文化產業(yè)與旅游產業(yè)耦合發(fā)展的區(qū)域差異分析——基于省際面板數(shù)據(jù)的實證研究

張琰飛，朱海英

（吉首大學 商學院，湖南 吉首 416000）

一、文獻綜述

文化和旅游具有本質的內在關聯(lián)性，文化是旅游的靈魂，旅游是文化產品走向市場的重要載體和途徑。2011年10月中共十七屆六中全會通過的《中共中央關于深化文化體制改革推動社會主義文化大發(fā)展大繁榮若干重大問題的決定》明確提出推動文化產業(yè)與旅游等產業(yè)融合發(fā)展，增加相關產業(yè)文化含量以提高附加值，這為文化產業(yè)和旅游產業(yè)的耦合發(fā)展指明了方向。國外不少學者都研究了文化產業(yè)與旅游業(yè)的相互影響問題，Taylor（2001）研究了旅游與文化展示及民族工藝品開發(fā)的關系；Mike Robinson（1999）、Valene Smith（2002）等學者研究了文化旅游業(yè)融合過程；Mckerch?er和Cros（2002)研究了旅游與文化的保護和傳承；Adrian Bull（2004）研究了文化對旅游業(yè)的作用；Yuko Aoyama（2007）認為文化產業(yè)的興起在某種程度上是促進了旅游經濟的發(fā)展。

針對文化產業(yè)與旅游產業(yè)的關聯(lián)性，國內不少學者從產業(yè)融合的角度進行了分析。張建（2009）提出都市創(chuàng)意產業(yè)與文化旅游產品需要整合發(fā)展，創(chuàng)意產業(yè)鏈很多環(huán)節(jié)可以為大旅游業(yè)所用[1]。王振如（2009）以北京為例說明都市農業(yè)、生態(tài)旅游和文化創(chuàng)意產業(yè)融合的模式和結構優(yōu)勢[2]。劉志勇（2009）從旅游商品開發(fā)、旅游項目策劃、旅游營銷三個方面分析了創(chuàng)意產業(yè)與旅游產業(yè)融合的模式[3]。張述林，胡科翔（2010）提出了古鎮(zhèn)文化與旅游融合的條件和融合的途徑[4]。喇明英（2011）探討了川西高原民族地區(qū)有效推進文化與旅游融合發(fā)展的戰(zhàn)略和路徑[5]。張海燕，王忠云（2011）從產業(yè)融合的視角構建了民族文化旅游品牌建設模型[6]。張潔，楊桂紅（2011）提出推進文化產業(yè)和旅游經濟的深度互動發(fā)展，應突出鄉(xiāng)村特色文化業(yè)與購物休閑旅游、文藝演出業(yè)和觀光旅游等的互動[7]。雖然對旅游產業(yè)融合的研究文獻已經比較多，但是從整體上對文化產業(yè)與旅游產業(yè)耦合關系的系統(tǒng)研究還不多。

文化產業(yè)與旅游業(yè)之間存在著天然的耦合性，文化是旅游業(yè)發(fā)展的重要根基和資源，而文化產業(yè)通過旅游產業(yè)可實現(xiàn)文化資源的創(chuàng)新和增值。尹貽梅（2009）研究了民族地區(qū)旅游業(yè)與創(chuàng)意產業(yè)耦合發(fā)展[8]。鮑洪杰，王生鵬（2010）通過對文化產業(yè)與旅游產業(yè)耦合關系的分析,建立了文化產業(yè)與旅游產業(yè)耦合系統(tǒng)的指標體系、模型選擇、判別標準[9]。韋復生（2011）認為民族文化創(chuàng)意與區(qū)域旅游發(fā)展的耦合與創(chuàng)新及利用民族文化不可復制的文化特征，是西部民族地區(qū)追趕的潛在優(yōu)勢[10]。劉定惠，楊永春（2011）引入耦合協(xié)調度數(shù)學模型及計算方法，對安徽省1990-2008年經濟－旅游－生態(tài)環(huán)境耦合協(xié)調度進行了實證分析[11]?，F(xiàn)有的旅游產業(yè)與文化產業(yè)之間耦合關系研究還不深入，從研究的方法看，多數(shù)還停留在理論分析階段，部分進行了案例分析，利用模型和數(shù)據(jù)分析兩者關系的研究還鮮有?；诖?，本文將采用定量模型分析我國不同省區(qū)文化產業(yè)與旅游產業(yè)耦合發(fā)展關系的差異，以期為我國區(qū)域文化產業(yè)和旅游產業(yè)的協(xié)調發(fā)展提供建議和參考。

