宣城市旅游產業發展與經濟增長相關性研究

摘 要：文章選用宣城市2000-2018年的國內旅游收入和地區生產總值經過處理后的時間序列數據作為研究對象，通過平穩性和協整檢驗，建立其協整回歸方程和誤差修正模型，并通過格蘭杰因果檢驗來確定兩者之間的相互關系。研究結果表明，宣城市國內旅游產業的發展對地方經濟的增長有明顯的拉動作用，進而提出宣城市旅游產業的發展建議。

關鍵詞：旅游產業發展；經濟增長；相關性；宣城市

中圖分類號：F592.99" " " " " " " " " " " " " " " " " " " " " " " " 文獻標識碼：A 文章編號：1009-3583（2024）-0054-05

Research on the Correlation between Tourism Industry

Development and Economic Growth in Xuancheng

CUI Yu，LIU Xue-kai，MIN Yong

（School of Education and Management，Xuancheng Vocational and Technical College，" Xuancheng 242000， China）

Abstract： This paper selects the processed time series data of domestic tourism income and GDP of Xuancheng from 2000 to 2018 as the research object. Through the test of stationarity and cointegration， the cointegration regression equation and error correction model are established， and the relationship between them is determined by Granger causality test.The results show that the development of domestic tourism industry in Xuancheng has a significant role in promoting the growth of local economy， and puts forward some suggestions for the development of tourism industry in Xuancheng.

Keywords： tourism industry development; economic growth; correlation; Xuancheng

旅游產業、區域經濟和生態環境發展相互促進作用日益顯著，趨同性越來越高[1]。在全球新冠疫情大流行之前，旅游業是全球發展速度增長最快、綜合影響最重要的產業之一。旅游產業發展與區域經濟關系的研究一直是業內研究的熱點問題。本文以宣城市2000-2018年國內旅游收入和地區國內生產總值的時間序列數據為基礎，除去價格變動對于經濟發展的影響，利用 Eviews 9.0軟件進行協整檢驗、格蘭杰因果關系檢驗和誤差修正模型來研究宣城建市以來國內旅游經濟發展與地區經濟發展的互動關系以及對地區經濟發展的影響，以期為宣城旅游產業及地區經濟發展政策提供理論依據和參考。

1" 宣城國內旅游經濟發展概述

宣城位于安徽省東南部，是中國優秀旅游城市、歷史文化名城、中國健康養生休閑度假旅游最佳目的地，也是國家級皖南國際文化旅游示范區的重要組成部分。宣城有著豐富的自然旅游資源與人文旅游資源。張洪，潘輝，張潔通過對安徽省16個地市旅游資源競爭力比較，得出宣城整體旅游資源競爭力全省第二，僅次于黃山市，屬于較強型[2]。宣城國內旅游經濟的發展經歷了從無到有、從小到大、從大到優的過程，2001-2019年宣城市國內旅游收入及增長率見圖1。2006年宣城啟動中國優秀旅游城市創建工作；2013年宣城市委將旅游產業定位為戰略性新興產業和全市主導產業之一；2014年皖南國際文化示范區建設上升為國家級建設工程后，宣城的國內旅游發展迎來了重大機遇；2017年《中共宣城市委、宣城市人民政府關于將旅游業培育成重要支柱產業的若干政策意見》正式出臺；2018年正式出臺《宣城市創建國家全域旅游示范區決戰年實施方案》，宣城市旅游產業發展邁上新臺階。根據2019年宣城統計年鑒數據，整理出2018年宣城市國內旅游事業發展情況如表1所示。

根據《宣城市2019年國民經濟和社會發展統計公報》數據顯示，2019年宣城生產總值（GDP）1561.3億元，國內游客4257.4萬人次，國內旅游收入380.1億元，占宣城GDP總量的24.36%，旅游產業成為宣城經濟發展的戰略性支柱產業之一，2001-2019年宣城國內旅游收入占GDP比重見圖2。

2" 變量選擇、數據處理與研究方法

2.1" 變量選擇

以宣城自2000年建市以來的統計數據為基期，通過計算獲得2000-2018年的可比分析數據，構建模型和定量檢驗來分析國內旅游發展與地區經濟增長之間的互動均衡關系。選用宣城國內旅游收入作為國內旅游經濟發展水平的衡量指標，用 TRD來表示；選用宣城地區生產總值作為地區經濟發展水平的衡量指標，用GDP 來表示。文章中的數據來源于2001―2019年 《安徽統計年鑒》、宣城2019年國民經濟和社會發展統計公報和宣城第四次全國經濟普查主要數據公報。

