旅游業(yè)發(fā)展與區(qū)域經(jīng)濟(jì)增長動態(tài)關(guān)系研討

17/17HYPERLINK"/"旅游經(jīng)濟(jì)進(jìn)展論文區(qū)域旅游經(jīng)濟(jì)進(jìn)展論文：談旅游業(yè)進(jìn)展與區(qū)域經(jīng)濟(jì)增長的動態(tài)關(guān)系———基于桂林市1980年~2008年數(shù)據(jù)的實(shí)證檢驗(yàn)[摘要]運(yùn)用VAR模型對桂林市旅游業(yè)進(jìn)展和經(jīng)濟(jì)增長的關(guān)系進(jìn)行實(shí)證研究,結(jié)果表明:兩者之間存在長期穩(wěn)定的均衡關(guān)系;旅游業(yè)進(jìn)展是經(jīng)濟(jì)增長的Granger緣故,而經(jīng)濟(jì)增長不是旅游業(yè)進(jìn)展變化的Granger緣故;從長期看,旅游業(yè)進(jìn)展與經(jīng)濟(jì)增長之間具有持續(xù)的雙向促進(jìn)效應(yīng),但旅游業(yè)進(jìn)展對經(jīng)濟(jì)增長的促進(jìn)效應(yīng)顯著大于經(jīng)濟(jì)增長對旅游業(yè)進(jìn)展的促進(jìn)效應(yīng)。因此,在制定相關(guān)政策時,應(yīng)采納長期政策而非短期政策,既加大旅游資源開發(fā)投入力度,又制定優(yōu)惠的稅收政策和投資政策激勵企業(yè)或者民間資本更多地參與旅游資源開發(fā),并通過有效的措施促進(jìn)桂林市旅游產(chǎn)業(yè)的進(jìn)展。[關(guān)鍵詞]旅游業(yè)進(jìn)展經(jīng)濟(jì)增長VAR模型一、文獻(xiàn)綜述近年來,越來越多的學(xué)者開始關(guān)注旅游業(yè)進(jìn)展與旅游目的地經(jīng)濟(jì)增長相互之間的內(nèi)在關(guān)系。在國外,Balaguer[1]和Dritsakis[2]提出了旅游主導(dǎo)型經(jīng)濟(jì)增長假講理論,并利用西班牙的數(shù)據(jù)進(jìn)行實(shí)證檢驗(yàn),研究認(rèn)為,旅游業(yè)進(jìn)展與經(jīng)濟(jì)增長之間存在長期均衡關(guān)系,旅游業(yè)進(jìn)展對總體經(jīng)濟(jì)增長具有單向Granger因果關(guān)系;其結(jié)論支持旅游主導(dǎo)型經(jīng)濟(jì)增長假講。然而,他們的研究受到一些學(xué)者如Chien-ChiangLee和Chun-PingChang[3]等的質(zhì)疑,他們認(rèn)為西班牙是世界上國際入境旅游的最大接待國,其結(jié)論并不具備普遍適應(yīng)性。進(jìn)一步地,有些文獻(xiàn)以韓國為對象進(jìn)行了研究,結(jié)果顯示旅游總收入與GDP之間并不存在長期均衡關(guān)系,其結(jié)果表明韓國不是一種旅游主導(dǎo)型經(jīng)濟(jì)進(jìn)展模式,而是一種經(jīng)濟(jì)帶動型旅游業(yè)進(jìn)展模式[4]。針對其他一些國家或者地區(qū),Kulendran和Wilson、Shan和Wilson、Hyun和分不進(jìn)行了研究結(jié)果發(fā)覺大多數(shù)國家或者地區(qū)的旅游業(yè)進(jìn)展與經(jīng)濟(jì)增長之間存在互相促進(jìn)的關(guān)系。他們的研究結(jié)論與旅游主導(dǎo)型經(jīng)濟(jì)增長理論或者經(jīng)濟(jì)帶動型旅游業(yè)進(jìn)展理論并不相同[5]。