王玙璠

（貴州大學(xué)經(jīng)濟(jì)學(xué)院，貴州貴陽 550025）

一、引言

旅游業(yè)當(dāng)前已經(jīng)成長為我國經(jīng)濟(jì)發(fā)展中的支柱性產(chǎn)業(yè)之一，作為一個(gè)關(guān)聯(lián)性強(qiáng)、綜合性強(qiáng)、輻射性強(qiáng)的經(jīng)濟(jì)產(chǎn)業(yè)，旅游業(yè)的迅速發(fā)展不僅能夠同時(shí)帶動(dòng)第一、第二產(chǎn)業(yè)逐步轉(zhuǎn)型，同時(shí)還能夠在增加就業(yè)崗位、提升城市形象、擴(kuò)大對外開放、優(yōu)化區(qū)域產(chǎn)業(yè)結(jié)構(gòu)等方面發(fā)揮重要作用。在全國各省市中，貴州省地處我國西南方喀斯特核心區(qū)域，是一個(gè)多民族聚居的地區(qū)，具備了豐富的喀斯特自然景觀和多樣的民族習(xí)俗文化，是旅游資源較為豐富的省份。近年來，貴州結(jié)合自身資源優(yōu)勢大力打造山地旅游品牌，成功創(chuàng)建了全國第一批國家全域旅游示范區(qū)，約90 萬貧困人口從旅游產(chǎn)業(yè)的蓬勃發(fā)展中受益。從1990—2018 年，貴州的旅游產(chǎn)業(yè)在薄弱的基礎(chǔ)上不斷發(fā)展，到如今實(shí)現(xiàn)大幅度的跨越式增長，已然成為了全省經(jīng)濟(jì)發(fā)展中的核心產(chǎn)業(yè)之一。因此，本文建立VAR 模型來研究貴州旅游業(yè)發(fā)展與經(jīng)濟(jì)增長之間的動(dòng)態(tài)發(fā)展關(guān)系，并通過脈沖響應(yīng)分析和方差分解來分析二者之間的相互貢獻(xiàn)度。研究結(jié)論對于促進(jìn)貴州省經(jīng)濟(jì)增長和旅游業(yè)發(fā)展來說具有一定的參考價(jià)值和借鑒意義。鑒于目前缺乏以貴州省為研究對象的實(shí)證研究，本文可以為相關(guān)研究內(nèi)容做出一定的補(bǔ)充。

二、文獻(xiàn)綜述

（一）國外相關(guān)研究

對于旅游業(yè)收入增長與經(jīng)濟(jì)增長之間的關(guān)系問題，國外的學(xué)者大多以做實(shí)證研究為主。大部分學(xué)者都支持經(jīng)濟(jì)增長可以推動(dòng)旅游業(yè)發(fā)展的結(jié)論，對于經(jīng)濟(jì)發(fā)展來說旅游業(yè)已被視為重要推動(dòng)力之一。其在創(chuàng)造外匯、創(chuàng)造就業(yè)機(jī)會和增加地方財(cái)政收入方面產(chǎn)生積極的影響[1-3]。Akan 等（2008）[4]以土耳其的相關(guān)數(shù)據(jù)為基礎(chǔ)，通過協(xié)整檢驗(yàn)后發(fā)現(xiàn)：土耳其經(jīng)濟(jì)發(fā)展對旅游業(yè)起到長期的、穩(wěn)定的促進(jìn)作用。Brida 等（2009）[5]以南美洲的智利為研究對象，研究了一國匯率、旅游支出和經(jīng)濟(jì)擴(kuò)張之間的因果關(guān)系，采用Johansen 協(xié)整檢驗(yàn)對假設(shè)進(jìn)行了實(shí)證分析，研究結(jié)果表明二者之間存在正相關(guān)關(guān)系且旅游業(yè)的發(fā)展對經(jīng)濟(jì)增長的貢獻(xiàn)度較高，換句話說，在智利的經(jīng)濟(jì)增長中，最主要影響因素之一便是旅游業(yè)的增長。Ayeni 和Ebohon（2012）[6]通過定性方法分析尼日利亞旅游業(yè)的可持續(xù)增長，結(jié)論認(rèn)為旅游業(yè)已經(jīng)成為尼日利亞經(jīng)濟(jì)多樣化的重要工具。Adnan和Ali（2013）[7]使用年度數(shù)據(jù)估計(jì)巴基斯坦旅游收入與經(jīng)濟(jì)發(fā)展之間的長期關(guān)系，實(shí)證結(jié)果證明了旅游業(yè)收入促進(jìn)了巴基斯坦經(jīng)濟(jì)增長。Shahbaz 等（2018）[8]在研究中探討了中國、法國、德國等世界前十大旅游目的地的旅游業(yè)發(fā)展與經(jīng)濟(jì)增長之間的時(shí)空因果關(guān)系，他的研究表明不同國家之間旅游業(yè)與經(jīng)濟(jì)增長之間的因果關(guān)系會隨著時(shí)間的推移以及國家和地區(qū)的大小和方向發(fā)生很大變化。Koi等（2020）[9]在研究中探討了旅游驅(qū)動(dòng)增長假說的背景因素，發(fā)現(xiàn)旅游業(yè)在發(fā)展中國家比在發(fā)達(dá)國家更能夠刺激經(jīng)濟(jì)增長。也有部分學(xué)者根據(jù)不同國家的情況得出了相反的結(jié)論。如Oh（2005）[10]構(gòu)建雙變量VAR 模型，最終結(jié)果表明以旅游為主導(dǎo)的經(jīng)濟(jì)增長的假說在韓國經(jīng)濟(jì)中不成立。

