力（ACC）等指標(biāo)作為旅游發(fā)展的代理變量?？刂谱兞康倪x擇也較為一致，通用的包括中等學(xué)校入學(xué)率(KH_M)、高等教育入學(xué)率或高等教育人口比重（KH_H）、經(jīng)濟開放度（OPEN）、固定資本形成總額占GDP的比值(KP_FIX)、經(jīng)濟自由度（EF）、匯率(EXCH)、通貨膨脹率（INF）、初始人均實際GDP（INGDP_PC）、教育支出占GDP的比重（E_GDP）、人口增長率（POP_GRO）、投資占GDP的比重（I_GDP）、政府支出占GDP的比重（G_GDP）等。此外，部分研究還涉及到了國家規(guī)模（CS）、旅游專門化程度(DTS)等虛擬變量，涉及到了DTS、OPEN、I_GDP等門檻變量。

表1 代表性研究使用的變量統(tǒng)計

（三）數(shù)據(jù)計總與分類的影響

研究表明，使用加總數(shù)據(jù)和分類數(shù)據(jù)分析旅游發(fā)展對經(jīng)濟增長的作用時，其研究結(jié)果表現(xiàn)出了較大差異，而這種差異主要體現(xiàn)在國家或地區(qū)、細分市場和產(chǎn)業(yè)部門三個方面。

在國家或地區(qū)層面，Eugenio-M等人使用1985-1998年21個國家的整體數(shù)據(jù)分析了旅游發(fā)展對經(jīng)濟增長的影響，發(fā)現(xiàn)旅游發(fā)展僅在10%水平上對經(jīng)濟增長具有顯著作用，但按人均GDP水平將21個國家分為高、中、低三類分別進行檢驗得到的結(jié)果卻截然不同[26]。Dritsakis分析了1980-2007年間7個地中海沿岸國家旅游發(fā)展與經(jīng)濟增長之間的關(guān)系，發(fā)現(xiàn)旅游發(fā)展對經(jīng)濟增長的彈性系數(shù)在不同國家之間有一定差異，表明旅游發(fā)展與經(jīng)濟增長受到了區(qū)域效應(yīng)的影響[6]，Po和Huang、Brau等人、Wang、Chia-L等人、Ivanov和Webster進行的跨國研究也都證明了這一點[17，22-24，27]。

在細分市場層面，Tang利用1995-2009年的月度數(shù)據(jù)分析了馬來西亞12個主要入境旅游市場與經(jīng)濟增長之間的協(xié)整關(guān)系，發(fā)現(xiàn)在短期內(nèi)TLGH假說僅在澳大利亞、德國、日本、新加坡、我國臺灣和泰國成立，在長期內(nèi)來自新加坡、我國臺灣、泰國、英國和美國的入境旅游也推動了馬來西亞經(jīng)濟的發(fā)展。但是，中國、印度尼西亞和韓國等入境旅游市場對馬來西亞的經(jīng)濟增長并沒有顯著的推動作用[28]。隨后，Tang和Tan用不同方法再次對馬來西亞的12個入境旅游市場進行了檢驗，發(fā)現(xiàn)僅有8個入境旅游市場發(fā)展是該國經(jīng)濟增長的原因[29]。Cortés J針對西班牙17個區(qū)域和意大利20個區(qū)域的估計則表明，從國家層面來看，西班牙經(jīng)濟發(fā)展僅受國內(nèi)旅游發(fā)展的影響，意大利經(jīng)濟僅受入境旅游發(fā)展的影響；從區(qū)域?qū)用鎭砜矗獯罄麅?nèi)陸地域的經(jīng)濟發(fā)展則不受入境旅游發(fā)展的影響[25]。

在旅游產(chǎn)業(yè)部門層面看，Tang和Jang分別就航空、博彩、住宿業(yè)、飯店業(yè)與GDP之間的協(xié)整關(guān)系進行了檢驗，僅發(fā)現(xiàn)航空產(chǎn)業(yè)與GDP增長在10%水平上存在長期的協(xié)整關(guān)系，而從旅游產(chǎn)業(yè)部門間相互促進作用的實證研究結(jié)果看，酒店部門在旅游產(chǎn)業(yè)中起到了承上啟下的作用，因此旅游產(chǎn)業(yè)配置應(yīng)重點向航空業(yè)和酒店業(yè)傾斜，而不應(yīng)均勻發(fā)展[30]。

