呂　儉,金　泉,王欽安

滁州學(xué)院地理信息與旅游學(xué)院，安徽滁州,239000

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旅游業(yè)發(fā)展對區(qū)域經(jīng)濟增長的效應(yīng)分析
——以黃山市為例

呂儉,金泉,王欽安

滁州學(xué)院地理信息與旅游學(xué)院，安徽滁州,239000

摘要：基于2000-2014年黃山市旅游業(yè)和經(jīng)濟增長數(shù)據(jù)，運用Eviews6.0軟件，采用協(xié)整分析和Granger因果檢驗方法，對黃山市旅游業(yè)發(fā)展對區(qū)域經(jīng)濟增長的效應(yīng)進行分析。ADF檢驗結(jié)果表明：選取的LGDP、LDR、LFR指標(biāo)均為一階單整序列；Johansen協(xié)整檢驗結(jié)果表明：黃山市旅游業(yè)發(fā)展與區(qū)域經(jīng)濟增長存在長期協(xié)整關(guān)系，且黃山市國內(nèi)旅游收入和旅游外匯收入每增長1%，分別帶動GDP增長約0.815%和0.354%；向量誤差修正模型(ECM)顯示：黃山市GDP、旅游外匯收入、國內(nèi)旅游收入偏離長期均衡的程度能夠以1.06049、9.229608、4.759272的調(diào)整力度得到修正；Granger因果檢驗表明：黃山市國內(nèi)旅游收入是經(jīng)濟增長的Granger成因，經(jīng)濟增長是旅游外匯收入的Granger成因，國內(nèi)旅游收入與旅游外匯收入之間存在雙向因果關(guān)系。

關(guān)鍵詞：旅游業(yè)發(fā)展；經(jīng)濟增長；Granger檢驗；黃山市

1相關(guān)研究

區(qū)域經(jīng)濟增長理論認(rèn)為，如果一個地區(qū)將其具有核心競爭力的生產(chǎn)要素投入到高效率并具有產(chǎn)業(yè)帶動作用的領(lǐng)域，則區(qū)域經(jīng)濟必然增長[1]。研究證實，旅游業(yè)可以通過乘數(shù)效應(yīng)、產(chǎn)業(yè)關(guān)聯(lián)效應(yīng)以及外部性效應(yīng)等，以直接、間接和誘導(dǎo)影響三個階段發(fā)揮對區(qū)域經(jīng)濟的產(chǎn)業(yè)帶動效應(yīng)[2]?；诖?，旅游業(yè)被定位為支柱產(chǎn)業(yè)、主導(dǎo)產(chǎn)業(yè)、先導(dǎo)產(chǎn)業(yè)或龍頭產(chǎn)業(yè)等[3]。如果一個區(qū)域擁有符合經(jīng)濟發(fā)展趨勢且具有優(yōu)勢資源作支撐的主導(dǎo)產(chǎn)業(yè)、擁有產(chǎn)業(yè)之間緊密聯(lián)系的產(chǎn)業(yè)結(jié)構(gòu)以及由強大增長中心為空間組織核心，各產(chǎn)業(yè)合理布局的空間結(jié)構(gòu)，就能實現(xiàn)本區(qū)域經(jīng)濟的快速增長[4]。因此，諸多研究對旅游業(yè)發(fā)展與區(qū)域經(jīng)濟增長之間的影響關(guān)系進行分析[5]。Shan等是最早開始研究旅游業(yè)發(fā)展及其對經(jīng)濟增長的直接效應(yīng)的學(xué)者之一，并最先提出“旅游業(yè)導(dǎo)致經(jīng)濟增長”(Tourism-Led-Growth，簡稱TLG)的假設(shè)[6]。Payne等認(rèn)為，旅游業(yè)和經(jīng)濟增長的因果關(guān)系有兩個層面：第一，經(jīng)濟增長導(dǎo)致旅游業(yè)發(fā)展。政府機構(gòu)和政策的有效性，在物質(zhì)和人力資本上的足夠投資以及國際旅游業(yè)的穩(wěn)定發(fā)展都能促進旅游基礎(chǔ)設(shè)施的建設(shè)及整個行業(yè)的發(fā)展。第二，旅游業(yè)促進經(jīng)濟增長。旅游業(yè)作為經(jīng)濟增長的發(fā)動機，在整個經(jīng)濟中產(chǎn)生積極的外部性效應(yīng)[7]。對于旅游與經(jīng)濟增長關(guān)系的測算，有的研究通過計算相關(guān)系數(shù)、彈性系數(shù)、貢獻率和灰色關(guān)聯(lián)度等指標(biāo)探討二者之間的關(guān)系[8-12]；有的研究則利用基于VAR 模型和誤差修正模型的協(xié)整和因果檢驗、方差分解以及脈沖響應(yīng)、變參數(shù)的狀態(tài)空間模型等計量方法來分析二者之間的關(guān)系[13-15]。

