旅游產(chǎn)業(yè)發(fā)展對經(jīng)濟增長的影響研究

劉曉靜 趙永峰

摘要：本研究從柯布道格拉斯生產(chǎn)函數(shù)入手，并結合實際對其進行了改進，在考慮旅游產(chǎn)業(yè)的前提下，構造了新的經(jīng)濟增長函數(shù)。在探討旅游產(chǎn)業(yè)對經(jīng)濟增長的影響時，先研究旅游產(chǎn)業(yè)直接作用于經(jīng)濟增長的情況，檢驗結果證明了旅游產(chǎn)業(yè)發(fā)展可以正向帶動經(jīng)濟增長。除了直接作用于經(jīng)濟增長，旅游產(chǎn)業(yè)還可以通過影響其他因素作用于經(jīng)濟增長，文章選用物質(zhì)資本、勞動力、產(chǎn)業(yè)結構、外商直接投資作為中間傳導變量，研究旅游產(chǎn)業(yè)通過其他因素對經(jīng)濟增長的傳導機制，研究結果表明，旅游產(chǎn)業(yè)可以通過物質(zhì)資本、勞動力、第三產(chǎn)業(yè)比重、外商直接投資來作用于經(jīng)濟增長。

Abstract： This study starts with the Cobb Douglas production function and improves it with the actual situation. Under the premise of considering the tourism industry， a new economic growth function is constructed. When discussing the impact of tourism industry on economic growth， we first study the direct effect of tourism industry on economic growth. The test results prove that the development of tourism industry can positively promote economic growth. In addition to acting directly on economic growth， tourism industry can also influence economic growth by influencing other factors. The article selects material capital， labor force， industrial structure and foreign direct investment as the intermediate transmission variables to study the transmission mechanism of tourism industry through other factors on economic growth. The results show that the tourism industry can act on economic growth through material capital， labor force， the proportion of tertiary industry and foreign direct investment.

關鍵詞：旅游產(chǎn)業(yè)；經(jīng)濟增長；產(chǎn)業(yè)結構；外商直接投資

Key words： tourism industry；economic growth；industrial structure；foreign direct investment

中圖分類號：F59 文獻標識碼：A 文章編號：1006-4311（2018）10-0076-05

0 引言

改革開放以來，我國旅游產(chǎn)業(yè)得到了快速發(fā)展，表現(xiàn)為國內(nèi)旅游人數(shù)和旅游收入得到了快速增長。同時，入境旅游人數(shù)也越來越多，旅游外匯收入逐年遞增，這對我國經(jīng)濟發(fā)展起到了很大的推動作用。旅游產(chǎn)業(yè)的發(fā)展可以促進其他產(chǎn)業(yè)的發(fā)展，并且旅游產(chǎn)業(yè)是勞動密集型產(chǎn)業(yè)，可以帶動勞動力就業(yè)，改善國民經(jīng)濟結構，增加國家外匯收入，平衡國際收支，促進地區(qū)經(jīng)濟發(fā)展。[1]世界旅游組織公布的資料表明，據(jù)世界旅游組織測算，旅游業(yè)每直接收入1元，會給國民經(jīng)濟相關行業(yè)帶來4.3元增值效益。每1個旅游直接就業(yè)人數(shù)，大致可產(chǎn)生5個相關就業(yè)需求，作為極具關聯(lián)作用的產(chǎn)業(yè)，能起到“一業(yè)帶百業(yè)”的作用。[2]旅游產(chǎn)業(yè)的發(fā)展壯大，旅游總收入提高了，會促進經(jīng)濟增長，旅游產(chǎn)業(yè)對經(jīng)濟發(fā)展的帶動效應已經(jīng)被廣大學者研究并得到認可。[3]旅游產(chǎn)業(yè)是關聯(lián)性極強的產(chǎn)業(yè)，如何通過其他因素促進經(jīng)濟增長也具有一定的研究意義。

1 旅游產(chǎn)業(yè)對經(jīng)濟增長貢獻的實證模型

1.1 旅游產(chǎn)業(yè)對經(jīng)濟增長的直接貢獻模型

新古典增長理論認為，經(jīng)濟增長取決于三個因素：勞動、資本和技術進步。本研究目的在于研究旅游產(chǎn)業(yè)發(fā)展對經(jīng)濟增長的影響，選擇經(jīng)濟增長研究文獻中較為通用的模型——柯布道格拉斯生產(chǎn)函數(shù)（Cobb-Douglas）。[4]即式（1）：

