旅游對我國區(qū)域經濟增長及其斂散性的影響——基于1997年～2010年省際面板數據的實證分析①

周文麗

(蘭州商學院工商管理學院，甘肅蘭州 730020)

1 引言

改革開放以來，我國旅游業(yè)取得了長足的發(fā)展，旅游業(yè)在國民經濟中的重要性日益增加。旅游業(yè)因其在平衡國際收支、增加就業(yè)機會、促進經濟發(fā)展、調整產業(yè)結構、改變投資環(huán)境等方面的積極作用，日益受到各級政府的廣泛關注和高度重視，許多省市將旅游業(yè)列為國民經濟或第三產業(yè)的“支柱產業(yè)”、“主導產業(yè)”或“新的經濟增長點”來發(fā)展。實業(yè)界對旅游經濟影響的重視催生了學術界對旅游經濟效益的研究，并成為長期以來研究的焦點。旅游對經濟增長的影響研究是旅游經濟效應研究中一個重要的方面，受我國旅游業(yè)發(fā)展特征及國外學術界旅游經濟效應研究的影響，目前，國內學者有關旅游對經濟增長影響的研究主要集中在兩個方面，一是從省市層面上探討旅游發(fā)展對國民經濟增長的影響，判斷旅游業(yè)在一地國民經濟中的產業(yè)地位，二是從全國或省際層面上探討旅游發(fā)展與經濟增長之間的內在因果關系。從區(qū)域經濟發(fā)展角度，探討旅游業(yè)發(fā)展對區(qū)域經濟均衡增長影響的研究比較少見。

改革開放促進了中國區(qū)域經濟的發(fā)展，同時也擴大了區(qū)域經濟發(fā)展差距。區(qū)域經濟發(fā)展不平衡是國內外普遍存在的客觀經濟現(xiàn)象，但區(qū)域經濟發(fā)展差距過大，必然會阻礙整體經濟的健康運行。旅游具有空間流動特性，這種特性是否會將財富由富裕的地區(qū)帶向貧困的地區(qū)，從而促進區(qū)域經濟的均衡增長?旅游業(yè)的發(fā)展能否成為中國縮小地區(qū)差距，促進區(qū)域經濟均衡增長的途徑?這正是本文試圖解答的問題。本文以Barro和Sala－i－Martin的收斂假說為理論基礎，利用面板模型探討了1997年～2010年間旅游業(yè)發(fā)展對我國總體國民經濟及東、中、西部地區(qū)經濟增長斂散性的影響。希望本文的研究結論能為旅游產業(yè)政策的制定提供一定的理論依據，同時為相關的旅游學術研究起到拋磚引玉的作用。

2 相關文獻綜述

“收斂”是反映國家或地區(qū)間經濟增長差異的經濟學概念，其實質是考察一些結構相似、初始收入水平相同的國家或地區(qū)在經過一段長時期的發(fā)展之后，其人均收入是否會趨同。在旅游對區(qū)域經濟增長收斂影響的理論分析和實證研究中，國外大多數學者得出了旅游業(yè)發(fā)展會促進區(qū)域經濟增長收斂的結論，但也有學者得出了相反的結論。

