粟 娟

（1.陜西師范大學(xué) 國際商學(xué)院，陜西 西安 710062；2.吉首大學(xué) 旅游學(xué)院，湖南 張家界 427000）

一、引 言

西部民族地區(qū)旅游經(jīng)濟(jì)要轉(zhuǎn)向又好又快的科學(xué)發(fā)展軌道，關(guān)鍵是轉(zhuǎn)變旅游經(jīng)濟(jì)發(fā)展方式，尤其是旅游經(jīng)濟(jì)增長方式。不論是新古典經(jīng)濟(jì)增長理論學(xué)派還是新經(jīng)濟(jì)增長理論學(xué)派，研究經(jīng)濟(jì)增長問題的方法都集中在兩個互為補(bǔ)充的分析方法：一是增長理論，把增長過程中要素供給、技術(shù)進(jìn)步、儲蓄和投資的互動關(guān)系模型化。二是增長核算，把產(chǎn)量增長的不同決定因素的貢獻(xiàn)程度數(shù)量化。丹尼森（Danish）、索洛（Solow）和羅默（Romar）等對經(jīng)濟(jì)增長諸要素進(jìn)行分解并做了大量研究。同時提高全要素增長率和資本投入效率是經(jīng)濟(jì)增長方式轉(zhuǎn)變的有效途徑這一觀點(diǎn)也得到大多數(shù)學(xué)者們認(rèn)同。

目前，全要素生產(chǎn)率文獻(xiàn)多集中于對農(nóng)業(yè)、工業(yè)部門和國民經(jīng)濟(jì)增長方面的研究，而對旅游業(yè)全要素生產(chǎn)率的專門研究卻相對較少［1］。Such&Zamora［2］利用1955—2005 年酒店業(yè)統(tǒng)計(jì)資料，研究了西班牙17個地區(qū)飯店業(yè)勞動生產(chǎn)率的地區(qū)差異變動過程。他們研究發(fā)現(xiàn)，旅游業(yè)勞動生產(chǎn)率的提高非常困難，但開發(fā)新產(chǎn)品和提高服務(wù)質(zhì)量有助于提高勞動生產(chǎn)率。英國學(xué)者布萊克和辛克萊（Blake&Sinclair）［3］運(yùn)用技術(shù)較為復(fù)雜的CGE（Computable General Equilibrium） 模型測算了英國旅游業(yè)要素生產(chǎn)率，其研究結(jié)果表明，英國旅游業(yè)具有較高的TFP，住宿業(yè)（特別是小企業(yè)） 生產(chǎn)率低于旅游景區(qū)以及旅游交通運(yùn)輸業(yè)；投資、新產(chǎn)品開發(fā)、人力資源培訓(xùn)與競爭性環(huán)境是提高旅游業(yè)生產(chǎn)率的主要方式，但該文采用的是靜態(tài)分析方法，難以反映出英國旅游業(yè)TFP的長期變動狀況。陶卓民、薛獻(xiàn)偉、管晶晶（2010）［4］運(yùn)用數(shù)據(jù)包絡(luò)分析法，通過測度中國旅游業(yè)發(fā)展的技術(shù)效率、規(guī)模效率和全要素生產(chǎn)率，其結(jié)論是：1999—2006年中國旅游業(yè)發(fā)展的總體效率偏低，旅游投入總量處在不經(jīng)濟(jì)的狀態(tài)。中國各省的TFP增長率存在顯著的差異。左冰、保繼剛（2008）［5］用生產(chǎn)函數(shù)對1992—2005中國旅游業(yè)全要素生產(chǎn)率以及旅游增長方式進(jìn)行研究，得出以下結(jié)論：中國旅游業(yè)是典型勞動要素驅(qū)動型增長方式，勞動力要素投入共享為63.69%，技術(shù)進(jìn)步速度為2.91%，增長緩慢的原因主要在于投資效率低下和基礎(chǔ)設(shè)施投資不足，并提出加強(qiáng)旅游業(yè)的公共服務(wù)領(lǐng)域的建設(shè)是推動旅游業(yè)技術(shù)進(jìn)步和增長質(zhì)量提高具有決定性作用的觀點(diǎn)。周云波、武鵬、劉玉海（2010）［6］利用DEA—BCC模型和Malmquist指數(shù)分析了中國旅游業(yè)2001-2007的動態(tài)效率和靜態(tài)效率，研究表明中國旅游業(yè)整體技術(shù)效率水平較低下，平均數(shù)為0.512，純技術(shù)效率水平為0.603，規(guī)模效率水平為0.865。以上成果和研究方法為研究西部民族地區(qū)旅游經(jīng)濟(jì)增長原因分析提供了重要的理論支撐，但他們的研究是基于旅游經(jīng)濟(jì)規(guī)模不變，?？怂怪行约夹g(shù)嚴(yán)格假設(shè)下所得，這顯然與西部地區(qū)旅游發(fā)展現(xiàn)實(shí)不符。本文在現(xiàn)有文獻(xiàn)的基礎(chǔ)上，借助索洛余值法及C—D生產(chǎn)函數(shù)原理，用OSL估計(jì)方法建立的經(jīng)濟(jì)增長模型，結(jié)合西部民族地區(qū)的實(shí)際情況，測算區(qū)域旅游業(yè)的全要素生產(chǎn)率，探索西部民族地區(qū)旅游經(jīng)濟(jì)發(fā)展的最優(yōu)路徑，為旅游經(jīng)濟(jì)增長方式轉(zhuǎn)變提供有益的決策參考。