二、計量模型構建

耦合(coupling)是指兩個或兩個以上的系統(tǒng)運動方式之間通過各種相互作用而彼此影響以至聯(lián)合起來的現(xiàn)象。文化產業(yè)與旅游產業(yè)之間的耦合發(fā)展體現(xiàn)在文化產業(yè)發(fā)展對旅游產業(yè)發(fā)展的影響，旅游產業(yè)發(fā)展對文化產業(yè)發(fā)展的影響以及兩者之間的融合發(fā)展等方面，所以本文將從文化產業(yè)和旅游產業(yè)之間的相互影響入手構建分析模型?？紤]到應用面板數(shù)據(jù)模型分析，可以克服樣本偏小的局限性，得到的參數(shù)及模型更加優(yōu)良，從而使模型和估計值更加客觀、準確，所以本文將利用面板數(shù)據(jù)建立模型。

（一）基礎模型構建

當前利用面板數(shù)據(jù)進行耦合關系分析的研究較少，但利用面板模型進行變量間因果關系的研究近年逐漸增多。王凱，黎友煥（2009）采用面板協(xié)整和面板格蘭杰因果檢驗研究財政分權對中國地區(qū)經濟增長的影響[12]。王犁（2009）通過面板數(shù)據(jù)的協(xié)整檢驗及誤差修正模型等方法對我國政府科技投入與經濟增長間的因果關系進行實證研究[13]。王凱，龐震，潘穎（2010）利用西部地區(qū)省級面板數(shù)據(jù)對財政支出與經濟增長進行了實證性的檢驗[14]。姚奕，郭軍華（2010）運用面板協(xié)整檢驗及誤差修正模型對我國城市化與經濟增長的因果關系進行了檢驗[15]。許恒周，金晶（2011）采用面板協(xié)整方法對耕地非農化和經濟增長的因果關系進行了實證研究[16]。本文將借鑒以往的研究成果和Grange因果關系分析的思想，構建面板數(shù)據(jù)模型分析旅游產業(yè)與文化產業(yè)的耦合發(fā)展關系。考慮到異方差的問題，本文將對所有的指標取自然對數(shù)，構建初始的線性函數(shù)面板數(shù)學模型，如式（1）。

式（1）中，Tit表示第i個省份t期的旅游產業(yè)發(fā)展指標，CIit為第i個省份t期的文化產業(yè)發(fā)展指標，其它沒有包含的變量和不可觀測的因素一律納入殘差ε。

（二）計量方法

本文先檢驗面板數(shù)據(jù)的平穩(wěn)性以及經濟變量是否為同階單整變量，再采用協(xié)整檢驗變量之間是否存在長期耦合關系，并建立面板數(shù)據(jù)誤差修正模型進行短期耦合關系的檢驗。

1.面板數(shù)據(jù)單位根檢驗

為了避免“偽回歸”問題的發(fā)生，需要對面板數(shù)據(jù)進行單位根檢驗，以確定其平穩(wěn)性。面板數(shù)據(jù)的單位根檢驗到目前還未完全統(tǒng)一，目前方法主要有Levin、Lin和CHU(2002)提出的LLC檢驗方法，Im、Pesearn、Shin(2003)提出的IPS檢驗，Maddala和Wu(1999)、Choi(2001)提出的ADF和PP檢驗等，這些檢驗的原假設都是存在單位根。為避免選用一種檢驗方法所帶來的偏差，本文選擇IPS檢驗、Fisher-ADF和Fisher-PP檢驗等多種方法對面板數(shù)據(jù)進行單位根檢驗。