（二）國內(nèi)相關(guān)研究

在國內(nèi)，對于旅游業(yè)收入增長與經(jīng)濟(jì)增長之間的關(guān)系問題，相關(guān)研究也同樣以實(shí)證研究為主。主要研究方法可細(xì)分為以下三類：

第一類是使用協(xié)整性檢驗(yàn)和格蘭杰因果檢驗(yàn)。使用這種方法可以簡單判斷經(jīng)濟(jì)變量之間是否存在長期均衡關(guān)系，或是從統(tǒng)計(jì)意義上判斷是否存在因果關(guān)系。如李倩（2020）[11]在研究中以1990—2016年全國的時(shí)間序列數(shù)據(jù)為基礎(chǔ)，從產(chǎn)業(yè)高級化相關(guān)理論入手，分析并測度了我國旅游業(yè)產(chǎn)業(yè)高級化發(fā)展的歷史沿革和具體水平值，并通過檢驗(yàn)表明經(jīng)濟(jì)增長與旅游業(yè)發(fā)展之間存在長期協(xié)整關(guān)系，并且為雙向的Granger 因果關(guān)系，正向促進(jìn)作用程度較大、效果明顯。得出同樣結(jié)論的還有以貧困地區(qū)作為研究目標(biāo)的陳兵建和呂艷麗（2020）[12]。但也有少部分學(xué)者得出了不同的結(jié)論，比如羅文斌等（2012）[13]以我國的時(shí)序數(shù)據(jù)為基礎(chǔ)，探究我國旅游業(yè)發(fā)展、第三產(chǎn)業(yè)發(fā)展與經(jīng)濟(jì)增長之間的因果關(guān)系。在實(shí)證研究中發(fā)現(xiàn)：旅游業(yè)發(fā)展同其他兩個(gè)變量之間只存在單向Granger 因果關(guān)系，而反向的因果關(guān)系并不存在。王偉和劉小偉（2015）[14]以海南省的相關(guān)時(shí)序數(shù)據(jù)，其研究同樣表明二者雖然存在長期且穩(wěn)定的協(xié)整關(guān)系，但旅游業(yè)對GDP 增長的促進(jìn)作用目前還沒有很好地體現(xiàn)出來。同樣，黃月玲（2019）[15]以廣西桂林的時(shí)序數(shù)據(jù)為研究基礎(chǔ)，也得到了相似的結(jié)論。由此看來，根據(jù)選取的研究對象不同，所得到的實(shí)證結(jié)果也有所差異，這主要是由于我國各省市之間經(jīng)濟(jì)發(fā)展程度和旅游業(yè)開發(fā)水平參差不齊造成的。

