江西省旅游業(yè)發(fā)展與經(jīng)濟(jì)增長(zhǎng)動(dòng)態(tài)關(guān)系的實(shí)證分析

谷新輝

（宜春學(xué)院 經(jīng)濟(jì)管理學(xué)院，江西 宜春 336000）

旅游產(chǎn)業(yè)被譽(yù)為21世紀(jì)的朝陽(yáng)產(chǎn)業(yè)，是現(xiàn)代服務(wù)業(yè)的龍頭產(chǎn)業(yè)，其快速地發(fā)展不僅能夠促進(jìn)經(jīng)濟(jì)增長(zhǎng)、緩解就業(yè)壓力，而且在優(yōu)化區(qū)域產(chǎn)業(yè)結(jié)構(gòu)，改善地方投資和生活環(huán)境，提升城市整體形象，擴(kuò)大對(duì)外開(kāi)放，加速構(gòu)建和諧社會(huì)等方面發(fā)揮著日益重要的作用。進(jìn)入21世紀(jì)以來(lái)，江西省委、省政府提出要盡快把旅游產(chǎn)業(yè)培育成為國(guó)民經(jīng)濟(jì)的支柱產(chǎn)業(yè)后，開(kāi)展了大型游藝博覽活動(dòng)如景德鎮(zhèn)陶瓷節(jié)、贛州宋城文化節(jié)、龍虎山道教文化節(jié)、廬山國(guó)際旅游節(jié)、宜春月亮情之旅等，這些活動(dòng)吸引了大批中外人士和游客云集江西，全省旅游也進(jìn)入了快速發(fā)展時(shí)期。2008年全省旅游總?cè)藬?shù)8103萬(wàn)人次，旅游總收入559.4億元，旅游總收入相當(dāng)于全省GDP、第三產(chǎn)業(yè)GDP的8.6%和27.9%。在入境旅游上，1979～2003年，全省共接待海外旅游者188.3萬(wàn)人次，旅游外匯收入5.08億美元；2004～2008年，接待海外旅游者260.42萬(wàn)人次，旅游外匯收入7.69億美元，遠(yuǎn)遠(yuǎn)超過(guò)前25年的總接待量和外匯收入；2009全省共接待入境旅游人數(shù)96.4萬(wàn)人次，增長(zhǎng)20.2%；旅游外匯收入2.9億美元，增長(zhǎng)15.1%，通過(guò)政策扶持鄉(xiāng)村旅游，來(lái)吸納農(nóng)民特別是返鄉(xiāng)農(nóng)民工創(chuàng)業(yè)就業(yè)，實(shí)現(xiàn)新增旅游直接創(chuàng)業(yè)就業(yè)10萬(wàn)人，實(shí)現(xiàn)了江西省旅游經(jīng)濟(jì)的跨越式發(fā)展。可見(jiàn)，研究旅游產(chǎn)業(yè)對(duì)國(guó)民經(jīng)濟(jì)及解決就業(yè)的貢獻(xiàn)，對(duì)江西省各地市制定科學(xué)客觀的旅游產(chǎn)業(yè)發(fā)展策略促進(jìn)區(qū)域經(jīng)濟(jì)增長(zhǎng)具有重要的現(xiàn)實(shí)意義和實(shí)踐價(jià)值。

1 數(shù)據(jù)選取與計(jì)量方法

1.1 變量選取與數(shù)據(jù)說(shuō)明

本文以江西省的國(guó)內(nèi)生產(chǎn)總值(GDP)來(lái)反映江西省的經(jīng)濟(jì)增長(zhǎng)狀況，用國(guó)民生產(chǎn)總值指數(shù)將 GDP換算為以1991年不變價(jià)格計(jì)算的值。選取旅游業(yè)的總收入(TTE)作為評(píng)價(jià)旅游業(yè)發(fā)展的指標(biāo)，并用居民消費(fèi)物價(jià)指數(shù)將其換算為以1991年不變價(jià)格計(jì)算的值。旅游業(yè)的總收入是江西省統(tǒng)計(jì)年鑒中比較全面和連續(xù)的，而且也能很好地描述旅游業(yè)的發(fā)展，因此，選取這一指標(biāo)描述旅游業(yè)的發(fā)展。為消除異方差，對(duì)各變量取自然對(duì)數(shù)以消除變化趨勢(shì)和異方差，且這種變換不會(huì)影響變量之間的長(zhǎng)期穩(wěn)定關(guān)系。在下面的分析中分別用LGDP與 LTTE表示自然對(duì)數(shù)化以后的江西省GDP總量和旅游總收入。本文選取1991～2009年的年度數(shù)據(jù)為樣本區(qū)間，數(shù)據(jù)主要來(lái)源于《江西統(tǒng)計(jì)年鑒》。