在國內(nèi),對旅游業(yè)進(jìn)展與區(qū)域經(jīng)濟(jì)增長關(guān)系的實(shí)證研究得出了不同的結(jié)論。在國家層面,閆敏和吳國新運(yùn)用投入產(chǎn)出法分析了兩者之間的關(guān)系,認(rèn)為旅游業(yè)的產(chǎn)業(yè)化和國民經(jīng)濟(jì)的進(jìn)展水平之間存在一種必定聯(lián)系,旅游業(yè)進(jìn)展對我國經(jīng)濟(jì)增長具有較大促進(jìn)作用[6];楊勇[7]、屠文雯和馮俊文[8]、劉長生和簡玉峰[9]運(yùn)用時刻序列進(jìn)行了研究,結(jié)果發(fā)覺我國經(jīng)濟(jì)增長與旅游業(yè)進(jìn)展之間存在一種長期均衡和雙向因果關(guān)系,但旅游業(yè)進(jìn)展對經(jīng)濟(jì)增長的貢獻(xiàn)小于經(jīng)濟(jì)增長對旅游業(yè)進(jìn)展的貢獻(xiàn);而柳思維和吳忠才的研究卻表明,只存在區(qū)域經(jīng)濟(jì)增長與國內(nèi)旅游收入單向的因果關(guān)系[10]。在區(qū)域?qū)用?龐麗、王錚和劉清春的研究表明,東部地區(qū)的入境旅游和經(jīng)濟(jì)增長存在單向因果關(guān)系東部地區(qū)的入境旅游對區(qū)域的經(jīng)濟(jì)增長產(chǎn)生顯著阻礙,然而中西部地區(qū)的入境旅游與經(jīng)濟(jì)增長之間不存在顯著的因果關(guān)系[11];劉長生和簡玉峰的研究也表明,我國不同經(jīng)濟(jì)區(qū)域之間旅游業(yè)進(jìn)展與經(jīng)濟(jì)增長之間的因果關(guān)系表現(xiàn)出較強(qiáng)的地理差異性[12];吳忠才的研究則表明,旅游業(yè)進(jìn)展與區(qū)域經(jīng)濟(jì)增長之間存在協(xié)整關(guān)系和單向因果關(guān)系,旅游業(yè)進(jìn)展每增加1%,國內(nèi)生產(chǎn)總值增加約0.26%[13]。由此可見,學(xué)術(shù)界對旅游業(yè)進(jìn)展與經(jīng)濟(jì)增長之間的關(guān)系并未取得一致意見。此外,現(xiàn)有研究尚存在一些不足之處:首先,大多數(shù)研究是從國家層面或者省域?qū)用孢M(jìn)行研究的,尚缺乏針對典型旅游都市的都市層面的研究;其次,大多數(shù)研究采納的是傳統(tǒng)Granger因果檢驗(yàn)方法來檢驗(yàn)兩者之間的因果關(guān)系,而當(dāng)變量存在單位根(即變量非平穩(wěn))時,傳統(tǒng)的Granger因果檢驗(yàn)可能存在“偽因果”問題。因此,筆者認(rèn)為這些研究結(jié)論并沒有足夠堅(jiān)實(shí)的實(shí)證支持,進(jìn)一步的研究是十分必要的。為了彌補(bǔ)現(xiàn)有文獻(xiàn)在研究對象和研究方法上的不足,本文將選取國際聞名的旅游都市———桂林市作為研究對象,運(yùn)用向量自回歸(VAR)模型將兩者納入統(tǒng)一的分析框架,并采納向量誤差模型(VECM)基礎(chǔ)上的Wald聯(lián)合檢驗(yàn)來考察兩者之間的因果關(guān)系。二、數(shù)據(jù)、變量與計(jì)量方法(一)變量與數(shù)據(jù)講明本文以桂林市的國內(nèi)生產(chǎn)總值(GDP)來反映桂林地區(qū)的經(jīng)濟(jì)增長,用國民生產(chǎn)總值指數(shù)將GDP換算為以1978年不變價(jià)格計(jì)算的值。