Williams和Shaw(1988)對歐洲一些國家的實證研究表明，旅游發(fā)展能促使財富由北向南、由富裕國家向貧困國家分配，對該地區(qū)的經濟收斂做出了貢獻。因此，從區(qū)域角度考慮，旅游可以使經濟發(fā)展由經濟發(fā)達地區(qū)轉向欠發(fā)達地區(qū)，可以作為減少地區(qū)差距，促進區(qū)域經濟均衡發(fā)展的一種手段。Petrakos和Saratsis(2000)基于α收斂、β收斂及回歸分析，探討了希臘地區(qū)經濟發(fā)展的不平衡性，結果表明，擁有適合旅游發(fā)展的資源是影響該地區(qū)經濟收斂性的因素之一。Eugenio－Martin等(2004)使用1985年～1998年間的面板數據，利用動態(tài)面板模型，探討了拉美地區(qū)國家旅游發(fā)展對經濟增長的影響，研究發(fā)現(xiàn):旅游發(fā)展能促進中等收入或低收入國家的經濟增長，能促進拉美地區(qū)國家經濟的均衡發(fā)展，但對于發(fā)達國家卻不一定。Soukiazis和Proen?a(2008)基于絕對收斂、條件收斂、β收斂及內生經濟增長理論，利用面板模型探討了旅游發(fā)展對葡萄牙地區(qū)經濟增長及其收斂性的影響，結果發(fā)現(xiàn)旅游發(fā)展在對葡萄牙地區(qū)人均收入增長產生積極影響的同時會加速其收斂速度，彌補區(qū)域經濟發(fā)展的差距，使區(qū)域經濟增長趨于均衡。因此，在旅游業(yè)供給能力得以改善的情況下，旅游可以作為促進葡萄牙地區(qū)經濟增長的另一種選擇。Proenca和Soukiazis(2008)基于Barro和 Sala－i－Martin的條件收斂假說，利用面板模型，結合時間序列數據和截面數據，探討了歐洲南部國家希臘、葡萄牙、西班牙及意大利四國1990年～2004年間旅游對經濟增長及其收斂性的影響，結果表明，旅游是一個影響該地區(qū)經濟收斂的重要因素，旅游對改善四國居民生活水平作出了積極貢獻。Liargovas等(2007)以希臘51個州為案例地，構建旅游發(fā)展指數來評估區(qū)域旅游發(fā)展戰(zhàn)略，結論顯示，與具有較低旅游發(fā)展指數的地區(qū)相比，具有較高旅游發(fā)展指數的地區(qū)能夠從社區(qū)支持計劃獲得更多的資金支持，即旅游發(fā)展不但無益于區(qū)域經濟均衡增長，反而會加劇區(qū)域貧富差距。這一結論與歐洲利用旅游促使國家和區(qū)域經濟增長收斂的政策相悖。Pessoa(2008)以葡萄牙波爾圖、阿爾加維、米尼奧—利馬等地區(qū)為例，對葡萄牙區(qū)域經濟增長戰(zhàn)略進行了評估，研究結果表明，由于該地區(qū)與外部市場脫離，存在老齡化、外向移民、缺乏創(chuàng)新和企業(yè)家精神等突出問題，因此，優(yōu)先發(fā)展旅游的戰(zhàn)略對區(qū)域經濟收斂沒有太大影響。文章還認為，經濟發(fā)展較為落后的地區(qū)，單靠旅游業(yè)難以實現(xiàn)與其他發(fā)達地區(qū)的均衡發(fā)展，在依靠旅游業(yè)的同時，必須同時考慮其他競爭因素。

3 收斂假說

新古典增長模型用技術進步解釋各國經濟增長之間存在的差距，認為由于資本的邊際產出呈現(xiàn)遞減趨勢，落后經濟體比發(fā)達經濟體具有更快的經濟增長速度，它能在一定時期后趕上發(fā)達經濟體，使經濟的發(fā)展最終趨于穩(wěn)定狀態(tài)。經濟增長理論把這種可能的現(xiàn)象稱為經濟增長的收斂。經濟增長收斂主要有三種假說:σ收斂、β收斂及俱樂部收斂，β收斂又分為β絕對收斂和β條件收斂。

3.1 σ收斂假說

σ收斂被用來解釋一定時期內，不同經濟體人均收入的離差隨時間的推移而趨于減小的過程。通常用標準差與平均值的比值，即變異系數來考察σ收斂，一段時期內，變異系數趨于下降，則σ收斂成立。Barro(1991)首次將這一概念與β收斂區(qū)分開來，并認為σ收斂是β收斂的充分但不必要條件，即要想使不同經濟體之間的人均收入最終趨于相同，必須首先保證落后經濟體具有更快的經濟增長率。