2.面板數(shù)據(jù)的協(xié)整檢驗及長期耦合關系檢驗

Hurlin和Venet（2001）基于傳統(tǒng)Granger因果檢驗的思想提出了固定系數(shù)面板數(shù)據(jù)的Granger檢驗方法[17]。但是這種方法主要是基于VAR過程的面板數(shù)據(jù)分析，考慮到VAR模型要求面板數(shù)據(jù)必須是平穩(wěn)數(shù)據(jù)，而本文數(shù)據(jù)并不滿足這種要求，所以本文運用Engle和Granger(1987)提出的兩步檢驗法檢驗變量間的協(xié)整關系及長期耦合關系，建立模型如式（2）和式（3）。

式（2）和式（3）中的各項與式（1）相同。如果度量兩個指標的變量是同階單整的，則可對式（2）和式（3）兩式運用面板方程估計方法進行回歸，得到殘差序列εit，同時對該殘差序列進行單位根檢驗，以判斷殘差序列的平穩(wěn)性。如果εit是平穩(wěn)的，則說明兩者之間是協(xié)整的，即期長期關系成立；同時，如果式（2）的殘差序列平穩(wěn)，說明文化產業(yè)發(fā)展是旅游產業(yè)發(fā)展的長期原因；如果式（3）的殘差序列平穩(wěn)，則說明旅游產業(yè)發(fā)展是文化產業(yè)的長期原因。

3.誤差修正模型及短期耦合關系檢驗

由于面板數(shù)據(jù)的協(xié)整檢驗只反映了相關變量之間的長期的影響關系，為了正確反映變量之間的耦合關系，本文認為有必要進行短期耦合關系檢驗。考慮到數(shù)據(jù)的非平穩(wěn)性，故本文將利用誤差修正模型進行分析。通過短期耦合關系檢驗，還可以進一步增強對文化產業(yè)和旅游產業(yè)相關性的認識。因此，本文構建面板誤差修正模型如式（4）和式（5）：

式（4）和式（5）中，Δ代表一階差分，ECMit-1代表長期均衡誤差的滯后項，其他與式（2）和式（3）相同。如果兩個式中λ為零的假設都被拒絕，且λ小于0，則說明存在誤差修正機制，檢驗得到的長期耦合關系是可靠的；反之，則說明長期耦合關系不可靠。如果γj為零的假設有被拒絕，則說明短期耦合關系成立；反之，則說明不存在短期耦合關系。

（三）測度指標選擇和數(shù)據(jù)來源

按照我國2004年制定的《文化及相關產業(yè)分類》，區(qū)域文化產業(yè)發(fā)展主要體現(xiàn)在文化產品、文化傳播、文化休閑娛樂及關聯(lián)用品的生產與銷售等方面?？紤]到不少省份缺乏文化產業(yè)增加值的分項數(shù)據(jù)，同時文化產業(yè)總的增加值是一個比較能夠綜合反映其發(fā)展情況的測度指標，故本文選擇各省文化產業(yè)增加值作為文化產業(yè)發(fā)展情況的指標。相關數(shù)據(jù)主要來源于各年的《中國文化文物統(tǒng)計年鑒》，部分來自各省的國民經濟統(tǒng)計公報和文化發(fā)展公報。旅游產業(yè)是一個由旅游引發(fā)相關產業(yè)組合而成的產業(yè)群，是“行、游、購、住、食、娛”六要素組合，實際數(shù)據(jù)缺乏不同部門的統(tǒng)計數(shù)據(jù)。所以對旅游業(yè)發(fā)展的計量指標，考慮到數(shù)據(jù)的可獲取性和統(tǒng)一性，故本文選取國內旅游收入作為代表旅游業(yè)發(fā)展狀況的指標。相關的數(shù)據(jù)主要來自各年《中國旅游統(tǒng)計年鑒》和相關的旅游統(tǒng)計公報。

三、文化產業(yè)與旅游產業(yè)耦合發(fā)展關系實證檢驗

本文最終收集了全國31個省級單位1999—2010年（共12年）的面板數(shù)據(jù)進行實證分析，并采用計量經濟學軟件Eviews6.0進行面板數(shù)據(jù)的各種分析。