Y=AKαLβ （1）

式中：Y表示總產(chǎn)出，K、L分別表示資本存量（即物質(zhì)資本投入）、勞動力投入，α、β分別表示物質(zhì)資本、勞動力投入彈性系數(shù)，A表示全要素生產(chǎn)率，涵蓋制度、技術、文化等其他影響因素。為了研究旅游產(chǎn)業(yè)發(fā)展對經(jīng)濟增長的影響，在原柯布道格拉斯生產(chǎn)函數(shù)的基礎上，建立一個納入旅游業(yè)因素的生產(chǎn)函數(shù)核算方程作為實證計量模型。如果將旅游業(yè)變量引入生產(chǎn)函數(shù)核算方程，增長核算方程就擴展為：

Y=AKαLβTγ （2）

式中：Y、K、L仍舊如上所述，T為新構建的經(jīng)濟增長模型中旅游業(yè)投入變量，γ為旅游業(yè)的產(chǎn)出彈性系數(shù)。由于該模型包含參數(shù)非線性，對等式兩邊取自然對數(shù)，即式（3）：

lnY=lnA+αlnK+βlnL+γlnT（3）

α、β、γ分別表示各要素的投入產(chǎn)出彈性系數(shù)，將相關變量代入，模型方程設定為：

lnGDP=α0+α1lnKt+α2lnLt+α3lnTt+λt （4）

1.2 旅游產(chǎn)業(yè)對經(jīng)濟增長的間接貢獻模型

首先，考慮經(jīng)濟增長的兩大因素即物質(zhì)資本和勞動力投入，這兩大因素是經(jīng)濟增長的內(nèi)生動力。目前，大量研究表明旅游產(chǎn)業(yè)對固定資產(chǎn)具有推動作用。旅游產(chǎn)業(yè)有利于固定資產(chǎn)投資，旅游產(chǎn)業(yè)在自身吸收大量勞動力的同時，還會帶動相關產(chǎn)業(yè)的就業(yè)人數(shù)的增加。其次，旅游業(yè)作為一個關聯(lián)性極強的綜合性產(chǎn)業(yè)，有著改善產(chǎn)業(yè)結構、帶動其他經(jīng)濟部門發(fā)展的作用。旅游業(yè)作為第三產(chǎn)業(yè)中的新興產(chǎn)業(yè)，其發(fā)展壯大本身就驗證了產(chǎn)業(yè)結構演變的趨勢，其發(fā)展直接促進產(chǎn)業(yè)結構的升級，旅游產(chǎn)業(yè)的發(fā)展還必然會帶動一系列相關產(chǎn)業(yè)的發(fā)展，由此推動產(chǎn)業(yè)結構向合理化、高度化發(fā)展。旅游業(yè)是我國最早對外開放的行業(yè)之一，尤其是國際旅游的快速發(fā)展，有利于外商直接投資的增長。外商直接投資（簡稱FDI）的流入為中國經(jīng)濟增長做出了很大貢獻，一是FDI的流入本身就直接構成了投資，F(xiàn)DI的增加擴大了我國國內(nèi)的投資規(guī)模，通過投資對GDP的拉動促進了經(jīng)濟增長；二是由于FDI通過影響出口作用于經(jīng)濟增長，F(xiàn)DI集中于我國的出口部門，其流入可以促進了我國的出口，而出口是拉動我國經(jīng)濟增長的動力之一。借鑒現(xiàn)有研究成果，在研究旅游產(chǎn)業(yè)對經(jīng)濟增長的間接傳導作用時，選用的中間變量是物質(zhì)資本、勞動力投入、產(chǎn)業(yè)結構、外商直接投資?；谝陨戏治?，將模型（4）改進為計量回歸模型（5）：

lnGDP=α0+α1lnKt+α2lnLt+α3STRSt+α4STRTt+α5lnFDIt+λt（5）

式中：lnGDP表示產(chǎn)出，K、L分別表示物質(zhì)資本和勞動力，STRS、STRT分別表示第二產(chǎn)業(yè)產(chǎn)值占GDP比重（以下簡稱二產(chǎn)比重）、第三產(chǎn)業(yè)產(chǎn)值占GDP比重（以下簡稱三產(chǎn)比重），lnFDI表示外商直接投資；α0是常數(shù)項，α1、α2、α3、α4、α5分別表示lnK、lnL、STRS、STRT、lnFDI的變化對經(jīng)濟增長貢獻程度；λ是隨機干擾項，表示受隨機因素影響而未能觀察到的其它因素。