1.2 計(jì)量方法

1.2.1 VAR模型的構(gòu)造

一般傳統(tǒng)的回歸模型都以經(jīng)濟(jì)理論為基礎(chǔ)，應(yīng)用模型對(duì)經(jīng)濟(jì)主體的行為做出適當(dāng)?shù)拿枋?，然后分析外生變量如何影響?nèi)生變量。但是這種模型存在一些缺陷，一種缺陷是把一些變量看成是內(nèi)生的，而把另一些看成外生的或前定的，這種決定往往是主觀的，因?yàn)橛锌赡苓@兩個(gè)變量是互為因果的；另一種缺陷是在構(gòu)造聯(lián)立方程模型時(shí)，為了使模型可識(shí)別，必須在某個(gè)方程中舍去某些變量。VAR模型的核心思想就是不考慮經(jīng)濟(jì)理論，而直接考慮時(shí)間序列的各經(jīng)濟(jì)變量間的關(guān)系。VAR的一般形式為:

其中，E(εt)=0，E(εt，Yt-i)=0，i=1，2，…p；

Yt是(n×1)向量組成的同方差平穩(wěn)的線性隨機(jī)過(guò)程，βi是(n×n)的系數(shù)矩陣，Yt-i是Yt向量的i階滯后變量，εt是誤差項(xiàng)，在本模型中可視為隨機(jī)干擾項(xiàng)。

1.2.2 VAR模型最佳滯后期數(shù)的確定

由于VAR方程滯后期的確立受變量影響較大，故需首先進(jìn)行變量的平穩(wěn)性檢驗(yàn)。早期在Box一Jenkins的分析中，常以自相關(guān)系數(shù)圖作判斷，如果自相關(guān)系數(shù)隨著滯后期數(shù)的增加而快速下降，就稱(chēng)為平穩(wěn)序列；反之，則稱(chēng)為不平穩(wěn)序列。然而此為一主觀判斷性的檢驗(yàn)，因此，Dickey和Full提出DF統(tǒng)計(jì)量來(lái)檢驗(yàn)變量是否為平穩(wěn)序列，其后又進(jìn)行了修正和改進(jìn)，引入ADF統(tǒng)計(jì)量來(lái)進(jìn)行檢驗(yàn)。檢驗(yàn)?zāi)Ｐ腿缦拢?/p>

其中，t為時(shí)間趨勢(shì)項(xiàng)，γ,β為參數(shù)，ε為誤差項(xiàng)。其檢驗(yàn)的原假設(shè)為H1：γ=0，對(duì)立假設(shè)為H0：γ＜0。若原始數(shù)據(jù)無(wú)法拒絕原假設(shè)，將進(jìn)行一次差分，并將差分后的序列重新進(jìn)行ADF檢驗(yàn)，待變量為平穩(wěn)序列后建立VAR模型。目前，可用于確定滯后期的檢驗(yàn)較多，但常用的有AIC和SIC準(zhǔn)則。

1.2.3 協(xié)整關(guān)系檢驗(yàn)

協(xié)整檢驗(yàn)既是診斷變量之間是否存在長(zhǎng)期依存關(guān)系的一種檢驗(yàn)方法，同時(shí)又是具體建立變量之間長(zhǎng)期穩(wěn)定方程的一種方法。這里用Johansen的檢驗(yàn)方法，它是由Johansen提出的一種在VAR系統(tǒng)下用極大似然估計(jì)來(lái)檢驗(yàn)變量之間協(xié)整關(guān)系的方法。

假設(shè)yt為k×1的I(l)向量序列，則其滯后ρ期的VAR可表示為:

將上述方程改寫(xiě)為差分形式：

方程(4)中，Π代表了所有的長(zhǎng)期均衡信息，Πyt-p也正是誤差修正項(xiàng)，而Π的秩則決定了Yt之間的協(xié)整向量，也就是決定變量間到底有多少個(gè)長(zhǎng)期關(guān)系。

