江苏省旅游业经济效应及其时空分异研究.pdf

第2 3卷第3期2 0 2 3年9月 江苏科技大学学报(社会科学版)J o u r n a l o f J i a n g s u U n i v e r s i t y o f S c i e n c e a n d T e c h n o l o g y(S o c i a l S c i e n c e E d i t i o n)V o l.2 3 N o.3S e p t.2 0 2 3江苏省旅游业经济效应及其时空分异研究田 剑,陈 菲(江苏科技大学 经济管理学院,江苏 镇江 2 1 2 1 0 0)摘 要:以江苏省为研究区域,利用2 0 0 72 0 1 9年江苏省及1 3个地级市的相关数据,从时间、空间维度探讨江苏省1 3个地市旅游经济发展的总体态势及经济效应分异情况。从时间维度上看,江苏省旅游业依存度始终保持上升趋势,旅游业贡献率波动幅度相对较大,总体呈上升态势;江苏省旅游经济呈现绝对差异不断扩大、相对差异逐渐缩小的趋势。从空间维度上看,苏南和苏中地区旅游总收入是经济增长的G r a n g e r原因,旅游业发展对经济增长起到良好的推动作用,无锡和泰州的旅游总收入和经济增长存在双向G r a n g e r因果关系;江苏省旅游业对经济发展的拉动效应良好;苏南、苏中、苏北三大地区存在明显的旅游经济效应空间分异现象,同时苏南、苏北地区内部也分别存在旅游经济效应空间分异现象。关键词:旅游经济效应;协整检验;格兰杰因果关系检验;时空分异中图分类号:F 1 2 7;F 5 9 0 文献标识码:A 文章编号:1 6 7 3-0 4 5 3(2 0 2 3)0 3-0 0 9 4-0 0 0 9收稿日期:2 0 2 1 0 4 0 8基金项目:国家社会科学基金项目“生命周期视角下众创空间创业生态系统演化机理与运行绩效研究”(1 7 B G L 0 2 8)作者简介:田剑(1 9 7 1),男,安徽蚌埠人,江苏科技大学教授、博士生导师,主要从事旅游经济研究;陈菲(1 9 9 6),女,江苏泰州人,江苏科技大学硕士研究生,主要从事旅游经济研究。依据国家统计局及 中国统计年鉴1 9 9 5和2 0 2 0年相关数据计算。“十三五”旅游发展规划提出要努力建成全面小康型旅游大国,将旅游业培育成经济转型升级重要推动力、展示国家综合实力的重要载体1。2 1世纪以来,中国旅游业始终呈现迅猛发展态势,除受部分危机事件影响的年份外,中国旅游业均以高于同期G D P增长率的速度增长2。旅游总消费从1 9 9 4年的0.1 7万亿元增加到2 0 1 9年的6.6 3万亿元,增长约4 0倍,年均增长率高达1 6.6 2%。同时,旅游消费对经济增长的拉动效应不断增加。与1 9 9 4年相比,2 0 1 9年旅游消费占G D P的份额为6.6 9%,增加了3.3个百分点。旅游业发展与经济增长的关系研究一直受到国内外学者关注。从研究内容看,主要关注旅游业能否促进经济增长3。有学者认为旅游业对促进经济增长收效甚微45,也有学者认为旅游业反而会抑制经济增长6,绝大多数研究者认为旅游发展能够有效促进经济增长79。基于旅游业对经济增长的显著促进作用,我国政府一直鼓励发展旅游业,并颁布了相关政策,以推动国内旅游业的发展。刘瑞明等针对文化体制改革政策对地区旅游业发展的影响进行评估,结果显示文化体制促进了文化产业与旅游产业的融合,起到了带动地区旅游业发展的作用 1 0;徐鲲等探讨了创建国家全域旅游示范区是否存在显著效果的问题,研究证明确实能够有效促进地区旅游经济发展1 1。从旅游业拉动效应的研究方法看,主要是通过社会网 络 分 析 法1 2、构 建 相 关 指 标 和 相 关 系数1 31 4、旅 游 卫 星 账 户1 5、数 据 包 络 分 析 方法1 6、G I S空间分析方法1 7及格兰杰因果分析法1 8等探讨旅游业与经济增长的关系;从研究旅游经济效应的模型看,主要有空间杜宾模型1 9、引力模型2 0及动静态面板模型2 1等;从研究区域看,相关研究多集中于国家、经济带、城市群层面2 22 6,深入分析省、市旅游经济效应时空分异情况的研究成果还不够丰富。