3.2 β絕對收斂假說

β絕對收斂假說來源于索羅(1952)經濟增長模型，指由于較低的資本存量，初始經濟水平低的經濟體比經濟水平高的經濟體具有更高的人均增長率，因而經過較長一段時間的發(fā)展，落后地區(qū)就會趕上發(fā)達地區(qū)，達到以同樣速度穩(wěn)定發(fā)展的收斂狀態(tài)。β絕對收斂假說認為，不同經濟體間經濟的發(fā)散是一種暫時而短期的現(xiàn)象，從長期來看，其人均收入必然無條件的收斂于均衡狀態(tài)，而且這種收斂在具有相似結構特征的經濟體之間更容易發(fā)生，即落后地區(qū)與發(fā)達地區(qū)各自內部存在著收斂現(xiàn)象，而這兩類地區(qū)間往往并不收斂，這種地區(qū)間的收斂被稱為俱樂部收斂。實證研究通常用人均收入的增長與其初始水平的關系來考察絕對收斂假說。計量模型為:

式中，y表示人均收入，i表示不同的經濟體，t為時間，γ表示各經濟體共同的穩(wěn)定狀態(tài)，b為收斂系數①收斂系數b=(1－e－βT)，T為時間跨度，本文研究對象為1997年～2010年共13年的相關數據，公式中時間跨度T=1，β表示收斂速度，其計算公式為:β=－ln(1+b)/T，參見Islam(1995)和潘文卿(2010)。，μ為隨機誤差項。公式將各經濟體人均收入增長率與其初始期水平聯(lián)系在一起，人均收入的初始水平是影響其經濟增長收斂的唯一因素，如果人均收入增長率與其初始水平負相關，即估計的b＜0，且在統(tǒng)計上顯著，則說明落后經濟體的經濟增長要較發(fā)達經濟體的增長快，β絕對收斂假說成立。

3.3 β條件收斂假說

根據Barro和Sala－i－Martin的觀點，條件收斂來源于新內生增長理論。條件收斂假說認為，規(guī)模收益遞增及其他一些結構因素，諸如人力和物質資本積累、技術進步以及創(chuàng)新等也會影響經濟收斂。經濟體之間的穩(wěn)定狀態(tài)各不相同，如果在考慮上述影響因素的基礎上，不同經濟體間經濟增長依然能收斂于不同的穩(wěn)定狀態(tài)，則條件收斂成立。條件收斂并非常態(tài)，而是特例，只有當各經濟體具有規(guī)模報酬遞增等特性時才會發(fā)生。條件收斂通常用如下計量模型來考察:

式中，γi表示各經濟體經濟收斂于不同的穩(wěn)定狀態(tài)，X表示控制不同截面經濟體經濟增長狀態(tài)的j個因素構成的向量。如果b＜0且cj≠0，則條件收斂成立;如果b＜0且cj=0，則絕對收斂成立。

4 人均GDP差距及其與旅游相關性的統(tǒng)計分析

4.1 人均GDP的差距及其變動情況

我們首先從國家及區(qū)域兩個層面上，對我國31個省(直轄市、自治區(qū))(以下簡稱省市)及東、中、西部地區(qū)區(qū)域內各省市人均GDP的差距及其變動情況做一簡單分析。以區(qū)域內人均GDP最高的省市為參考，以區(qū)域內其他省市的人均GDP與人均GDP最高省市的比值及1997年～2010年間各省市人均GDP的年均增長率這兩個指標反映各省市間人均GDP的差距。具體指標值見表1和表2。

表1 1997年～2010年我國31個省市人均GDP比重及年均增長率

表1數據顯示，就全國范圍來看，1997年和2010這兩個年度中，東部各省市的人均GDP大都位居前列，西部各省市的人均GDP大都居于末位，中部地區(qū)各省市的人均GDP居中，東、中、西部地區(qū)人均GDP呈梯度分布。從人均GDP的年均增長率來看，增長率最高的內蒙古達到15.6%，而增長率最低的云南和新疆僅為9.7%，各省人均GDP增長率差異明顯，區(qū)域經濟增長呈不均衡增長態(tài)勢。從人均GDP比重來看，1997年和2010年各省市人均GDP中上海均為最高，貴州均為最低，以上海為基準比(100%)，其余30省市中，1997年，比重最高的北京占比為73.5%，比重最低的貴州占比只有10%;2010年，比重最高的天津占比超過75%，最低的貴州占比不到10%，說明我國31個省市人均GDP差距較大。