1.2.4 Grange因果關(guān)系檢驗(yàn)

變量之間因果關(guān)系的實(shí)證檢驗(yàn)，通常采用由Grange（1969）提出，Sims（1972）推廣的如何檢驗(yàn)變量之間因果關(guān)系的方法。Grange因果檢驗(yàn)是基于這樣的思想：如果一個(gè)事件Y是另一個(gè)事件X的原因，則事件Y應(yīng)領(lǐng)先于事件X。因此，我們看現(xiàn)在的Y能夠在多大程度上被過(guò)去的X解釋?zhuān)尤隭的滯后值是否使解釋程度提高。如果X在Y的預(yù)測(cè)中有幫助，或者X與Y的相關(guān)系數(shù)在統(tǒng)計(jì)上顯著時(shí)，就可以說(shuō)Y是由X的Grange引起的。

Granger檢驗(yàn)假設(shè)有一變量Y和X的預(yù)測(cè)信息包含在它們的時(shí)間序列中，因此，對(duì)于穩(wěn)定變量X和Y，Granger檢驗(yàn)采用如下變量自回歸方程，即:

此外，由于Granger檢驗(yàn)受變量的滯后項(xiàng)個(gè)數(shù)m和n、變量序列的穩(wěn)定性以及變量間協(xié)整關(guān)系存在的影響，因此，在進(jìn)行Granger檢驗(yàn)之前，首先要確定各變量的最佳滯后項(xiàng)個(gè)數(shù)，對(duì)變量序列進(jìn)行穩(wěn)定性檢測(cè)和協(xié)整關(guān)系的檢驗(yàn)。

運(yùn)用脈沖響應(yīng)函數(shù)和方差分解進(jìn)一步分析VAR模型所包含的經(jīng)濟(jì)意義。脈沖響應(yīng)函數(shù)是追蹤系統(tǒng)對(duì)一個(gè)內(nèi)生變量的沖擊效果，相反，方差分解則是將系統(tǒng)的均方誤差分解成各變量沖擊所作的貢獻(xiàn)。本文所使用的計(jì)量軟件為 E-views5.0。

2 實(shí)證檢驗(yàn)與結(jié)果解釋

2.1 時(shí)間序列的單位根檢驗(yàn)

在檢驗(yàn)LGDP與LTTE的協(xié)整關(guān)系之前，先用單位根ADF檢驗(yàn)方法來(lái)檢驗(yàn)時(shí)間序列的平穩(wěn)性，檢驗(yàn)結(jié)果如表1所示。

表1 單位根檢驗(yàn)結(jié)果

由表1的單位根檢驗(yàn)結(jié)果可以看出，LGDP與 LTTE統(tǒng)計(jì)量的絕對(duì)值小于5%的顯著水平下的ADF檢驗(yàn)臨界值的絕對(duì)值，且△LGDP與△LTTE在95%的置信水平下都是平穩(wěn)的。因而時(shí)間序列 LGDP與 LTTE都是單整的I(1)過(guò)程，它們之間可能存在某種穩(wěn)定的關(guān)系。

2.2 Johansen協(xié)整檢驗(yàn)

由于LGDP和LTTE都是單整序列，滿足進(jìn)行協(xié)整檢驗(yàn)的前提條件。進(jìn)一步我們采用Johansen協(xié)整檢驗(yàn)法對(duì)多變量系統(tǒng)進(jìn)行向量協(xié)整檢驗(yàn)。在進(jìn)行協(xié)整檢驗(yàn)之前，首先要確定VAR模型的結(jié)構(gòu)，為了保持合理的自由度使模型參數(shù)具有較強(qiáng)的解釋能力，同時(shí)又要消除誤差項(xiàng)的自相關(guān)以AIC準(zhǔn)則、SC準(zhǔn)則和 LR統(tǒng)計(jì)量作為選擇最優(yōu)滯后階數(shù)的檢驗(yàn)標(biāo)準(zhǔn)，并檢驗(yàn) VAR模型的殘差是否服從正態(tài)獨(dú)立同分布，最后確定用于協(xié)整檢驗(yàn)的VAR模型滯后階數(shù)為2。協(xié)整關(guān)系對(duì)如何處理協(xié)整空間中的確定項(xiàng)非常敏感。檢驗(yàn)結(jié)果見(jiàn)表2。

表2 特征根跡（Rank Test）檢驗(yàn)結(jié)果

通過(guò)表2協(xié)整檢驗(yàn)的特征根跡檢驗(yàn)和最大特征值檢驗(yàn)的結(jié)果可以看出，在95%的置信水平下拒絕無(wú)協(xié)整關(guān)系的原假設(shè)，這說(shuō)明經(jīng)濟(jì)增長(zhǎng)和旅游發(fā)展的兩變量之間存在協(xié)整關(guān)系，且對(duì)應(yīng)原假設(shè)最多一個(gè)協(xié)整關(guān)系，在95%的置信水平下是可以接受的。因此，在5%的顯著水平上存在唯一的協(xié)整關(guān)系。

