“荷蘭病”型旅游地：內涵解析與識別流程

楊懿++田里++鐘暉

摘 要“荷蘭病”是一個經濟學領域的概念，指一國或地區某一產業部門異常繁榮，而其它產業發展相對滯后的現象。在中國旅游產業發展實踐中，存在著以麗江市、張家界市、三亞市、黃山市和阿壩州為代表的以旅游業為單一支柱產業，區域經濟發展高度依賴旅游業的旅游地。文章創造性地提出了“荷蘭病”型旅游地的概念，并系統闡述了“荷蘭病”型旅游地的內涵特征、形成條件和識別流程，運用Eviews7.0軟件對上述五個城市進行“荷蘭病”識別的計量經濟分析，發現都屬于典型的“荷蘭病”型旅游地。

關鍵詞“荷蘭病”；旅游地；識別

[中圖分類號]F592.7 [文獻標識碼] A [文章編號]1673-0461（2017）04-0047-06

一、問題提出與文獻回顧

“荷蘭病”的概念起源于20世紀50年代，荷蘭石油和天然氣業迅速發展卻抑制了其它產業部門，最終導致了通貨膨脹上升、制成品出口下降、收入增長率降低、失業率增加等現象，使荷蘭經歷了一場前所未有的產業結構調整危機。因此，經濟學界將這類某一產業部門異常繁榮，其它產業發展相對滯后的現象稱為“荷蘭病”。在中國旅游產業發展實踐中，存在著以云南麗江市、湖南張家界市、海南三亞市、安徽黃山市和四川阿壩州為代表的以旅游業為單一支柱產業，區域經濟發展高度依賴旅游業的旅游地。林毅夫（1999）曾指出經濟發展的真實涵義不是一個或幾個產業鶴立雞群式的增長，而是綜合經濟實力的提高；劉偉（2002）通過對中國1992～2000年經濟發展相關數據的實證研究，指出如果第三產業在國民生產總值中超過一定比重，就會降低農業和工業對經濟增長的拉動，單純強調發展第三產業，只能促進經濟的短期增長，之后卻會步入長時間的衰退。這類旅游地雖然通過旅游業的蓬勃發展獲得了“第一桶金”和巨大的榮耀，但其區域經濟卻形成了過度依賴旅游業的“困局”，使其它產業發展面臨更多的困難。“荷蘭病”現象的出現引起了學術界的高度重視，Corden & Neary（1982）作為研究“荷蘭病”的代表，在假定充分就業狀態的基礎上，構建了“荷蘭病”經典理論模型，指出自然資源大開發將導致支出效應、資源轉移效應、去工業化現象和匯率升值現象。Auty（1993）、Sachs & Warner（1995）從發展經濟學的視角審視“荷蘭病”效應，提出了“資源詛咒”假說。在國內，學術界常以“荷蘭病”來警示在國民經濟發展中過分依賴某種自然資源的危險性（劉佳，2009；龔秀國，2010等）。

“荷蘭病”理論在旅游研究中的應用才剛剛起步。學術界已經意識到“荷蘭病”在旅游業發展中的客觀存在，但是還缺乏系統研究。Copeland（1991）和Chao & Hazeri & Laffargue（2006）提出小型城市生產要素過分集中于旅游業，容易產生“荷蘭病”，制約其它產業和城市經濟的發展；Javier Capó Parrilla（2005）等通過分析西班牙旅游業和經濟發展的關系，認為在經濟上過度依賴旅游業而導致的“荷蘭病”是其經濟發展長期停滯不前，遠落后于歐盟其它國家的重要原因；徐紅罡（2006）提出了“荷蘭病”在中國資源型旅游地中的作用機制；Javier Capo & Antoni Riera Font & Jaume Rossello Nadal（2009）證明了西班牙巴利阿里群島和加那利群島過度依賴旅游業發展，出現了“荷蘭病”現象；Ashworth & Page（2010）也指出旅游業能夠給區域帶來持續的經濟利益，但高度依賴于旅游業的區域經濟卻從旅游業獲利較少；左冰（2011）提出旅游發展有可能產生“荷蘭病”效應，會對地方經濟的長期發展產生不利影響；徐文海、曹亮（2012）認為旅游服務部門的擴張可以提高非貿易品的相對價格，從而擠出那些以犧牲貿易品部門發展為代價的生產因素；鐘偉（2013）在提出要科學認識旅游業擴張對經濟增長的負面效應，尤其是旅游業的“去工業化”現象；呂觀盛（2014）提出地區經濟對旅游業的依賴程度與地方經濟脆弱性之間存在的強關聯度。