2.2" "數據處理

文章中使用的相關統計數據是名義值，未考慮到物價水平變動對其真實性的影響。利用2000-2018年居民消費價格指數（用CPI表示）和地區生產總值指數（用GDPI表示），分別計算出2000-2018年宣城市的實際TRD和實際GDP。計算過程中以2000年為基期年，計算公式[3]如下：

為消除時間序列數據出現異方差現象，對研究數據進行了對數轉換[4]。分別以 LTR、LGDP 表示為消除實際國內旅游收入和實際地區生產總值數據的異方差，對實際 GDP 和實際TRD的時間序列數據取以e為底的自然對數，實際 GDP 和實際TRD對數處理后的數據分別記為 LNG 和 LNT，上述原始數據及經過計算和處理后的數據如表2所示。

2.3" 研究方法

對表1中LNG和LNT時間序列數據分別作時間趨勢圖，見圖3、圖4，同時對宣城市國內旅游業收入與地區生產總值的實際值取自然對數后的數值LNG和LNT作散點圖，見圖5。

由圖3可知，2000-2018年宣城地區生產總值呈現出隨時間遞增的趨勢。由圖4可見，2000-2018年宣城國內旅游收入總體上也表現為隨時間遞增的發展趨勢，但同時也表現出受外界因素影響波動較大的敏感性特征，如 2003 年SARS事件和2010年宣城獲批中國優秀旅游城市，分別對國內旅游收入產生了下滑和上拉作用。圖5表明，LNG和LNT兩個變量之間的散點圖分布呈現出沿一條上升直線上下波動的趨勢，說明LNG和LNT兩個變量之間可能存在一元性正相關關系。故通過構建宣城地區生產總值GDP和國內旅游收入TRD之間的LNG-LNT線性回歸模型，并在通過兩個變量的平穩性檢驗和協整檢驗的基礎上，建立宣城地區生產總值GDP和國內旅游收入TRD的誤差修正模型，最后通過兩個變量間的格蘭杰因果檢驗來確定宣城國內旅游發展與經濟發展增長的相互關系。

3" "宣城市國內旅游發展與地區經濟增長互動影響分析

3.1" 變量平穩性檢驗

對宣城地區生產總值GDP和國內旅游收入TRD兩個變量數據取自然對數后的時間序列LNG和LNT進行ADF單位根檢驗，以檢驗兩者時間序列的平穩性。使用Eviews 9.0 軟件，依次對LNG和LNT原序列、一階差分序列以及二次差分序列進行單位根檢驗，結果顯示為二階單整，見表3。由宣城地區生產總值時間序列和國內旅游收入時間序列同階單整可進一步檢驗宣城國內旅游產業與經濟增長之間是否存在長期的協整關系。

3.2" 協整檢驗

文章使用E-G協整檢驗法對宣城地區生產總值和國內旅游收入之間的協整關系進行協整檢驗，結果（見表4）以LNG為回歸方程的被解釋變量、LNT為回歸方程的解釋變量，構建宣城國內旅游收入與地區生產總值之間的回歸方程，再以最小二乘法對該回歸方程的殘差開展平穩性檢驗。

由表4可得出協整回歸方程：

LNG=4.290405+0.482204LNT （4）

其中T=（41.24365）（101.0153），R2=0.990105

調整后的R2=0.989523，F=1701.039，能夠通過T和F檢驗。

通過對上述回歸方程的殘差開展單位根檢驗，結果見表5。由此可知，變量LNG與LNT的殘差單位根檢驗值在1%的顯著性水平下是穩定的，兩個變量之間實現了長期協整關系，即宣城國內旅游收入和宣城地區生產總值之間存在長期協整關系。由方程（4）可知，有 99%的把握說宣城國內旅游收入和地區生產總值之間存在相關性，即國內旅游收入每增加 1%，地區生產總值增加0.48%。

3.3" "誤差修正模型

通過E-G協整檢驗結果得出，變量LNT和LNG之間存在長期的協整關系，考慮到短期波動會對其協整關系的影響，構建宣城市變量LNT和LNG誤差修正模型，并進行檢驗，得出誤差修正模型為：

DLNG=0.087389+0.069504DLNT-0.097856Et-1（5）

E=LNG-4.290405-0.482204LNT（6）

可知，修正模型的誤差系數為-0.097856，表現為反向修正機制，即當變量LNG和LNT之間的短期波動影響長期均衡時，系統會以0.097856的調節系數恢復均衡，驗證了宣城國內旅游收入和地區生產總量間存在長期均衡關系。

