張廣海 汪立新

文章編號：1001-148X（2016）11-0186-07

摘要：本文采用EG指數(shù)方法測度我國旅游業(yè)產(chǎn)業(yè)集聚水平，采用曼奎斯特指數(shù)測度我國旅游全要素生產(chǎn)率水平，發(fā)現(xiàn)我國旅游產(chǎn)業(yè)集聚呈下降趨勢且速度隨時間變緩，我國旅游全要素生產(chǎn)率水平呈現(xiàn)出波動變化，且波動幅度逐漸增大；通過構(gòu)建模型考察兩者關(guān)系，發(fā)現(xiàn)我國旅游產(chǎn)業(yè)集聚沖擊對全要素生產(chǎn)率存在顯著影響，旅游全要素生產(chǎn)率沖擊對產(chǎn)業(yè)集聚也存在一定程度的影響。

關(guān)鍵詞：旅游業(yè)；產(chǎn)業(yè)集聚；全要素生產(chǎn)率

中圖分類號：F59299文獻標(biāo)識碼：A

收稿日期：2016-06-22

作者簡介：張廣海（1963-），男，山東臨沂人，中國海洋大學(xué)管理學(xué)院教授，博士生導(dǎo)師，管理學(xué)博士，研究方向：旅游開發(fā)規(guī)劃與管理、區(qū)域經(jīng)濟；汪立新（1991-），女，山東聊城人，中國海洋大學(xué)管理學(xué)院研究生，研究方向：旅游開發(fā)規(guī)劃與管理、區(qū)域旅游經(jīng)濟發(fā)展。

產(chǎn)業(yè)集聚已成為中國旅游業(yè)發(fā)展的重要途徑。產(chǎn)業(yè)集聚在降低要素流動成本的同時，通過知識外溢及產(chǎn)業(yè)結(jié)構(gòu)優(yōu)化等途徑推動旅游經(jīng)濟增長。旅游經(jīng)濟增長中不能被要素投入所解釋的部分屬于全要素生產(chǎn)率的范疇，其增長能推動旅游業(yè)科學(xué)、合理、可持續(xù)地發(fā)展。目前，多數(shù)研究成果集中于對旅游產(chǎn)業(yè)集聚或旅游全要素生產(chǎn)率展開的單獨研究。對旅游產(chǎn)業(yè)集聚的研究主要集中在特征分析[1-5]、動因研究[6-7]及其對其他主體的作用機理[8-11]方面；對旅游全要素生產(chǎn)率的研究主要集中在測度及分解[12-16]和影響因素的探析上[17-18]。對兩者之間的關(guān)系進行研究，有助于明確兩者間的作用機理。郭悅等（2015）通過對我國省級面板數(shù)據(jù)進行SYS-GMM估計，發(fā)現(xiàn)產(chǎn)業(yè)集聚對旅游全要素生產(chǎn)率的提高具有促進作用，其傳導(dǎo)機制為技術(shù)和規(guī)模效率的提高[19]。本文在考察我國旅游全要素生產(chǎn)率變化的基礎(chǔ)上，通過構(gòu)建SVAR模型，探究我國旅游產(chǎn)業(yè)集聚與全要素生產(chǎn)率之間的關(guān)系，并提出相關(guān)發(fā)展建議。

一、我國旅游產(chǎn)業(yè)集聚特征分析

（一）測度方法

產(chǎn)業(yè)集聚的測度方法有很多，本文綜合考慮各方法的假設(shè)前提與適用條件[20]，選取 E-G指數(shù)測度我國旅游產(chǎn)業(yè)集聚水平。EG指數(shù)區(qū)分了產(chǎn)業(yè)內(nèi)部的隨機集聚和共享外部性的集聚，剔除了由于內(nèi)部規(guī)模經(jīng)濟或資源優(yōu)勢所導(dǎo)致的虛假空間集聚成分，對產(chǎn)業(yè)自身地理空間集聚的表達意義更明確，表達式為：

γ=G-（1-∑xi2）H（1-∑xi2）（1-H）

式中，i代表我國各省，i=1，2，…，30；xi表示i省份就業(yè)人數(shù)占全國就業(yè)總?cè)藬?shù)的比重；G為空間基尼系數(shù)；H為調(diào)整赫芬達爾指數(shù)[21]，此處采用就業(yè)人數(shù)計算我國旅游企業(yè)規(guī)模和市場結(jié)構(gòu)。