江苏省经济发展迅速,旅游资源丰富,因而旅游业发展起步早且发展形势良好。2 0 1 9年旅游总收入为1 4 2 2 9.4 4亿元,为2 0 0 1年的1 9.1 3倍。目前,对江苏省旅游业发展的研究主要集中在旅游增长差异、旅游经济增长因素、旅游效率与经济发展的耦合等方面2 7。本文基于前人成果,以江苏省为例,借助S t a t a和E v i e w s软件,通过采集2 0 0 72 0 1 9年江苏省及1 3个地级市的相关数据,计算相关指数、系数,进行格兰杰因果关系检验并构建面板数据模型回归分析,从时间、空间维度分析江苏省旅游经济发展的总体态势及经济效应分异情况,以期找出提高江苏省旅游经济效应整体水平、促进江苏省旅游业均衡、健康发展的对策,为新常态下江苏省以旅游业推动区域经济发展提供理论参考。一、研究方法(一)旅游经济总体差异的时间分异1.旅游业依存度、旅游业贡献率和旅游业拉动率考虑到所选取指标必须具有可靠的数据来源且能够科学有效进行测度,参考张伟1 3的研究,选用旅游总收入与地区生产总值构建旅游业依存度、旅游业贡献率和旅游业拉动率三个指标,根据一个时间段内三指标的变化,从时间维度上衡量旅游业的经济效应。各指标计算公式如下:旅游业依存度(D Rt):D Rt=LtG DPt1 0 0%(1)旅游业贡献率(G Rt):G Rt=Lt-Lt-1G DPt-G DPt-11 0 0%(2)旅游业拉动率(L Rt):L Rt=Y RtG Rt1 0 0%(3)其中,L t为当年该地区的旅游总收入,G DPt为当年该地区生产总值,Lt1为上年地区旅游总收入,G DPt1为上年地区生产总值,Y Rt为当年地区生产总值增长率。2.绝对差异和相对差异绝对差异和相对差异能够反映区域经济差异在时间上的变化。绝对差异体现经济总量的实际差别,相对差异体现经济增长的速度差异。利用两种系数可以准确衡量区域旅游经济的差异。通过极差和标准差测算绝对差异,通过极比和变异系数测算相对差异。计算公式如下:极差:R=Ym a xYm i n(4)极比:Q=Ym a x/Ym i n(5)标准差:S=1nni=1(YiY)2(6)变异系数:V=S/Y(7)其中,Ym a x和Ym i n分别表示江苏省各市旅游总收入的最大值和最小值,Yi表示第i个地级市国内旅游收入或旅游外汇收入,n表示地级市个数,Y表示江苏省旅游总收入的平均值。(二)旅游经济差异的空间分异研究对象为旅游总收入和地区生产总值,通过协整检验、格兰杰因果关系检验及面板数据模型等研究方法从空间维度探讨江苏省的旅游经济效应。在进行协整检验之前先对面板数据进行单位根检验,确保旅游总收入和地区生产总值两个变量的数据是平稳的;对通过协整检验的地级市进行格兰杰因果关系检验,从而得出相应地级市旅游总收入与地区生产总值之间的格兰杰因果关系;进行F检验和H a u s m a m检验,选择并建立合适的模型,最后对存在协整关系的地级市作模型回归分析。二、数据来源与处理为研究2 0 0 72 0 1 9年江苏省旅游经济效应时空分异情况,需采集江苏省及1 3个地级市各年G D P和旅游总收入数据。原始数据来源于 江苏省统计年鉴(2 0 0 82 0 2 0)以及历年江苏省各市的 国民经济和社会发展统计公报。为便于研究,需要对原始数据进行处理。首先,按照各年份人民币对美元的平均汇率将旅游外汇收入换算成人民币。其次,鉴于数据可比性,以2 0 0 7年为基期,计算出历年不变价格的地区生产总值和旅游总收入,真实反映经济与旅游的发展水平。再次,用G表示实际地区生产总值,用T R表示实际旅游总收入。最后,为了避免异方差和数据波动影响最终结果的准确性,对原序列G和T R分别取自然对数,记为L n G和L n T R。