本文選取旅游業(yè)的總收入(YOU)作為評價(jià)旅游業(yè)進(jìn)展的指標(biāo),并用居民消費(fèi)價(jià)格指數(shù)將其換算為以1978年不變價(jià)格計(jì)算的值;旅游業(yè)的總收入是歷年桂林旅游統(tǒng)計(jì)中比較全面和連續(xù)的,而且也能專門好地描述旅游業(yè)的進(jìn)展,故選取這一指標(biāo)描述旅游業(yè)的進(jìn)展。為消除異方差,取各變量的自然對數(shù)消除變化趨勢,兩變量用LGDP與LYOU表示。本文選取1980年到2008年的年度數(shù)據(jù)為樣本區(qū)間,數(shù)據(jù)要緊來源于《桂林市經(jīng)濟(jì)社會統(tǒng)計(jì)年鑒》和《中國統(tǒng)計(jì)年鑒》。其中,1980年~2007年的GDP和旅游收入來自相關(guān)年度的《桂林市經(jīng)濟(jì)社會統(tǒng)計(jì)年鑒》,2008年度桂林市的GDP和旅游收入來源于中國經(jīng)濟(jì)信息網(wǎng)統(tǒng)計(jì)數(shù)據(jù)庫和2008年度桂林市統(tǒng)計(jì)公報(bào),國民生產(chǎn)總值指數(shù)和居民消費(fèi)價(jià)格指數(shù)來源于相關(guān)年度的《中國統(tǒng)計(jì)年鑒》。從圖1能夠看出,LGDP與LYOU在1980年~2008年的變動都呈現(xiàn)出非平穩(wěn)性,但都具有共同向上進(jìn)展的趨勢。而圖2顯示變量的一階差分具有平穩(wěn)性,一階差分序列可能是平穩(wěn)序列。但一階差分序列是否平穩(wěn),需進(jìn)行進(jìn)一步的單位根檢驗(yàn)。通過相關(guān)系數(shù)檢驗(yàn),兩變量之間的相關(guān)系數(shù)為0.9342,講明兩者相關(guān)性較大,但這并不表示它們之間一定具有因果關(guān)系。(二)計(jì)量方法講明為了考察旅游業(yè)進(jìn)展和區(qū)域經(jīng)濟(jì)增長的動態(tài)關(guān)系,本文使用VAR模型將兩者納入一個統(tǒng)一的框架進(jìn)行分析。桂林市旅游業(yè)進(jìn)展和區(qū)域經(jīng)濟(jì)增長的關(guān)系能夠用下面的VAR模型來表達(dá):其中:Yt=(LGDP,LYOU);k表示模型的滯后階數(shù),Ai為模型待可能的參數(shù)矩陣,εt為模型隨機(jī)殘差向量,0為εt的零均值向量,Ω為εt的協(xié)方差矩陣。本文將按照以下四個步驟對所建立的VAR模型展開實(shí)證檢驗(yàn):首先,對擬進(jìn)入VAR模型的時刻序列進(jìn)行單位根的穩(wěn)定性測試。由于本文的時刻序列樣本數(shù)據(jù)呈現(xiàn)出非平穩(wěn)性,因而使用ADF測試法來檢驗(yàn)變量是否具有單位根。其次,假如單位根測試的結(jié)果表明這些變量是I(d)單位根過程,就用Johansen協(xié)整檢驗(yàn)來檢驗(yàn)VAR模型變量之間是否存在著均衡或長期關(guān)系。Johansen協(xié)整檢驗(yàn)?zāi)Ｐ偷谋磉_(dá)式如下:其中,假如的秩為r,當(dāng)0<r<k,表示Yt存在r個協(xié)整組合。在這種組合下,П能夠分解成兩個矩陣和的乘積,即П=αβ',則有:假如上式β'Yt-1為一個I(0)向量,則β'為VAR模型協(xié)整向量矩陣,r為VAR模型協(xié)整向量的個數(shù)。誤差修正模型是協(xié)整分析的一個延伸。