2.3 向量自回歸模型（VAR）的構(gòu)建

基于我們選擇的變量：LGDP和LTTE，可以構(gòu)建2維的向量自回歸模型。為了確定VAR模型的滯后階數(shù)，我們用模型滯后結(jié)構(gòu)確定準(zhǔn)則進(jìn)行篩選，結(jié)果如表3：

表3 向量自回歸模型滯后期的確定標(biāo)準(zhǔn)

根據(jù)表3的結(jié)果，5個(gè)評(píng)價(jià)指標(biāo)全部認(rèn)為應(yīng)該選擇的滯后期為2，即建立VAR(2)。模型方程如下：

實(shí)證結(jié)果顯示模型總的擬合優(yōu)度為0.997760，調(diào)整后的擬合優(yōu)度為0.997014。且所有單位根位于單位圓內(nèi)，模型結(jié)構(gòu)穩(wěn)定，模型擬合效果較好。

2.4 Granger因果檢驗(yàn)

為了確定變量之間的相互關(guān)系，我們對(duì)VAR模型中的變量進(jìn)行Granger因果檢驗(yàn)，檢驗(yàn)結(jié)果如表4。

表4 Granger因果檢驗(yàn)結(jié)果

從表4中我們可以看出：旅游業(yè)的收入（LTTE）的變化是經(jīng)濟(jì)增長(zhǎng)(LGDP)變化的Granger原因(顯著性水平小于 5%)；而經(jīng)濟(jì)增長(zhǎng)變化不是旅游業(yè)收入變化的Granger原因 (顯著性水平為 16.99%)。

2.5 脈沖響應(yīng)分析

圖1 LTTE沖擊導(dǎo)致的LGDP響應(yīng)

圖2 LGDP沖擊導(dǎo)致的LTTE響應(yīng)

Granger檢驗(yàn)是從統(tǒng)計(jì)意義的角度探討變量之間因果關(guān)系的方向性，而脈沖響應(yīng)函數(shù)和方差分解則可以將向量自回歸(VAR)模型所包含的經(jīng)濟(jì)意義完整地表達(dá)出來(lái)，進(jìn)而體現(xiàn)出超越Granger檢驗(yàn)的觀測(cè)。在實(shí)際應(yīng)用中，由于VAR模型是一種非理論性的模型，它的系數(shù)是難于解釋的，在分析VAR模型時(shí)，往往不分析一個(gè)變量的變化對(duì)另一個(gè)變量的影響，而是用脈沖響應(yīng)函數(shù)分析隨機(jī)擾動(dòng)項(xiàng)一個(gè)標(biāo)準(zhǔn)差新息的沖擊對(duì)另一變量的影響。在此采用Pesaran和Shin提出的廣義脈沖響應(yīng)函數(shù)進(jìn)行分析，從而可以避免以往研究中經(jīng)常采用的Cholesky分解技術(shù)存在的對(duì)沖擊識(shí)別的任意性和結(jié)果對(duì)變量排序的依賴(lài)。圖1和圖2為VAR(2)模型的脈沖響應(yīng)函數(shù)分析結(jié)果，縱軸表示響應(yīng)數(shù)值，橫軸為滯后期間數(shù)。

表5 方差分解表

脈沖響應(yīng)函數(shù)分析的結(jié)果是：由圖1可見(jiàn)，變量LTTE的一個(gè)單位的正向標(biāo)準(zhǔn)差沖擊使得LGDP即刻上升，并在第5期上升到最高點(diǎn)，之后開(kāi)始穩(wěn)定增長(zhǎng)，而且這一沖擊具有顯著的促進(jìn)作用和持續(xù)影響。說(shuō)明江西省的旅游業(yè)發(fā)展對(duì)經(jīng)濟(jì)增長(zhǎng)具有正向的促進(jìn)效應(yīng)，并且具有較長(zhǎng)的持續(xù)效應(yīng)；這與Balaguer和 Dritsakis提出的旅游主導(dǎo)型經(jīng)濟(jì)增長(zhǎng)理論相符，即旅游業(yè)的發(fā)展可以促進(jìn)經(jīng)濟(jì)增長(zhǎng)。由圖2可見(jiàn)，變量LGDP的一個(gè)單位的正向標(biāo)準(zhǔn)差沖擊并沒(méi)有使得 LTTE即刻作出較大的反應(yīng)，LTTE是從第二期開(kāi)始才逐漸有響應(yīng)的，并且響應(yīng)的幅度比較小。這表明旅游業(yè)發(fā)展變動(dòng)對(duì)經(jīng)濟(jì)增長(zhǎng)(LGDP)變動(dòng)的反應(yīng)有時(shí)滯，并且反應(yīng)的程度比較小，這說(shuō)明江西省的經(jīng)濟(jì)增長(zhǎng)促進(jìn)了旅游業(yè)的發(fā)展作用不顯著。