黃山市自然景觀資源和旅游文化資源豐富，發(fā)展旅游業(yè)成效顯著。2014年，黃山地區(qū)共接待游客4165萬人次，同比增長11.6%。其中，國內(nèi)旅游收入321.1億元，增長12.9%；國際旅游創(chuàng)匯5.43億美元，增長11.5%；旅游總收入354.4億元，增長12.7%，占地區(qū)GDP份額69.87%[16]。鑒于此，有人認(rèn)為旅游產(chǎn)業(yè)已經(jīng)成為黃山市主要支柱產(chǎn)業(yè)和動力產(chǎn)業(yè)[17]。為了明確黃山市未來產(chǎn)業(yè)的發(fā)展重心和方向，厘清占GDP比重較大的旅游產(chǎn)業(yè)與區(qū)域經(jīng)濟增長之間的關(guān)系有重要價值。

2研究設(shè)計

2.1變量選取與數(shù)據(jù)來源

以國內(nèi)旅游收入(DR)、旅游外匯收入(FR)作為兩個度量黃山市旅游業(yè)發(fā)展水平的重要指標(biāo)，并選用國內(nèi)生產(chǎn)總值(GDP)這個變量作為度量黃山市經(jīng)濟增長狀況的重要指標(biāo)?？紤]到數(shù)據(jù)之間的關(guān)系和數(shù)據(jù)的可得性，選用黃山市2000-2014年旅游總收入(TR)、旅游外匯收入(FR)、國內(nèi)生產(chǎn)總值(GDP)作為原始數(shù)據(jù)進行處理。其中，數(shù)據(jù)來源于《黃山市統(tǒng)計年鑒》《黃山市年國民經(jīng)濟和社會發(fā)展統(tǒng)計公報》(2000-2014)，地區(qū)生產(chǎn)總值指數(shù)GDPI和居民消費價格指數(shù)CPI、人民幣匯率數(shù)據(jù)作為中間變量，相關(guān)數(shù)據(jù)主要來源于《中國統(tǒng)計年鑒》(2000-2014)和《安徽省統(tǒng)計年鑒》(2000-2014)。

2.2數(shù)據(jù)處理

為能客觀真實地反映經(jīng)濟發(fā)展?fàn)顩r，并使14年來的數(shù)據(jù)具有可比性，剔除價格水平變動、匯率變動等因素影響，利用安徽省歷年地區(qū)生產(chǎn)總值指數(shù)和居民消費價格指數(shù)等中間變量，將統(tǒng)計年鑒中的國內(nèi)生產(chǎn)總值(GDP)、旅游總收入(TR)、旅游外匯收入(FR)換算為以2000年不變價格計算的值，其中，實際旅游外匯收入FR的換算方法如下：首先，以2000-2014年人民幣對美元匯率為中間變量，將統(tǒng)計數(shù)據(jù)中的名義旅游外匯收入FR1(以美元為單位)轉(zhuǎn)換成名義旅游外匯收入FR2(以人民幣(萬元)為單位)；其次，以居民消費價格指數(shù)CPI為中間變量換算出實際旅游外匯收入FR；最后，計算國內(nèi)旅游收入DR(實際DRt=實際TRt-實際FRt)。為避免數(shù)據(jù)序列的劇烈變化，對各變量取自然對數(shù)以消除變化趨勢和異方差，使變量的變化呈現(xiàn)線性化趨勢，而且這種變換不會影響變量之間的長期協(xié)整關(guān)系。其中，LGDP、LTR、LFR表示自然對數(shù)化以后的黃山市GDP總量和旅游總收入、旅游外匯收入。