協(xié)整反映的是變量之間的長期均衡關(guān)系。假如由于某種緣故短期出現(xiàn)了偏離的現(xiàn)象,則必定會通過對誤差的修正使變量重返均衡狀態(tài),誤差修正模型將短期波動和長期均衡結(jié)合在一個模型中。在確定了二者長期的關(guān)系以后,能夠可能它們之間的誤差修正模型。再次,Sims和Watson的研究證明,關(guān)于包含單位過程變量的VAR系統(tǒng),在只存在一個協(xié)整關(guān)系的條件下,其因果檢驗(yàn)的分布是標(biāo)準(zhǔn)的;Toda和Phil-lips也證明誤差修正項(xiàng)和協(xié)整向量參數(shù)的聯(lián)合檢驗(yàn)是最有效的一種因果檢驗(yàn)方法。據(jù)此,本文將在向量誤差模型(VECM)的基礎(chǔ)上對模型參數(shù)的顯著性進(jìn)行Wald聯(lián)合檢驗(yàn),以此確定經(jīng)濟(jì)變量之間是否存在因果關(guān)系。最后,運(yùn)用脈沖響應(yīng)函數(shù)和方差分解進(jìn)一步分析VAR模型所包含的經(jīng)濟(jì)意義。脈沖響應(yīng)函數(shù)(ImpulseResponseFunction,IRF)是追蹤系統(tǒng)對一個內(nèi)生變量的沖擊效果,相反,方差分解則是將系統(tǒng)的均方誤差(MeanSquareError)分解成各變量沖擊所作的貢獻(xiàn)。本文所使用的計(jì)量軟件為Eviews5.0。三、實(shí)證檢驗(yàn)與結(jié)果解釋(一)時刻序列的平穩(wěn)性檢驗(yàn)在檢驗(yàn)LGDP與LYOU的協(xié)整關(guān)系之前,先用單位根ADF檢驗(yàn)方法來檢驗(yàn)時刻序列的平穩(wěn)性,檢驗(yàn)結(jié)果如表1所示。注:(1)檢驗(yàn)形式是否保留截距和趨勢項(xiàng)是依照從一般模型中得到的截距和趨勢項(xiàng)的t統(tǒng)計(jì)值是否顯著而確定的;其中c表示含截距,t表示含趨勢項(xiàng);滯后階數(shù)依照AIC信息準(zhǔn)則確定。(2)ADF采納麥金農(nóng)(Mackinnon)值。(3)Δ表示變量序列的一階差分。由上表的單位根檢驗(yàn)結(jié)果能夠看出,在10%的顯著水平下,時刻序列LGDP與LYOU差不多上單整的I(1)過程,它們之間可能存在某種穩(wěn)定的關(guān)系。(二)協(xié)整檢驗(yàn)和誤差修正模型本文使用Johansen多變量極大似然可能法來進(jìn)行協(xié)整檢驗(yàn)。這是一種基于向量自回歸(VAR)模型的檢驗(yàn)方法,在進(jìn)行協(xié)整檢驗(yàn)之前,必須先確定VAR模型的結(jié)構(gòu),為了保持合理的自由度使模型參數(shù)具有較強(qiáng)的解釋能力,同時又要消除誤差項(xiàng)的自相關(guān),以AIC準(zhǔn)則、SC準(zhǔn)則和LR統(tǒng)計(jì)量作為選擇最優(yōu)滯后階數(shù)的檢驗(yàn)標(biāo)準(zhǔn),并檢驗(yàn)VAR模型的殘差是否服從正態(tài)獨(dú)立同分布,最后確定用于協(xié)整檢驗(yàn)的VAR模型滯后階數(shù)為2。協(xié)整關(guān)系對如何處理協(xié)整空間中的確定項(xiàng)特不敏感。在Eviews5.0中,Johansen協(xié)整檢驗(yàn)有5個選擇可關(guān)心決定如何處理確定項(xiàng)問題,基于單位根測試的結(jié)果,本文選擇的是第三個情形,即序列有確定性線性趨勢,但協(xié)整方程只有截距項(xiàng)。