（一）單位根檢驗

由于模型中所有的數(shù)據(jù)都進行了自然對數(shù)化處理，故本文將直接對處理后的數(shù)據(jù)進行IPS、Fisher-ADF和Fisher-PP三種檢驗?？紤]到協(xié)整檢驗中還需要分析數(shù)據(jù)的一階差分的寫整形，所以本文將對LnTit和LnCIit及DLnTit和DLnCIit共四個數(shù)據(jù)進行單位根檢驗，具體的結果如表1所示。

表1 面板數(shù)據(jù)單位根綜合檢驗結果

根據(jù)表1的結果可以發(fā)現(xiàn)，面板數(shù)據(jù)LnTit和LnCIit的LLC檢驗，IPS檢驗和Fisher檢驗的P值都趨近于1，明顯的大于0.05，均不能拒絕旅游收入的對數(shù)面板數(shù)據(jù)LnTij和文化產業(yè)增加值的對數(shù)面板數(shù)據(jù)LnCIit存在單位根的零假設，故各省的旅游收入的對數(shù)面板數(shù)據(jù)LnTij和文化產業(yè)增加值的對數(shù)面板數(shù)據(jù)LnCIit都是存在單位根的隨機過程，屬于非平穩(wěn)序列。

而面板數(shù)據(jù)LnTit和LnCIit一階差分面板數(shù)據(jù)DLnTit和DLnCIit的LLC檢驗，IPS檢驗和Fisher檢驗的P值都趨近于0，明顯的小于0.05，故均拒絕其存在單位根的零假設，兩個面板數(shù)據(jù)都屬于平穩(wěn)序列，且是同階單整序列。

綜上可知，面板數(shù)據(jù)LnTit和LnCIit都存在單位根過程，屬于非平穩(wěn)序列；兩個面板數(shù)據(jù)的一階差分都屬于平穩(wěn)序列，但是旅游收入的對數(shù)面板數(shù)據(jù)LnTij和文化產業(yè)增加值的對數(shù)面板數(shù)據(jù)LnCIit屬于同階單整序列，故很可能兩者是協(xié)整的。

（二）面板數(shù)據(jù)的協(xié)整檢驗及長期耦合關系檢驗

由于面板數(shù)據(jù)LnTit和LnCIit屬于同階單整序列，所以可以根據(jù)公式（2）和公式（3）進行面板數(shù)據(jù)回歸分析。根據(jù)變系數(shù)模型，利用計量經濟學軟件Eviews6.0，分別以面板數(shù)據(jù)LnCIit和LnTit做為自變量進行回歸分析，主要的結果如表2所示?？梢园l(fā)現(xiàn)，以LnCIit做為自變量的結果顯示，各個省區(qū)LnCIit系數(shù)的P值都趨近于0，顯著的小于0.05，說明文化產業(yè)對旅游產業(yè)影響的顯著；以LnTit做為自變量的結果也顯示，各個省區(qū)LnTit系數(shù)的P值也都趨近于0，顯著的小于0.05，說明旅游產業(yè)對文化產業(yè)的影響也比較顯著。

表2 面板數(shù)據(jù)回歸結果

續(xù)表2

為了進一步驗證模型所選擇變量之間的協(xié)整性，本文將對兩個面板回歸模型的殘差分別進行單位根檢驗，結果如表3所示。根據(jù)表3的結果可以發(fā)現(xiàn)，兩個回歸過程的面板殘差的LLC檢驗及IPS檢驗和Fisher檢驗的P值都趨近于0，明顯的小于0.05，故拒絕其存在單位根的零假設，可知殘差不存在單位根過程，屬于平穩(wěn)序列，方程出現(xiàn)偽回歸的可能性比較小。旅游收入的對數(shù)面板數(shù)據(jù)LnTij和文化產業(yè)增加值的對數(shù)面板數(shù)據(jù)LnCIit之間存在協(xié)整關系，同時根據(jù)式（2）可知文化產業(yè)發(fā)展是旅游產業(yè)發(fā)展的長期原因，根據(jù)式（3）可知旅游產業(yè)發(fā)展是文化產業(yè)的長期原因，各個地區(qū)兩個產業(yè)之間都存在長期的耦合關系。

