旅游业发展对区域经济增长的实证分析——以宣城市为例

□闵 勇

（宣城职业技术学院教育与管理学院，安徽 宣城 242000）

一直以来，旅游业发展对经济增长的影响都是学术研究的热门话题。Eugenio-Martin J L 等（2004）[1]对拉美国家以及Balaguer J&Cantavella-Jorda M（2002）对西班牙的研究证实，旅游业的兴盛有利于发展生产与扩大就业，从而引致经济增长。但是，相关研究也不乏分歧甚至相左的观点，Capo J 等（2007）对德国、Chao C C等（2006）对西班牙的研究表明，旅游业的繁荣发展导致其他相关部门不断衰竭，对经济造成不良影响，进而损害经济的长期增长。

国内学者对该课题的研究略晚于国外，但发展较为迅速，已从早期的以定性分析为主，发展到现今的以定量研究为主，并取得了丰硕的成果。毛丽娟和夏杰长（2021）[2]研究指出，旅游发展对经济增长展现为先上升后下降的倒“U”形效应。唐夕汐和夏青（2021）[3]采用我国31 个省份2008—2018 年面板数据开展研究，发现旅游创新显著地拉动区域经济增长，且不同区域间旅游创新的经济效益差异明显，大致按照东部、中部、西部的梯度依次递减。张洪等（2020）[4]选取2011—2017 年我国沿海三大经济圈数据开展研究，整体上来看，沿海三大经济圈旅游发展综合效率具有倒“U”型发展态势，泛珠三角洲的效率值大于长江三角洲，长江三角洲的效率值大于环渤海经济圈，总体表现为由南向北递减的趋势。

由于研究对象差别，或者研究方法相异，或者样本区间不一，学者所取得的结果不尽相同。显然，多数研究聚焦宏观层面，鲜有学者就某一特定区域展开研究。文章选取安徽省宣城市为研究对象，实证研究旅游业发展对经济增长的影响，为该地区旅游业发展提供数据支持并建言献策，以期促进宣城市旅游业进一步发展，从而助推区域经济持续稳定增长。

1 指标选取与数据说明

1.1 指标选取

文章探讨宣城市旅游业发展对宣城市经济增长的影响。遵循当前学术研究的习惯做法，以旅游收入表示旅游业发展。宣城市的历年旅游收入中，国际旅游收入微乎其微，其对旅游总收入的占比基本上没有超过1%，因此选择国内旅游收入度量旅游业发展是一个很好的指标，将其记为LV。经济增长选用国内生产总值为其代理变量，简记为Y。

1.2 数据说明

选取2000—2020 年共计21 年的年度数据，全部数据皆来源于《宣城统计年鉴》。为了降低样本年度时序数据的波动，分别对LV与Y取对数，相应地顺次记为LNLV与LNY，用以消除或降低异方差。表1 为尚未进行对数化处理的原始样本数据。

表1 宣城市2000—2020 年国内旅游收入与国内生产总值

2 计量分析

2.1 绘制序列LNLV 与LNY 的折线图与散点图

由图1 的折线图可知，伴随时间的变化，整体上看，宣城市国内旅游收入LNLV与宣城市国内生产总值LNY都具有明显的增长趋势。进一步观察图2 的散点图可以判断，LNLV与LNY之间存在非常明显的线性相关关系。

图2 LNLV 与LNY 的散点图

2.2 单位根检验

由图1 可知，序列LNLV与LNY的上升趋势十分明显，说明序列LNLV与LNY的均值都产生了显著的变化，故而判定二者均是非平稳序列。为了避免形成伪回归，采用ADF 检验法对序列LNLV与LNY执行平稳性检验。表2 为ADF 单位根检验结果。

图1 LNLV 与LNY 的折线图

表2 中，C表示常数项，T代表趋势项，滞后期由计量分析软件EViews 9.0 依据赤池信息准则AIC 和施瓦次准则SC 自我运算得出。由表2 可知，变量LNLV的ADF 检验值-0.805 3 大于10%显著性水平临界值-3.269 0，故而无法拒绝原假设，即存在单位根，亦即序列LNLV不平稳。变量LNY的ADF 检验值-0.909 5 也大于10%显著性水平临界值-3.269 0，同样可以判定LNY序列不平稳。

文章对两个变量LNLV与LNY顺序取一阶差分，分别用∆LNLV与∆LNY表示，采用ADF 检验法对∆LNLV与∆LNY实施平稳性检验。由表2 可以看出，相比于5%显著性水平临界值-1.960 2，∆LNLV的ADF 检验值-2.367 1 明显要小一些，而且其伴随概率0.020 9 也明显小于0.05，所以拒绝存在单位根的原假设，判定变量∆LNLV平稳。变量∆LNY的ADF 检验值-2.728 1，小于显著性水平10%下的临界值-2.660 6，其伴随概率0.088 7 小于0.10，可以判断变量∆LNY也是平稳的[5]。

表2 单位根检验表

综上，两个变量LNLV与LNY均不平稳，但二者的一阶差分序列∆LNLV与∆LNY都在10%的显著性水平平稳，因此两个变量LNLV与LNY皆为一阶单整，符合协整检验的要求，可以实施协整分析。