2.3檢驗方法

對于時間序列變量而言，如果變量均值E(Xt)和方差VAR(Xt)都是與時間t無關(guān)的常數(shù)，則該時間序列就是平穩(wěn)序列。如果一個時間序列是非平穩(wěn)的，經(jīng)過d次差分后變成平穩(wěn)序列，則稱原序列是d階單整序列，記為I(d)。按照協(xié)整理論，經(jīng)ADF(Augmened Dickey-Fulle) 法檢驗的變量若為同階單整的時間序列變量，則可以運用Johansen協(xié)整檢驗對變量之間的長期均衡關(guān)系進行考量。若協(xié)整關(guān)系存在，則運用誤差修正模型對變量偏離長期均衡的短期動態(tài)調(diào)整機制進行度量。

如果黃山市國內(nèi)旅游收入(LDR)、旅游外匯收入(LFR)與經(jīng)濟增長變量(LGDP)之間存在協(xié)整關(guān)系，則使用向量誤差修正(VEC)模型進行檢驗。其中，黃山市國內(nèi)旅游收入LDR、外匯旅游收入LFR和經(jīng)濟增長之間的誤差修正模型可表示為：

其中，ξt為隨機擾動項；D表示一階差分；ecmt-1為變量協(xié)整關(guān)系中的誤差修正項；α0為誤差修正項系數(shù)；α1(i)、α2(i)為短期調(diào)整系數(shù)；n為滯后階數(shù)，按照AIC最小準(zhǔn)則選定。誤差修正項的系數(shù)α0可以解釋如下兩個層面：(1)可以對變量偏離長期均衡的短期動態(tài)調(diào)整機制(調(diào)整速度及方向)進行測量；(2)可以辨別變量之間Granger因果關(guān)系的方向。

在VEC模型分析的基礎(chǔ)上，方差分解是通過每一個隨機擾動項基于沖擊的方差對模型變量方差的貢獻度，評價該擾動項對于模型內(nèi)生變量的影響和重要性。所有檢驗均使用Eviews6.0軟件。

3數(shù)據(jù)分析

3.1數(shù)據(jù)平穩(wěn)性檢驗

由圖1可知，LGDP、LDR、LFR三組變量在2000-2014年區(qū)間均呈現(xiàn)增長趨勢，其中，LDR和LFR的非平穩(wěn)性非常顯著，但數(shù)據(jù)的平穩(wěn)性需要進行單位根檢驗。采用Augmented-Dickey-Fuller Test(簡稱ADF檢驗法)進行單位根檢驗,結(jié)果表明：變量LGDP、LDR、LFR的原始值均大于1%顯著性水平下的臨界值，接受“存在單位根”的原假設(shè)，表明3個變量序列均是非平穩(wěn)的；在對LGDP、LDR、LFR的一階差分序列進行檢驗時，ADF統(tǒng)計值小于5%顯著性水平下的臨界值，拒絕“存在單位根”的原假設(shè)，表明變量序列為平穩(wěn)時間序列。綜上所述，GDP、TR和FR序列均為一階單整序列(表1)。