二、西部民族地區(qū)旅游經(jīng)濟(jì)增長測算模型的構(gòu)建

（一）索洛余值法——全要素生產(chǎn)率的測算方法

全要素生產(chǎn)率（Total Factor Productivity， 以下簡稱TFP） 是一個國家和地區(qū)經(jīng)濟(jì)增長質(zhì)量和技術(shù)進(jìn)步、管理效率提高的重要標(biāo)志。TFP的開創(chuàng)性研究是新古典經(jīng)濟(jì)學(xué)派美國經(jīng)濟(jì)學(xué)家索洛（RobertM.Solow 1957）做出的。他提出了新古典經(jīng)濟(jì)增長模型，又稱為索洛一斯旺（Solow一Swan）模型。索洛模型彌補(bǔ)了哈羅德一多馬經(jīng)濟(jì)增長模型中“勞動與資本被假定為按照固定比例相結(jié)合”的不足，引入了變動的要素價格和生產(chǎn)率，并強(qiáng)調(diào)了技術(shù)進(jìn)步對經(jīng)濟(jì)增長的作用［7］。索洛模型將柯布一道格拉斯生產(chǎn)函數(shù)改進(jìn)為：

其中，Y為產(chǎn)出量；K、L為資本和要素投入量；A為全要素生產(chǎn)率的技術(shù)進(jìn)步因子。

索洛的模型基于一個簡單的柯布—道格拉斯形式的生產(chǎn)函數(shù)：

寫成增長形式為：

其中，dY/Y為產(chǎn)出增長率；dK/K和dL/L分別為資本、勞動投入的增長率；dA/A為技術(shù)進(jìn)步率，即全要素生產(chǎn)率的增長率。則計(jì)算TFP的公式為：

其中，y是產(chǎn)值增長率；k和l分別是資本和勞動投入增長率；a稱之為增長余值，即是TFP增長率。該方法就是“索洛余值法”，又稱“索洛殘差法”。在通過對TFP的分析，可以確定經(jīng)濟(jì)增長中各種要素投入的貢獻(xiàn)，識別國家或地區(qū)經(jīng)濟(jì)增長的方式［8］。

（二） 模型的設(shè)定

按照索洛余值法，假設(shè)旅游業(yè)生產(chǎn)函數(shù)為C—D生產(chǎn)函數(shù)，并引入隨機(jī)干擾項(xiàng)后為：

由于該模型包含參數(shù)非線性，對兩邊同時取自然對數(shù)得：

利用普通最小二乘法（OLS）可對其中的參數(shù)進(jìn)行估算，再對約束條件進(jìn)行檢驗(yàn)。最后把計(jì)算出的產(chǎn)值增長率、資本和勞動投入增長率、α和β代入公式（3），即可算出TFP增長率。