基于此，以麗江、張家界、三亞、黃山和阿壩五個旅游地為研究對象，創造性地提出了“荷蘭病”型旅游地的新概念，并系統闡述了“荷蘭病”型旅游地的內涵特征、形成機理和識別流程，基于1997～2014年五個案例相關統計數據的計量經濟分析進行了“荷蘭病”型旅游地識別的實證研究，以期能夠引起學界對“荷蘭病”效應的關注和研究。

二、理論解析

（一）“荷蘭病”型旅游地的概念

“荷蘭病”型旅游地是筆者在《旅游后現象理論體系構建研究》一文中提出的。通過筆者對國內外學術資源數據庫的系統檢索，尚未發現關于此現象的系統研究，但已經有學者提及或關注到這一現象，主要表現在兩個方面：一是在旅游的負面經濟影響研究中提到過度依賴旅游業會對區域經濟發展帶來不利影響（陳東田、吳人韋，2002[1]；李天元，2006[2]；謝彥君，2006[3]）；二是有學者提出過“旅游經濟依賴型目的地”、“旅游資源依賴型城市”和“旅游經濟體”三個與此類似的概念。項怡嫻、保繼剛（2007）提出旅游經濟依賴型目的地是指旅游產業高速發展、其它產業結構比較單一且發展相對滯緩，城市高度依賴旅游經濟的旅游目的地[4]；魏敏（2010）提出旅游資源依賴型城市是指具有良好的旅游資源稟賦，城市因旅游資源的開發、經營而興起或發展壯大，旅游資源是城市經濟發展的重要依托，旅游業是支柱產業，旅游收入相當于該城市GDP的50%以上的旅游城市[5]；李軍、保繼剛（2011）提出旅游經濟體是旅游業在地區經濟總量中占較大比重的經濟體，比較典型的有張家界旅游經濟體、黃山旅游經濟體等[6]。

本文參考上述三個概念的界定，并結合計量經濟分析的相關原理，認為“荷蘭病”型旅游地是指旅游產業異常繁榮，其它產業發展相對滯后，國民經濟發展高度依賴旅游業的旅游地。具體而言，該定義包括以下幾個方面的內容：

第一，“荷蘭病”型旅游地產業結構相對單一，旅游業是區域國民經濟發展的單一支柱產業，旅游收入相當于GDP比重在50%以上；值得一提的是，由于國內國民經濟統計體系中缺乏旅游GDP的統計數據，而目前國內外關于旅游衛星賬戶的研究尚處于初級階段，因此，本文采用魏小安（2000）[7]的觀點，根據支出法（即旅游收入÷GDP）計算旅游收入對GDP貢獻率，并將其稱之為旅游收入“相當于”GDP的比重。

第二，“荷蘭病”型旅游地國民經濟發展與旅游收入之間存在長期穩定的均衡關系，即計量經濟分析中的協整關系。

第三，旅游業是“荷蘭病”型旅游地經濟發展的主要動力，“荷蘭病”型旅游地旅游收入對國民經濟發展存在因果關系，即計量經濟分析中的回歸關系。

第四，“荷蘭病”型旅游地國民經濟發展對旅游收入變動的敏感程度較高，即旅游業的波動會對國民經濟發展帶來較大的影響。

需要強調的是，本文研究的“荷蘭病”型旅游地主要是以云南麗江市、湖南張家界市、海南三亞市、安徽黃山市和四川阿壩州為代表的地級市。隨著行政區劃級別的不同，旅游收入相當于GDP比重的標準也應該有相應的調整，行政區劃級別越高，該比重應該越小；反之，行政區劃界別越低，該比重應該越大。