2.3 协整检验

E-G 两步法和Johansen 检验是全数协整检验方法中使用最多的两种方法，分别适于两个变量和多个变量的协整分析。本研究只关注宣城市旅游收入与宣城市国内生产总值两个变量，同时LNLV与LNY都是I（1）过程，属于同阶单整，满足协整分析的条件，所以运用E-G 两步法进行协整检验，以便判断两个一阶单整变量LNLV与LNY是否具有协整关系。

两个变量LNLV与LNY都是I（1）过程，两者或许存在某种协整关系。文章选取普通最小二乘法OLS估计变量LNLV与LNY的长期均衡关系，估计的回归方程如下。

回归结果表明，常数项对应的t统计量的数值为68.856 7 且其P值为0.000 0，变量LNLV 对应的t统计量的数值是32.454 9 且其P值为0.000 0，常数项和变量LNLV的系数都能通过1%显著性水平检验；R2为0.982 3，Adjuested-R2为0.981 3，F值为1 053.318且P值为0.000 0，该回归方程的拟合程度很高，常数项、变量与方程整体都通过显著性检验。

回归方程残差项的水平序列平稳是两个变量LNLV与LNY存在（1，1）阶协整关系的前提。于回归方程（1）的界面下获得残差项e1并采用ADF 检验法检验，得到t统计量的数值为-3.447 5，伴随概率为0.021 3，进而判断在5%的显著性水平下，回归方程（1）的残差e1为平稳序列，意味着宣城市国内旅游收入LNLV与宣城市国内生产总值LNY之间存在协整关系，且LNLV与LNY之间呈现显著的正向关系，即宣城市国内旅游收入LNLV越大，宣城市国内生产总值LNY越高，当LNLV增长1 个百分点，LNY增加0.508 7 个百分点。

2.4 格兰杰因果关系检验

协整分析证实，宣城市经济增长与宣城市旅游发展存在长期稳定的均衡关系。那么，二者表现有因果关系吗？如果有，又是何种因果关系？表3 的格兰杰因果关系检验结果，可以用来解释这两个问题。

由表3 可知，在10%的显著性水平下，滞后3 期，“LV不是Y的格兰杰原因”的概率0.093 3，略微小于0.10，拒绝原假设，接受备择假设，可以判定LV是Y的格兰杰原因。同理，在1%显著性水平下，Y是LV的格兰杰原因。综合判定，两个变量存在双向的格兰杰因果关系。

表3 Granger 因果关系检验结果

3 结论与建议

3.1 结论

文章以安徽省宣城市为研究对象，选取2000—2020 年度时序数据，实证探讨宣城市旅游业发展对宣城市经济增长的影响。

平稳性检验显示，样本区间内的LNY与LNLV皆为一阶单整序列；协整检验表明，宣城市经济增长与其旅游业发展存在长期稳定的均衡关系，LNLV增长1 个百分点，LNY增加0.508 7 个百分点，宣城市旅游业发展有效地促进了经济增长；格兰杰因果关系检验证实，滞后3 期，宣城市经济增长与旅游业发展存在双向的格兰杰因果关系。

3.2 建议

3.2.1 推出地方特色旅游产品

自公元前109 年（西汉元封二年）设郡以来，宣城一直为历代郡、州、府治所之所，文天祥、沈括、范晔、谢脁等历史文化名人都曾担任过宣城太守，李白、杜牧、谢脁等人在宣城留下了大量令人赞叹的诗歌。宣城所属绩溪县为徽文化的主要发祥地之一，现为国家级历史文化名城，是当之无愧的徽文化核心区。宣城境内的江村、龙川、黄田、查济4 处古村落驰名省内外，泾县桃花潭镇因为李白的诗句而为世人熟知，泾县的宣纸蜚声海内外。

应加强宣传，因地制宜、有序开发历史文化遗产，打造属于宣城的特色旅游产品与品牌，凸显宣城旅游特色，让宣城文化走向全国乃至世界，提高宣城旅游知名度，增强宣城旅游竞争力，助推宣城市经济持续稳定增长。

3.2.2 推动智慧旅游发展

智慧旅游以新技术为手段、以互联网为基础，能够向游客提供高品质的个性化需求服务。从宣城市旅游业发展现状来看，智能化服务水平尚有待提高。应充分认识旅游业发展过程中智能化管理的重要作用，考量顾客需求。

以顾客需求为基础，积极更新经营管理理念与方式。加快推动旅游景区视频监控、通信信号以及免费Wi-Fi 的全覆盖，努力建设包括旅游景区与旅游产品简介、景区实时服务查询、景区交通监测以及自助结算等功能的智慧旅游服务平台，以高效、便捷服务吸引更多游客前来消费。

3.2.3 大力发展乡村旅游

发展乡村旅游，对于优化农村产业结构、舒缓农村劳动力就地就业、促进农民收入增加具有重要作用。应围绕新四军在宣城市山区的革命事迹、古村落、古牌坊、古宗祠、田园风光、名优土特产与乡风民俗等发展乡村旅游业，采取针对性培训提高乡村旅游从业群体的专业服务水平与综合素养，从政策上引导、鼓励与扶持农民从事乡村旅游业，助力发展乡村经济，促进乡村振兴。