表3 面板數(shù)據(jù)回歸方程殘差的單位根檢驗結果

（三）誤差修正模型及短期耦合關系檢驗

根據(jù)公式（4）和公式（5），利用Eviewas6.0可以得到誤差修正模型的結果如4表所示。由表4可知，由于兩個模型誤差項的系數(shù)λ的P值分別為0和0.0047，都明顯小于0.05，λ為零的假設都被拒絕，且都小于0，說明誤差修正機制產生，可進一步驗證前面的結論,即文化產業(yè)發(fā)展與旅游產業(yè)發(fā)展的長期耦合關系是可靠的，長期來看兩者存在顯著的相互影響關系。

通過表4左邊可以發(fā)現(xiàn)，文化產業(yè)作為因變量時，旅游產業(yè)變量滯后一期的系數(shù)P值為0.0078，明顯的小于0.05；而滯后二期變量的系數(shù)P值為0.2593，明顯大于0.05。由上可知，其中一個γj為零的假設被拒絕，即滯后一期的旅游產業(yè)數(shù)據(jù)與文化產業(yè)發(fā)展之間有相對明顯的短期關系，旅游產業(yè)對文化產業(yè)的作用在較短時期內即可明顯的表現(xiàn)出來。

表4 誤差修正模型檢驗結果

通過表4右邊可以發(fā)現(xiàn)，旅游產業(yè)作為因變量時，文化產業(yè)變量的滯后一期的系數(shù)P值為0.5489，明顯的大于0.05，而滯后二期變量的系數(shù)P值為0.0596，也大于0.05。由上可知，γj為零的假設都不能被拒絕，即文化產業(yè)與旅游產業(yè)發(fā)展之間不存在明顯的短期關系，較短時期內文化產業(yè)對旅游產業(yè)的作用不夠明顯，但是長期看文化產業(yè)會對旅游產業(yè)逐漸產生影響。

四、文化產業(yè)與旅游產業(yè)耦合發(fā)展省際差異分析

根據(jù)表2中旅游產業(yè)和文化產業(yè)各自作為自變量所得到的結果，可以顯示出文化產業(yè)對旅游產業(yè)的邊際作用和旅游產業(yè)對文化產業(yè)的邊際作用。為了便于觀察，根據(jù)所得到的面板數(shù)據(jù)回歸的結果，可以將31個省的的邊際效用序列繪成圖，如圖1所示。

圖1 文化產業(yè)和旅游產業(yè)相互之間的邊際作用結果

（一）文化產業(yè)對旅游產業(yè)的邊際作用區(qū)域差異分析

（1）山西、內蒙古、遼寧、吉林、湖南、貴州、西藏、陜西、青海和甘肅等省區(qū)，文化產業(yè)對旅游產業(yè)的邊際效果在一個單位以上，特別是山西、貴州和遼寧地區(qū)的影響更為明顯，接近1.5個單位。這些地區(qū)文化產業(yè)增加值每增加一個單位，可以提高一個單位以上的旅游產業(yè)收入。這些省區(qū)多數(shù)是擁有豐富的民族文化資源的中西部地區(qū)，但由于當?shù)鼐用駥ξ幕a品的消費能力有限，開發(fā)的文化產品主要針對外地游客，使得文化資源的開發(fā)對旅游產業(yè)發(fā)揮了重大的作用。

（2）其他大多數(shù)地區(qū)，文化產業(yè)對旅游產業(yè)的邊際效用在0.5個單位到1各單位之間，這些地區(qū)集中在我國的中東部地區(qū)，作為我國的主要客源地，當?shù)匚幕a業(yè)對游客的吸引力有限，所以文化產業(yè)對旅游產業(yè)的貢獻有限。作為我國主要客源地的北京、天津和上海三個直轄市文化產業(yè)對旅游產業(yè)的邊際效應更小，特別是上海還不足0.5個單位，這主要是由于這幾個地區(qū)文化產品的開發(fā)可能主要不是針對旅游的，對旅游的拉動作用比較有限。