（二）我國旅游產(chǎn)業(yè)集聚程度的測度

1.數(shù)據(jù)來源

以我國內(nèi)地30個省份為研究對象（西藏除外），選取2001-2013年統(tǒng)計數(shù)據(jù)，對我國旅游產(chǎn)業(yè)集聚的時序演變特征進行分析。其中，旅游企業(yè)就業(yè)數(shù)據(jù)來自歷年發(fā)布的《中國旅游統(tǒng)計年鑒·副本》，反映我國及各省份總體就業(yè)情況的統(tǒng)計數(shù)據(jù)來源于《中國勞動統(tǒng)計年鑒》。

2.測度結(jié)果與分析

利用2001-2013年統(tǒng)計數(shù)據(jù)，測度我國旅游產(chǎn)業(yè)集聚度，結(jié)果見圖1。總體而言，我國旅游產(chǎn)業(yè)集聚度的平均值為002，呈現(xiàn)中度水平集聚。自2001年以來，伴隨著小范圍的波動，我國旅游產(chǎn)業(yè)集聚水平總體呈現(xiàn)出不斷下降的趨勢：2001-2004年，我國旅游產(chǎn)業(yè)集聚水平出現(xiàn)持續(xù)高速下滑，2001年我國旅游產(chǎn)業(yè)集聚EG指數(shù)為00725，2004年EG指數(shù)為00108，產(chǎn)業(yè)集聚水平年平均變化率為-2837%。2004-2005年，我國旅游產(chǎn)業(yè)集聚水平出現(xiàn)小幅回升，從00108提升至00197，變化率為8287%。2005-2012年，我國旅游產(chǎn)業(yè)集聚水平呈現(xiàn)出小幅穩(wěn)步下降，年平均變化率為-1202%。2012-2013年，我國旅游產(chǎn)業(yè)集聚水平出現(xiàn)顯著回升，從2012年的00031提升至2013年的00425，變化率為1 26549%。綜上所述，我國旅游產(chǎn)業(yè)集聚EG指數(shù)絕對值隨時間的推移表現(xiàn)出波動下降的趨勢，將這種波動變化分解為下降階段和上升階段，發(fā)現(xiàn)其下降速率逐漸減小，上升速率顯著提高，表明我國旅游產(chǎn)業(yè)集聚的向心力作用逐漸凸顯。

二、我國旅游產(chǎn)業(yè)全要素生產(chǎn)率特征分析

（一）測度方法

采用曼奎斯特指數(shù)模型對我國旅游產(chǎn)業(yè)TFP進行測度，該方法在線性規(guī)劃的基礎(chǔ)上，納入時間維度，利用距離生產(chǎn)函數(shù)將t期和t+1期的投入和產(chǎn)出分別與對應(yīng)時期的最優(yōu)生產(chǎn)邊界進行對比，對t時期到t+1時期的全要素生產(chǎn)率變化進行了度量[22]。計算表達式為：

TFP=M（xt，yt，xt+1，yt+1）

=Dtn（xt+1n，yt+1n）Dtn（xtn，ytn）*Dt+1n（xt+1n，yt+1n）Dt+1n（xtn，ytn）12

其中，M為生產(chǎn)率指數(shù)，表示生產(chǎn)點（xt+1，yt+1）相對于生產(chǎn)點（xt，yt）的生產(chǎn)率；（xt，yt）和（xt+1，yt+1）分別代表t與t+1期的投入和產(chǎn)出的集合；Dtn（xt+1n，yt+1n）Dtn（xtn，ytn）測量了以t期最優(yōu)生產(chǎn)邊界為參照時，從t到t+1期生產(chǎn)活動技術(shù)效率的變化；Dt+1n（xt+1n，yt+1n）Dt+1n（xtn，ytn）測量了以t+1期最優(yōu)生產(chǎn)邊界為參照時，從t到t+1期生產(chǎn)活動技術(shù)效率的變化。M大于1說明對應(yīng)時期內(nèi)我國旅游業(yè)TFP提高，反之則認為降低。