圖1　時間序列圖

表1　各變量單位根檢驗

注：(1)D表示變量序列的一階差分。(2)檢驗形式(c,t)中，c值表示是否含有常數(shù)項(0表示不含常數(shù)項， 1表示含有常數(shù)項)；t值表示是否含有趨勢項(0表示不含趨勢項，1表示含有趨勢項)；其中，保留常數(shù)項和趨勢項與否由t統(tǒng)計值是否顯著而確定。(3)各變量平穩(wěn)性檢驗的原假設(shè)均為：變量為非平穩(wěn)序列，即存在單位根。

3.2VAR模型滯后階數(shù)P的確定

VAR模型在構(gòu)建過程中，首先要確定最佳滯后階數(shù)。在選擇滯后階數(shù)P的過程中，要注意以下幾點：滯后階數(shù)足夠大，模型估計的參數(shù)適中，模型估計的自由度適度大。在Eviews軟件中，結(jié)合數(shù)據(jù)時間序列區(qū)間，設(shè)定最大滯后階數(shù)(L=2)，并根據(jù)最大滯后階數(shù)的各種信息標(biāo)準(zhǔn)確定VAR模型的最佳滯后階數(shù)。如表2所示，5個評價指標(biāo)(LR值、FPE值、AIC值、SC值、HQ值)中有4個(FPE值、AIC值、SC值、HQ值)認(rèn)為最佳滯后階數(shù)為2，故建立VAR(2)模型。

表2　VAR模型的最佳滯后階數(shù)檢驗

注：表中用“*”號表示從每一列標(biāo)準(zhǔn)中選的最佳滯后數(shù)。

3.3VAR模型穩(wěn)定性檢驗

圖2　VAR模型的穩(wěn)定性檢驗

如果被估計的VAR模型所有根的模的倒數(shù)小于1(即位于單位圓內(nèi))，則其是穩(wěn)定的。如果模型不穩(wěn)定，將影響檢驗結(jié)果的有效性。據(jù)圖2所示，VAR(2)模型有兩個根的模的倒數(shù)落在單位圓之外，表明該模型是一個非平穩(wěn)系統(tǒng)，因此需要通過變量間協(xié)整檢驗進行驗證。

3.4變量間的協(xié)整檢驗

如果面板數(shù)據(jù)變量是不平穩(wěn)的，就不可以直接進行回歸分析；否則，數(shù)據(jù)分析結(jié)論中會有偽回歸現(xiàn)象的存在。如前所述，數(shù)據(jù)的平穩(wěn)性一般通過差分的方法實現(xiàn)。協(xié)整檢驗要求檢驗變量必須是單整變量且階數(shù)相同，才可實現(xiàn)協(xié)整。表1單位根檢驗表明，面板數(shù)據(jù)序列滿足協(xié)整檢驗的同階單整條件，故可以利用協(xié)整檢驗來分析他們之間的長期動態(tài)關(guān)系。面板協(xié)整檢驗的方法有很多種，由于本研究涉及三變量之間的協(xié)整檢驗，且檢驗樣本數(shù)量較少，故采用Johansen方法進行檢驗。

由表3可知，當(dāng)H0：r=0時，48.12115(跡統(tǒng)計量)>29.79707(5%顯著水平的臨界值)，25.24272(Max-Eigen統(tǒng)計量)> 21.13162(5%顯著水平的臨界值)，所以拒絕零假設(shè)H0，即認(rèn)為LGDP、LDR、LFR之間存在協(xié)整關(guān)系(R>0)；進一步檢驗，由于H0：r≤1時，22.87842(跡統(tǒng)計量)>15.49471(5%顯著水平的臨界值)，19.92977(Max-Eigen統(tǒng)計量)>14.2646(5%顯著水平的臨界值)，所以拒絕零假設(shè)H0，即認(rèn)為在5%的顯著水平下，變量之間存在至少2個協(xié)整關(guān)系(R>1)；進一步檢驗，由于H0：r≤2時，2.948649(跡統(tǒng)計量)<3.841466(5%顯著水平的臨界值)，2.948649(Max-Eigen統(tǒng)計量)<3.841466(5%顯著水平的臨界值)，所以接受零假設(shè)H0，即認(rèn)為在5%的顯著水平下，變量之間存在至多2個協(xié)整關(guān)系(R≤2)。綜上所述，變量之間存在2個協(xié)整關(guān)系。