分地區(qū)看，從東、中、西部地區(qū)區(qū)域內各省市人均GDP增長率及人均GDP比重可以看出，區(qū)域內各省市經濟增長的差距明顯小于全國水平。三大區(qū)域中，中部地區(qū)各省市經濟增長的差距小于東、西部地區(qū)內各省市間的差距。相較于1997年，2010年東部地區(qū)中，排名最后的海南與河北兩省市人均GDP比重有所下降，其余各省市人均GDP比重均有所上升，因此總體而言，該地區(qū)各省市間人均GDP差距的變化趨勢不太明顯;中部地區(qū)各省市人均GDP比重均有所上升，說明中部地區(qū)各省市經濟增長差距在縮小;西部地區(qū)各省市人均GDP比重均有所下降，說明該地區(qū)各省市經濟增長差距在擴大(見表2)。

表2 1997年～2010年東、中、西部各省市人均GDP比重及增長率

為更直觀地了解區(qū)域經濟差距的變動情況，我們采用變異系數(σ收斂系數)對1997年～2010年間，全國31個省市及東、中、西部地區(qū)內各省市人均GDP的差異做進一步考察。變異系數(標準差與均值的比值)反映一段時期內各省市人均GDP的收斂或離散程度，變異系數越大，人均GDP趨于離散，區(qū)域差距越大;反之，變異系數下降，人均GDP趨于收斂，區(qū)域差距縮小。全國31個省市及東、中、西部地區(qū)變異系數詳見圖1。

圖1 1997年～2010年全國及東、中、西部地區(qū)人均GDP變異系數

從變異系數的大小來看，全國31個省市人均GDP變異系數在0.6～0.7之間，變異系數最高，就全國范圍而言，各省市間經濟增長的差距最大;東部地區(qū)各省市人均GDP變異系數在0.4～0.5間，差距次之;西部和中部地區(qū)變異系數在0.4以下，差距較小。從變異系數的變化來看，全國31個省市人均GDP變異系數先升后降，總體趨于上升，說明各省市人均GDP差距有所擴大，經濟增長趨于發(fā)散;東部地區(qū)變異系數基本保持穩(wěn)定，各省市經濟增長差距的變化并不明顯;中部地區(qū)各省市人均GDP變異系數有小幅下降，各省市人均GDP差距有些許縮小，經濟增長有收斂跡象。西部地區(qū)各省市人均GDP變異系數有明顯的上升趨勢，說明西部地區(qū)各省市人均GDP差距擴大，經濟增長趨于發(fā)散。

4.2 旅游收入與人均GDP的相關性

在探討全國及東、中、西部地區(qū)區(qū)域內各省市人均GDP差距及其變動趨勢的基礎上，本文進一步分析各地區(qū)旅游收入與人均GDP的關系。1997年和2010年分地區(qū)的全國31個省市旅游收入及其排名和1997年、2010年各省市旅游收入的年均增長率見表3。由旅游收入的相對位置來看，北京、上海、江蘇、浙江、廣東等人均GDP排名靠前的省市，其旅游收入排名也較前，甘肅、青海、寧夏、新疆及西藏等人均GDP排名較后的省市，其旅游收入相對位置也較后。與人均GDP呈現(xiàn)出的梯度分布特征一樣，我國各省市旅游收入大體上也具有東、中、西的梯度分布特征，說明旅游發(fā)展與地區(qū)經濟增長間具有一定的相關性。為了進一步考察旅游收入與人均GDP的相關性，我們計算了1997年～2010年間，全國及東、中、西部地區(qū)區(qū)域內各省市人均GDP年均增長率和旅游收入年均增長率的相關系數，相關系數分別為 0.1138、0.1613、0.6208 及 0.3804，相關系數顯示各地區(qū)人均 GDP 的變動與旅游收入的變動呈正相關關系，其中中部地區(qū)相關程度最高，其次為西部、東部和全國，進一步說明旅游收入的增長與人均GDP的增長具有一定的相關性。