（二）我國旅游產(chǎn)業(yè)全要素生產(chǎn)率測度

1.變量及數(shù)據(jù)來源

將我國旅游產(chǎn)業(yè)的生產(chǎn)經(jīng)營過程看作一個投入產(chǎn)出系統(tǒng)。投入要素為資本和勞動力要素，此處選擇旅游企業(yè)固定資產(chǎn)原值和年末旅游從業(yè)人數(shù)兩指標(biāo)對投入要素進行表征。產(chǎn)出要素最理想的指標(biāo)是終端旅游服務(wù)，由于這一指標(biāo)數(shù)據(jù)無法直接測度，此處選擇旅游企業(yè)營業(yè)總收入指標(biāo)來衡量我國旅游產(chǎn)業(yè)的產(chǎn)出要素。為保證數(shù)據(jù)的可比性，對旅游企業(yè)營業(yè)收入和旅游業(yè)固定資產(chǎn)原值進行價格平減，消除價格因素。樣本期為2001-2013年，旅游業(yè)相關(guān)數(shù)據(jù)來源于《中國旅游統(tǒng)計年鑒·副本》，價格指數(shù)來源于中華人民共和國國家統(tǒng)計局網(wǎng)站。

2.測度結(jié)果與分析

計算我國2001-2013年旅游業(yè)M值，結(jié)果見圖2?？傮w而言，我國旅游產(chǎn)業(yè)全要素生產(chǎn)率平均值為10597，TFP呈小幅上漲趨勢，變異系數(shù)為01243，表明我國旅游產(chǎn)業(yè)全要素生產(chǎn)率總體呈現(xiàn)小幅波動態(tài)勢。按照谷-峰-谷的周期劃分方法，樣本期間內(nèi)我國旅游產(chǎn)業(yè)全要素生產(chǎn)率波動經(jīng)歷了三個周期。其中2003-2005年為第一個周期，擴張期與收縮期的時間比為1：1；2005-2009年為第二個周期，擴張期與收縮期持續(xù)時間比為1：3；2009-2013年為第三個周期，擴張期與收縮期之比為1：3。各周期收縮階段持續(xù)期逐漸延長，擴張期與收縮期時間之比逐漸降低，但我國旅游全要素生產(chǎn)率變化一直圍繞平均值上下波動，表明其增長速度大于下降速度。同時，2003-2005年，我國旅游TFP波動幅度百分比為1597%；2005-2009年波動幅度百分比為614%；2009-2013年波動幅度百分比達4445%，表明我國旅游全要素生產(chǎn)率波動幅度百分比變化不穩(wěn)定，較大的波動幅度過后會伴隨著一個相對較小的波動幅度作為緩沖而出現(xiàn)。預(yù)測2013-2017年，我國旅游全要素生產(chǎn)率會呈現(xiàn)幅度較小的波動狀態(tài)。

三、我國旅游產(chǎn)業(yè)集聚與全要素生產(chǎn)率關(guān)系的分析

（一）模型構(gòu)建

向量自回歸模型（VAR）納入了變量的滯后值，描述了變量間的動態(tài)關(guān)系，彌補了傳統(tǒng)計量方法難以描述變量間動態(tài)聯(lián)系及內(nèi)生變量性質(zhì)的先天不足，廣泛應(yīng)用于對經(jīng)濟系統(tǒng)的動態(tài)分析。然而，該模型將內(nèi)生變量間的當(dāng)期相關(guān)關(guān)系隱藏在新息向量中，不能明確地刻畫變量間的結(jié)構(gòu)關(guān)系。SVAR模型在VAR的基礎(chǔ)上引入一定的約束條件，將變量間的當(dāng)期關(guān)系納入到模型中，彌補了VAR模型的不足。該模型系統(tǒng)中，每個變量不僅受各自的滯后項影響，同時還考慮了其他變量的當(dāng)期影響。SVAR模型可分為三類，此處采用最具普遍意義的AB-模型研究變量間的關(guān)系，表達式如下：

AA（L）yt=Aεt

Aεt =Bet

E（et）=0

E（etetT）=In

式中，矩陣A和B為n×n正交因子分解矩陣；A（L）為滯后算子多項式的向量表現(xiàn)形式，即A（L）=In-A1L-A2L2-…-ApLp；εt是VAR模型的隨機擾動項，服從向量高斯白噪聲過程，即εt～VGW（0，Ω）；et為標(biāo)準(zhǔn)正交隨機擾動項，表示作用在變量上的結(jié)構(gòu)式?jīng)_擊服從向量白噪聲過程，即et～VWN（0，In）。