表3　變量間的Johansen協(xié)整檢驗

注：觀測序列有線性確定性趨勢，協(xié)整方程(CE)僅有截距。

3.5模型的建立

通過上述協(xié)整分析，發(fā)現(xiàn)黃山市旅游業(yè)發(fā)展與區(qū)域經(jīng)濟增長之間存在協(xié)整關(guān)系。因此，可以通過建立模型對黃山市旅游業(yè)發(fā)展與經(jīng)濟增長之間的拉動效應(yīng)關(guān)系進行分析。

參考柯布一道格拉斯生產(chǎn)函數(shù)形式建立拉動效果模型，如下：

其中，GDPt表示國內(nèi)生產(chǎn)總值，F(xiàn)Rt表示旅游外匯收入，DRt表示國內(nèi)旅游收入，A代表其他行業(yè)的要素增長率,α是外匯旅游收入系數(shù)，β是國內(nèi)旅游收入系數(shù)，t是時間向量。

對上述公式作對數(shù)處理，結(jié)果如下式所示：

LGDPt= LAt+α×LFRt+β×LDRt+μt，其中，μt為隨機誤差項。

通過使用Eviews6.0軟件，建立回歸方程如下：

LGDP=7.759298-0.069727×LFRt

(0.438977)(0.122908)

+0.551248×LDR

(0.100652)

(注：括號內(nèi)的數(shù)值為回歸系數(shù)的標(biāo)準(zhǔn)誤。)

其中，ln(FR)的p值為0.5810，在5%顯著性水平下接受原假設(shè)，即ln(FR)對ln(GDP)的影響不顯著。此外，R2=0.954314，DW=0.740075，即發(fā)現(xiàn)殘差項有較強的一階自相關(guān)性，考慮加入適當(dāng)?shù)臏箜椣龤埐钚蛄械淖韵嚓P(guān)性，運用廣義差分法估計模型。運用科克倫—奧克特(Cochrane-Orcutt)迭代法，經(jīng)過擬合，最終確定回歸模型為：

LGDP=7.410530+0.354099×LFR

(1.431678)(0.106040)

+0.815426×LDR

(0.184346)

其中，AR(1)=1.153509

(0.321530)

(注：LFR*LDR表示模型存在交互效應(yīng)，括號內(nèi)的數(shù)值為回歸系數(shù)的標(biāo)準(zhǔn)誤。)

其中，AR(1)為模型ut=ρ×ut-1+vt中ρ的估計值(vt是滿足回歸模型基本假定的隨機誤差項)，R2=0.981492，DW=1.951376。此時模型已經(jīng)消除了自相關(guān)性的影響。上述方程中的系數(shù)表示：長期來看，在其他條件不變的情況下，黃山市外匯旅游收入每變動1%，其國內(nèi)生產(chǎn)總值將同向變動0.354%；黃山市國內(nèi)旅游收入每變動1%，其國內(nèi)生產(chǎn)總值將同方向變動0.815%。

3.6ECM修正模型

根據(jù)Granger原理，如果變量之間存在協(xié)整關(guān)系，但短期可能由于某種原因偏離長期均衡，因此需要建立ECM模型，從而反映變量短期偏離長期均衡的調(diào)整修正機制。如表4所示：各因變量的短期波動除了受到各相關(guān)自變量滯后期波動的影響，也受誤差修正項(Ecm)的影響。