运用S t a-59第3期 田剑等:江苏省旅游业经济效应及其时空分异研究依据 江苏省统计年鉴2 0 0 2、2 0 2 0年相关数据计算。汇率来源于中国货币网:h t t p:/w w w.c h i n a m o n e y.c o m.c n/c h i n e s e/i n d e x.h t m l。t a 1 5软件构建江苏省各地市旅游总收入及G D P的散点图(图1),可以发现江苏省旅游总收入及G D P大致拟合在一条直线上,说明两变量具有相关关系;根据拟合线的形态,可以判定江苏省旅游总收入和G D P两者呈正相关。图1 散点图三、实证分析(一)旅游经济总体差异的时间分异1.旅游依存度、旅游贡献率和旅游拉动率由图2可知,江苏省当年地区生产总值增长率与旅游总收入增长率变化方向、幅度趋于一致,旅游业 发 展 与 经 济 增 长 之 间 存 在 紧 密 的 依 存关系。图2 江苏省旅游收入增长率与G D P增长率的关系由图3可知,2 0 0 72 0 1 9年江苏省旅游业拉动效应的三个指标总体呈增长趋势。结合表1和图3可见:江苏省的旅游业依存度一直处于上升趋势;旅游业拉动率变化不大,处于平稳波动的状态;旅 游 业 贡 献 率 波 动 幅 度 较 大,总 体 呈 上 升态势。根据表1显示,2 0 0 8年的旅游依存度、贡献率和拉动率分别从2 0 0 7年的1 0.6 7%、1 1.3 3%、1.6 9%下 降 到2 0 0 8年 的1 0.3 5%、8.6 9%、1.0 7%。这个 阶 段 各 指 标 的 变 化 主 要 是 因 为2 0 0 8年发生了全球经济危机,国内受到国际复杂经济情况的影响,导致旅游业发展指标有所下降。从表1可以看出,三个旅游业指标在不同程度上都受到了全球经济危机的影响,其中旅游贡献率的波动幅度最大。旅游业贡献率指标能较为明显地反映相邻时段的变化,所以国际、国内经济形势的影响能通过该指标得到反映。由图3可 知,旅 游 业 拉 动 率 从2 0 0 7年 至2 0 1 9年并未明显增长,说明我国经济发展已由高速增长阶段转向高质量发展阶段,江苏省紧跟国家脚步,逐年放缓G D P增速(图2)。结合旅游业拉动率的计算公式(3),可以理解该指标的变化趋势。表1 江苏省旅游业经济效应的时间序列变化(2 0 0 72 0 1 9年)年份依存度/%贡献率/%拉动率/%年份依存度/%贡献率/%拉动率/%2 0 0 71 0.6 71 1.3 31.6 92 0 1 41 2.4 21 7.5 01.5 32 0 0 81 0.3 58.6 91.0 72 0 1 51 2.6 21 4.6 21.2 42 0 0 91 0.8 01 4.7 81.8 32 0 1 61 3.1 91 9.9 51.5 62 0 1 01 1.1 41 2.8 41.6 32 0 1 71 3.5 01 6.2 71.1 72 0 1 11 1.3 21 2.2 71.3 52 0 1 81 4.1 22 1.3 71.4 32 0 1 21 2.0 21 9.0 61.9 32 0 1 91 4.2 81 6.6 61.0 22 0 1 31 1.9 41 1.2 31.0 869江苏科技大学学报(社会科学版)2 0 2 3年图3 2 0 0 72 0 1 9年三指标的时间序列变化2.绝对差异与相对差异 依据江苏省1 3个地级市2 0 0 72 0 1 9年的旅游外汇收入和国内旅游收入,计算国际、国内旅游的绝对差异和相对差异,结果如表2。就绝对差异而言,旅游外汇收入和国内旅游收入的极差、标准差自2 0 0 7年起不断增大。经计算,旅游外汇收入极差、标准差的年平均复合增长率分别为8.3 9%、7.0 4%,国内旅游收入的对应数值分别为1 1.6 4%、1 1.6 1%。由此可知,国内旅游收入的绝对差异相对较大。上述情况表明,近十几年来江苏省旅游经济总量的实际差异较为明显。就相对差异而言,旅游外汇收入的极比、变异系数总体呈波动上升,而国内旅游收入的极比、变异系数表现为下降趋势。