（二）“荷蘭病”型旅游地的特征

1.經濟發展滯后性

“荷蘭病”型旅游地往往是經濟不發達地區，徐紅罡（2006）曾指出旅游業為不發達地區提供了發展機遇，旅游資源是其最可利用的經濟資源，但是以旅游為支柱產業的目的地經濟發展卻與其它地區的差距很大[8]。“荷蘭病”型旅游地的經濟發展長期以來均處于相應大區域內下游水平，經濟總量低、經濟基礎較為薄弱。

2.支柱產業單一性

單一支柱產業城市在自然資源豐富的地區較為常見，一般可以劃分為兩種類型：一是資源型城市，如石油城市大慶、煤炭城市大同、銅礦城市銅陵等；二是產品型城市，如汽車城十堰、鋼鐵城攀枝花、化纖城儀征等。根據“荷蘭病”型旅游地的定義可以看出，“荷蘭病”型旅游地是以旅游業為單一支柱產業的旅游地，旅游收入在GDP中所占的比重超過半數，是一種新型的單一支柱產業城市，兼具資源型和產品型兩類的特征。

3.外部經濟依賴性

旅游業是一種外部依賴型產業，影響旅游需求的主要因素如收入水平、閑暇時間、游客偏好等都是由客源地相關要素決定，旅游目的地自身無法控制；而旅游活動本身的季節性以及突發事件對旅游業的沖擊等擾動因素更是不在旅游地的可控范圍之內。對于“荷蘭病”型旅游地而言，旅游產業是其唯一的支柱產業，是區域發展的經濟命脈，旅游產業的外部依賴性決定了“荷蘭病”型旅游地的經濟發展具有極強的外部依賴特征。

4.產業結構空心化

產業空心化即區域內非物質生產的服務性部門產業比重遠超過物質生產部門的比重。“荷蘭病”型旅游地由于把大量的人力、物力和財力集中到旅游開發中，抑制了其它產業的發展，形成了以旅游業為單一支柱產業，第三產業在國民經濟發展中一支獨大的單一產業結構。在經濟發達國家和地區，產業空心化是一個非常常見的現象，并不完全是壞事。但是，“荷蘭病”型旅游地在經濟尚不發達，經濟總量較低的情況下卻過早地出現產業空心化現象，導致區域內旅游產業的接續產業和替代產業不完善，產業轉型難度大。

5.發展風險潛在性

“荷蘭病”型旅游地經濟發展所面臨的各種風險是隱性的，其經濟發展風險的凸顯過程與19世紀末美國康奈爾大學（Cornell University）科學家所做的“溫水煮青蛙”試驗類似。當未發生擾動因素的影響時，旅游產業蓬勃發展帶來的財富和榮耀猶如“溫柔的陷阱”將區域經濟發展的隱患屏蔽。但是，一旦出現擾動導致旅游產業的衰退或波動，由于缺乏替代產業或接續產業的支撐，加之本身經濟實力較弱，極易導致整個區域經濟發展危機的爆發。

（三）“荷蘭病”型旅游地的形成

1.市場需求條件

相關研究表明，當人均GDP達到300美元時，就會有旅游需求產生；當人均GDP達到1 000美元時，就會有對臨近地區或國家的旅游需求產生；當人均GDP達到3 000美元以上時，就會有遠距離國際旅游需求產生。隨著工業化進程的不斷推進，物質生產部門獲得了長足的發展，國民收入和人民生活水平大幅提高，這就促使人們的需求結構從注重物質需求轉向重視精神需求，為旅游需求的產生奠定了堅實的經濟基礎。與此同時，隨著社會和科技的大發展，勞動生產率不斷提高，人們的工作時間相對減少，而閑暇時間逐步增多，為旅游需求的產生提供了必要的時間條件。因此，旅游順理成章地成為人們日常生活中的重要內容，產生了巨大的市場需求。這一需求的出現，成為旅游產業大發展的重要催化劑，引爆了各地旅游產業的大開發，有力地帶動了“荷蘭病”型旅游地的形成和發展。