（二）我國旅游產(chǎn)業(yè)集聚與全要素生產(chǎn)率關(guān)系的實證分析

1.單位根檢驗

構(gòu)建我國旅游產(chǎn)業(yè)集聚與全要素生產(chǎn)率關(guān)系的SVAR模型之前，首先檢驗變量數(shù)據(jù)的平穩(wěn)性，以避免數(shù)據(jù)不平穩(wěn)帶來的類似偽回歸等不良后果。采用常見的ADF單位根檢驗分別對EG指數(shù)和TFP時間序列的數(shù)據(jù)平穩(wěn)性進行檢驗，見表1。檢驗結(jié)果顯示，EG指數(shù)和TFP均在95%的置信水平上拒絕原假設(shè)，說明兩變量序列平穩(wěn)，可以直接構(gòu)造傳統(tǒng)VAR模型。

2.模型估計

在明確EG指數(shù)和TFP時間序列平穩(wěn)性的基礎(chǔ)上，根據(jù)赤池信息準(zhǔn)則選擇滯后階數(shù)為1-4，首先構(gòu)建傳統(tǒng)VAR模型，模型估計結(jié)果如下：

TFP=-0161333TFP（-1）-0204111TFP（-2）+2929208EG（-1）-4395651EG（-2）+1504474

EG=-0013849TFP（-1）-0008010TFP（-2）-0334705EG（-1）+0461105EG（-2）+0032340

為保證后續(xù)研究的可靠性，首先對該VAR模型的穩(wěn)定性進行檢驗。利用Eviews60軟件對上述VAR模型做模型平穩(wěn)性檢驗，見圖3。檢驗結(jié)果顯示，所有單位根模的倒數(shù)均小于1，表明該模型是一個平穩(wěn)的系統(tǒng)，可以進一步識別與估計相應(yīng)的SVAR。

為了明確我國旅游產(chǎn)業(yè)集聚與全要素生產(chǎn)率間的當(dāng)期關(guān)系，進一步估計兩變量的SVAR模型。SVAR模型的識別條件包括短期約束和長期約束，此處根據(jù)等式AA（L）yt=Aεt，通過對模型施加短期約束來識別與估計對應(yīng)的SVAR模型。采用類型矩陣的方法對矩陣A和B的元素進行限制，將A和B分別定義為：A=10NA1，B=NA00NA。在滿足識別條件的情況下，利用FILM方法估計得到結(jié)構(gòu)因子分解矩陣A=100.03581，B=0.1672[]00[]0.0144，SVAR中A、B、εt和et的線性組合為：

100.03581ε1tε2t=0.1672[]00[]0.0144

e1te2t

3.脈沖響應(yīng)函數(shù)分析

脈沖響應(yīng)函數(shù)主要分析來自誤差項的某種沖擊對模型系統(tǒng)的動態(tài)影響，它能直觀地描述擾動項沖擊對系統(tǒng)其他內(nèi)生變量的影響路徑。與傳統(tǒng)VAR不同的是，SVAR能夠得到正交脈沖響應(yīng)函數(shù)，從而可以對來自某個變量的沖擊影響進行單獨研究[23]。在SVAR模型估計的基礎(chǔ)上，通過脈沖響應(yīng)函數(shù)分析兩變量的沖擊對彼此的影響，見圖4。圖4為脈沖響應(yīng)函數(shù)分析結(jié)果組合圖，橫軸表示沖擊作用的滯后期，縱軸代表施加變量一個單位的正向標(biāo)準(zhǔn)差對系統(tǒng)中另一變量的動態(tài)影響，實線為脈沖響應(yīng)函數(shù)，虛線為正負兩倍標(biāo)準(zhǔn)差偏離帶。