第二類是使用建立耦合協(xié)調(diào)模型的方法。大部分學(xué)者將此方法用于評價(jià)區(qū)域經(jīng)濟(jì)與旅游產(chǎn)業(yè)協(xié)調(diào)發(fā)展程度研究中，如胡鳳英等（2015）[16]在廣義耦合協(xié)調(diào)度理論的基礎(chǔ)上，闡述了旅游業(yè)與經(jīng)濟(jì)發(fā)展之間耦合的作用機(jī)理，將廣西作為研究對象，測算出不同地級市之間二者耦合互動(dòng)影響程度，并對各個(gè)地級市的協(xié)調(diào)水平作出評價(jià)。王兆峰（2019）[17]則偏向于研究地區(qū)的產(chǎn)業(yè)集聚，通過引入耦合協(xié)調(diào)模型，以湖南省長株潭地區(qū)作為研究對象，論述了該區(qū)域下經(jīng)濟(jì)增長與旅游產(chǎn)業(yè)的集聚之間耦合的不同階段，以及每一階段所體現(xiàn)出來的耦合特征。除此之外，還有研究將構(gòu)建評價(jià)指標(biāo)體系與耦合模型相結(jié)合，如Cheng 和Zhang（2020）[18]建立綜合指標(biāo)體系和耦合協(xié)調(diào)度模型，研究了北川縣旅游業(yè)發(fā)展與經(jīng)濟(jì)增長在汶川地震后的耦合協(xié)調(diào)關(guān)系，表明二者存在長期的穩(wěn)定關(guān)系。

第三類是運(yùn)用其他計(jì)量方法。如徐春紅等（2017）[19]通過構(gòu)建面板回歸模型分析區(qū)域下旅游業(yè)發(fā)展和經(jīng)濟(jì)增長率之間的影響機(jī)制以及時(shí)空演化格局。研究結(jié)果表明：當(dāng)旅游產(chǎn)業(yè)依賴度不斷增加到達(dá)門檻值時(shí)，負(fù)外部性就會逐漸凸顯出來，從而對經(jīng)濟(jì)增長有不利影響。而如旅游產(chǎn)業(yè)不斷趨向高級化，跨過發(fā)展瓶頸后，則會成為區(qū)域經(jīng)濟(jì)增長中新的推動(dòng)力，這一結(jié)論與趙磊和方成（2017）[20]、張大鵬和涂精華（2020）[21]的研究結(jié)論相同。其中，向量自回歸（VAR）模型由于其操作難度不高，且不依附相關(guān)經(jīng)濟(jì)理論作為基礎(chǔ)，并且同時(shí)可以對不同的經(jīng)濟(jì)指標(biāo)進(jìn)行處理后再進(jìn)行預(yù)測，被學(xué)術(shù)界廣泛應(yīng)用于各類經(jīng)濟(jì)問題的研究。使用VAR 方法研究二者關(guān)系的文章近年來也逐漸增加，比如Yang 等（2019）[22]、陳文捷和高雪（2018）[23]、谷新輝（2011）[24]、把多勛和楊光（2013）[25]。

通過梳理相關(guān)文獻(xiàn)，絕大部分的研究者都認(rèn)為旅游業(yè)和經(jīng)濟(jì)增長之間存在雙向的、長期的相互促進(jìn)關(guān)系。但針對不同國家、不同省份、不同地區(qū)來說，由于各地經(jīng)濟(jì)發(fā)展環(huán)境與程度不同，最終的實(shí)證結(jié)果也有所差異。從研究方法來看，使用前兩類方法的學(xué)者占大多數(shù)，但使用該類方法所得到的研究結(jié)論較為單一。此外，雖有學(xué)者使用VAR 模型研究二者動(dòng)態(tài)關(guān)系，但其中缺乏針對貴州省的實(shí)證研究。