2.6 方差分解分析

方差分解分析是通過(guò)分析每一個(gè)結(jié)構(gòu)沖擊對(duì)內(nèi)生變量的變化（通常用方差來(lái)度量）的貢獻(xiàn)度，進(jìn)一步評(píng)價(jià)不同結(jié)構(gòu)沖擊的重要性。下面我們利用已建立的向量自回歸模型進(jìn)行方差分解分析，結(jié)果如表5。

方差分解分析的結(jié)果是：從 LGDP的方差分解可以看出，旅游業(yè)發(fā)展對(duì)經(jīng)濟(jì)增長(zhǎng)的影響在第1期就達(dá)到23.46%，在第10期達(dá)到最大，為 77.57%。這表明在長(zhǎng)期均衡中，旅游業(yè)發(fā)展對(duì)江西省經(jīng)濟(jì)增長(zhǎng)的影響不僅是短期的，也是長(zhǎng)期的，并且影響比較大。此外 ，桂林市經(jīng)濟(jì)增長(zhǎng)受 自身影響也比較大，這說(shuō)明其受到其他多種因素的影響。LTTE的方差分解表明，經(jīng)濟(jì)增長(zhǎng)對(duì)旅游業(yè)收入的影響，在第一期為0，第2期最大為3.177，之后各期逐漸下降，第10期才僅為0.7137%，這表明在長(zhǎng)期均衡中，江西省經(jīng)濟(jì)增長(zhǎng)對(duì)旅游業(yè)發(fā)展的影響是短期的，但是短期的影響也比較小?？偟膩?lái)看，江西省旅游業(yè)發(fā)展變動(dòng)對(duì)經(jīng)濟(jì)增長(zhǎng)變化的貢獻(xiàn)度顯著大于經(jīng)濟(jì)增長(zhǎng)變化對(duì)旅游業(yè)發(fā)展變動(dòng)的貢獻(xiàn)度，這與脈沖響應(yīng)分析的結(jié)果是一致的。

3 結(jié)論與建議

3.1 主要結(jié)論

本文利用我國(guó)1991～2009年江西省國(guó)內(nèi)生產(chǎn)總值和旅游收入總額的時(shí)間序列數(shù)據(jù)，建立了反應(yīng)兩變量之間動(dòng)態(tài)關(guān)系的向量自回歸模型（VAR），通過(guò)Granger因果檢驗(yàn)和脈沖響應(yīng)函數(shù)、方差分解分析技術(shù)研究了國(guó)內(nèi)生產(chǎn)總值與之間的長(zhǎng)期動(dòng)態(tài)均衡關(guān)系?；谝陨辖⒌南蛄孔曰貧w模型的分析，我們得到以下的結(jié)論：

(1)雖然通過(guò)單位根檢驗(yàn)結(jié)果顯示江西省國(guó)內(nèi)生產(chǎn)總值與旅游收入都是非平穩(wěn)的時(shí)間序列，但通過(guò)協(xié)整檢驗(yàn)我們得出二者之間存在一個(gè)協(xié)整關(guān)系，即它們之間有長(zhǎng)期的動(dòng)態(tài)均衡關(guān)系，而且在短期內(nèi)，旅游業(yè)發(fā)展對(duì)經(jīng)濟(jì)增長(zhǎng)的變動(dòng)影響顯著。

(2)通過(guò)Granger因果檢驗(yàn)我們得出旅游業(yè)發(fā)展是經(jīng)濟(jì)增長(zhǎng)的Granger原因，而經(jīng)濟(jì)增長(zhǎng)卻不是旅游業(yè)發(fā)展變化的Granger原因，這說(shuō)明其旅游業(yè)發(fā)展和國(guó)內(nèi)生產(chǎn)總值存在單向的Granger因果關(guān)系，旅游業(yè)發(fā)展在當(dāng)前區(qū)域經(jīng)濟(jì)發(fā)展的過(guò)程中是一個(gè)不可或缺的因素。