圖4（1）表示我國旅游全要素生產(chǎn)率對自身沖擊的反應(yīng)。當(dāng)在本期給我國旅游產(chǎn)業(yè)全要素生產(chǎn)率一單位的正向沖擊后，會對其自身波動產(chǎn)生較大的正影響。隨著時間的推移，波動幅度逐漸減小，到第8期逐漸趨于0，表明提高我國旅游全要素生產(chǎn)率對其本身存在8年的影響，且影響程度波動下降。圖4（2）表示我國旅游全要素生產(chǎn)率對產(chǎn)業(yè)集聚沖擊的反應(yīng)。當(dāng)旅游產(chǎn)業(yè)集聚發(fā)生1個正向標(biāo)準(zhǔn)差的沖擊后，當(dāng)期不會表現(xiàn)出明顯的反應(yīng)，但在滯后期間對旅游產(chǎn)業(yè)全要素生產(chǎn)率波動產(chǎn)生較大的影響。這是由于產(chǎn)業(yè)集聚發(fā)生過程中，原有溝通方式和產(chǎn)業(yè)效率不會立即改變，需要一定的時間進行適應(yīng)和學(xué)習(xí)以尋求更高效的產(chǎn)業(yè)運行模式，所以兩者之間的互動關(guān)系并未在當(dāng)期顯現(xiàn)出來。隨著時間的推移，全要素生產(chǎn)率變化波動幅度逐漸減小，至13期逐漸趨于0，表明我國旅游產(chǎn)業(yè)集聚沖擊對全要素生產(chǎn)率存在13年的影響，且影響程度波動降低。結(jié)合圖4（1）和圖4（2），我國旅游全要素生產(chǎn)率對其自身沖擊當(dāng)期存在顯著的正向反應(yīng)，而對產(chǎn)業(yè)集聚沖擊不存在當(dāng)期反應(yīng)。同時，我國旅游產(chǎn)業(yè)集聚沖擊對全要素生產(chǎn)率的影響期間長于后者沖擊對其自身的影響。

圖4（3）表示我國旅游產(chǎn)業(yè)集聚對全要素生產(chǎn)率沖擊的反應(yīng)。當(dāng)旅游TFP發(fā)生1個正向標(biāo)準(zhǔn)差沖擊后，會對集聚產(chǎn)生一定程度的負影響，表明前者的提高在一定程度上對后者產(chǎn)生弱化的作用。這是由于我國交通基礎(chǔ)設(shè)施和互聯(lián)網(wǎng)技術(shù)日益發(fā)達，居民旅行時間成本和溝通成本逐漸降低，同時，處于“互聯(lián)網(wǎng)+”的大趨勢下，我國旅游企業(yè)交易成本和沉沒成本也大幅降低，使得產(chǎn)業(yè)集聚的向心力部分被抵消，從而減緩我國旅游產(chǎn)業(yè)空間集聚的速率，然而這種減緩卻是進步式的。隨著時間的推移，產(chǎn)業(yè)集聚變化幅度逐漸減小，至第8期逐漸趨于0，表明我國旅游TFP沖擊對產(chǎn)業(yè)集聚存在8年的影響，且影響程度波動降低。圖4（4）表示我國旅游產(chǎn)業(yè)集聚對自身沖擊的反應(yīng)。當(dāng)在本期給我國旅游產(chǎn)業(yè)全要素生產(chǎn)率1單位的正向沖擊后，會對其自身波動產(chǎn)生較大的正影響。隨著時間的推移，產(chǎn)業(yè)集聚變化幅度逐漸減小，至第15期逐漸趨于0，表明我國旅游產(chǎn)業(yè)集聚沖擊對其自身存在15年的影響，且影響程度隨時間波動降低。結(jié)合圖4（3）和圖4（4），我國旅游產(chǎn)業(yè)集聚對其自身沖擊在第1期存在顯著的正向反應(yīng)，而對旅游全要素生產(chǎn)率沖擊存在一定程度的負向反應(yīng)。同時，我國旅游產(chǎn)業(yè)集聚沖擊對自身的影響期間長于來自TFP沖擊的影響。忽略各變量來自自身沖擊的影響，我國旅游產(chǎn)業(yè)集聚對全要素生產(chǎn)率的沖擊作用時期比旅游全要素生產(chǎn)率沖擊對產(chǎn)業(yè)集聚的作用時期長。此外，我國旅游產(chǎn)業(yè)集聚沖擊對全要素生產(chǎn)率僅存在滯后期影響，而后者沖擊對前者在當(dāng)期便產(chǎn)生負向影響。

4.方差分解

進一步，利用方差分解的方法探索兩變量沖擊對彼此影響的貢獻程度。方差分解主要通過方差來分析結(jié)構(gòu)沖擊對變量改變的貢獻額，其表達式為：

RVCj→i（s）=[SX（]E（θ（0）ijεjt+θ（1）ijεjt-1+…+θ（q）ijεjt-q）2[]var（yi）[SX）]

=[SX（]∑[DD（]s=1[]q=0[DD）]（θ（q）ij）2σjj[]∑[DD（]k[]j=1[DD）]∑[DD（]s=1[]q=0[DD）]（θ（q）ij）2σjj[SX）]