為了深入考察旅游產(chǎn)業(yè)發(fā)展通過其他因素對經(jīng)濟增長的間接影響，借鑒邵帥和楊莉莉等使用的分析產(chǎn)業(yè)對經(jīng)濟增長的傳導機制的模型方法[5]，構建旅游產(chǎn)業(yè)發(fā)展與經(jīng)濟增長模型中各投入要素之間的相互作用模型，以研究旅游產(chǎn)業(yè)發(fā)展對經(jīng)濟增長的作用機制，相關模型如下：

lnKt=a0+a1lnTt+ε1t （6）

lnLt=b0+b1 lnTt+ε2t （7）

STRSt=c0+c1lnTt+ε3t （8）

STRTt=d0+d1lnTt+ε4t （9）

lnFDIt=e0+e1lnTt+ε5t （10）

λt=g0+g1lnTt+ε6t （11）

研究選取的時間段是2000-2015年，數(shù)據(jù)來源主要《中國統(tǒng)計年鑒》、《中國旅游統(tǒng)計年鑒》、中經(jīng)網(wǎng)統(tǒng)計數(shù)據(jù)庫。

2 旅游產(chǎn)業(yè)對經(jīng)濟增長貢獻實證分析

2.1 旅游產(chǎn)業(yè)對經(jīng)濟增長直接作用的實證檢驗結果

為了考察旅游產(chǎn)業(yè)發(fā)展對經(jīng)濟增長的直接作用，計量分析分為兩個步驟，首先，單獨考察旅游產(chǎn)業(yè)變量和經(jīng)濟增長變量之間的關系，其次，在加入物質(zhì)資本和勞動力投入兩個變量的情況下，考察旅游產(chǎn)業(yè)變量和經(jīng)濟增長之間的關系。

2.1.1 旅游產(chǎn)業(yè)發(fā)展和經(jīng)濟增長的動態(tài)關系

從2000到2015年，隨著旅游產(chǎn)業(yè)的繼續(xù)發(fā)展，我國國民經(jīng)濟也取得了相應的增長。利用SPSS16.0的Pearson相關分析，旅游總收入與實際GDP的相關系數(shù)達到了0.924，且通過了1%的顯著性水平檢驗，這表明旅游總收入與實際GDP之間存在顯著的正相關。下面通過計量檢驗，進一步探討旅游產(chǎn)業(yè)發(fā)展和經(jīng)濟增長的關系。

①數(shù)據(jù)的平穩(wěn)性檢驗。

對于時間序列，數(shù)據(jù)的平穩(wěn)性是決定回歸是否可靠的重要性指標，所以數(shù)據(jù)的平穩(wěn)性檢驗至關重要。檢驗數(shù)據(jù)是旅游總收入（T）、經(jīng)濟總產(chǎn)出（實際GDP）兩個變量均取自然對數(shù)。選擇ADF單位根檢驗法，采用赤池信息量準則（AIC）確定滯后階數(shù)。檢驗結果（表1）表明變量lnGDP和lnT在1%的顯著水平上均不平穩(wěn)，但是，經(jīng)過一階差分后，序列分別在5%和1%的顯著性水平上平穩(wěn)，兩個變量都是一階單整序列，即I（1）序列。據(jù)此初步推斷變量lnGDP和lnT可進行數(shù)據(jù)協(xié)整檢驗和格蘭杰因果分析。

②E-G協(xié)整檢驗。

根據(jù)E-G兩步法做協(xié)整檢驗，首先建立回歸方程：ln GDPt=β0+β1ln Tt+μ。鑒于上面ADF檢驗的結果，由于變量lnGDP和lnT同階平穩(wěn)，利用普通最小二乘法（ordinary least square，OLS）對方程的回歸系數(shù)進行估計，結果如下：

lnGDPt=5.068+0.509lnTt

（50.7267）（16.6978）

R2=0.9342 F=269.0136

DW=1.323433

接下來對方程的回歸殘差序列做ADF單位根檢驗。結果顯示，殘差的ADF統(tǒng)計值是-3.061，通過了10%的顯著性水平檢驗，殘差是平穩(wěn)的，且方程擬合度較高，解釋力較強，這說明回歸方程比較合理，旅游總收入與經(jīng)濟總產(chǎn)出之間存在協(xié)整關系，模型不存在謬誤回歸。回歸方程系數(shù)是旅游總收入與經(jīng)濟總產(chǎn)出間的彈性，即當旅游收入（T）每增加1%，經(jīng)濟總產(chǎn)出（lnGDP）將提高0.509%，反映了旅游產(chǎn)業(yè)發(fā)展對經(jīng)濟增長有明顯的貢獻作用，是帶動經(jīng)濟增長的有利因素之一。