三、VAR 模型的建立

（一）數(shù)據(jù)選取與變量說明

為保證數(shù)據(jù)的可獲得性與真實(shí)性，且能服務(wù)于研究主題，本研究選用貴州省國內(nèi)生產(chǎn)總值（GDP）作為衡量經(jīng)濟(jì)發(fā)展水平的指標(biāo)，旅游總收入（TTR）作為衡量貴州省旅游業(yè)發(fā)展水平的指標(biāo)。這里TTR將由兩部分?jǐn)?shù)據(jù)加總，分別是旅游外匯收入和國內(nèi)旅游收入。需要說明的是，國家統(tǒng)計(jì)局公布的數(shù)據(jù)一般是當(dāng)年的名義值，因此為了消除人口因素和物價(jià)變動(dòng)的影響，首先要對數(shù)據(jù)進(jìn)行從名義值轉(zhuǎn)換為真實(shí)值處理。具體做法為：首先選取1990 年為基期，再將各年份的GDP 平減指數(shù)計(jì)算出來，在此基礎(chǔ)上通過換算得到各變量的實(shí)際值。其中，旅游外匯收入這一指標(biāo)需要額外進(jìn)行換算，因旅游外匯收入的原始數(shù)據(jù)是名義變量且以美元為計(jì)價(jià)單位，為了消除匯率波動(dòng)的影響,按照年鑒中公布的每年貨幣匯率年平均價(jià)將旅游外匯收入換算為以人民幣為計(jì)價(jià)單位的變量,再按照每年的CPI 指數(shù)將其轉(zhuǎn)化為實(shí)際變量。

本文研究數(shù)據(jù)全部來源于《貴州省統(tǒng)計(jì)年鑒（1991—2019）》。因所用數(shù)據(jù)均為時(shí)間序列數(shù)據(jù)，因此要考慮消除異方差的影響，根據(jù)計(jì)量經(jīng)濟(jì)學(xué)理論，消除異方差性的一種方法是將其取自然對數(shù)。對數(shù)據(jù)取自然對數(shù)后，不會改變相關(guān)變量間的動(dòng)態(tài)關(guān)系，同時(shí)回歸得到的方程式的各項(xiàng)系數(shù)具有經(jīng)濟(jì)學(xué)中彈性的性質(zhì)，即能夠通過自變量的變化程度，反映出因變量受到自變量影響的變化程度。在進(jìn)行VAR 模型的建模分析前，首先需要對原始數(shù)據(jù)進(jìn)行對數(shù)化處理，在下面的分析中用LGDP 和LTTR 來代表自然對數(shù)化以后的貴州省GDP 總量和旅游總收入。

（二）VAR 模型構(gòu)建

Sims 在1980 年首次提出VAR 模型，即向量自回歸模型。一般來說，在經(jīng)濟(jì)模型中無法完全區(qū)分出內(nèi)生變量與外生變量，為了避免這種誤差，在VAR模型中不以相關(guān)經(jīng)濟(jì)理論為依據(jù)，采用多方程聯(lián)立的形式，把系統(tǒng)中的每個(gè)影響因素都作為內(nèi)生變量,在確定滯后階數(shù)后，將內(nèi)生變量的滯后值也進(jìn)入系統(tǒng)使其成為解釋變量，從而研究系統(tǒng)中的不同變量在動(dòng)態(tài)變化中的關(guān)系。VAR 模型的表達(dá)式如下：

式（1）中，Yt是（n×1）向量組成的同方差平穩(wěn)的線性隨機(jī)過程；α 是VAR 模型截距列向量；βi是（n×n）的系數(shù)矩陣；Yt-i是Yt向量的i 階滯后變量；εt是隨機(jī)干擾項(xiàng)；其中，i=1，2，…，k。

四、實(shí)證分析

首先對兩個(gè)時(shí)間序列進(jìn)行描述性統(tǒng)計(jì)分析，運(yùn)用Python 軟件繪制變量LGDP、LTTR 及差分變量DLGDP、DLTTR 的時(shí)序圖。由圖1 觀察可得：LGDP、LTTR 的原始數(shù)據(jù)具有常數(shù)項(xiàng)趨勢和向上發(fā)展趨勢，說明這兩個(gè)變量都為非平穩(wěn)的時(shí)間序列。從一階差分圖來看，在一階差分過后兩個(gè)變量（DLGDP、DLTTR）的時(shí)間趨勢幾乎消失，可以進(jìn)一步判斷其平穩(wěn)性。

圖1 變量LGDP、LTTR 及一階差分后DLGDP、DLTTR 時(shí)序圖

（一）變量平穩(wěn)性檢驗(yàn)

偽回歸現(xiàn)象常出現(xiàn)在時(shí)間序列數(shù)據(jù)的分析過程中。構(gòu)建VAR 模型的第一步便是檢驗(yàn)數(shù)據(jù)的平穩(wěn)性。為保證分析準(zhǔn)確性，首先運(yùn)用ADF 檢驗(yàn)法對LGDP、LTTR 進(jìn)行單位根檢驗(yàn)，當(dāng)內(nèi)生變量為同階單整時(shí)，則通過平穩(wěn)性檢驗(yàn)。檢驗(yàn)結(jié)果如表1 所示。