3.4" 格蘭杰因果檢驗

通過格蘭杰因果檢驗選擇滯后階數為2來驗證宣城國內旅游收入和地區生產總量之間是否存在長期因果關系，檢驗結果見表6所示。由此可知，LNG不是LNT的格蘭杰原因，LNT是LNG的格蘭杰原因。意味著宣城國內旅游事業的發展會促進地區經濟的發展，而地區經濟發展對國內旅游事業的影響不顯著。

4" 結論與建議

4.1" 結論

利用Eviews9.0軟件對2000-2018年宣城旅游統計數據，通過對其進行物價影響修正后取以e為底的自然對數后的數值進行單位根檢驗、長期協整分析、誤差修正模型構建和格蘭杰因果關系檢驗。結果表明宣城國內收入與地區生產總值之間均存在著長期協整關系，由格蘭杰因果檢驗結果可知宣城國內收入與地區生產總值之間均存在著單項正相關，結合回歸方程可知宣城市國內旅游收入每增加1%，會拉動宣城地區生產總值增加0.48%。

4.2" 對比和建議

通過對比王欽安[5]、施學佳[6]、黃月玲[7]、齊濤[8]、康國華[9]、王明剛[10]、蘇美玲[11]、楊睿[12]和汪彬[13]分別對黃山、池州、桂林、遵義、安徽、河南、浙江、北京、上海和全國的旅游產業在不同時間段內對經濟增長的相關性研究成果（見表7），表明經濟發達地區的旅游產業發展對其經濟增長的貢獻相對較小，以旅游產業為主導的旅游型城市的旅游產業對其經濟增長的貢獻相對較大。宣城的國內旅游產業對其經濟增長貢獻高于全國地級市的平均水平，卻低于安徽省旅游產業對其經濟增長的影響；對于同屬于皖南國際文化旅游示范區的池州市和黃山市，宣城的旅游產業發展對其經濟增長的影響系數介于池州市和黃山市之間，考慮到研究時間段的不同，池州市和黃山市在同一時期的旅游產業發展對其地區經濟增長的影響要大于宣城市的影響系數。

鑒于宣城旅游產業對宣城經濟增長具有明顯的拉動作用，結合宣城的旅游產業發展現狀，建議宣城進一步鞏固旅游產業在其國民經濟中的地位，配套旅游產業發展的優惠政策，加大旅游基礎設施的建設力度，優化旅游產業的投資環境，利用宣城的旅游資源特點以及生態環境優勢高效發展宣城旅游產業，從而更好地發揮宣城旅游產業對地區經濟增長的貢獻。

參考文獻：

[1]黃冬梅，何學海.遵義市旅游-經濟-生態環境耦合協調研究[J]. 遵義師范學院學報， 2018，20（4）：41-44.

[2]張洪，潘輝，張潔.安徽省旅游資源競爭力區際比較研究[J].安 徽農業大學學報（社會科學版），2013，22（2）：20-26.

[3]孫曉，楊艷麗，李冰.我國旅游產業發展與經濟增長相關性研 究[J].西北師范大學學報（自然科學版），2018，54（4）：129-134.

[4]許克強，羅妹梅.入境旅游與區域經濟增長的時序動態研究——以廣西為例[J]. 遵義師范學院學報， 2021，23（3）：73-76.

[5]王欽安，陳青松.旅游依賴型目的地經濟增長與旅游業發展關聯性分析——以黃山市為例[J].資源開發與市場，2016（7）：872-875.

[6]施學佳，汪洋.池州市旅游業發展與經濟增長關系的實證研究[J].時代金融，2016，639（29）：78-80.

[7]黃月玲.傳統旅游城市旅游業持續發展與經濟增長相關性——以桂林為例[J].社會科學家，2019（6）：62-67.

[8]齊濤.安徽省旅游產業發展與經濟增長相關性研究[J].當代經濟，2018（10）：100-101.

[9]康國華，劉鵬飛，李顏顏，等.旅游產業發展與區域經濟增長的動態關系的定量分析——以河南省為例[J].河南大學學報（自然科學版），2018，48（3）：282-291.

[10]王明剛.浙江旅游產業發展與經濟增長的相關性研究[J].商場現代化，2014（24）：107-109.

[11]蘇美玲.北京市旅游產業與經濟增長的實證分析[J].中國集體經濟，2016（28）：99-100.

[12]楊睿.基于空間計量模型的長三角旅游業發展與經濟增長關系研究[J].中國經貿，2015（16）：33-34.

[13]汪彬，陳耀.國內旅游業發展與區域經濟增長——基于中國285 個地級市的實證研究[J].經濟問題探索，2017（12）： 62-72.

（責任編輯：楊鴻雁）