式中，i，j=1，2…k，RVCj→i（s）表示第j個變量對第i個變量的相對方差貢獻率，其大小表示變量間的影響程度。RVCj→i（s）大時，影響大，反之影響小?！芠DD（]s=1[]q=0[DD）]（θij（q））2σjj為用方差衡量的第j個擾動項對第i個變量從t-q期到當(dāng)期的影響?！苉j=1∑s-1q=0（θ（q）ij）2σjj 為yi的方差。對兩變量沖擊對彼此影響的貢獻程度進行方差分析，見圖5。曲線代表兩變量沖擊對彼此影響的貢獻程度，橫軸表示滯后期，縱軸表示某一變量沖擊對其自身或另一變量的貢獻率。

具體而言，圖5（1）表示我國旅游全要素生產(chǎn)率沖擊對其自身的貢獻率，我國旅游全要素生產(chǎn)率對其自身的貢獻率在第1期為100%，于第10期達到6680%，之后的時期保持66%左右，表明我國旅游產(chǎn)業(yè)全要素生產(chǎn)率沖擊對其自身穩(wěn)定貢獻率為66%左右。圖5（2）表示我國旅游產(chǎn)業(yè)集聚沖擊對全要素生產(chǎn)率的貢獻率，該貢獻率在第1期為0，于第10期達到33%，之后的時期保持在33%左右，表明我國旅游產(chǎn)業(yè)集聚沖擊對全要素生產(chǎn)率的穩(wěn)定貢獻率約為33%。圖5（3）表示我國旅游全要素生產(chǎn)率沖擊對產(chǎn)業(yè)集聚的貢獻率，我國旅游全要素生產(chǎn)率沖擊對產(chǎn)業(yè)集聚的貢獻率在第1期為1470%，于第4期達到1385%，之后的時期保持在13%左右，表明我國旅游全要素生產(chǎn)率沖擊對產(chǎn)業(yè)集聚的長期穩(wěn)定貢獻率為13%左右。圖5（4）表示我國旅游產(chǎn)業(yè)集聚沖擊對其自身的貢獻率，我國旅游產(chǎn)業(yè)集聚沖擊對自身的貢獻率在第1期為8530%，于第4期達到8615%，之后的時期保持在86%左右，表明我國旅游產(chǎn)業(yè)集聚沖擊對其自身的長期貢獻率約為86%。總之，對于我國旅游全要素生產(chǎn)率而言，旅游全要素生產(chǎn)率沖擊的貢獻率約為66%，產(chǎn)業(yè)集聚沖擊的貢獻率約為33%；對于我國旅游產(chǎn)業(yè)集聚而言，旅游全要素生產(chǎn)率沖擊的貢獻率約為13%，旅游產(chǎn)業(yè)集聚沖擊的貢獻率約為86%。不考慮兩變量來自自身沖擊的貢獻率，我國旅游產(chǎn)業(yè)集聚沖擊對全要素生產(chǎn)率的貢獻率為33%，我國旅游全要素生產(chǎn)率沖擊對對產(chǎn)業(yè)集聚的貢獻率為13%。

四、結(jié)論與建議

本文采用EG指數(shù)法對我國旅游產(chǎn)業(yè)集聚水平進行測度。研究發(fā)現(xiàn)我國旅游產(chǎn)業(yè)集聚EG指數(shù)的絕對值隨著時間的推移表現(xiàn)出下降的趨勢，就其產(chǎn)業(yè)集聚水平的變化程度而言，我國旅游產(chǎn)業(yè)集聚程度的下降速率隨時間推移逐漸減小，EG指數(shù)上升階段的速率隨時間推移表現(xiàn)出顯著的增長趨勢。換言之，我國旅游產(chǎn)業(yè)集聚的向心力作用逐漸顯著。然后，采用曼奎斯特指數(shù)對我國旅游產(chǎn)業(yè)全要素生產(chǎn)率變化進行了分析，發(fā)現(xiàn)我國旅游產(chǎn)業(yè)全要素生產(chǎn)率變化總體呈現(xiàn)出幅度不一的波動態(tài)勢，且波動幅度隨著時間的推移呈現(xiàn)逐漸增大的趨勢。最后，構(gòu)建結(jié)構(gòu)向量自回歸模型，對該模型進行了脈沖響應(yīng)函數(shù)分析和方差分解來研究我國旅游產(chǎn)業(yè)集聚與全要素生產(chǎn)率之間的動態(tài)聯(lián)系。研究結(jié)果表明，我國旅游全要素生產(chǎn)率對產(chǎn)業(yè)集聚沖擊的反應(yīng)在當(dāng)期表現(xiàn)并不明顯，但在滯后期內(nèi)表現(xiàn)出較大幅度的波動反應(yīng)，且這種沖擊作用的影響周期較長。同時，我國旅游產(chǎn)業(yè)集聚對全要素生產(chǎn)率沖擊在當(dāng)期就表現(xiàn)出負向反應(yīng)，但在滯后期內(nèi)卻在0點附近表現(xiàn)出幅度逐漸降低的波動反應(yīng)。相較而言，我國旅游TFP沖擊對集聚的影響隨時間推移衰減加快。同時，通過對SVAR模型進行方差分解發(fā)現(xiàn)，我國旅游產(chǎn)業(yè)集聚沖擊對全要素生產(chǎn)率的貢獻率為33%，我國旅游全要素生產(chǎn)率沖擊對對產(chǎn)業(yè)集聚的貢獻率為13%?？傊?，兩變量存在著動態(tài)的互動聯(lián)系，旅游產(chǎn)業(yè)集聚對全要素生產(chǎn)率的影響無論在作用程度上還是在貢獻率上都表現(xiàn)出較強的作用力度。換言之，在全要素生產(chǎn)率作用下，我國旅游產(chǎn)業(yè)集聚水平呈現(xiàn)螺旋式上升。