三、西部民族地區(qū)旅游經(jīng)濟(jì)增長測算與分析

（一）樣本、變量選擇、數(shù)據(jù)來源與處理

本文選用樣本的數(shù)據(jù)是1990—2009年湖南西部張家界旅游數(shù)據(jù)（據(jù)國西辦綜〔2006〕42號文件精神，張家界市的一縣兩區(qū)開始比照享受國家西部大開發(fā)的政策）。張家界市原名大庸市，原屬湖南省吉首苗族自治州的一個縣級市。1982年由國務(wù)院委托國家計(jì)委批準(zhǔn)成立了中國第一個國家森林公園——張家界國家森林公園，1989年，因旅游開發(fā)需要正式成為一個地級市張家界市，1992年12月被聯(lián)合國列入《世界自然遺產(chǎn)名錄》，1996年在深交所上市“中國旅游第一股”——張家界股份，2004年2月被列入世界地質(zhì)公園，是我國首批5A級旅游區(qū)之一，成為國內(nèi)重要的旅游城市。1989—2009年，張家界旅游收入和旅游人次分別從1989年的2491萬元、5.6萬人次到2009年的100.2千萬元、1928.42萬人次［8］，未剔除物價因素下2009年旅游收入總量是1989年的402倍，旅游人次翻了344倍。張家界旅游很快成為湖南旅游的龍頭，甚至是西部民族地區(qū)各地爭先學(xué)習(xí)的榜樣，這也引發(fā)了國內(nèi)很多學(xué)者對張家界旅游經(jīng)濟(jì)發(fā)展模式研究的興趣。本人2010年11月25日在中國學(xué)術(shù)期刊網(wǎng)上以“張家界+旅游”為關(guān)鍵詞查詢，收索到全國公開發(fā)表的成果有953項(xiàng)，核心期刊（2004北大版）成果共225項(xiàng)，以“張家界+經(jīng)濟(jì)+旅游”三個關(guān)鍵詞檢索，發(fā)現(xiàn)全國公開發(fā)表成果共225項(xiàng)，核心期刊（同上）成果52項(xiàng)。從國家社科基金立項(xiàng)來看，2007年同時有兩項(xiàng)課題名標(biāo)有“張家界旅游”（地方名稱）的項(xiàng)目被立項(xiàng)（07BJY138，07XBM038）。從以上情況來，張家界的西部民族地區(qū)區(qū)域特征顯著，旅游產(chǎn)業(yè)發(fā)展具有很強(qiáng)代表性，而且張家界旅游研究的重要性在學(xué)術(shù)界也得到認(rèn)同，因此，用張家界數(shù)據(jù)來研究西部民族地區(qū)旅游經(jīng)濟(jì)增長方式和增長質(zhì)量，具有較好的代表性和典型性。

1.旅游總產(chǎn)值

本文擬選取旅游收入代替旅游產(chǎn)值作為衡量旅游經(jīng)濟(jì)的總產(chǎn)值，以1989年為基年采用樣本區(qū)域的1989—2009年物價消費(fèi)指數(shù)對歷年旅游收入進(jìn)行價格指數(shù)平減剔除價格變動因素。以上數(shù)據(jù)均從樣本區(qū)域2008年統(tǒng)計(jì)年鑒中獲得。

2.資本存量的投入要素

由于我國統(tǒng)計(jì)年鑒從未公布資本存量的數(shù)據(jù)，資本投入量的計(jì)量比較難且方法分歧較大。國際上一般采用永續(xù)盤存法，即推出一定時期資本存量作為資本投入。1951年，Goldsmith（1951）開創(chuàng)性地運(yùn)用永續(xù)盤存法（Perpetual Inventory Approach）來估計(jì)資本存量，首次明確了資本存量核算的四個基本步驟，即確定基期資本存量、確定可比價格投資數(shù)列、設(shè)置資本重置率、運(yùn)用PIA方法估算資本存量序列。Gold-smith PIA方法估算資本存量的標(biāo)準(zhǔn)公式為［9］：