檢驗(yàn)結(jié)果如表2所示。從表2中能夠看出,以檢驗(yàn)水平為5%為推斷,在跡檢驗(yàn)和極大特征值檢驗(yàn)中,LGDP與LYOU之間都存在協(xié)整關(guān)系。通過對變量進(jìn)一步的可能,能夠得到一個標(biāo)準(zhǔn)化的協(xié)整方程:似然比:47.9001(括號內(nèi)數(shù)值為回歸系數(shù)的標(biāo)準(zhǔn)差)。該協(xié)整方程表明LGDP與LYOU之間存在長期穩(wěn)定的、均衡的數(shù)量關(guān)系。具體地講,從長期來看,旅游業(yè)收入每增加1%,會引起桂林市國民生產(chǎn)總值增加0.9090個百分點(diǎn)。這一結(jié)論具有重要的意義。一方面,這表明旅游業(yè)進(jìn)展和區(qū)域經(jīng)濟(jì)增長之間存在著某種長期而穩(wěn)定的聯(lián)系或均衡關(guān)系,必定在某一方向上存在長期的因果關(guān)系。另一方面,協(xié)整關(guān)系的存在是建立VECM模型的前提。這就能夠在解決變量非平穩(wěn)問題的條件下使用Granger檢驗(yàn)穩(wěn)妥地探討變量間關(guān)系,從而幸免“偽因果”問題。建立誤差修正模型,首先需要選擇每一個變量的滯后長度,本文使用Hendry從一般到專門的建模方法,從滯后2期開始逐漸排除不顯著的滯后期,最終得到可能結(jié)果如下:似然比:37.0098(括號內(nèi)數(shù)值為回歸系數(shù)的標(biāo)準(zhǔn)差)。以上分析結(jié)果表明:(1)在1980年~2008年間,桂林市旅游總收入與經(jīng)濟(jì)增長之間存在長期動態(tài)均衡關(guān)系。(2)在短期內(nèi),經(jīng)濟(jì)增長的變動受到自身、旅游總收入的阻礙。其中,滯后1年及2年的經(jīng)濟(jì)增長對自身的變動阻礙顯著,滯后1年的旅游總收入對經(jīng)濟(jì)增長的變動也有顯著的阻礙,而其他滯后期對當(dāng)前經(jīng)濟(jì)增長的變動作用并不顯著。(3)EC是誤差修正項(xiàng),該項(xiàng)系數(shù)反映了誤差修正規(guī)模自身修正偏離均衡誤差的作用機(jī)制。當(dāng)修正系數(shù)為1時,二者當(dāng)年均衡誤差在下一年就可調(diào)整到均衡狀態(tài)。此模型的系數(shù)僅為-0.0369,講明經(jīng)濟(jì)增長受到多種其他因素的阻礙,二者之間的均衡關(guān)系對當(dāng)期非均衡誤差調(diào)整的自身修正能力不強(qiáng)。(三)Granger因果關(guān)系檢驗(yàn)協(xié)整檢驗(yàn)結(jié)果表明LGDP與LYOU之間存在長期均衡關(guān)系,然而這種均衡關(guān)系是否構(gòu)成因果關(guān)系,還需進(jìn)一步驗(yàn)證。首先在VAR(2)模型基礎(chǔ)上可能變量的VECM模型,檢驗(yàn)結(jié)果表明,VECM模型整體對數(shù)似然函數(shù)值足夠大(47.9001),同時AIC和SC相當(dāng)小,分不為-2.0000和-0.8579,講明模型整體解釋能力較強(qiáng)。因此,對VECM模型的系數(shù)顯著性進(jìn)行Wald聯(lián)合檢驗(yàn),檢驗(yàn)結(jié)果如表3所示。注:原假設(shè)H0為各項(xiàng)系數(shù)為零,表示行變量不是列變量的緣故,P值是依照系數(shù)的Wald聯(lián)合檢驗(yàn)χ2統(tǒng)計(jì)量計(jì)算出來的相伴概率。