(3)通過(guò)脈沖響應(yīng)分析和方差分解分析進(jìn)一步論證了短期內(nèi)旅游業(yè)發(fā)展對(duì)經(jīng)濟(jì)增長(zhǎng)具有促進(jìn)效應(yīng)，但經(jīng)濟(jì)增長(zhǎng)對(duì)旅游業(yè)發(fā)展沒(méi)有促進(jìn)效應(yīng)；長(zhǎng)期內(nèi)，旅游業(yè)發(fā)展與經(jīng)濟(jì)增長(zhǎng)之間具有持續(xù)的雙向促進(jìn)效應(yīng)，但旅游業(yè)發(fā)展對(duì)經(jīng)濟(jì)增長(zhǎng)的正向效應(yīng)顯著大于經(jīng)濟(jì)增長(zhǎng)對(duì)旅游業(yè)發(fā)展的正向效應(yīng)。

3.2 政策建議

通過(guò)以上的實(shí)證分析我們知道無(wú)論在長(zhǎng)期還是在短期，旅游業(yè)發(fā)展在江西省的經(jīng)濟(jì)增長(zhǎng)中都發(fā)揮了促進(jìn)效應(yīng)。因而在制定旅游業(yè)相關(guān)政策時(shí)，必須從長(zhǎng)期的角度考慮政策的作用而非短期政策效應(yīng)，只有這樣才能保證政策起到持久的作用。其次，根據(jù)分析結(jié)論“旅游業(yè)發(fā)展是促進(jìn)經(jīng)濟(jì)增長(zhǎng)的原因，而經(jīng)濟(jì)增長(zhǎng)不是旅游業(yè)發(fā)展的原因”，因而江西省在經(jīng)濟(jì)發(fā)展的同時(shí)，對(duì)旅游業(yè)開(kāi)發(fā)的投入還要加強(qiáng)。政府既要加大旅游資源開(kāi)發(fā)投入力度，又要制定優(yōu)惠的稅收政策，創(chuàng)造良好的投資環(huán)境，以激勵(lì)企業(yè)或者民間資本更多地參與旅游資源開(kāi)發(fā)。最后，由于旅游業(yè)的發(fā)展對(duì)江西省經(jīng)濟(jì)增長(zhǎng)具有持續(xù)的正向促進(jìn)效應(yīng)，因此，必須采取有效的措施來(lái)促進(jìn)地區(qū)旅游產(chǎn)業(yè)的發(fā)展。

[1]BalaguerJ，Cantavalla-Jorda M.Tourism as a Long-run Economic Growth Factor：The Spanish Case[J].Applied Economics，2002，（3）.

[2]C hi-okoh.The Contribution of Tourism Development to Economic Growth in the Korean Economic[J].Tourism Management，2005，12(26).

[3]Hyun JeongKim，Ming-Hsiang Chen.Tourism Expansion and Economic Development:The Case of Taiwan[J].Tourism Management, 2005，9(12).

[4]吳國(guó)新.旅游產(chǎn)業(yè)發(fā)展與我國(guó)經(jīng)濟(jì)增長(zhǎng)的相關(guān)性分析[J].上海應(yīng)用技術(shù)學(xué)院學(xué)報(bào)，2003，（4）.

[5]劉長(zhǎng)生，簡(jiǎn)玉峰.我國(guó)旅游業(yè)發(fā)展與經(jīng)濟(jì)增長(zhǎng)的關(guān)系研究—基于不同省份的個(gè)體數(shù)據(jù)和面板數(shù)據(jù)分析[J].旅游科學(xué)，2008，（10）.

[6]龐麗，王錚，劉清春.我國(guó)入境旅游和經(jīng)濟(jì)增長(zhǎng)關(guān)系分析[J].地域研究與開(kāi)發(fā)，2006，（3）.

[7]蔣滿元.旅游外匯收入對(duì)國(guó)民經(jīng)濟(jì)增長(zhǎng)的貢獻(xiàn)分析[J].旅游學(xué)刊，2008，（8）.

[8]武春友，謝風(fēng)媛.入境旅游發(fā)展與經(jīng)濟(jì)增長(zhǎng)的非線性關(guān)系—基于門(mén)限面板數(shù)據(jù)模 型的實(shí)證研究[J].商業(yè)經(jīng)濟(jì)與管理，2010，（2）.