（3）可以注意到江蘇、浙江、河南、四川、廣東和云南地區(qū)的文化產業(yè)對旅游產業(yè)的支持作用相對較高，邊際作用平均達到0.9個單位，聯(lián)系到這些地區(qū)的文化旅游發(fā)展實際可以發(fā)現(xiàn)，這些地區(qū)都具有比較有特色的文化產品，特別是運作比較成功的旅游演藝產品，如浙江的《印象·西湖》、河南的《少林·禪宗大典》和云南的《印象·麗江》等。這些產品為旅游產業(yè)的發(fā)展提供了重要的支持和動力。

（二）旅游產業(yè)對文化產業(yè)的邊際作用區(qū)域差異分析

（1）中東部地區(qū)旅游產業(yè)對文化產業(yè)的邊際作用較高。北京、天津、河北、上海、江蘇、安徽、福建、江西、山東、湖北、河南、廣西、海南和新疆等地區(qū)旅游產業(yè)對文化產業(yè)的邊際貢獻在一個單位以上，特別是上海超過兩個單位，說明旅游產業(yè)收入每增加一個單位，可以提升文化產業(yè)增加值兩個單位以上。這些地區(qū)集中于我國的中東部地區(qū)，作為我國的主要客源地，由于人們精神需求的質量不斷提高，進而對文化產品的需要也逐步增長，所以旅游產業(yè)對文化產業(yè)發(fā)展的邊際作用顯著。

（2）北京、天津、河北、安徽、江西、廣西、海南和新疆等地旅游產業(yè)對文化產業(yè)的邊際作用接近1.5個單位，旅游產業(yè)對文化產業(yè)發(fā)展的作用更加顯著。這些地區(qū)旅游產業(yè)的發(fā)展較快，已經成為當?shù)亟洕闹匾е?，如海南和廣西，同時也有效的促進了文化產業(yè)的發(fā)展。

（3）與上述省份相對應，山西、內蒙古、吉林、黑龍江、浙江、湖南、廣東、四川、貴州、西藏、陜西、青海、寧夏和甘肅等省區(qū)，旅游產業(yè)對文化產業(yè)的邊際效果在0.5個單位至一個單位之間。這些地區(qū)多數(shù)擁有豐富的民族文化資源，但開發(fā)的文化產品主要是針對外部游客，為區(qū)域經濟發(fā)展服務，所以旅游產業(yè)的發(fā)展對當?shù)匚幕a業(yè)發(fā)展的影響還比較有限。其中山西、內蒙、甘肅和貴州等地區(qū)，旅游產業(yè)對文化產業(yè)的邊際作用接近0.5個單位，特別是遼寧地區(qū)的邊際作用不足0.3個單位，說明當?shù)芈糜萎a業(yè)發(fā)展對文化產業(yè)的推動能力較差。這些地區(qū)旅游產業(yè)的發(fā)展并不能有效的推動文化產業(yè)的發(fā)展，可能還在文化旅游的開發(fā)中對民族文化造成了巨大的負面效應，影響到了民族文化產業(yè)的可持續(xù)發(fā)展。

（三）各省旅游產業(yè)與文化產業(yè)的耦合關系差異分析

（1）旅游產業(yè)和文化產業(yè)之間的長期耦合關系顯著，但是短期耦合關系具有明顯的差異。長期看，文化產業(yè)發(fā)展對旅游產業(yè)的發(fā)展十分重要，而旅游產業(yè)發(fā)展對文化產業(yè)也具有重要的拉動作用。旅游產業(yè)對文化產業(yè)具有明顯的短期拉動效應，在旅游產業(yè)發(fā)展迅猛、游客穩(wěn)定的地區(qū)開發(fā)文化類產品，與旅游業(yè)發(fā)展融合，則可迅速實現(xiàn)經濟效益；但是文化產業(yè)對旅游產業(yè)發(fā)展的短期效應并不顯著，在旅游產業(yè)相對薄弱的地區(qū)開發(fā)文化類產品，達到吸引游客進行旅游的目的，則需要較長時間的營銷和運作才可能實現(xiàn)。所以在開發(fā)旅游產品的過程中，特別是依托文化產品開發(fā)的過程中，必須注意這個規(guī)律。事實上，各地開發(fā)的演藝類產品無一不是在客源穩(wěn)定的大型旅游景區(qū)，如麗江、杭州、桂林、張家界、武夷山等旅游核心目的地；但是意圖通過文化表演實現(xiàn)吸引游客的努力則在短期內往往遭遇失敗，如海南省為吸引游客增加在?？诘耐Ａ魰r間，開發(fā)出的《印象·海南島》并未實現(xiàn)預期的效果。