從上表的統(tǒng)計(jì)顯著性結(jié)果能夠看出:旅游業(yè)的收入(LYOU)的變化是經(jīng)濟(jì)增長(LGDP)變化的Granger緣故(顯著性水平小于5%);而經(jīng)濟(jì)增長變化不是旅游業(yè)收入變化的Granger緣故(顯著性水平為80.92%)。(四)脈沖響應(yīng)函數(shù)和方差分解分析Granger檢驗(yàn)從統(tǒng)計(jì)意義的角度探討變量之間因果流在某個方向的存在性,脈沖響應(yīng)函數(shù)和方差分解則能夠?qū)⑾蛄孔曰貧w(VAR)模型所包含的經(jīng)濟(jì)意義較為完整而細(xì)膩地表達(dá)出來,進(jìn)而體現(xiàn)出超越Granger檢驗(yàn)的觀測。本文采納Pesaran和Shin于1998年提出的廣義脈沖響應(yīng)函數(shù)進(jìn)行分析,從而幸免了以往研究中經(jīng)常采納的Cholesky分解技術(shù)存在的對沖擊識不的任意性和結(jié)果對變量排序的依靠[14]。圖3和圖4為VAR(2)模型的脈沖響應(yīng)函數(shù)分析結(jié)果圖中縱軸表示響應(yīng)數(shù)值橫軸為滯后期間數(shù)脈沖響應(yīng)函數(shù)分析的結(jié)果是:由圖3可見,變量LYOU的一個單位的正向標(biāo)準(zhǔn)差沖擊使得LGDP即刻上升,并在第十期上升到最高點(diǎn),之后沖擊阻礙力逐步減弱。講明桂林市的旅游業(yè)進(jìn)展對經(jīng)濟(jì)增長具有正向的促進(jìn)效應(yīng),同時具有較長的持續(xù)效應(yīng);這與Balaguer和Dritsakis提出的旅游主導(dǎo)型經(jīng)濟(jì)增長理論相符,即旅游業(yè)的進(jìn)展能夠促進(jìn)區(qū)域的經(jīng)濟(jì)增長。由圖4可見,變量LGDP的一個單位的正向標(biāo)準(zhǔn)差沖擊并沒有使得LYOU即刻作出反應(yīng),LYOU是從第二期開始才逐漸有響應(yīng)的,同時響應(yīng)的幅度比較小,在第六期達(dá)到峰值后持續(xù)下降。這表明旅游業(yè)進(jìn)展(LYOU)變動對經(jīng)濟(jì)增長(LGDP)變動的反應(yīng)有時滯,同時反應(yīng)的程度比較小;但從總體上看,LGDP在滯后期內(nèi)對LYOU產(chǎn)生了正向效應(yīng),這講明桂林市的經(jīng)濟(jì)增長在一定程度上促進(jìn)了旅游業(yè)的進(jìn)展。方差分解分析的結(jié)果是:從LGDP的方差分解能夠看出,旅游業(yè)進(jìn)展對經(jīng)濟(jì)增長的阻礙在第一期就達(dá)到33.80%,在第十期達(dá)到最大,為58.40%。這表明在長期均衡中,旅游業(yè)進(jìn)展對桂林市經(jīng)濟(jì)增長的阻礙不僅是短期的,也是長期的,同時阻礙比較大。此外,桂林市經(jīng)濟(jì)增長受自身阻礙也比較大,這講明其受到其他多種因素的阻礙。LYOU的方差分解表明,經(jīng)濟(jì)增長對旅游業(yè)收入的阻礙,在第一期為0,之后各期逐漸上升,第四期才達(dá)到0.63%,在第十期達(dá)到5.321%,這表明在長期均衡中,桂林市經(jīng)濟(jì)增長對旅游業(yè)進(jìn)展的阻礙不是短期的,而是長期的,然而長期的阻礙比較小?？偟膩砜?