其中，Kt-1是基年資本存量；δ為固定資產(chǎn)折舊率；It為當(dāng)年固定資產(chǎn)的投資額。

因此，要對旅游產(chǎn)業(yè)資本存量進(jìn)行估算，首先要確定基期資本存量K，其次是當(dāng)年固定資本投資I，通過折舊率δ的確定測算固定資產(chǎn)折舊，最后運(yùn)用上述公式進(jìn)行估算。

（1）確定基年資本存量K。對于基年，現(xiàn)有的研究一般確定在1952年或1978年。考慮到數(shù)據(jù)的可得性，把基年確定為1989年，并將不變價格設(shè)計(jì)為1978年不變價格，根據(jù)張家界數(shù)據(jù)的可獲得性，在確定了1989年固定資產(chǎn)的凈值后就可以計(jì)算歷年來張家界固定資產(chǎn)凈投資額。

（2）當(dāng)年固定資產(chǎn)投資額的確定。對于當(dāng)年投資本文選擇了固定資本形成總額為原始數(shù)據(jù)，并以1989年為基期利用固定資產(chǎn)投資價格指數(shù)進(jìn)行平減。固定資本形成總額以及固定資產(chǎn)投資價格指數(shù)都可以通過張家界歷年《統(tǒng)計(jì)年鑒》和中經(jīng)網(wǎng)直接獲得。

（3）在折舊率的選擇上，各個研究有較大的出入。胡永泰（1998）［10］、王小魯（2000）［11］以及王和姚（Wang and Yao，2001）［12］均假定折舊率為5%；楊格（Young， 2003）［13］則假定6%的折舊率，這也是霍爾和瓊斯（Hall and Jones，1999）［14］研究127個國家資本存量時采用的通用折舊率；龔六堂和謝丹陽［15］（2004）對全國各省都假定了10%的折舊率。宋海巖等（2003）［16］則假定各省每年的折舊率為全國折舊率加上各省該年的經(jīng)濟(jì)增長率，其理由是各省資本實(shí)際使用情況不同，那些經(jīng)濟(jì)增長較快的省必然會比增長較慢的省更快地使用資本，從而更多地折舊。黃永峰等（2002）［17］對在一項(xiàng)中國制造業(yè)資本存量的研究中，估算出設(shè)備的經(jīng)濟(jì)折舊率為17%，建筑為8%。張軍等（2004）［18］主要針對制造業(yè)，計(jì)算得到了各省固定資本形成總額的經(jīng)濟(jì)折舊率δ是9.6%。本文研究是旅游產(chǎn)業(yè)物質(zhì)品，折舊重置率偏低一些，故選用王小魯（2000）等人的研究結(jié)論，設(shè)定折舊率為5%。

3.旅游勞動投入要素

本文用實(shí)際就業(yè)的旅游勞動力人數(shù)來替代勞動投入水平，由于統(tǒng)計(jì)年鑒中沒有旅游直接從業(yè)人員數(shù)，1989—2003年旅游直接從業(yè)人員數(shù)據(jù)從張家界政府關(guān)于張家界旅游直接從業(yè)人員的調(diào)研報告中獲得。2004—2009年的旅游直接從業(yè)人員數(shù)據(jù)缺失，本文借鑒唐代劍、李莉的研究方法進(jìn)行估計(jì)可獲得［19］。根據(jù)張家界1989—2003年旅游收入和旅游直接就業(yè)人數(shù)的原始數(shù)據(jù)，建立張家界旅游收入與旅游直接就業(yè)人數(shù)的線性方程。先對兩個變量分別取對數(shù)以消除異方差，然后進(jìn)行建模：

擬合模型結(jié)果令人滿意。R2為0.9135，擬合優(yōu)度很好，且通過了t檢驗(yàn)和F檢驗(yàn)，充分證明了建立的模型的可靠性和高度的可利用性。

