□閔 勇

（宣城職業(yè)技術(shù)學(xué)院教育與管理學(xué)院，安徽 宣城 242000）

一直以來，旅游業(yè)發(fā)展對經(jīng)濟(jì)增長的影響都是學(xué)術(shù)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(yè)的興盛有利于發(fā)展生產(chǎn)與擴(kuò)大就業(yè)，從而引致經(jīng)濟(jì)增長。但是，相關(guān)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(yè)的繁榮發(fā)展導(dǎo)致其他相關(guān)部門不斷衰竭，對經(jīng)濟(jì)造成不良影響，進(jìn)而損害經(jīng)濟(jì)的長期增長。

國內(nèi)學(xué)者對該課題的研究略晚于國外，但發(fā)展較為迅速，已從早期的以定性分析為主，發(fā)展到現(xiàn)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(fā)展對經(jīng)濟(jì)增長展現(xiàn)為先上升后下降的倒“U”形效應(yīng)。唐夕汐和夏青（2021）[3]采用我國31 個省份2008—2018 年面板數(shù)據(jù)開展研究，發(fā)現(xiàn)旅游創(chuàng)新顯著地拉動區(qū)域經(jīng)濟(jì)增長，且不同區(qū)域間旅游創(chuàng)新的經(jīng)濟(jì)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(jīng)濟(jì)圈數(shù)據(jù)開展研究，整體上來看，沿海三大經(jīng)濟(jì)圈旅游發(fā)展綜合效率具有倒“U”型發(fā)展態(tài)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(huán)渤海經(jīng)濟(jì)圈，總體表現(xiàn)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(qū)間不一，學(xué)者所取得的結(jié)果不盡相同。顯然，多數(shù)研究聚焦宏觀層面，鮮有學(xué)者就某一特定區(qū)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(yè)發(fā)展對經(jīng)濟(jì)增長的影響，為該地區(qū)旅游業(yè)發(fā)展提供數(shù)據(jù)支持并建言獻(xiàn)策，以期促進(jìn)宣城市旅游業(yè)進(jìn)一步發(fā)展，從而助推區(qū)域經(jīng)濟(jì)持續(xù)穩(wěn)定增長。

1 指標(biāo)選取與數(shù)據(jù)說明

1.1 指標(biāo)選取

文章探討宣城市旅游業(yè)發(fā)展對宣城市經(jīng)濟(jì)增長的影響。遵循當(dāng)前學(xué)術(shù)研究的習(xí)慣做法，以旅游收入表示旅游業(yè)發(fā)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(nèi)旅游收入度量旅游業(yè)發(fā)展是一個很好的指標(biāo)，將其記為LV。經(jīng)濟(jì)增長選用國內(nèi)生產(chǎn)總值為其代理變量，簡記為Y。

1.2 數(shù)據(jù)說明

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

表1 宣城市2000—2020 年國內(nèi)旅游收入與國內(nèi)生產(chǎn)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(nèi)旅游收入LNLV與宣城市國內(nèi)生產(chǎn)總值LNY都具有明顯的增長趨勢。進(jìn)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(guān)關(guān)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(chǎn)生了顯著的變化，故而判定二者均是非平穩(wěn)序列。為了避免形成偽回歸，采用ADF 檢驗法對序列LNLV與LNY執(zhí)行平穩(wěn)性檢驗。表2 為ADF 單位根檢驗結(jié)果。

圖1 LNLV 與LNY 的折線圖

表2 中，C表示常數(shù)項，T代表趨勢項，滯后期由計量分析軟件EViews 9.0 依據(jù)赤池信息準(zhǔn)則AIC 和施瓦次準(zhǔn)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(shè)，即存在單位根，亦即序列LNLV不平穩(wěn)。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(wěn)。

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(wěn)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(shè)，判定變量?LNLV平穩(wěn)。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(wěn)的[5]。

表2 單位根檢驗表

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

2.3 協(xié)整檢驗

E-G 兩步法和Johansen 檢驗是全數(shù)協(xié)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(xié)整分析。本研究只關(guān)注宣城市旅游收入與宣城市國內(nèi)生產(chǎn)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(xié)整分析的條件，所以運用E-G 兩步法進(jìn)行協(xié)整檢驗，以便判斷兩個一階單整變量LNLV與LNY是否具有協(xié)整關(guān)系。

兩個變量LNLV與LNY都是I（1）過程，兩者或許存在某種協(xié)整關(guān)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(guān)系，估計的回歸方程如下。