2.旅游資源條件

旅游資源是構成旅游活動的客體，是供旅游者參觀游覽的基本要素。旅游資源是指在自然和人類社會中能夠激發旅游者旅游動機并進行旅游活動，為旅游業所利用并產生經濟、社會和生態效益的客體。旅游資源條件是“荷蘭病”型旅游地形成和發展的物質基礎和前提條件，Prahalad & Hamel（1990）曾指出區域資源的稀缺性和獨特性決定了該區域發展的能力[9]。“荷蘭病”型旅游地的旅游資源往往都是品質極高的資源，如麗江市、張家界市、黃山市、阿壩州的核心旅游資源均是世界遺產甚至是雙遺產；三亞市被稱為“東方夏威夷”，其海濱旅游資源品位冠絕全國。“荷蘭病”型旅游地就是由于其獨特稀缺的高品質旅游資源，才吸引了數量巨大的游客不斷前來，形成了區域經濟對旅游業的高度依賴。

3.產業基礎條件

旅游地產業基礎條件主要包括旅游基礎設施和旅游接待設施兩大類。由于“荷蘭病”型旅游地在旅游業大發展之前交通區位條件一般都較差，因此，只有首先大幅改善旅游地的可進入性，才有可能招徠大量的游客，如麗江市、張家界市、黃山市、阿壩州、三亞市等“荷蘭病”型旅游地作為經濟并不發達的區域非中心城市卻都擁有民航機場，且據中國旅游研究院的統計，除黃山機場，其余四個旅游地機場吞吐量均位列全國機場前50位[10]。在完善交通可進入性的同時，為應對大量涌入的游客，“荷蘭病”型旅游地還會大量開發建設滿足游客“吃、住、行、游、購、娛”需求的旅游設施，如麗江市、三亞市的高星級酒店數量均為全省第一，其它“荷蘭病”型旅游地的高星級酒店數量也位居全省前列。因此，“荷蘭病”型旅游地在發展歷程中，都經歷過大規模投資建設旅游基礎設施和接待設施，不斷完善旅游產業發展基礎條件的階段。

4.比較優勢陷阱

在具備了上述三個基本條件的基礎上，由于旅游開發給旅游地帶來了巨大的經濟效益和區域榮耀，旅游業也順理成章地成為了區域經濟發展中“比較優勢”明顯的產業。這種“比較優勢”形成了區域對旅游開發回報的高預期，導致區域過度投資和扶持旅游產業發展，而對其它產業發展的投資和扶持力度卻嚴重不足。謝彥君（2006）也指出，國民經濟對旅游業的依賴程度過高會削弱區域的經濟基礎[11]。在這樣的發展模式下，雖然也能從中獲得一定的經濟利益，但卻引發了區域經濟結構不穩定性和支柱產業單一的敏感性，使得區域經濟發展落入了“比較優勢陷阱”并導致“荷蘭病”型旅游地的形成。

三、研究設計

（一）“荷蘭病”型旅游地識別流程

根據上文對“荷蘭病”型旅游地內涵的界定，“荷蘭病”型旅游地的識別流程如圖1所示：步驟1：計算旅游收入相當于GDP的比重，若超過50%則進入步驟2；步驟2：識別前的準備工作，包括搜集、處理數據和建立分析模型；步驟3：“病情”初診，即回歸模型估計，運用變量平穩性檢驗、協整關系檢驗和回歸模型估計的方法檢驗旅游收入與GDP之間是否存在長期穩定的均衡關系和因果關系，若同時存在則進入步驟4；步驟4：“病情”復診，即回歸模型修正，對步驟3中估計的回歸模型進行擬合度檢驗、異方差檢驗和自相關檢驗，確定最終的回歸模型和旅游收入對GDP的彈性系數。