三、經(jīng)濟體特征的影響

（一）經(jīng)濟發(fā)展程度與經(jīng)濟體規(guī)模的影響

在經(jīng)濟發(fā)展程度及相關(guān)因素的影響方面，通常認(rèn)為旅游發(fā)展對中低收入國家或地區(qū)經(jīng)濟增長的影響要大于高收入國家。其中，Lee和Chang對23個經(jīng)合組織國家和32個非經(jīng)合組織國家1990-2002年間旅游發(fā)展與經(jīng)濟增長之間的關(guān)系進行了檢驗，發(fā)現(xiàn)旅游發(fā)展對非經(jīng)合組織國家經(jīng)濟增長的影響要大于經(jīng)合組織國家[21]。Dritsakis總結(jié)認(rèn)為旅游業(yè)對規(guī)模較小的發(fā)展中國家經(jīng)濟增長的推動作用要比發(fā)達國家大[6]。Eugenio-M等人根據(jù)1985-1998年間數(shù)據(jù)按人均GDP高、中、低水平的不同把拉美21個國家分為三類分別進行了檢驗，發(fā)現(xiàn)旅游發(fā)展僅對中低收入國家有顯著的推動作用，對高收入國家則具有顯著的抑制作用[26]?；?8個拉美國家1990-2005年的數(shù)據(jù)，F(xiàn)ayissa等人同樣發(fā)現(xiàn)旅游收入對低收入國家的影響要大于高收入國家[31]。但Brau等人也發(fā)現(xiàn)在最不發(fā)達國家，旅游發(fā)展與經(jīng)濟增長的關(guān)系是負(fù)向的[22]；Seetanan則發(fā)現(xiàn)旅游發(fā)展對發(fā)達島國經(jīng)濟增長的拉動作用要大于欠發(fā)達島國[19]，可見經(jīng)濟發(fā)展程度在旅游發(fā)展拉動經(jīng)濟增長的作用中表現(xiàn)出了一定的區(qū)域性特征。同時，在與經(jīng)濟發(fā)展程度相關(guān)的因素中，經(jīng)濟開放度和匯率因素也值得關(guān)注。其中，Kim等人認(rèn)為經(jīng)濟開放度是影響臺灣地區(qū)旅游發(fā)展促進經(jīng)濟增長作用的原因[32]；Balaguer和 Cantavella-J指出入境旅游拉動經(jīng)濟增長的結(jié)論能否成立還取決于旅游換匯在經(jīng)濟體中的競爭優(yōu)勢[4]；Wang則選取了位于國家品牌指數(shù)前十位的國家，使用1996-2006的年度數(shù)據(jù)、以實際匯率為門檻變量進行了非線性多元分析，發(fā)現(xiàn)當(dāng)實際匯率匯率波動小于-6.59%時，入境旅游發(fā)展對經(jīng)濟增長的作用是負(fù)向的，但作用并不顯著；當(dāng)實際匯率匯率波動大于-6.59%時，入境旅游發(fā)展對經(jīng)濟增長有顯著的正向推動作用[23]。

在經(jīng)濟體規(guī)模的影響方面，Kim等人在解釋旅游發(fā)展是我國臺灣地區(qū)經(jīng)濟增長的原因而韓國卻不存在該因果關(guān)系時，認(rèn)為與韓國相比我國臺灣地區(qū)屬于較小經(jīng)濟體，而較小經(jīng)濟體更容易受到旅游業(yè)發(fā)展的影響[32]。Brau等人使用1980-2003年間數(shù)據(jù)，將143個樣本國家分為四類——經(jīng)合組織國家、產(chǎn)油國家、小國和最不發(fā)達國家并進行了多元回歸，發(fā)現(xiàn)旅游發(fā)展對29個小國經(jīng)濟增長的整體影響是顯著正向的，但對其他三類國家的影響卻是顯著負(fù)向的[22]。此外，對突尼斯、牙買加、斯里蘭卡、部分島嶼經(jīng)濟體[5，33-35]的實證研究也確實表明小經(jīng)濟體的旅游發(fā)展對經(jīng)濟增長的促進作用較大。

但是，Ivanov和Webster實施的實證研究結(jié)果卻質(zhì)疑了經(jīng)濟發(fā)展程度和經(jīng)濟體規(guī)模因素的影響力。在一篇關(guān)于全球化對旅游發(fā)展影響經(jīng)濟增長效應(yīng)的文章中，Ivanov和Webster首先建立了一個衡量旅游發(fā)展對經(jīng)濟增長貢獻的指數(shù)gtr，并將全球化分為經(jīng)濟全球化、社會全球化和政治全球化，進而使用167個國家2000-2010年的均值資料進行了回歸分析，結(jié)果表明經(jīng)濟全球化、社會全球化和政治全球化對gtr均無顯著影響，這表明一個國家的經(jīng)濟、社會和政治開放度不會影響旅游對經(jīng)濟增長的貢獻；同時，在回歸分析中亞洲、歐洲、北美、最不發(fā)達國家等地理控制變量對gtr的作用也均不顯著，表明無論是大經(jīng)濟體還是小經(jīng)濟體、無論是發(fā)達國家還是發(fā)展中國家，旅游對經(jīng)濟增長的作用都是等同的[27]。此外，Lanza和Pigliaru則從理論角度探討了國家規(guī)模的大小對旅游專門化及經(jīng)濟增長的影響，認(rèn)為真正影響旅游專門化程度的是一個國家自然資源的相對優(yōu)勢，而國家絕對規(guī)模的大小僅是其中的一個代理變量[36]。