根据前文可知,江苏省旅游拉动率整体上升并不明显,甚至有轻微的下降趋势,这主要是因为国内旅游收入变化影响了江苏省旅游经济的总体趋势。表2显示全省的相对差异呈现缩小趋势,表明江苏省经济增长速度的地区差异在不断缩小。表2 国内、国际旅游的绝对差异和相对差异年份旅游外汇收入/亿美元国内旅游收入/亿元旅游外汇收入/亿美元国内旅游收入/亿元RSRSQVQV2 0 0 78.7 72.7 65 5 2.3 51 7 8.7 87 4.8 51.0 43 1.7 00.9 32 0 0 89.7 73.0 36 4 1.8 82 0 8.4 25 2.9 81.0 22 8.3 10.9 02 0 0 99.7 62.9 97 4 5.0 82 4 1.2 34 7.7 20.9 72 7.8 90.8 72 0 1 01 2.2 73.6 48 8 4.8 82 8 5.1 95 2.6 60.9 92 7.9 10.8 62 0 1 11 4.4 34.3 41 0 4 2.7 03 3 6.9 35 5.3 71.0 02 5.7 60.8 52 0 1 21 6.1 94.8 81 1 9 0.5 33 8 6.3 25 7.7 21.0 11 9.6 50.8 32 0 1 31 3.5 33.5 71 3 2 0.6 24 3 2.1 03 8 2.2 21.9 51 4.4 10.8 12 0 1 41 6.9 94.5 11 4 5 7.0 24 7 6.9 93 1 2.2 01.9 31 3.3 70.7 92 0 1 51 9.9 35.2 81 5 9 0.7 15 1 9.6 02 3 6.6 21.9 51 2.5 20.7 72 0 1 62 1.6 05.7 11 7 7 1.9 05 7 6.7 33 0 0.5 71.9 51 2.0 30.7 52 0 1 72 2.9 46.1 01 9 7 4.4 26 4 0.5 92 2 0.7 41.8 91 1.5 60.7 42 0 1 82 5.0 86.6 82 1 9 7.7 77 1 3.2 01 8 1.5 71.8 71 1.0 50.7 22 0 1 92 5.0 06.7 02 3 1 1.1 87 4 5.4 81 8 8.9 81.8 31 0.3 20.7 0(二)旅游经济差异的空间分异1.单位根检验单位根检验可以判断变量数据变化是否平稳,避免出现“伪回归”现象。采用相同根情形下的 L L C(L e v i n-L i n-C h u)检验及不同根情形下的F i s h e r-A D F 检验和F i s h e r-P P检验。检验结果如表3所示。由表3可知,在5%的显著性水平下,原序列L nG和L nT R单位根检验的结果中不同根情形下的两种单位根检验方法结果均接受原假设,表示两组变量均为非平稳数据;对两组变量一阶差分后再进行单位根检验,三种检验结果均拒绝原假设,因此判定序列L nG和L nT R同为一阶单整过程。2.协整检验单位根检验结果为一阶单整,可以进行协整检验,此处采用J o h a n s e n协整检验。由表4可知,假设不存在协整关系时,江苏省整体的T r a c e检验和M a x-e i g e n检验的P值均为0.0 0 0 1,在5%的 显 著 水 平 上 拒 绝 原 假 设,说 明 江 苏 省 的G D P和旅游总收入之间存在协整关系;假设最多存在一个协整关系时,T r a c e检验和M a x-e i g e n检验结果均为接受原假设,因此江苏省的G D P和旅游总收入之间存在一个长期协整关系。对江苏省1 3个地级市进行协整检验,结果显示在5%的显著水平上,除了扬州和盐城,其他地级市的旅游总收入与G D P两者之间均存在协整关系。