（二）“荷蘭病”型旅游地回歸模型估計

1.平穩性檢驗

變量的平穩性是指變量之間的統計規律不隨時間的推移而變化。變量的平穩性是計量經濟分析的基本要求和進行協整檢驗的前提，只有模型中的變量是平穩的，計量經濟分析結果才有效；反之，如果模型中含有非平穩時間序列，計量經濟分析中的估計和檢驗將失去意義，出現偽回歸（Spurious Regression）現象并得出錯誤的結論。

在計量經濟分析之前必須要檢驗數據的平穩性，本文將采用ADF檢驗法對“荷蘭病”型旅游地旅游收入與GDP構成的時間序列是否是平穩的時間序列進行檢驗。

2.協整檢驗

協整指的是多個非平穩變量的某種線性組合是平穩的，即對于兩個時間序列{Xt}和{Yt}，若yt～I（1），xt～I（1），且存在一組不為零的常數α1、α2，使得α1xt+α2yt～I（0），則Xt和Yt之間是協整的[15]。協整關系檢驗的基本思想是：盡管兩個變量序列為非平穩序列，但它們的某種線性組合卻可能呈現穩定性，則這兩個變量之間便存在長期穩定的均衡關系，即協整關系。例如，Xt和Yt是兩個隨機游走的變量，但存在Zt=Xt-λ1Yt可能是平穩的，則Xt和Yt之間就是協整的，λ1即協整參數。

協整關系檢驗常用方法有兩種，本文將采用EG檢驗法對“荷蘭病”型旅游地旅游收入與GDP之間是否存在長期穩定關系進行檢驗。

3.回歸分析

回歸分析是計量經濟分析中確定變量之間相互關系最基本的方法，其原理是通過被解釋變量（自變量）的已知值或設定值來估計或預測解釋變量（因變量）的均值。對于雙變量模型而言，在給定解釋變量X的前提下，可確定解釋變量X與被解釋變量Y之間的總體回歸函數（1）以表明Y的平均狀態隨X的變化規律。

E（Y|X）=f（X）（1）

如果解釋變量X與被解釋變量Y為線性關系時，式（1）可進一步明確為：

E（Y|X）=f（X）=β0+β1Xi （2）

其中，式（2）即為總體回歸函數，β0、β1即回歸系數。本文的回歸模型估計就是在“荷蘭病”型旅游地旅游收入與GDP之間建立總體回歸函數并對其回歸系數進行估計。

（三）“荷蘭病”型旅游地回歸模型修正

1.擬合度檢驗

回歸函數對應的樣本回歸線本質上就是對樣本數據的一種擬合，即使對于相同的樣本數據，回歸參數估計的方法不同擬合出的樣本回歸線就有可能不同。擬合度檢驗就是檢驗回歸模型與樣本觀測值之間擬合程度的方法，是在對被解釋變量Y總方差分解的基礎上，通過可決系數（R2）的大小來判斷模型的擬合程度。本文的擬合度檢驗就是對“荷蘭病”型旅游地旅游收入與GDP之間的回歸方程的擬合程度進行檢驗。

2.異方差檢驗

在回歸模型提出的基本假定中包括有同方差性的假定，即對于所有的i（i=1，2，…，n）都有Var（ui）=σ2，即ui同方差。σ2為隨機干擾項相對其均值分散程度的度量。如果E（ui）=0，即σ2度量了被解釋變量Y的觀測值圍繞回歸線E（Yi）=β1+β2X2i+β3X3i+…+βkXki的分散程度，所謂同方差也就是指相對于回歸線而言，被解釋變量的所有觀測值的分散程度是相同的。因此，可將模型設為：