（2）文化產業(yè)對旅游產業(yè)的邊際作用和旅游產業(yè)對文化產業(yè)的邊際作用具有對稱性。文化產業(yè)對旅游產業(yè)的邊際作用較大的地區(qū)，則旅游產業(yè)對文化產業(yè)的邊際作用則較??；文化產業(yè)對旅游產業(yè)的邊際作用較小的地區(qū)，則旅游產業(yè)對文化產業(yè)的邊際作用則較大。另外，江蘇、浙江、湖南、四川、云南和陜西等地區(qū)，文化產業(yè)對旅游產業(yè)的邊際作用和旅游產業(yè)對文化產業(yè)的邊際作用差異較小，且都處于較高的水平，這些地區(qū)文化產業(yè)和旅游產業(yè)發(fā)展都比較迅速，文化產業(yè)和旅游產業(yè)實現(xiàn)了較好的耦合發(fā)展。所以，不同地區(qū)要根據(jù)自身的實際，采取適當?shù)拇胧?，比如西部地區(qū)要強化旅游產業(yè)對文化產業(yè)的帶動效應，東部地區(qū)發(fā)展旅游產業(yè)中要強化對區(qū)域文化的創(chuàng)新和挖掘，推動文化產業(yè)和旅游產業(yè)的耦合發(fā)展。

五、結 論

本文以我國31個省級單位的1999年到2010年的面板數(shù)據(jù)為基礎，通過面板數(shù)據(jù)分析模型，實證研究了我國文化產業(yè)和旅游產業(yè)的耦合關系的區(qū)域差異。結果顯示，旅游產業(yè)和文化產業(yè)之間的長期耦合關系顯著，但是短期耦合關系具有明顯的差異，旅游可在短期內通過客源市場推動文化產業(yè)的發(fā)展，但是文化產業(yè)對旅游產業(yè)的作用需要在長期的發(fā)展中逐步實現(xiàn)，所以在文化產業(yè)和旅游產業(yè)開發(fā)中必須重視長期和短期的規(guī)律；西部地區(qū)文化產業(yè)對旅游產業(yè)支持作用明顯，但是旅游產業(yè)對文化產業(yè)的作用不明顯，所以西部地區(qū)必須要強化旅游產業(yè)發(fā)展中對文化產業(yè)的帶動效應，加速兩者的耦合；中東部地區(qū)文化產業(yè)對旅游產業(yè)的作用不顯著，而旅游產業(yè)對文化產業(yè)的作用明顯，所以中東部地區(qū)旅游產業(yè)發(fā)展中要加大對文化的挖掘，突出本土的文化特色，加速兩者的耦合。

當然，由于本文僅僅選擇了國內旅游收入和文化產業(yè)總增加值兩個指標，并未涉及兩個產業(yè)的具體部門指標，所以對于文化產業(yè)和旅游產業(yè)耦合機理分析的深度有限，特別是無法體現(xiàn)產業(yè)結構演變對兩個產業(yè)耦合發(fā)展的影響。在以后的研究中需要關注產業(yè)結構升級對于兩個產業(yè)耦合的影響機理，可以通過選擇兩個產業(yè)中耦合密切的部門發(fā)展數(shù)據(jù)，如文化產業(yè)中的文化表演增加值、旅游產業(yè)中的娛樂和旅游文藝展演收入等指標，更加深入地分析兩者的耦合機理，這也是我們以后研究的方向。

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