由旅游收入的年均增長率來看，1997年～2010年間我國各省市旅游收入增長較快，1997年各省市旅游收入總計5311.4億元①由于統(tǒng)計方法和統(tǒng)計口徑的不同，31個省市各年旅游收入總和不等于全國旅游收入，因此，5311.4億元為31個省市旅游收入的加總。，2010年達到37236.6億元，增長了601%，年均增長16.2%。分地區(qū)來看，東、中、西部地區(qū)內各省市的旅游收入平均增長率分別為14.9%、20.9%和23%，年均增長率的均值均高于其人均GDP年均增長率的均值，旅游發(fā)展促進了地區(qū)人均GDP的增長。就各省市旅游收入差距及其變動來看，全國范圍內，1997年青海省旅游收入最低，只有1.3億元，廣東省最高，為812.0億元，是青海省的624.6倍。2010年青海旅游收入仍然最低，為49.7億元，江蘇最高，達到3788.4億元，是青海的76.2倍，差距明顯縮小。因此，13年間，與人均GDP差距變化趨勢不同的是，旅游收入差距有了顯著的改善。

表3 1997年～2010年東中西部地區(qū)各省市旅游收入、排名及年均增長率 (單位:億元)

5 基于收斂假說的旅游對經濟增長斂散性的影響

5.1 模型及數據說明

為了進一步探討旅游發(fā)展對全國及東、中、西部地區(qū)區(qū)域經濟增長及其斂散性的影響，本文接下來利用條件收斂方程做進一步分析。方程以各省市實際人均GDP的增長率為因變量，以實際人均GDP的初期水平和實際旅游收入為自變量，將實際旅游收入看作影響經濟增長的一個條件變量引入方程中，其具體方程如下:

式(3)中，區(qū)域經濟增長收斂于不同的穩(wěn)定狀態(tài)γi，即方程具有不同的截距項。如果收斂系數b＜0，且c≠0，則條件收斂成立，說明旅游收入是影響經濟增長收斂的條件因素。如前文所述，人力資本和其他物質資本、技術進步以及創(chuàng)新等結構因素也是影響經濟增長的條件，但本文主要探討旅游對區(qū)域經濟增長斂散性的影響，而非試圖建立一個最優(yōu)的分析區(qū)域經濟增長收斂性的模型，因此沒有將上述因素作為自變量引入方程①選用帶有虛擬變量的個體固定效應估計方法對方程進行估計，用虛擬變量來體現(xiàn)區(qū)域間上述因素方面存在的差異，以降低由于區(qū)域間上述結構因素存在差異而導致的估計誤差。。本文選取我國31個省市14年(1997年～2010年)的實際人均GDP和旅游收入數據，共434個觀測值②由于引入了人均GDP的滯后項和增長率指標，所以實際的觀測值只有403個。，利用全國總體樣本及東、中、西部地區(qū)次級樣本探討旅游對全國及東、中、西部地區(qū)經濟增長及其斂散性的影響。常用的面板模型估計方法有個體固定效應最小二乘虛擬變量估計(LSDV)、隨機效應廣義最小二乘估計(GLS)及固定效應廣義最小二乘估計(EGLS)。豪斯曼檢驗表明采用固定效應模型對全國總樣本及區(qū)域次級樣本進行估計更合適。在固定影響模型中，如果隨機誤差項不滿足等方差或相互獨立等假設，最小二乘估計就是有偏的，而廣義最小二乘法可以消除可能存在的異方差和自相關問題，糾正上述問題，因此本文最終采用固定效應廣義最小二乘估計(EGLS)對模型進行估計，估計結果見表4。

表4 1997年～2010年全國31個省市及東、中、西部地區(qū)人均GDP收斂性估計結果

5.2 估計結果分析

如表4所示，表中前半部分是絕對收斂方程的估計結果，后半部分是引入旅游收入后的條件收斂方程的估計結果，同時對兩個方程進行估計有利于我們更為直觀地比較判斷旅游這一條件因素對于經濟增長收斂性的影響。

5.2.1 全國樣本估計結果分析

由表4絕對收斂方程的估計結果可以看出，b＞0，絕對收斂系數為正，絕對收斂假說不成立，說明1997年～2010年間，我國經濟增長是發(fā)散的，發(fā)散速度為3.33%。進一步驗證了前文σ收斂得出的結論。旅游對經濟增長收斂性的影響由表4中條件收斂的估計結果反映出來。估計結果顯示，旅游影響系數c＞0，且通過顯著性檢驗，說明旅游收入對經濟增長具有積極的影響，旅游收入每增加1%，人均GDP增長率會提高0.0089%;在收斂方程中加入旅游收入后，收斂系數b仍為正，但有了較為明顯的變化，經濟增長的發(fā)散速度變慢，發(fā)散速度由原來的3.33%下降為1.95%，說明旅游發(fā)展不僅對我國經濟增長具有積極影響，而且對縮小我國地區(qū)經濟差距，促進地區(qū)經濟增長收斂也具有積極影響。