表1 各指標(biāo)的ADF 檢驗(yàn)結(jié)果

觀察表1 的ADF 檢驗(yàn)結(jié)果可得：LGDP 序列數(shù)據(jù)的ADF 值大于其10%level 臨界值，不滿足平穩(wěn)性要求。而LTTR 序列數(shù)據(jù)的ADF 值大于10%level臨界值，通過平穩(wěn)性檢驗(yàn)。因此對LGDP 數(shù)據(jù)進(jìn)行一階差分得到D（LGDP）序列，其ADF 統(tǒng)計(jì)量小于10%level 臨界值，因而LGDP 和LTTR 為一階單整序列，均通過平穩(wěn)性檢驗(yàn)。

（二）VAR 模型滯后階數(shù)p 確定

滯后階數(shù)的確定是構(gòu)建ADF 模型的前提條件，通過AIC 信息準(zhǔn)則、LR 檢驗(yàn)以及SC 準(zhǔn)則等方法獲得，但在選擇滯后階數(shù)時(shí)主要以AIC 信息準(zhǔn)則的結(jié)果為準(zhǔn)。VAR 模型滯后期檢驗(yàn)結(jié)果如表2 所示。由表2 的結(jié)果中選出最佳滯后階數(shù)p 為1，因此根據(jù)所選取的最佳階數(shù)所創(chuàng)建的VAR（1）模型如下：

表2 VAR 模型滯后期檢查結(jié)果

由方程（2）和方程（3）的估計(jì)結(jié)果可知，方程（2）的擬合優(yōu)度R2為0.342 977，方程（3）的擬合優(yōu)度R2為0.230 701；且方程（3）存在不顯著現(xiàn)象，說明旅游業(yè)收入滯后一階與經(jīng)濟(jì)增長滯后一階無法解釋當(dāng)期旅游收入的增長。從方程（2）來看，當(dāng)上一期旅游總收入增加1%時(shí)，會引起當(dāng)期的GDP 增長0.045%。上一期的GDP 增長1%時(shí)，會引起當(dāng)期的GDP 增長0.42%?？梢哉f明旅游總收入對經(jīng)濟(jì)增長來說有顯著影響，但影響效果比較弱。

（三）協(xié)整性檢驗(yàn)

由于LGDP 和LTTR 都是單整序列，本文將使用Johansen 協(xié)整檢驗(yàn)法對兩變量進(jìn)行協(xié)整關(guān)系檢驗(yàn)，檢驗(yàn)結(jié)果如表3 所示。

表3 Johansen 協(xié)整性檢驗(yàn)結(jié)果

通過分別觀察Trace Statistic 檢驗(yàn)和Max-Eigen Statistic 檢驗(yàn)的結(jié)果可以看出：在95%的置信水平下拒絕原假設(shè)，說明兩變量之間存在長期均衡的唯一協(xié)整關(guān)系。

（四）格蘭杰因果檢驗(yàn)

若要觀察二者之間是否存在互相的因果作用關(guān)系，還需要進(jìn)行格蘭杰因果關(guān)系檢驗(yàn)。檢驗(yàn)結(jié)果如表4 所示。

表4 Granger 檢驗(yàn)結(jié)果

從表4 中我們可以看出：對于假設(shè)（1）“LTTR不是LGDP 的原因”這一假設(shè)，Granger 因果檢驗(yàn)的F 統(tǒng)計(jì)量為3.305 72，p 值為0.081 5，在小于10%的概率下拒絕了原假設(shè)，說明旅游業(yè)總收入增加是經(jīng)濟(jì)增長的原因。但對于假設(shè)（2）“LGDP 不是LTTR 的原因”這一假設(shè)，Granger 因果檢驗(yàn)沒有拒絕原假設(shè)，說明經(jīng)濟(jì)增長不是旅游業(yè)總收入增加的原因。由此可得出結(jié)論：旅游總收入增加是經(jīng)濟(jì)增長的單向Granger 原因。