79第3期 田剑等:江苏省旅游业经济效应及其时空分异研究表3 单位根检验结果检验方法pL n GL n T RD L n GD L n R相同根L L C检验0.0 1 0 5000不同根F i s h e r-A D F检验0.9 8 2 50.5 3 6 800.0 0 0 5F i s h e r-P P检验0.9 9 6 50.7 5 7 100.0 0 1 4表4 G和T R的协整检验结果假设协整关系数量检验面板数据:G和T RF i s h e r统计量F i s h e r统计量T r a c e检验概率PM a x-e i g e n检验概率P不存在协整关系3 0.5 2 1 0 40.0 0 0 12 9.9 0 5 0 50.0 0 0 1最多存在一个协整关系0.6 1 5 9 90.4 3 2 50.6 1 5 9 90.4 3 2 5假设:不存在协整关系地区南京2 9.2 5 0 8 60.0 0 0 22 6.8 5 2 2 90.0 0 0 3无锡3 1.8 5 7 2 70.0 0 0 12 0.8 9 2 7 00.0 0 3 9苏州3 8.0 5 1 5 902 1.3 6 3 3 20.0 0 3 2常州2 1.5 5 4 9 00.0 0 5 41 7.6 5 1 3 80.0 1 4 0镇江1 6.2 0 6 1 60.0 3 9 01 6.2 0 5 0 30.0 2 4 4扬州1 2.7 9 4 4 00.1 2 2 61 2.5 9 5 2 50.0 9 0 2泰州3 3.5 5 2 3 602 7.7 6 7 3 40.0 0 0 2南通2 7.6 8 2 7 40.0 0 0 52 1.2 5 8 2 90.0 0 3 4徐州2 8.5 8 6 4 80.0 0 0 32 6.6 3 9 3 10.0 0 0 4连云港3 1.7 7 6 5 80.0 0 0 13 1.3 8 9 3 50盐城1 2.7 9 4 4 00.1 2 2 61 2.5 9 5 2 50.0 9 0 2淮安2 3.6 6 5 8 90.0 0 2 41 8.3 0 8 0 60.0 1 0 9宿迁3 1.6 0 5 3 80.0 0 0 13 0.3 1 3 2 30.0 0 0 13.格兰杰因果检验J o h a n s e n协整检验证明了江苏省省域范围及该省1 1个地级市的旅游总收入与G D P之间存在协整关系。对存在协整关系的江苏省及1 1个地级市分别进行格兰杰因果检验,结果如表5(本文选择1 0%的显著水平,滞后阶数分别为13阶)。由表3可知,江苏省全省的旅游总收入与G D P互为G r a n g e r因果关系,表明江苏省整体的经济增长与旅游业发展之间存在互动关系。在江苏省各地级市中,无锡和泰州的旅游总收入和经济增长是互为G r a n g e r因果关系,两市的旅游业发展与经济增长相互促进;无锡、镇江、泰州、宿迁四市的G D P是旅游总收入的G r a n g e r原因,表明这四市的经济增长能够带动旅游业发展;南京、无锡、苏州、常州、泰州、南通六市的旅游总收入是 G D P 的G r a n g e r原因,表明这六个地级市的旅游业发展起到促进经济增长的作用。此外,在1 0%的显著水平上,徐州、连云港、淮安三市均未通过格兰杰因果关系检验,但这三市已通过协整检验,可以继续对其作模型回归分析。表5 G和T R的格兰杰因果检验结果假设滞后阶数F统计量伴随概率结论T R(全省)不是G(全省)的G r a n g e r原因11 4.9 6 5 70.0 0 0 2拒绝G(全省)不是T R(全省)的G r a n g e r原因15.8 0 3 90.0 1 7 2拒绝T R(南京)不是G(南京)的G r a n g e r原因14.4 2 8 50.0 6 4 7拒绝T R(无锡)不是G(无锡)的G r a n g e r原因35.8 7 9 40.0 8 9 9拒绝G(无锡)不是T R(无锡)的G r a n g e r原因24.6 5 0 00.0 6 0 3拒绝T R(苏州)不是G(苏州)的G r a n g e r原因21 