5.2.2 次級樣本估計結果分析

東、中、西部地區(qū)次級樣本的估計結果見表4，絕對收斂方程的估計結果顯示，東、中、西地區(qū)的收斂系數均為正，且檢驗相當顯著，b＞0，絕對收斂假說不成立，說明1997年～2010年間，我國東、中、西部地區(qū)區(qū)域經濟增長呈發(fā)散態(tài)勢，東部和西部的結論與前文σ收斂得出的結論相同，中部的結論與σ收斂的結論有所不同(不同的可能原因參見后文結論部分)。EGLS估計結果表明，1997年～2010年，我國東、中、西部地區(qū)經濟增長分別以2.32%、3.13%及3.32%的速度發(fā)散，西部地區(qū)差距擴大趨勢較為明顯，其次是中部和東部。條件收斂結果顯示，收斂方程中加入旅游收入后，東部地區(qū)的收斂系數b變?yōu)樨摰?，即加入旅游收入后，東部地區(qū)的經濟增長態(tài)勢由發(fā)散變?yōu)槭諗浚諗克俣葹?.09%，說明旅游對東部地區(qū)經濟增長及貧富差距的縮小具有顯著影響;中、西部地區(qū)的收斂系數b雖仍為正，但均有了明顯變化，據收斂系數計算的兩地區(qū)收斂速度由原來的3.13%和3.32%變?yōu)?.33%和2.79%，即，加入旅游收入后，中、西部地區(qū)經濟增長開始以2.33%和2.79%的速度發(fā)散，說明旅游發(fā)展雖然未使這兩個地區(qū)經濟增長產生收斂跡象，但卻減緩了中、西部地區(qū)經濟增長的發(fā)散速度。東、中和西部地區(qū)旅游影響系數c①西部地區(qū)的旅游影響系數c可能受到截面?zhèn)€數少及時間跨度短的影響，未通過t檢驗。均為正，說明旅游收入對東、中、西部地區(qū)經濟增長具有積極的影響，旅游收入每增加1%，會使東、中、西部地區(qū)人均 GDP增長率分別提高0.0266%、0.0064%和0.0031%。

綜上所述，可以看出1997年～2010年間，全國及東、中、西部地區(qū)經濟增長是發(fā)散的，經濟增長的地區(qū)差距日益加劇。旅游發(fā)展對全國、東、中及西部地區(qū)經濟增長及其收斂產生了積極的影響。旅游對全國及各地區(qū)經濟增長及其斂散性的影響具體見表5。

表5 1997年～2010年旅游發(fā)展對地區(qū)經濟增長及其差距擴大趨勢的影響

6 結論

本文以旅游收入反映旅游業(yè)發(fā)展，以人均GDP反映經濟增長，利用面板模型探討了1997年～2010年，旅游業(yè)發(fā)展對我國總體國民經濟及東、中、西部地區(qū)經濟增長及其斂散性的影響，得出以下主要結論:

σ收斂和β收斂均表明，1997年～2010年，我國經濟增長呈發(fā)散趨勢，我國經濟增長的地區(qū)差距在日益擴大。β條件收斂表明，旅游是影響我國經濟增長及其斂散性的因素之一。1997年～2010年，旅游收入每變動1%，會使我國人均GDP增長率提高0.0089%，考慮旅游收入的影響后，我國經濟增長的發(fā)散速度會從3.33%下降到1.95%，旅游發(fā)展對我國經濟增長及其地區(qū)差距的縮小具有積極的影響。