Yi=β1+β2X2i+β3X3i+…+βkXki+ui，i=1，2，…，n（3）

如果其它假定條件不變，則回歸模型的隨機誤差項方差為：

Var（ui）=σi2，i=1，2，…，n （4）

就具有異方差性（Heteroscedasticity）。因此，所謂異方差就是指被解釋變量觀測值的分散程度會隨著解釋變量變化而發生改變，即產生異方差的原因是某個解釋變量發生了變化，可得：

Var（ui）=σi2=σ2f（Xi） （5）

異方差的檢驗方法根據其產生原因不同的假設，有多種方法，本文將采用懷特檢驗法對“荷蘭病”型旅游地旅游收入與GDP之間的回歸模型否存在異方差進行檢驗。

3.自相關檢驗

自相關（Auto correlation）也即序列相關（Serial correlation）指回歸模型的隨機誤差項間存在某種相關關系[12]。在回歸模型的假定中有隨機誤差項無自相關性的假設，即ui的不同觀測值之間是無相關性的，也即是：

Cov（ui，uj）=E（ui，uj） （i≠j） （6）

在計量經濟學中，通常用自相關系數ρ表示模型自相關的程度。由于隨機誤差項ut與滯后一期的隨機誤差項ut-1的均值為零，因此，自相關系數ρ可表示為：

ρ=■ （7）

由于ut-1為滯后一期的隨機誤差項，自相關系數ρ即為一階自相關系數，其取值范圍為-1≤ρ≤1，ρ的正負即可判斷回歸模型的自相關情況，ρ<0則存在負相關，ρ>0則存在正相關，ρ=0則為不相關。本文將采用DW 檢驗法對“荷蘭病”型旅游地旅游收入與GDP之間的回歸模型隨機誤差項之間存在相關關系進行檢驗。

四、實證分析

（一）模型構建與變量選擇

麗江市、張家界市、三亞市、黃山市和阿壩州旅游產業發展水平較高，但經濟發展卻相對滯后，區域經濟發展呈現出旅游產業異常繁榮，但其它產業發展相對滯后的“荷蘭病”特征。根據上文確定的“荷蘭病”型旅游地的識別流程，五個城市2014年旅游收入相當于GDP均超過50%，出現了明顯的“荷蘭病”征兆，需要對其“病情”進行診斷。因此，本文根據產業經濟學和國民經濟學相關理論，假設旅游收入（TR）對GDP增長具有拉動作用，即旅游收入增加能促進國民經濟增長，建立了如下雙對數回歸模型（見式（8））。其中，Yt表示經全國居民消費價格指數平減處理后第t年的GDP，lnYt表示其自然對數；Xt表示經全國居民消費價格指數平減處理后第t年的旅游收入，lnYt表示其自然對數；β1表示常數項；β2表示旅游收入對GDP的彈性系數，μi為隨機干擾項。

lnYt=β1+β2lnXt+μi （8）

（二）數據來源與處理

本文所涉及的原始數據主要是1997～2014年18年間的五個案例地GDP和旅游收入的相關統計數據，數據來源為1997～2014年的五個案例的《國民經濟和社會發展統計公報》。考慮到通貨膨脹等價格變動因素的影響，本文運用全國居民消費價格指數對五個案例地18年的GDP和旅游收入統計數據進行了平減處理。以1997年作為基期（=100），測算出1997～2011年平減后的GDP和旅游收入指標值。其中，全國居民消費價格指數來源于《中國統計年鑒》。

（三）識別結果與比較

運用Eviews7.0軟件對麗江市、張家界市、黃山市、阿壩州和三亞市進行“荷蘭病”識別的計量經濟分析，發現五個案例地都屬于“荷蘭病”型旅游地，具體識別結論如下：

1.麗江市

GDP和旅游收入的對數時間序列均在5%的顯著水平下二階單整；在1%的顯著水平下，GDP與旅游收入之間存在協整關系；經懷特檢驗，不存在異方差；經DW檢驗，存在自相關，運用廣義差分法可消除自相關，最終回歸模型為：lnYt=2.174435+ 0.789041lnXt。表明麗江市市旅游收入對GDP增長存在因果關系，旅游收入每增加1%，GDP增加0.79%。