圖1可以看出旅游直接從業(yè)實(shí)際人數(shù)與估計(jì)值擬合的非常好，誤差不大。故通過建模的方程可得出張家界旅游業(yè)就業(yè)彈性系數(shù)即為0.415，說明旅游業(yè)總收入每增加一個百分點(diǎn)，就可以促進(jìn)就業(yè)人數(shù)增加0.415個百分點(diǎn)，由此，2004—2009年旅游直接從業(yè)人數(shù)可估計(jì)出來，如表4。當(dāng)然誤差是存在的，但對反映旅游業(yè)增長趨勢影響不大。

圖1 旅游直接從業(yè)人員實(shí)際人數(shù)與估計(jì)值的擬合圖

（二）全要素增長率的測評過程

1.數(shù)據(jù)的平穩(wěn)性檢驗(yàn)。因?yàn)橹挥蟹€(wěn)定序列變量建立的模型才能使用OLS進(jìn)行估計(jì)，否則會出現(xiàn)偽回歸的情況，所以我們首先對原始數(shù)據(jù)進(jìn)行單位根（ADF）檢驗(yàn)。

從表1可知，模型擬用數(shù)據(jù)lnY，lnK，lnl全都是在5%顯著性水平下的1階差分后平穩(wěn)的時間序列。因此，使用OLS估計(jì)不會出現(xiàn)偽回歸現(xiàn)象。

表1 數(shù)據(jù)平穩(wěn)性性檢驗(yàn)結(jié)果

2.旅游生產(chǎn)函數(shù)的擬合

本文利用EVIEWS 5.0軟件OLS方法估計(jì)出張家界沒有約束條件的旅游產(chǎn)業(yè)生產(chǎn)函數(shù)。

模型明顯存在正序列相關(guān)，下面使用Cochrane-Orcutt法消除序列相關(guān)，估計(jì)結(jié)果如下：

再對殘差進(jìn)行LM檢驗(yàn)，最終得到的檢驗(yàn)結(jié)果見表2。

表2 對殘差進(jìn)行LM檢驗(yàn)結(jié)果

表2檢驗(yàn)結(jié)果不能拒絕原假設(shè)，即修正后的回歸方程的殘差序列不存在序列相關(guān)。因此，用AR（2）模型修正后的回歸方程的估計(jì)結(jié)果是有效的。

由于索洛余值法建立在新古典假設(shè)即完全競爭、規(guī)模收益不變和?？怂怪行约夹g(shù)基礎(chǔ)上，約束條件較強(qiáng)，具體估算中還需要對約束條件進(jìn)行檢驗(yàn)。在EVIEWS 5.0軟件中輸入約束條件α+β=1，利用Wald檢驗(yàn)方法對規(guī)模收益不變假設(shè)進(jìn)行線性約束檢驗(yàn)，檢驗(yàn)結(jié)果：

F-統(tǒng)計(jì)量F=29.233，F(xiàn)=0.0002

χ2統(tǒng)計(jì)量F=29.233，P=0.0000

表明在5%的顯著性水平上，拒絕原假設(shè)，即認(rèn)為該無約束回歸方程與約束方程具有同樣的解釋能力。張家界旅游經(jīng)濟(jì)增長是呈規(guī)模遞增的態(tài)勢，α+β=2.03＞1。

3.各要素對樣本區(qū)域旅游經(jīng)濟(jì)增長貢獻(xiàn)的估計(jì)

通過前文的分析并根據(jù)得到的原始數(shù)據(jù)就可以利用索洛余值法求得資本、勞動和廣義技術(shù)進(jìn)步對張家界經(jīng)濟(jì)增長的貢獻(xiàn)率，將α、β、旅游產(chǎn)值增長率（y）、勞動力增長率（l）和資本存量增長率（k）代入公式（3），可以求出張家界旅游業(yè)各項(xiàng)增長率變動情況，見表3。

表3 1990-2009年樣本區(qū)域技術(shù)進(jìn)步和生產(chǎn)要素貢獻(xiàn)率變動表

根據(jù)表3中各要素增長歷年變化情況，剔除2003年、2008年特殊年份數(shù)據(jù)，做出1992—2009年旅游產(chǎn)值、資本投入、勞動力投入和廣義技術(shù)增長的變化趨勢圖，如圖2。