1997年～2010年，我國東、中、西三大地區(qū)內部經濟增長也呈現(xiàn)發(fā)散趨勢，三大地區(qū)內部各省市間經濟增長差距也日益擴大。旅游同樣對三大地區(qū)經濟增長及其斂散性產生了影響。1997年～2010年，旅游收入每變動1%，會使東、中、西部地區(qū)人均GDP增長率分別變動0.0266%、0.0064%及0.0031%?？紤]旅游收入的影響后，東部地區(qū)經濟增長呈收斂態(tài)勢，收斂速度為1.09%，中、西部地區(qū)經濟增長發(fā)散速度由原來的3.13%和3.32%變?yōu)?.33%和2.79%。旅游發(fā)展對東、中和西部地區(qū)經濟增長及其差距的縮小也產生了積極的影響。

本文根據收斂模型實證得出的中部地區(qū)經濟增長呈發(fā)散態(tài)勢，但前文的σ收斂分析表明中部地區(qū)經濟增長有收斂跡象，兩種分析方法結論有所不同，有學者認為出現(xiàn)這種情況的原因可能在于中國經濟的二元特性①本文審稿專家的意見。。在傳統(tǒng)的新古典增長理論中，只有單一現(xiàn)代部門使用資本和勞動要素，經濟是同質的、一元的，各地區(qū)擁有共同的經濟穩(wěn)態(tài)，因此可以預期地區(qū)經濟絕對收斂的存在。而二元經濟中，經濟不是同質的、各地區(qū)由于部門結構的差異具有不同的經濟穩(wěn)態(tài)，從而無法預期絕對收斂的存在。因此，能否利用新古典假設解釋我國經濟增長的斂散性值得商酌。本文嘗試探討旅游發(fā)展對我國地區(qū)經濟增長斂散性的影響，旨在能為相關研究拋磚引玉。因此，能否將二元經濟假說成功引入古典經濟增長模型，使之更好的解釋我國經濟增長的斂散性還需要進一步的深入研究。

總體來看，旅游發(fā)展會對地區(qū)經濟增長產生積極影響，加速其經濟增長收斂速度，縮小地區(qū)經濟差距。因此，從區(qū)域發(fā)展的角度來看，適度增加旅游業(yè)供給、合理引導旅游業(yè)健康有序發(fā)展不失為縮小區(qū)域差距，促進區(qū)域經濟均衡發(fā)展的一種有效途徑。

［1］Barro R J.Economic growth in a cross section of countrie［J］.The Quarterly Journal of Economics，1991，106(2):407－443.

［2］Barro R J，Sala－i－Martin X.Technological diffusion，convergence and growth［J］.Journal of Economic Growth，1997，2(1):1－26.

［3］Eugenio－Martin J L，Martin M N，Scarpa R.Tourism and Economic Growth in Latin American Countries:A Panel Data Approach［Z］.Fondazione Eni Enrico Mattei，Working Papers，2004:26.

［4］Islam N.Growth empirics:a panel data approach［J］.The Quarterly Journal of Economics，1995，110:1127－1170.

［5］Liargovas P，Giannias D，Kostandopoulos C.An assessment of the Community Support Framework(CSF)Funding towards the tourist sector:The case of Greece［J］.Regional and Sectoral Economic Studies，2007，7(1):47－66.

［6］Petrakos G，Saratsis Y.Regional inequalities in Greece［J］.Papers in Regional Science，2000，79(1):57－74.

［7］Proenca S，Soukiazis E.Tourism as an Economic Growth Factor:A case study for Southern European Countries［J］.Tourism Economics，2008，14(4):791－806.

［8］Pessoa A.Tourism and regional competitiveness:The case of the Portuguese Douro Valley［J］.Revista Portuguesa de Estudos Regionais，2008，(18):55－75.

［9］Soukiazis E，Proen?a S.Tourism as an alternative source of regional growth in Portugal:A panel data analysis at NUTS Ⅱ and Ⅲ Levels［J］.Portuguese Economic Journal，2008，7(1):43－61.

［10］Sala－i－Martin X.Cross－sectional regressions and the empirics of economic growth［J］.European Economic Review，1994，38:739－747.

［11］Williams M，Shaw G.Tourism and Economic Development:Western European Experiences［M］.Columbia University Press，New York，1988:1－11.

［12］廣西壯族自治區(qū)旅游局.旅游業(yè)對國民經濟貢獻率研究［M］.中國旅游出版社，2004.

［13］潘文卿.中國區(qū)域經濟差異與收斂［J］.中國社會科學，2010(1).