③格蘭杰因果檢驗。

通過上述ADF檢驗和E-G協(xié)整檢驗，表明旅游產(chǎn)業(yè)發(fā)展和經(jīng)濟增長存在穩(wěn)定的均衡關系，但二者之間是不是存在因果關系，需要進一步進行因果檢驗。按照赤池信息準則（AIC）和施瓦茲（SC）最小準則，通過VAR模型，確定兩個變量的最佳滯后期是2。通過格蘭杰因果檢驗，結果表明，在5%的顯著水平下，經(jīng)濟增長是旅游產(chǎn)業(yè)發(fā)展的格蘭杰原因，旅游產(chǎn)業(yè)發(fā)展不是經(jīng)濟增長的格蘭杰原因。說明二者之間存在由經(jīng)濟增長到旅游產(chǎn)業(yè)發(fā)展的單向格蘭杰因果關系。

2.1.2 考慮物質(zhì)資本和勞動力后旅游產(chǎn)業(yè)和經(jīng)濟增長的關系

在對柯布道格拉斯生產(chǎn)函數(shù)進行改進后，將旅游產(chǎn)業(yè)要素加入進去，建立了包括物質(zhì)資本、勞動力投入、旅游總收入三個變量的經(jīng)濟增長模型，即式（3），接下來對式（3）進行計量檢驗。檢驗結果如表2，物質(zhì)資本、勞動力投入、旅游產(chǎn)業(yè)與經(jīng)濟增長正相關，均會對經(jīng)濟增長產(chǎn)生促進作用。從回歸系數(shù)來看，物質(zhì)資本lnK、勞動力投入lnL與旅游總收入lnT對經(jīng)濟增長的彈性系數(shù)分別為0.3214、0.3521、0.1812，即物質(zhì)資本、勞動力投入和旅游總收入每提高1%，國內(nèi)生產(chǎn)總值會提高0.3214%、0.3521%、0.1812%。實證檢驗結果表明，當加入物質(zhì)資本和勞動力兩個變量之后，擬合優(yōu)度R2從0.9342上升到0.9825，說明加入lnK和lnL后，模型的解釋力度有所加強，同時，旅游總收入lnT的系數(shù)為0.1812，仍通過了1%置信水平的檢驗。

2.2 旅游產(chǎn)業(yè)對經(jīng)濟增長間接作用的實證檢驗結果

2.2.1 各因素對經(jīng)濟增長的影響分析

利用Eviews軟件對式（5）進行回歸檢驗，檢驗結果見表3。通過做回歸分析可以看出，以上模型中所選取的變量與經(jīng)濟增長之間均呈現(xiàn)較高的相關性，并且全部通過了1%的顯著性水平的檢驗，這說明變量指標的選擇是較為合理的。各變量與實際GDP之間的估計系數(shù)是各因素對經(jīng)濟增長的產(chǎn)出彈性。由估計系數(shù)可見，物質(zhì)資本、勞動力投入對經(jīng)濟增長的產(chǎn)出彈性較高，分別為0.3562和0.3313，初步說明了在2000-2013年期間，物質(zhì)資本和勞動力投入對經(jīng)濟增長的貢獻仍舊是最突出的。第二、第三產(chǎn)業(yè)比重的彈性系數(shù)分別為0.0625和0.0515，反映了產(chǎn)業(yè)結構變動也推動了經(jīng)濟增長，F(xiàn)DI的彈性系數(shù)為0.0558，說明外商直接投資是可以拉動經(jīng)濟增長的。并且以上所有要素變量全部通過了不同水平下的顯著性檢驗，且擬合系數(shù)達到了0.9731，DW值為1.6028，說明模型（5）的解釋力比較好。