（五）脈沖響應(yīng)分析

格蘭杰檢驗(yàn)只從統(tǒng)計(jì)角度簡單描述了兩變量之間是否有方向性的互相影響，而旅游業(yè)的發(fā)展對經(jīng)濟(jì)增長的動(dòng)態(tài)影響規(guī)律如何，還需要進(jìn)一步進(jìn)行脈沖響應(yīng)分析。脈沖響應(yīng)能夠以一種較為直觀的形式，將變量互相之間動(dòng)態(tài)變化描述出來。這種方法在分析時(shí)間序列模型時(shí)，能夠?qū)⒛Ｐ椭忻恳蛔兞康囊粋€(gè)新標(biāo)準(zhǔn)差的沖擊對其他變量在當(dāng)前及未來的變化程度和軌跡變化顯示出來。接下來本文將在前文所建立VAR 模型的基礎(chǔ)上，分別給LGDP、LTTR兩個(gè)變量一個(gè)標(biāo)準(zhǔn)差的沖擊，觀察兩個(gè)變量的反應(yīng)情況。將沖擊響應(yīng)期設(shè)為10 期，并根據(jù)AIC 和SC原則，考察未來10 期內(nèi)文化產(chǎn)業(yè)與旅游業(yè)發(fā)展之間的交互動(dòng)態(tài)響應(yīng)路徑。脈沖響應(yīng)結(jié)果如圖2 所示。這里對圖2 中所示信息做出簡要說明：藍(lán)色實(shí)線反應(yīng)的是被沖擊變量的變化情況，黑色虛線表示的含義是兩倍的標(biāo)準(zhǔn)差形成的區(qū)間。橫軸的含義為滯后階數(shù)，縱軸的含義為兩個(gè)變量分別對自身及對方?jīng)_擊所形成的響應(yīng)程度。

圖2 脈沖響應(yīng)圖

首先觀察圖2 中右上部分，給變量LTTR 一個(gè)單位的正向標(biāo)準(zhǔn)差沖擊后，觀察LGDP 的脈沖響應(yīng)函數(shù)，可見當(dāng)給LTTR 一個(gè)沖擊后，給LGDP 帶來一個(gè)滯后一期的正向影響效果，即在沖擊過后的一年中顯示出促進(jìn)效果。從第2 期開始逐漸下降，從第6期及以后開始趨近于平穩(wěn)。沖擊所形成的促進(jìn)作用較為短暫且不持續(xù)，由此可進(jìn)一步說明貴州省的旅游業(yè)發(fā)展對經(jīng)濟(jì)增長具有正向的促進(jìn)效應(yīng)，但持續(xù)時(shí)間約為1 年，從第2 年開始就有所減弱，促進(jìn)效應(yīng)從短期來看有一定的效果，但持續(xù)時(shí)間較為短暫。再來觀察圖2 左下部分，同樣給變量LGDP 的一個(gè)單位的正向標(biāo)準(zhǔn)差沖擊，觀察LTTR 的脈沖響應(yīng)函數(shù)，可見在一個(gè)沖擊后，給LTTR 同樣帶來一個(gè)滯后一期的正向影響效果，同樣也是在沖擊后一年內(nèi)達(dá)到最大沖擊效果。從第2 期開始時(shí)逐漸下降，隨后緩慢下降并趨近于平穩(wěn)。由于前文在VAR 模型構(gòu)建過程中發(fā)現(xiàn)LGDP 對LTTR 影響不顯著，因此以上解釋僅提供參考意義。

（六）方差分解

方差分解能夠進(jìn)一步對各內(nèi)生變量對預(yù)測變量方差的貢獻(xiàn)量進(jìn)行評測，用定量的形式測度出變量之間的波動(dòng)影響聯(lián)系。方差分解的結(jié)果可以對影響模型中各個(gè)變量的每一隨機(jī)擾動(dòng)項(xiàng)的相對影響程度作出解釋。LGDP 和LTTR 的方差分解結(jié)果如表5所示。