2.張家界市

GDP和旅游收入的對數時間序列均在1%的顯著水平下二階單整；在10%的顯著水平下，GDP與旅游收入之間存在協整關系；經懷特檢驗，不存在異方差；經DW檢驗，存在自相關，廣義差分法修正后，仍然存在自相關，運用柯克倫—奧克特迭代法進行修正，消除自相關，最終回歸模型為：lnYt=5.754662+ 0.621947lnXt。表明張家界市旅游收入對GDP增長存在因果關系，旅游收入每增加1%，GDP增加0.62%。

3.黃山市

GDP和旅游收入的對數時間序列均在1%的顯著水平下二階單整；在5%的顯著水平下，GDP與旅游收入之間存在協整關系；經懷特檢驗，不存在異方差；經DW檢驗，不存在自相關，最終回歸模型為：lnYt= 7.705846 + 0.494478lnXt。表明黃山市旅游收入對GDP增長存在因果關系，旅游收入每增加1%，GDP增加0.49%。

4.阿壩州

GDP和旅游收入的對數時間序列均在1%的顯著水平下一階單整；在5%的顯著水平下，GDP與旅游收入之間存在協整關系；經懷特檢驗，不存在異方差；經自相關檢驗，存在自相關，經廣義差分法修正后，仍然存在自相關，運用柯克倫—奧克特迭代法進行修正，消除自相關，最終回歸模型為：lnYt=10.24047+ 0.308709lnXt。表明阿壩州旅游收入對GDP增長存在因果關系，旅游收入每增加1%，GDP增加0.31%。

5.三亞市

GDP和旅游收入的對數時間序列均在5%的顯著水平下一階單整；在10%的顯著水平下，GDP與旅游收入之間存在協整關系；經懷特檢驗，不存在異方差；經自相關檢驗，存在自相關，經廣義差分法修正后，仍然存在自相關，運用柯克倫—奧克特迭代法進行修正，消除自相關，最終回歸模型為：lnYt=0.485603+ 1.066209lnXt。表明三亞市旅游收入對GDP增長存在因果關系，旅游收入每增加1%，GDP增加1.06%。

五、結論與展望

“荷蘭病”型旅游地是指旅游產業異常繁榮，其它產業發展相對滯后，國民經濟發展高度依賴旅游業的旅游地，在區域旅游發展中客觀存在，麗江市、張家界市、黃山市、阿壩州和三亞市就是其典型代表，具有經濟發展滯后性、支柱產業單一性、外部經濟依賴性、產業結構空心化和產業波動傳導性五個方面的特征；其形成過程需要具備市場需求條件、旅游資源條件、產業基礎條件和比較優勢陷阱四個方面的條件。經過識別流程，發現麗江市、張家界市、黃山市、阿壩州和三亞市都屬于“荷蘭病”型旅游地，從旅游收入對GDP增長的彈性系數看，三亞市最高為1.06，之后依次是麗江市0.79、張家界市0.62、黃山市0.49和阿壩州0.31；從旅游收入促進GDP增長的的顯著程度看，麗江市最高，黃山市和阿壩州次之，張家界市和三亞市較低。

由于我國旅游業起步時間不長，相關案例地旅游繁榮的時間更是短暫，使得本文在“荷蘭病”型旅游地識別的研究中只使用了18年的樣本數據，相對于傳統的計量經濟分析顯得偏少；加之旅游業未能納入我國的國民經濟核算體系，使得本文在衡量旅游業對GDP的貢獻時，不得不使用“旅游收入相當于GDP比重”（即旅游收入除以GDP）來表征；同時，“荷蘭病”不是一成不變的，隨著旅游產業和區域經濟的發展可能會發生較大的變化，因此，筆者未來將持續跟蹤研究五個案例地發展進程，一方面彌補本文分析數據周期較短的缺陷，另一方面也可以持續關注“荷蘭病”型旅游地的發展變化趨勢。

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