（二）旅游專門化程度的影響

在旅游專門化程度的影響方面，Lanza和Pigliaru通過觀測一些截面數(shù)據(jù)發(fā)現(xiàn)在1985-1995年期間一些經(jīng)濟增長快速的國家均是一些旅游專門化程度較高的小國，基于Lucas兩部門經(jīng)濟增長模型的理論分析及相關(guān)實證研究，也表明旅游專門化對小國的經(jīng)濟增長有拉動作用[36]。Po和Huang則使用面板門檻回歸模型，以入境旅游專門化程度qi為門限指標(biāo)對88個國家1995-2005年的數(shù)據(jù)進行了分析，發(fā)現(xiàn)：①如果qi小于4.404 88%，人均實際旅游收入每增加1%則經(jīng)濟增長0.115 4%；②如果qi大于4.7337%，人均實際旅游收入每增加1%則經(jīng)濟增長0.1243%；②如果qi介于4.404 88%、4.733 7%之間，旅游發(fā)展對經(jīng)濟增長則沒有顯著的拉動作用[17]。Brau等人使用1980-2003年143個國家數(shù)據(jù)進行虛擬變量回歸，發(fā)現(xiàn)旅游專業(yè)化程度大于10%的小國旅游收入對GDP增長的彈性系數(shù)為0.011 3、旅游專門化程度大于20%的小國彈性系數(shù)為0.013 7，旅游專門化程度小于10%的小國其彈性系數(shù)則是不顯著的；而在控制初始GDP和貿(mào)易開放度等變量的影響后，回歸分析發(fā)現(xiàn)旅游專業(yè)化程度大于10%和大于20%的小國其旅游收入對GDP增長的正向影響并沒有減弱[22]。

但值得關(guān)注的是，旅游專門化能否拉動經(jīng)濟的長期增長也是存在爭議的。Parrilla使用索羅模型對該問題進行了實證，數(shù)據(jù)樣本來自西班牙的Balearic島和Canary島，在這兩個島嶼經(jīng)濟中服務(wù)業(yè)對經(jīng)濟的貢獻超過了80%，屬于典型的旅游專門化地區(qū)。結(jié)果表明，從1965年到2000年，Balearic島和Canary島GDP增長率分別為4.1%、4.4%，但從長期看，勞動力、資本和其他生產(chǎn)要素對GDP增長的作用差別很大，且不穩(wěn)定。并由此推論出，持續(xù)的旅游勞動力質(zhì)量的提升、資本和其他旅游生產(chǎn)要素的投入，并不能穩(wěn)定地拉動當(dāng)?shù)亟?jīng)濟的持續(xù)發(fā)展[37]。Adamou和Clerides提出旅游專門化會促進經(jīng)濟增長，但促進作用會逐漸減少，這意味著高旅游專門化對經(jīng)濟增長的拉動作用會變得微乎其微，甚至?xí)璧K經(jīng)濟進一步增長[38]。Chia-L等人對1989-2008年間15個國家的數(shù)據(jù)進行了分析，發(fā)現(xiàn)旅游專門化對經(jīng)濟增長具有一定的影響，但其影響程度卻深受貿(mào)易開放度、投資占GDP的比重以及政府支出占GDP比重的影響[24]。而Holzner則認(rèn)為旅游專門化對較為依賴旅游發(fā)展、經(jīng)濟增長較低或較高、GDP總量較高國家的經(jīng)濟增長均具有積極且顯著的影響；其他情況下，旅游專門化的作用并不顯著。這似乎表明旅游發(fā)展拉動經(jīng)濟增長的作用僅發(fā)生在發(fā)達國家，而在經(jīng)濟發(fā)展處于低水平的國家，旅游發(fā)展對經(jīng)濟增長的拉動作用不一定存在。顯然，Holzner不僅質(zhì)疑了旅游專門化的作用，也質(zhì)疑了“旅游發(fā)展對中低收入國家或地區(qū)經(jīng)濟增長的影響要大于高收入國家”的論斷[39]。