表5 方差分解結(jié)果

從方差分解的結(jié)果可得：首先看LTTR 對自身和對LGDP 的貢獻(xiàn)情況。在當(dāng)期時(shí)，LTTR 對自己的貢獻(xiàn)達(dá)到最大。從第2 期開始緩慢下降，第5 期開始逐漸維持在87.9%左右的水平，波動(dòng)情況可以忽略不計(jì)。而在當(dāng)期時(shí)，LTTR 對LGDP 的貢獻(xiàn)較小，約為6.3%。自第1 期開始緩慢上升，至第5 期時(shí)達(dá)到較高水平，大約維持在12.1%左右的水平。其次再看LGDP 對自身和對LTTR 的貢獻(xiàn)情況。當(dāng)期時(shí)，LTTR 不受LGDP 的影響。自第2 期開始影響達(dá)到最大值，約為91.8%。自第2 期開始影響程度緩慢下降，至第7 期維持在大約87.7%的水平上。LGDP 則對當(dāng)期的LGDP 無影響。自第2 期貢獻(xiàn)度開始緩慢上升至8.2%，同樣自第5 期后逐漸穩(wěn)定在12%的水平左右。

五、結(jié)論與建議

通過相關(guān)分析后本文得到如下研究結(jié)論：第一，通過協(xié)整檢驗(yàn)結(jié)果可知，貴州省旅游總收入與GDP 之間存在長期協(xié)整關(guān)系。在構(gòu)建VAR（1）方程時(shí)，發(fā)現(xiàn)旅游業(yè)收入滯后一階與經(jīng)濟(jì)增長滯后一階無法解釋當(dāng)期旅游收入的增長，方程存在不顯著現(xiàn)象；而滯后一期的GDP 和滯后一期的旅游業(yè)總收入對GDP 本身的影響較為顯著，但影響程度較小。第二，從格蘭杰因果檢驗(yàn)結(jié)果來看，二者之間只存在單向Granger 關(guān)系，即旅游業(yè)收入增長是GDP 增長的Granger 原因，而GDP 增長不是旅游業(yè)收入增長的Granger 原因。第三，通過脈沖響應(yīng)分析和方差分解結(jié)果可知，旅游業(yè)收入增長對GDP 增長存在正向的影響作用，但作用時(shí)間較為短暫且效果不明顯，基本從第2 期開始影響程度就緩慢下降且逐漸趨于平穩(wěn)，從長期來看促進(jìn)效果還有待提升。

這其中的原因是多方面的：一是貴州省GDP 增長主要依靠大量固定資產(chǎn)投資拉動(dòng)，其中大部分投資都主要集中在房地產(chǎn)、公路基建等領(lǐng)域，而這些領(lǐng)域的投資對旅游業(yè)的帶動(dòng)作用目前還未體現(xiàn)出來。二是貴州省旅游業(yè)發(fā)展起步較晚、基礎(chǔ)較弱，改革開放以來旅游業(yè)的發(fā)展雖取得了一定的成績，但目前還處在向成熟推進(jìn)的階段，還存在基礎(chǔ)設(shè)施薄弱、服務(wù)質(zhì)量不高、資源開發(fā)水平較低等問題，與其他發(fā)達(dá)省份相比還存在巨大差距，因此旅游業(yè)收入的增長雖然對經(jīng)濟(jì)增長能夠起到正向促進(jìn)作用，但效果不凸顯。

因此，本文提出以下建議：第一，政府應(yīng)該繼續(xù)重視并建立旅游業(yè)相關(guān)的政策支持環(huán)境，還需考慮制定長期政策或長期措施以支持旅游業(yè)的可持續(xù)發(fā)展。第二，進(jìn)一步提高旅游業(yè)相關(guān)的基礎(chǔ)設(shè)施建設(shè)水平、接待基礎(chǔ)設(shè)施質(zhì)量、旅游景區(qū)環(huán)境、旅游品牌形象建設(shè)以及人才培育等促進(jìn)旅游發(fā)展的主要要素，將貴州獨(dú)有的少數(shù)民族文化旅游資源深度挖掘出來，設(shè)計(jì)開發(fā)出更有吸引力的旅游產(chǎn)品；與此同時(shí)，政府要?jiǎng)?chuàng)造良好投資環(huán)境以此吸引更多民間資本或企業(yè)進(jìn)行旅游投資開發(fā)。第三，隨著近年來貴州大量投資公路基建和大數(shù)據(jù)建設(shè)，其交通區(qū)位優(yōu)勢和新的歷史機(jī)遇逐漸顯現(xiàn)，可根據(jù)旅游資源的地域分布構(gòu)建更為完善的旅游交通網(wǎng)絡(luò)，同時(shí)依托大數(shù)據(jù)平臺建設(shè)“數(shù)字旅游”，給游客提供更人性化、更為全面的旅游服務(wù)。