由上述誤差修正模型看出，LGDP的短期波動受LFR的短期波動、LDR的短期波動、LGDP(-1)的短期波動以及誤差修正項的影響。其中，誤差修正項有兩個協(xié)整方程，對于協(xié)整方程1來說，如果本期的GDP、外匯旅游收入、國內(nèi)旅游收入偏離長期均衡，在下一時期這種偏離度將以1.06049、9.229608、4.759272的調(diào)整力度進行修正，使其收斂到長期均衡。對于協(xié)整方程2來說，誤差修正項的系數(shù)為負(fù)值，符合反向修正機制，當(dāng)短期波動偏離長期均衡時，系統(tǒng)將以-0.062735、-3.282841、-1.42313的調(diào)整力度進行修正，使其收斂到長期均衡。從表4可知，以D(LGDP)為因變量的模型整體的對數(shù)似然值為47.853 59，誤差修正模型的AIC和SC信息值分別為-6.439014和-6.178268，可以證明模型整體擬合的較好，模型的解釋力較強。

表4　ECM修正模型

由表4可知，誤差修正項與各變量滯后項的組合對于D(LGDP)和D(LDR)的解釋能力較強(調(diào)整R2分別為0.927242和0.893133)，對于D(LFR)的解釋能力較弱(調(diào)整R2為0.690 412)。由表可知，且DR(滯后一期)對GDP增長的短期彈性為0.081432，即：國內(nèi)旅游收入每增長1%，短期內(nèi)(一年內(nèi))可以拉動GDP增長約0.08%；FR(滯后一期)對GDP增長的短期彈性為0.095 538，即旅游外匯收入每增長1%，短期內(nèi)(一年內(nèi))可以拉動GDP增長約0.09%。

3.7Granger因果關(guān)系檢驗

上述分析顯示，國內(nèi)旅游收入、旅游外匯收入與經(jīng)濟增長之間存在協(xié)整關(guān)系，但各變量之間是否構(gòu)成因果關(guān)系及互為因果的方向，則需要運用Granger因果關(guān)系檢驗進行分析。由于Granger因果關(guān)系檢驗對各變量的滯后階數(shù)反應(yīng)較為敏感，因此，本文取滯后1階和2階來分別進行分析，分析結(jié)果如表5。

根據(jù)表5，滯后1期時，當(dāng)顯著水平為10%時，黃山市國內(nèi)旅游收入是經(jīng)濟增長的Granger成因，經(jīng)濟增長是旅游外匯收入的Granger成因，國內(nèi)旅游收入與旅游外匯收入之間存在雙向因果關(guān)系。

表5　Granger因果關(guān)系檢驗

3.8基于VEC模型的方差分解

如表6所示，對三變量進行預(yù)測均方誤差分解。其中，在對黃山市LGDP變量進行的預(yù)測均方誤差

表6　方差分解結(jié)果

分解中，在短期，往期經(jīng)濟增長對其本身增長的貢獻較大，其中，第2年的比率高達92.06%。但從長期來看，黃山市國內(nèi)旅游收入(LDR)對經(jīng)濟增長(LGDP)的貢獻在上升，從第2年的7.77%上升到第10年的41.64%，但外匯旅游收入(LFR)對經(jīng)濟增長(LGDP)的貢獻雖然在上升，但貢獻比例較小，第10年只達到1.11%。由上述分析可以推斷，黃山市國內(nèi)旅游收入對經(jīng)濟增長的貢獻要遠大外匯旅游收入對經(jīng)濟增長的貢獻。

4結(jié) 論

利用2000-2014年數(shù)據(jù)，運用數(shù)理統(tǒng)計分析，對黃山市旅游業(yè)發(fā)展與區(qū)域經(jīng)濟增長之間的拉動效應(yīng)進行分析，取得如下認(rèn)識：