2.2.2 旅游產(chǎn)業(yè)通過其他因素對經(jīng)濟增長的作用

本部分研究旅游產(chǎn)業(yè)通過lnK、lnL、STRS、STRT、lnFDI對經(jīng)濟增長發(fā)生作用的傳導機制。根據(jù)2000-2015年旅游收入及各指標的數(shù)據(jù)，仍然采用廣義最小二乘法對方程（6）-（11）進行估計，分析的結果是DW值都小于1，這就意味著存在自回歸的問題，這會影響分析結果。這有可能是由于在構建（6）-（11）的模型時，只考慮了旅游產(chǎn)業(yè)對各要素的影響，這可能導致了參數(shù)方差出現(xiàn)了偏差。針對此問題，對以上方程做自相關糾正，糾正后的DW值介于1.5-2.5之間，并且方程的擬合系數(shù)都比較高，見表4。糾正后的回歸結果顯示旅游產(chǎn)業(yè)總收入與經(jīng)過糾正后的物質(zhì)資本，勞動力投入，二、三產(chǎn)業(yè)比重和外商直接投資都呈現(xiàn)為正相關，并且系數(shù)均在5%以上水平顯著。

①旅游產(chǎn)業(yè)通過物質(zhì)資本影響經(jīng)濟增長。

旅游資源的持續(xù)開發(fā)伴隨著固定資產(chǎn)投資的持續(xù)進行。1978年以來，中國旅游產(chǎn)業(yè)形成旅游固定資產(chǎn)原值將近八千億，旅游固定資產(chǎn)的增長率與旅游收入的增長率呈現(xiàn)較高的一致性。尤其是近十幾年來，旅游房地產(chǎn)固定資產(chǎn)投資在房地產(chǎn)大背景下構成了社會固定資產(chǎn)投資的組成部分，因此旅游產(chǎn)業(yè)可以通過固定資產(chǎn)從而影響經(jīng)濟增長。[7]通過表3和表4的計算結果可以看出，固定資產(chǎn)對經(jīng)濟增長的產(chǎn)出彈性系數(shù)是0.3562，旅游產(chǎn)業(yè)與固定資產(chǎn)投資的系數(shù)是0.5058，二者都是顯著的。即旅游收入增加1%，會帶動固定資產(chǎn)投入增加0.5058%，而固定資產(chǎn)投資增加1%，會推動經(jīng)濟增長0.3362%。這說明旅游產(chǎn)業(yè)可以促進固定資產(chǎn)投資，從而促進經(jīng)濟增長。

②旅游產(chǎn)業(yè)通過勞動力投入影響經(jīng)濟增長。

旅游產(chǎn)業(yè)是勞動密集型產(chǎn)業(yè)，涉及的領域廣泛，旅游產(chǎn)業(yè)發(fā)展不僅需要投入大量的勞動力，而且對勞動力的需求也是多樣化的。[8]游產(chǎn)業(yè)既需要一些高學歷、專業(yè)知識的管理和規(guī)劃人才，也需要具備簡單技能的普通勞動力。通過表3和表4的計算結果可以看出，勞動力投入對經(jīng)濟增長的產(chǎn)出彈性系數(shù)是0.3313，而旅游產(chǎn)業(yè)與勞動力投入的系數(shù)是0.3079，二者都是顯著的。即旅游收入增加1%，會帶動勞動力投入0.3079%，而勞動力投入增加1%，會推動經(jīng)濟增長0.2813%。這說明旅游產(chǎn)業(yè)可以促進勞動力投入，從而促進經(jīng)濟增長。

③旅游產(chǎn)業(yè)通過產(chǎn)業(yè)結構影響經(jīng)濟增長

本研究考慮的是旅游產(chǎn)業(yè)通過第二、第三產(chǎn)業(yè)比重對經(jīng)濟增長產(chǎn)生影響。通過表5的計算結果可以看出，旅游產(chǎn)業(yè)發(fā)展與第二產(chǎn)業(yè)比重的相關系數(shù)為負，沒有通過顯著性檢驗。而表3計算結果表示，二產(chǎn)比重對經(jīng)濟增長的產(chǎn)出彈性系數(shù)是0.0625，通過了顯著性檢驗，即二產(chǎn)比重每增加1%，會推動經(jīng)濟增長0.0625%。這說明旅游產(chǎn)業(yè)不能通過二產(chǎn)比重這個因素影響經(jīng)濟增長。表4的結果表明旅游產(chǎn)業(yè)對第二產(chǎn)業(yè)發(fā)展具有抑制作用，這可能是由于以下幾方面原因，第一，由于第二產(chǎn)業(yè)（尤其是制造業(yè)）的生產(chǎn)效率的提高，導致就業(yè)人數(shù)減少，剩余的勞動力轉(zhuǎn)移到服務業(yè)。第二，由于貿(mào)易因素的原因，第二產(chǎn)業(yè)中各行業(yè)處于競爭優(yōu)勢的組織生產(chǎn)效率不斷提高，也使得處于競爭劣勢的組織的生存空間受到擠壓，第二產(chǎn)業(yè)部分資源不斷重新配置。第三，公共部門推動。由于政府或其他公共部門的擴張使得資源從工業(yè)部門轉(zhuǎn)移到服務業(yè)部門。