桂林市旅游業(yè)進(jìn)展(LYOU)變動對經(jīng)濟(jì)增長(LGDP)變化的貢獻(xiàn)度顯著大于經(jīng)濟(jì)增長變化對旅游業(yè)進(jìn)展變動的貢獻(xiàn)度。四、要緊結(jié)論與政策建議本文利用1980年~2008年的數(shù)據(jù),運(yùn)用VAR模型,對桂林市旅游業(yè)進(jìn)展與區(qū)域經(jīng)濟(jì)增長之間的關(guān)系進(jìn)行實(shí)證研究,得出以下結(jié)論:(1)桂林市旅游業(yè)的進(jìn)展與經(jīng)濟(jì)增長存在較強(qiáng)的相關(guān)關(guān)系。盡管各自的增長是非穩(wěn)定的,但從長期看,它們之間卻構(gòu)成了長期的均衡關(guān)系,只是這種均衡關(guān)系對當(dāng)期非均衡誤差調(diào)整的自身修正能力不強(qiáng)。在短期內(nèi),旅游業(yè)進(jìn)展對經(jīng)濟(jì)增長的變動阻礙顯著。(2)Granger因果關(guān)系分析表明:旅游業(yè)進(jìn)展是經(jīng)濟(jì)增長的Granger緣故,而經(jīng)濟(jì)增長卻不是旅游業(yè)進(jìn)展變化的Granger緣故。(3)脈沖響應(yīng)函數(shù)和方差分解分析表明:短期內(nèi),旅游業(yè)進(jìn)展對經(jīng)濟(jì)增長具有促進(jìn)效應(yīng),但經(jīng)濟(jì)增長對旅游業(yè)進(jìn)展沒有促進(jìn)效應(yīng);長期內(nèi),旅游業(yè)進(jìn)展與經(jīng)濟(jì)增長之間具有持續(xù)的雙向促進(jìn)效應(yīng),但旅游業(yè)進(jìn)展對經(jīng)濟(jì)增長的正向效應(yīng)顯著大于經(jīng)濟(jì)增長對旅游業(yè)進(jìn)展的正向效應(yīng)。依照研究結(jié)論,能夠給出一些政策建議:首先,由于旅游業(yè)進(jìn)展與經(jīng)濟(jì)增長之間存在的是一種長期的均衡關(guān)系,因而在制定相關(guān)政策時,應(yīng)采納長期政策而非短期政策,只有如此才能保證政策起到持久的作用。其次,由于“旅游業(yè)進(jìn)展是經(jīng)濟(jì)增長的緣故,而經(jīng)濟(jì)增長卻不是旅游業(yè)進(jìn)展變化的緣故”反映了桂林市在經(jīng)濟(jì)進(jìn)展的同時,對旅游業(yè)開發(fā)的投入還不夠。因此,政府既需要加大旅游資源開發(fā)投入力度,又需要制定優(yōu)惠的稅收政策和投資政策鼓舞和激勵企業(yè)或者民間資本更多地參與旅游資源開發(fā)。最后,由于旅游業(yè)的進(jìn)展對桂林市經(jīng)濟(jì)增長有持續(xù)的正向促進(jìn)效應(yīng),因此,必須通過有效的措施來促進(jìn)桂林市旅游產(chǎn)業(yè)的進(jìn)展。[參考文獻(xiàn)][1]Balaguer,Cantavella-Jorda.Tourismasalong-runeconomicgrowthfactor:TheSpanishcase[J].Ap-pliedEconomics,2002,(6).[2]DritsakisN.Tourismasalong-runeconomicgrowthfactor:AnempiricalinvestigationforGreeceusingcausalityanalysis[J].TourismEconomics,2004,(3).[3]Chien-ChiangLee,Chun-PingChang.Tourismdevelopmentandecon