（三）周期性及不確定性因素的影響

在周期性及不確定性等因素方面，Eeckels等人分析了希臘1976-2004年間入境旅游收入和經(jīng)濟增長的周期變化及其相互影響，發(fā)現(xiàn)GDP的波動周期為9.3年，旅游收入的波動周期為7年；同時，在短期內(nèi)旅游收入對經(jīng)濟增長有積極的拉動作用[40]。Amaghionyeodiwe分析了牙買加1970-2005年間旅游發(fā)展與經(jīng)濟增長之間的關(guān)系，發(fā)現(xiàn)GDP的預(yù)測方差深受旅游收入的影響，且旅游收入的影響由第1期的11.28%逐漸增強到了第10期的68.14%[34]。此外，Lee和 Chien發(fā)現(xiàn)，受經(jīng)濟事件、國際政治沖擊、旅游政策調(diào)整等結(jié)構(gòu)突變因素的影響，臺灣旅游發(fā)展與GDP增長之間的關(guān)系并不穩(wěn)定[41]；Jin發(fā)現(xiàn)負(fù)面的外部沖擊因素影響了我國香港地區(qū)旅游業(yè)的擴散效應(yīng)[42]；Arslanturk等人認(rèn)為時變因素可能影響了旅游發(fā)展與經(jīng)濟增長關(guān)系的穩(wěn)定性[15]。而對于斯里蘭卡旅游業(yè)在短期內(nèi)僅微弱影響該國經(jīng)濟增長的計量結(jié)果，Srinivasan等人則將其原因歸結(jié)于斯里蘭卡侵犯人權(quán)、國內(nèi)沖突以及暴力事件頻發(fā)對國際游客到訪率的負(fù)面影響[35]。

四、研究總結(jié)及啟示

旅游發(fā)展對經(jīng)濟增長拉動作用的大小是國家及地方制定旅游產(chǎn)業(yè)政策的重要依據(jù)之一，但從國外研究看，學(xué)者對其作用大小的估計結(jié)果卻存在較大差異。對于該差異形成的原因，本文從研究技術(shù)和經(jīng)濟體特征兩大方面進行了系統(tǒng)歸納，并把研究技術(shù)的影響歸納為研究方法不同、變量選擇個體化、計總與分類數(shù)據(jù)使用差異三個方面，把經(jīng)濟體特征的影響歸納為經(jīng)濟發(fā)展程度和經(jīng)濟規(guī)模各異、旅游專門化水平有別、周期性和不確定性因素作用三個方面。

事實上，研究技術(shù)合理與否是相關(guān)實證研究結(jié)果是否科學(xué)、是否可靠的基石。其中，就研究方法而言，時間序列分析特別是其中的協(xié)整、Granger因果檢驗深受變量平穩(wěn)性、信息集設(shè)定與樣本容量的大小、模型的選擇與函數(shù)形式等多方面因素的影響；面板數(shù)據(jù)分析雖然有良好的估計品質(zhì)，但估計結(jié)果與模型結(jié)構(gòu)的設(shè)定、參數(shù)估計方法的選擇、對內(nèi)生性問題的處理方式密切相關(guān)[43]。就變量的選擇而言，不同的變量結(jié)構(gòu)不僅反映了學(xué)者對相關(guān)信息集構(gòu)成差異的理解，也反映了學(xué)者對旅游發(fā)展對經(jīng)濟增長作用機理的理解。就計總數(shù)據(jù)而言，則涉及因內(nèi)生性引發(fā)的加總偏誤問題，以及個體異質(zhì)性、自變量相關(guān)性、殘差項相關(guān)性等因素對加總模型的偏誤性影響。與研究技術(shù)的影響相對應(yīng)，對經(jīng)濟體特征的把握，則是相關(guān)實證研究是否切實反映研究對象內(nèi)在發(fā)展規(guī)律的保證。在旅游產(chǎn)業(yè)供給系統(tǒng)完善性、旅游產(chǎn)業(yè)關(guān)聯(lián)性、旅游產(chǎn)業(yè)產(chǎn)出占國民經(jīng)濟產(chǎn)出比差異巨大的情況下，旅游產(chǎn)業(yè)對不同特征經(jīng)濟體推動作用的大小及其作用機制都存在著較大差異。

本文的研究啟示在于：第一，在研究旅游發(fā)展對經(jīng)濟增長的拉動作用時，應(yīng)慎重選擇研究方法、變量及其相關(guān)數(shù)據(jù)，特別是在時間序列分析中，應(yīng)重點考慮信息集、樣本容量、個體異質(zhì)性對研究結(jié)論穩(wěn)定性的影響；第二，若想通過發(fā)展旅游業(yè)促進國家或區(qū)域經(jīng)濟的發(fā)展，不僅應(yīng)充分考慮經(jīng)濟發(fā)展程度、規(guī)模等經(jīng)濟體特征的影響，也應(yīng)關(guān)注到旅游業(yè)發(fā)展與經(jīng)濟增長關(guān)系的動態(tài)性變化，以便經(jīng)濟體形成更良性的產(chǎn)業(yè)結(jié)構(gòu)并促進不同產(chǎn)業(yè)間的互動發(fā)展。

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