通過表3和表4的計算結果可以看出，第三產(chǎn)業(yè)比重與經(jīng)濟增長的產(chǎn)出彈性系數(shù)是0.0515，旅游產(chǎn)業(yè)與第三產(chǎn)業(yè)比重的相關系數(shù)是0.2055，二者都是顯著的，即第三產(chǎn)業(yè)比重每增加1%，會推動經(jīng)濟增長0.0515%，而旅游總收入每增加1%，會帶動第三產(chǎn)業(yè)比重提高0.2055%。這說明旅游產(chǎn)業(yè)可以通過第三產(chǎn)業(yè)比重的調(diào)整來影響經(jīng)濟增長。近年來，我國旅游業(yè)飛速發(fā)展的現(xiàn)實表明，旅游已經(jīng)成為我國不容忽視的新的消費熱點，實踐證明，凡是旅游業(yè)發(fā)達的地區(qū)，第三產(chǎn)業(yè)相對來說較為發(fā)達。

④旅游產(chǎn)業(yè)通過外商直接投資影響經(jīng)濟增長。

外商直接投資（FDI）的流入為中國經(jīng)濟的高速增長做出了很大貢獻，一是FDI的流入直接擴大了我國國內(nèi)的投資規(guī)模，通過投資對GDP的拉動促進了經(jīng)濟增長；二是FDI的流入也極大地促進了我國的出口。在我國改革開放30多年的發(fā)展歷程中，旅游產(chǎn)業(yè)一直走在對外開放的前沿，成為對外開放的排頭兵。旅游業(yè)屬于開放性產(chǎn)業(yè)之一，我國允許設立外資旅行社和多項面對外商的開放措施，所以在引進外資方面，旅游業(yè)相比其他服務業(yè)具有明顯的優(yōu)勢。通過表3和表4的計算結果可以看出，F(xiàn)DI與經(jīng)濟增長的產(chǎn)出彈性系數(shù)是0.0558，旅游產(chǎn)業(yè)與FDI的相關系數(shù)是0.1601，二者都是顯著的。即FDI每增加1%，會帶動經(jīng)濟增長0.0558%，而旅游總收入每增加1%，會帶動FDI增加0.1601%，這說明旅游產(chǎn)業(yè)可以通過對FDI的拉動從而促進經(jīng)濟增長。

3 結論

文不僅研究了旅游產(chǎn)業(yè)直接作用于經(jīng)濟增長的情況，而且研究了旅游產(chǎn)業(yè)如何通過其他因素作用于經(jīng)濟增長。研究得出以下結論：

①單獨看旅游總收入和經(jīng)濟增長兩個變量，二者存在長期均衡關系，旅游總收入和經(jīng)濟增長的相關系數(shù)是0.509，且二者之間存在經(jīng)濟增長到旅游產(chǎn)業(yè)的單向因果關系。通過改進的柯布道格拉斯生產(chǎn)函數(shù)，在加入物質(zhì)資本和勞動力投入兩個變量后，旅游產(chǎn)業(yè)發(fā)展仍舊會對經(jīng)濟增長發(fā)生正向作用，系數(shù)為0.1812。

②旅游總收入在直接構成經(jīng)濟增長組成部分的同時，還可以通過作用于其他因素影響經(jīng)濟增長。除了物質(zhì)資本和勞動力投入兩個因素外，本研究還選取了產(chǎn)業(yè)結構和外商直接投資，為了深入考察旅游產(chǎn)業(yè)發(fā)展通過其他因素對經(jīng)濟增長的間接影響，構建了旅游產(chǎn)業(yè)發(fā)展與經(jīng)濟增長模型中各投入要素之間的相互作用模型，以研究旅游產(chǎn)業(yè)發(fā)展對經(jīng)濟增長的作用機制。研究結果表明，旅游產(chǎn)業(yè)可以通過物質(zhì)資本、勞動力投入、第三產(chǎn)業(yè)比重、外商直接投資來作用于經(jīng)濟增長，但是不能通過影響第二產(chǎn)業(yè)比重來作用于經(jīng)濟增長。

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