1.0 3 7 00.0 0 9 8拒绝T R(常州)不是G(常州)的G r a n g e r原因14.8 2 7 10.0 5 5 6拒绝89江苏科技大学学报(社会科学版)2 0 2 3年续表假设滞后阶数F统计量伴随概率结论G(镇江)不是T R(镇江)的G r a n g e r原因23.9 2 2 90.0 8 1 4拒绝G(泰州)不是 T R(泰州)的G r a n g e r原因31 3.2 3 0 40.0 3 0 9拒绝T R(泰州)不是G(泰州)的G r a n g e r原因24.3 8 4 80.0 6 7 0拒绝T R(南通)不是G(南通)的G r a n g e r 原因29.6 9 5 70.0 1 3 2拒绝G(宿迁)不是T R(宿迁)的G r a n g e r原因21 2.1 1 9 80.0 0 7 8拒绝4.模型设定建立面板模型之前先进行模型形式设定的检验,避免因选择不合适的模型而导致估计结果与所要模拟的经济现象和现实情况偏差过大。F检验可以从混合回归和固定效应回归两者中选出合适的面板数据模型。此外,某些会随时间变化的制度性因素可能会同时影响G D P和旅游总收入,如不加以控制会导致旅游总收入成为内生变量。因此检验时应当用双向固定效应模型。F统计量定义为:F=(S S Er-S S Ef)/N T-k-1 (N T-N-k)S S Ef/(N T-N-k)=(S S Er-S S Ef)/(N1)S S Ef/(NT-N-k)(9)式中,S S Er为混合估计模型的残差平方和,S S Ef为双向固定效应回归模型的残差平方和,N为截面数,T为时间序列数,k为解释变量个数。本文中N=1 3,T=1 3,k=1,得到S S Er=0.1 7 4 5 7 6,S S Ef=0.0 5 8 4 6 6,计 算 可 得F=2 5.6 5 1 7 3F0.0 1(1 2,1 5 5)=2.3 0 1,拒绝“模型为混合回归模型”的原假设,选择双向固定效应模型。H a u s m a n检验可以从固定效应和随机效应中选出合适的模型。根据结果可知,2=1 1.3 6 5 7 5 4,P值为0.0 0 0 7,在5%显著性水平下拒绝原假设,因此建立双向固定影响模型:Gi t=0+T Ri t+Xi t+i+t+i t(1 0)式中,G为因变量,T R为自变量,X为控制变量;0为截距项;为解释变量的估计系数;i为个体固定效应;t为时间固定 效应;i t为误差项。考虑到其他因素也会影响地区经济的发展,笔者引入一系列控制变量。具体的变量设置、计算方法见表6。表6 控制变量的定义与计算方法变量名变量解释变量计算方法e d u人力资本(高等教育普及率)高等学校在校生人数/年末总人口g o v政府规模政府财政支出/实际G D P t i d产业结构(第三产业发展水平)第三产业就业人口/总就业人口 f t d外贸依存度进出口总额/实际G D P 5.模型估计结果在引入控制变量基础上,采用双向固定效应模型对江苏省整体进行回归分析,同时计算上述旅游总收入与G D P存在协整关系的1 1个地市的回归系数,回归结果见表7。表7 江苏省及1 1市数据回归系数省市系数伴随概率省市系数伴随概率全省0.2 6 6 5 2 00泰州0.3 4 4 7 7 20.1 9 1 0南京0.2 9 8 7 4 2 0.5 5 1 4南通0.0 4 3 2 5 50.7 2 0 4无锡0.6 6 4 1 4 10.0 0 9 2徐州0.0 7 2 7 6 30.8 5 6 4苏州0.4 7 0 1 2 90.0 0 2 5连云港0.2 7 2 5 0 80.0 0 3 6常州0.2 6 9 6 3 90.0 4 7 6淮安0.3 2 0 8 4 60镇江0.3 2 6 2 3 80.0 9 6 1宿迁0.0 2 2 8 6 20.7 7 6 6 根据表7的回归结果,可以得出如下结论:首先,江苏省整体的旅游总收入与经济增长两者之间的关系系数为0.2 7,数值为正。