圖2 1992-2009張家界旅游各要素增長變化趨勢圖

（三）測評結(jié)果分析

1.西部民族地區(qū)旅游經(jīng)濟(jì)增長總特征——資本要素投入大

從表3和圖2可以看到，張家界旅游產(chǎn)值在消除價格因素后實(shí)際年均增長率為40%，資本投入年均增長率為32%，勞動投入年均增長率為17%，平均廣義技術(shù)進(jìn)步增長率TFP為-136%。旅游業(yè)的技術(shù)進(jìn)步非常落后，技術(shù)進(jìn)步速度比要素投入增長速度緩慢，是典型的粗放式增長方式。從貢獻(xiàn)度看，以張家界旅游經(jīng)濟(jì)規(guī)模遞增的規(guī)模經(jīng)濟(jì)系數(shù)來計(jì)算張家界的資本和勞動要素的貢獻(xiàn)度分別為152%和24%（要素貢獻(xiàn)度=要素投入增長率×要素產(chǎn)出彈性÷旅游產(chǎn)值增長率×100%），廣義技術(shù)進(jìn)步貢獻(xiàn)率僅為-27%（203%-（152%+24%）=-27%），比全國旅游業(yè)1989—2004年技術(shù)進(jìn)步貢獻(xiàn)達(dá)24.5%低很多，表明西部民族地區(qū)旅游業(yè)的要素投入貢獻(xiàn)率比技術(shù)進(jìn)步貢獻(xiàn)率高，投資在旅游增長方面的作用力比勞動力要素投入的貢獻(xiàn)更大，屬于資本要素驅(qū)動型增長方式，粗放式增長特征顯著。該情況與全國的情況較吻合，與左冰、保繼剛（2008）做的結(jié)論一致。本文測算α和β的系數(shù)之和等于2.03，旅游經(jīng)濟(jì)報酬顯著遞增，與西部地區(qū)旅游經(jīng)濟(jì)實(shí)際情況非常吻合，印證了旅游經(jīng)濟(jì)規(guī)模報酬是可變的（朱順林（2005）；郭嵐、張勇、李志娟（2008）；于秋陽、馮學(xué)鋼、范堃（2009）；馬小龍、保繼剛（2009）），湖南旅游經(jīng)濟(jì)呈規(guī)模報酬遞增（周云波、武鵬、劉玉海（2010））。但該結(jié)論打破了左冰等人在旅游經(jīng)濟(jì)規(guī)模不變的假說下的旅游經(jīng)濟(jì)增長研究框架。為旅游經(jīng)濟(jì)增長研究拓展了一定的空間。