在上述研究基礎(chǔ)上，提出以下建議：首先，在全域旅游理念指導(dǎo)下，全面實施旅游產(chǎn)業(yè)供給側(cè)改革。當(dāng)前我國居民旅游需求普遍旺盛，旅游產(chǎn)業(yè)供給側(cè)的發(fā)展質(zhì)量與效率卻相對不平衡，需求側(cè)與供給側(cè)之間的矛盾是當(dāng)前旅游業(yè)發(fā)展的根本矛盾。從供給側(cè)入手，根據(jù)地域資源及產(chǎn)業(yè)發(fā)展異同，科學(xué)地做好我國區(qū)域旅游規(guī)劃，合理調(diào)整旅游產(chǎn)業(yè)結(jié)構(gòu)，豐富旅游產(chǎn)品層次與種類，建立文明旅游及監(jiān)督懲罰機制，加強旅游企業(yè)市場監(jiān)督。然后，以“一帶一路”建設(shè)為契機，開發(fā)絲路主題旅游，促進絲路沿線省份旅游產(chǎn)業(yè)區(qū)域發(fā)展，推動旅游產(chǎn)業(yè)集聚進程。落實“東北振興”戰(zhàn)略，優(yōu)化東北地區(qū)產(chǎn)業(yè)結(jié)構(gòu)，大力發(fā)展旅游產(chǎn)業(yè)，將東北三省作為區(qū)域整體進行旅游規(guī)劃，推動省域旅游合作[24]。在保持京津冀、長三角和珠三角旅游產(chǎn)業(yè)集群健康合理發(fā)展的基礎(chǔ)上，擴大各旅游集聚區(qū)輻射區(qū)域，優(yōu)化旅游集聚區(qū)空間布局和經(jīng)濟結(jié)構(gòu)，實現(xiàn)區(qū)域一體、互利共贏。最后，構(gòu)建智慧旅游平臺，提高整體旅游產(chǎn)業(yè)效率。具體而言，建立智慧旅游監(jiān)管及應(yīng)急處理機制提高旅游管理效率，通過大數(shù)據(jù)挖掘和新媒體傳播提高旅游營銷效率，通過信息共享及網(wǎng)絡(luò)支付降低旅游者旅游的時間成本，提高旅游活動效率和體驗度。同時，構(gòu)建智慧交通體系。具體而言，提高整體旅游交通基礎(chǔ)設(shè)施覆蓋率，提高目的地交通可進入性，優(yōu)化市內(nèi)旅游交通基礎(chǔ)設(shè)施布局，降低游客旅游流動成本，提高旅游服務(wù)效率。引入環(huán)保綠色車輛，優(yōu)化旅游租車服務(wù)，借力“互聯(lián)網(wǎng)+”實現(xiàn)旅游“車聯(lián)網(wǎng)”新紀(jì)元，提高游客旅游體驗及產(chǎn)業(yè)發(fā)展效率。簡言之，在落實上述一系列政策建議的過程中，希望能通過兩變量系統(tǒng)的互動機制，推動旅游產(chǎn)業(yè)更高層次地合理健康發(fā)展。

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