这表明江苏省的旅游总收入每增加1%,就会带动G D P增长0.2 7%,旅游总收入对G D P存在正向影响效应。其次,在1 0%的显著水平上,南京、泰州、南通、徐 州 和 宿 迁 五 市 回 归 结 果 的P值 均 大 于99第3期 田剑等:江苏省旅游业经济效应及其时空分异研究1 0%,未能通过t检验,将五市作为奇异值,不对其继续进行分析。最后,其余六市均通过了t检验,系数都为正值,说明这六个地级市的旅游总收入与G D P呈正相关。其中,无锡和苏州的回归系数分别为0.6 6、0.4 7,旅游经济效应较为显著;镇江和淮安的回归系数分别为0.3 3、0.3 2,旅游经济效应表现一般;常州和连云港的回归系数为0.2 7,旅游经济效应较弱,如图4。图4 江苏全省及各市的旅游经济效应四、结论与建议本研究以2 0 0 72 0 1 9年江苏省整体及省内1 3个地级市为研究对象,利用2 0 0 72 0 1 9年的相关数据,从时间、空间维度探讨江苏省旅游经济发展的总体态势及经济效应分异情况,科学估算各个地级市旅游业发展对经济增长的影响,得到以下结果:从时间维度上看,2 0 0 72 0 1 9年江苏省旅游业依存度始终保持上升趋势,旅游业贡献率波动幅度相对较大,总体呈上升态势。此间江苏省旅游经济的绝对差异不断扩大,其中国内旅游收入的绝对差异相对较大,全省的相对差异呈缩小趋势。可见,近十几年来江苏省旅游经济的总量实际差异明显,而总体走势主要受国内旅游收入影响,同时江苏省地区经济增长速度的差异正在不断缩小。从空间维度上看有几个方面。第一,江苏省整体的旅游业发展和G D P增长存在良好的互动关系,旅游业发展对经济增长存在正向刺激效应。第二,苏南、苏中、苏北三大地区存在明显的旅游经济效应空间分异现象。苏南地区的旅游业发展与经济增长之间存在明显的相互影响,苏中地区和苏北地区的旅游业发展与经济增长之间的关系较为复杂,旅游经济效应显著的城市较少。第三,苏南、苏北地区内部也分别存在旅游经济效应空间分异现象:无锡和苏州的旅游业发展对经济增长有着全省最强的拉动力度,镇江的旅游业经济效应表现为一般显著,常州的旅游业经济效应较弱,南京作为奇异值不作分析;淮安的旅游经济效应表现为一般显著,连云港的旅游业经济效应较弱,而徐州和宿迁是奇异值。第四,江苏省各地级市之间旅游经济效应空间分异现象明显,按照面板数据模型回归的系数值由高到低排序为无锡、苏州、镇江、淮安、常州、连云港。其中无锡旅游业经济效应最为显著,苏北地区的连云港和淮安近年来旅游业发展迅速。根据上述结论与分析,本文提出 以下优化建议:第一,江苏省地区经济发展速度在全国排名靠前,地区旅游业发展态势良好。但由于存在环境污染、生态破坏、文物古迹过度损耗等问题,地区旅游经济效应的发挥受到严重影响。虽然江苏省的旅游资源数量众多,但必须进一步促进旅游资源发展的质量形成整体优势。因此可以对地区旅游的基础和服务设施进行环保型改良,提升旅游服务水平;重视对文物古迹的保护,增强旅游环保意识的宣传;同时注重对旅游业相关人才的培养与培训。第二,江苏省三大区域分别具有各自独特的地理环境和自然资源,因此在旅游业的发展中可以突出苏南、苏中、苏北三大区域的特色,逐步建立、健全旅游区域品牌机制。其中,苏南地区应考虑发展“江南水乡古镇旅游”和“江南丘陵休闲旅游”。在苏南地区有许多古风古韵、充满水乡风情的小镇,比如周庄古镇、同里古镇和锦溪古镇等,在古镇和水乡资源丰富的苏南地区,可以充分利用精品古镇文化提升游客体验感,打造充满文化内涵的特色旅游品牌。同时,苏南地区有宁镇山脉、宜溧山地等独特地貌条件和安逸宜居的生态环境,适合开发竹林、茶道、田园及静修等休闲度假产品。苏中地区拥有“里下河生态旅游区”,可以利用秀丽的自然风光和乡村景观开发乡村游,加强宣传力度以吸引周边游客,形成苏中地区的生态旅游亮点。苏北地区可以考虑发展“环骆马湖休闲度假区”,利用保存完好的湿地生态系统、深厚的人文底蕴吸引游客来此学习和参观。