2.技術(shù)進(jìn)步對西部民族地區(qū)經(jīng)濟(jì)增長的貢獻(xiàn)率低

從表3可以看出技術(shù)進(jìn)步對西部民族地區(qū)旅游經(jīng)濟(jì)增長的貢獻(xiàn)率是非常低的，很多年份甚至出現(xiàn)呈反作用的態(tài)勢。鄭玉歆（1999）［21］指出影響TFP（“余值”）大小的因素實(shí)際上非常復(fù)雜。除了產(chǎn)出、要素投入、技術(shù)進(jìn)步外，制度的變動、宏觀政策的變化、分析期的差異等也都會影響到“余值”。結(jié)合西部民族地區(qū)的實(shí)際，除了資本、勞動和技術(shù)的因素對全要素增長率的影響外，西部民族地區(qū)旅游業(yè)宏觀政策也是一個導(dǎo)致規(guī)模經(jīng)濟(jì)快速擴(kuò)張、技術(shù)進(jìn)步相對落后的不可忽視因素。因?yàn)橐恢币詠砦鞑棵褡宓貐^(qū)旅游業(yè)發(fā)展的主要模式是“政府主導(dǎo)”式，政府在旅游業(yè)中即充當(dāng)招商引資、規(guī)范旅游環(huán)境的角色，又充當(dāng)對外推薦、營銷、甚至直接經(jīng)營核心景區(qū)或公園的主人翁角色，產(chǎn)權(quán)不清、地方保護(hù)主義、旅游信用體系不健全等較為嚴(yán)重的制度瓶頸，削弱了旅游市場管理效率，弱化了旅游產(chǎn)業(yè)技術(shù)進(jìn)步的貢獻(xiàn)，甚至出現(xiàn)負(fù)數(shù)，反作用于旅游經(jīng)濟(jì)增長。因此，本文測算出西部民族地區(qū)旅游經(jīng)濟(jì)技術(shù)進(jìn)步對經(jīng)濟(jì)增長呈負(fù)作用，并不是說在那幾年西部民族地區(qū)旅游經(jīng)濟(jì)的技術(shù)是退步的、是阻礙經(jīng)濟(jì)增長的，而是說明這期間西部民族地區(qū)旅游業(yè)的管理水平偏低、宏觀制度不完善以及市場經(jīng)濟(jì)環(huán)境不健全，從而弱化了技術(shù)進(jìn)步對經(jīng)濟(jì)增長的作用。

3.全要素生產(chǎn)率逐步提高且與旅游其他各要素變動趨勢趨同

圖2顯示西部民族地區(qū)旅游業(yè)各項(xiàng)增長率總體呈現(xiàn)漲跌互現(xiàn)“山嶺”型，“峰—谷”波動式，且上下震蕩幅度非常劇烈。全要素生產(chǎn)率雖比其他要素增長率低，但其總趨勢是向上高走，呈逐步提高趨勢。1999年以前，各要素投入與旅游增長之間是一個無序狀態(tài)，而1999年后，勞動力要素與TFP要素增長率逐步提高，且與旅游產(chǎn)值增長率、資本投入要素增長率開始出現(xiàn)步調(diào)基本一致的變動趨勢。其原因除了宏觀政策利好效應(yīng)、旅游信息化建設(shè)等具體因素外，1999年西部大開發(fā)政策實(shí)施對西部民族地區(qū)旅游業(yè)的推動，表現(xiàn)在西部民族地區(qū)旅游供應(yīng)市場應(yīng)對巨大消費(fèi)市場的能力不斷提高。另樣本區(qū)域張家界在1999年取得“99世界特技飛行大獎賽”重大營銷策劃成功，此舉獲得全世界的矚目，2000年旅游收入數(shù)據(jù)突漲也是該效應(yīng)的反應(yīng)。以上變動趨勢說明廣義技術(shù)進(jìn)步的貢獻(xiàn)率在逐步提升，對旅游經(jīng)濟(jì)增長正向影響作用逐漸外顯。

四、未來展望與建議

（1）加強(qiáng)技術(shù)引進(jìn)，提高旅游業(yè)管理效率。對于落后西部民族地區(qū)來說，依靠引進(jìn)技術(shù)獲得較高的TFP，從而推動旅游業(yè)的快速增長，是一條尤為重要的發(fā)展路徑。

（2）加強(qiáng)制度創(chuàng)新，提高西部民族地區(qū)旅游業(yè)市場化率。雖然“政府主導(dǎo)”型旅游發(fā)展方式是目前西部民族地區(qū)旅游發(fā)展的主要形式，但政府指導(dǎo)太多，反而干擾了旅游市場化的效率，轉(zhuǎn)變西部民族地區(qū)政府職能，讓其回歸合理配置要素資源的位置，是西部民族地區(qū)旅游業(yè)有序競爭環(huán)境和各要素持續(xù)增長的保證。

（3）繼續(xù)加大資本要素投入，特別是西部民族地區(qū)旅游進(jìn)入條件的基礎(chǔ)設(shè)施、旅游產(chǎn)品質(zhì)量的提升、旅游從業(yè)人員的教育培訓(xùn)和旅游科學(xué)研究等需要大量資本投入，現(xiàn)階段資本要素投入仍是西部民族地區(qū)旅游持續(xù)增長的重要因素。

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