回歸結(jié)果表明，常數(shù)項對應(yīng)的t統(tǒng)計量的數(shù)值為68.856 7 且其P值為0.000 0，變量LNLV 對應(yīng)的t統(tǒng)計量的數(shù)值是32.454 9 且其P值為0.000 0，常數(shù)項和變量LNLV的系數(shù)都能通過1%顯著性水平檢驗；R2為0.982 3，Adjuested-R2為0.981 3，F(xiàn)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(shù)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(wěn)是兩個變量LNLV與LNY存在（1，1）階協(xié)整關(guān)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(tǒng)計量的數(shù)值為-3.447 5，伴隨概率為0.021 3，進(jìn)而判斷在5%的顯著性水平下，回歸方程（1）的殘差e1為平穩(wěn)序列，意味著宣城市國內(nèi)旅游收入LNLV與宣城市國內(nèi)生產(chǎn)總值LNY之間存在協(xié)整關(guān)系，且LNLV與LNY之間呈現(xiàn)顯著的正向關(guān)系，即宣城市國內(nèi)旅游收入LNLV越大，宣城市國內(nèi)生產(chǎn)總值LNY越高，當(dāng)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(guān)系檢驗

協(xié)整分析證實，宣城市經(jīng)濟(jì)增長與宣城市旅游發(fā)展存在長期穩(wěn)定的均衡關(guān)系。那么，二者表現(xiàn)有因果關(guān)系嗎？如果有，又是何種因果關(guān)系？表3 的格蘭杰因果關(guān)系檢驗結(jié)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(shè)，接受備擇假設(shè)，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(guān)系。

表3 Granger 因果關(guān)系檢驗結(jié)果

3 結(jié)論與建議

3.1 結(jié)論

文章以安徽省宣城市為研究對象，選取2000—2020 年度時序數(shù)據(jù)，實證探討宣城市旅游業(yè)發(fā)展對宣城市經(jīng)濟(jì)增長的影響。

平穩(wěn)性檢驗顯示，樣本區(qū)間內(nèi)的LNY與LNLV皆為一階單整序列；協(xié)整檢驗表明，宣城市經(jīng)濟(jì)增長與其旅游業(yè)發(fā)展存在長期穩(wěn)定的均衡關(guān)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(yè)發(fā)展有效地促進(jìn)了經(jīng)濟(jì)增長；格蘭杰因果關(guān)系檢驗證實，滯后3 期，宣城市經(jīng)濟(jì)增長與旅游業(yè)發(fā)展存在雙向的格蘭杰因果關(guān)系。

3.2 建議

3.2.1 推出地方特色旅游產(chǎn)品

自公元前109 年（西漢元封二年）設(shè)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(dān)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(fā)祥地之一，現(xiàn)為國家級歷史文化名城，是當(dāng)之無愧的徽文化核心區(qū)。宣城境內(nèi)的江村、龍川、黃田、查濟(jì)4 處古村落馳名省內(nèi)外，涇縣桃花潭鎮(zhèn)因為李白的詩句而為世人熟知，涇縣的宣紙蜚聲海內(nèi)外。

應(yīng)加強(qiáng)宣傳，因地制宜、有序開發(fā)歷史文化遺產(chǎn)，打造屬于宣城的特色旅游產(chǎn)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(qiáng)宣城旅游競爭力，助推宣城市經(jīng)濟(jì)持續(xù)穩(wěn)定增長。

3.2.2 推動智慧旅游發(fā)展

智慧旅游以新技術(shù)為手段、以互聯(lián)網(wǎng)為基礎(chǔ)，能夠向游客提供高品質(zhì)的個性化需求服務(wù)。從宣城市旅游業(yè)發(fā)展現(xiàn)狀來看，智能化服務(wù)水平尚有待提高。應(yīng)充分認(rèn)識旅游業(yè)發(fā)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(chǔ)，積極更新經(jīng)營管理理念與方式。加快推動旅游景區(qū)視頻監(jiān)控、通信信號以及免費Wi-Fi 的全覆蓋，努力建設(shè)包括旅游景區(qū)與旅游產(chǎn)品簡介、景區(qū)實時服務(wù)查詢、景區(qū)交通監(jiān)測以及自助結(jié)算等功能的智慧旅游服務(wù)平臺，以高效、便捷服務(wù)吸引更多游客前來消費。

3.2.3 大力發(fā)展鄉(xiāng)村旅游

發(fā)展鄉(xiāng)村旅游，對于優(yōu)化農(nóng)村產(chǎn)業(yè)結(jié)構(gòu)、舒緩農(nóng)村勞動力就地就業(yè)、促進(jìn)農(nóng)民收入增加具有重要作用。應(yīng)圍繞新四軍在宣城市山區(qū)的革命事跡、古村落、古牌坊、古宗祠、田園風(fēng)光、名優(yōu)土特產(chǎn)與鄉(xiāng)風(fēng)民俗等發(fā)展鄉(xiāng)村旅游業(yè)，采取針對性培訓(xùn)提高鄉(xiāng)村旅游從業(yè)群體的專業(yè)服務(wù)水平與綜合素養(yǎng)，從政策上引導(dǎo)、鼓勵與扶持農(nóng)民從事鄉(xiāng)村旅游業(yè)，助力發(fā)展鄉(xiāng)村經(jīng)濟(jì)，促進(jìn)鄉(xiāng)村振興。