(1)變量協(xié)整檢驗顯示，盡管黃山市國內(nèi)旅游收入、旅游外匯收入和地區(qū)GDP短期內(nèi)均呈現(xiàn)非均衡趨勢，但各變量之間存在長期穩(wěn)定的協(xié)整關(guān)系，即黃山市外匯旅游收入每變動1%，國內(nèi)生產(chǎn)總值將同向變動0.354%，黃山市國內(nèi)旅游收入每變動1%，其國內(nèi)生產(chǎn)總值將同方向變動0.815%。說明長期來看，國內(nèi)旅游收入相比外匯旅游收入而言，對經(jīng)濟增長的拉動效應(yīng)更大。鑒于旅游業(yè)對區(qū)域經(jīng)濟的拉動效應(yīng)，黃山市政府在制定區(qū)域經(jīng)濟政策時，要注重維護區(qū)域旅游資源的稟賦，在資源保護性利用的基礎(chǔ)上，注重實現(xiàn)景區(qū)景點的豐度和深度開發(fā)，通過旅游產(chǎn)業(yè)結(jié)構(gòu)調(diào)整、旅游產(chǎn)品品質(zhì)提升等創(chuàng)新舉措，增強旅游吸引力，從而在更大程度上促進經(jīng)濟增長。

(2)修正誤差模型檢驗表明，如果當(dāng)期GDP波動偏離了長期均衡，系統(tǒng)在下期將以1.060 49的調(diào)整幅度將非均衡狀態(tài)拉回至均衡狀態(tài)，可見，修正力度比較緩慢；同理，若國內(nèi)旅游收入波動偏離長期均衡，系統(tǒng)將以4.759 272的調(diào)整幅度促使其向均衡水平接近；若旅游外匯收入波動偏離長期均衡，系統(tǒng)將以9.229 608的調(diào)整幅度將其拉回均衡狀態(tài)。說明黃山市的國內(nèi)旅游收入、旅游外匯收入偏離長期均衡的程度能夠得到快速的修正。需要注意的是，在向量誤差修正模型中, 第二個協(xié)整方程的系數(shù)是負(fù)數(shù), 說明起到了反向修正的作用。除此之外，國內(nèi)旅游收入對GDP增長的短期彈性是0.081432<0.815(長期彈性)，旅游外匯收入對GDP增長的短期彈性是0.095 538<0.354(長期彈性)，說明國內(nèi)旅游收入和旅游外匯收入對經(jīng)濟增長的長期拉動效應(yīng)較大，黃山市國內(nèi)外旅游市場的長期開發(fā)潛力巨大，在短期也能發(fā)揮對經(jīng)濟增長的拉動效應(yīng)。因此，黃山市政府應(yīng)在繼續(xù)大力開發(fā)國內(nèi)旅游市場的基礎(chǔ)上，同時注重開發(fā)境外市場。

(3)Granger因果關(guān)系檢驗顯示，滯后1期時，當(dāng)顯著水平為10%時，黃山市國內(nèi)旅游收入是經(jīng)濟增長的Granger成因，經(jīng)濟增長是旅游外匯收入的Granger成因，國內(nèi)旅游收入與旅游外匯收入之間存在雙向因果關(guān)系。表明黃山市國內(nèi)旅游收入對經(jīng)濟增長的貢獻要遠大外匯旅游收入對經(jīng)濟增長的貢獻，短期內(nèi)黃山地區(qū)的經(jīng)濟增長促進了旅游外匯收入的增加，且國內(nèi)旅游收入與旅游外匯收入之間互相促進。因此，黃山市政府需要大力發(fā)展旅游業(yè)，同時致力于多渠道發(fā)展區(qū)域經(jīng)濟，實現(xiàn)旅游業(yè)與區(qū)域經(jīng)濟之間的協(xié)同發(fā)展和良性循環(huán)。

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(責(zé)任編輯：周博)

doi:10.3969/j.issn.1673-2006.2016.07.006

收稿日期：2016-03-18

基金項目：安徽高校人文社會科學(xué)重點研究基地招標(biāo)項目“新媒體背景下江淮分水嶺區(qū)域農(nóng)家樂旅游營銷策略研究”(SK2015A179)。

作者簡介：呂儉(1987-)，女，河南南陽人，碩士，助教，主要研究方向：旅游產(chǎn)業(yè)經(jīng)濟。

中圖分類號：F592.7

文獻標(biāo)識碼：A

文章編號：1673-2006(2016)07-0019-06