此处也是苏、鲁、皖、沪旅游网络的重要节点,周围交通便利,因此具有巨大的旅游市场潜力。001江苏科技大学学报(社会科学版)2 0 2 3年第三,针对江苏省旅游经济的空间分异现象,可以加强旅游区域之间的相互合作,通过优势互补缩小江苏省南、中、北三大区域之间的差异。从全省范围来看,应当把对旅游业扶持的重点顺序从原来的“南、中、北”更改为“北、中、南”。苏南地区可以依托自身良好的产业基础与经济条件,致力于提升旅游产品品质和服务,增强旅游业自身造血能力,同时利用区位优势提升在国际旅游市场的影响力,并发挥对其他区域的辐射、带动作用;对于苏中地区,应给予适当的政策扶持和引导;加大对苏北地区的资金和政策扶持力度。苏中和苏北都需要继续深化旅游供给侧结构性改革,鼓励旅游企业积极创新,结合区域的特色推进“旅游+”产业融合,培育新的旅游经济增长极。第四,探索政府投入和激励机制来弥补市场发育的不足。苏北地区的连云港和淮安近几年在旅游业发展方面毫不逊色,两市的旅游业发展对经济增长的促进作用强劲,打破了江苏旅游长期以来“南热北冷中温”的传统格局,是探索苏北地区旅游业发展与提高的楷模。事实上,目前的良好局面与两座城市的政府投入和激励机制密不可分。近年来,连云港致力于成为“一带一路”交汇点的重要旅游节点城市,出台了各种奖励政策支持全市旅游品牌创建工作。淮安地区高度重视文化旅游工作,区直规划、住建、城投、文广、旅游等部门协同攻坚,形成了全市上下支持文旅发展高位推进的高压态势。因此对于旅游业发展基础较为薄弱的苏中、苏北地区,政府部门应当积极鼓励和支持旅游业发展,加大对相关地区旅游业政策和资金的扶持力度,实现旅游业发展与经济增长之间的良性循环。参考文献:1 沈仲亮,李志刚.国务院印发“十三五”旅游业发展规划 N.中国旅游报,2 0 1 6 1 2 2 7(0 0 1).2 苏建军,张毓,孙根年.中国旅游消费对经济增长的拉动效应与贡献度分析J.消费经济,2 0 1 6(1):3 4 4 0.3 R I D D E R S TAA T J,C R O E S R,N I J KAMP P.T o u r i s m a n d l o n g-r u n e c o n o m i c g r o w t h i n A r u b aJ.I n t e r n a t i o n a l J o u r n a l o f T o u r i s m R e s e a r c h,2 0 1 4(5):4 7 2 4 8 7.4 P O W C,HUAN G B N.T o u r i s m d e v e l o p m e n t a n d e c o n o m i c g r o w t h a n o n l i n e a r a p p r o a c hJ.P h y s i c a A,2 0 0 8(2 2):5 5 3 5 5 5 4 2.5 刘春济,冯学钢,高静.旅游发展对经济增长的拉动作用:一个国外综述J.华东经济管理,2 0 1 4(4):1 4 3 1 4 7.6 杨懿,杨先明.旅游地“荷兰病”效应:旅游负面经济影响研究新视角J.财经理论与实践,2 0 1 5(5):1 3 3 1 3 7.7 TUG C U C T.T o u r i s m a n d e c o n o m i c g r o w t h n e x u s r e v i s i t e d:a p a n e l c a u s a l i t y a n a l y s i s f o r t h e c a s e o f t h e M e d i t e r r a n e a n R e g i o nJ.T o u r i s m M a n a g e-m e n t,2 0 1 4(6):2 0 7 2 1 2.8 TANG C F,T AN E C.D o e s t o u r i s m e f f e c t i v e l y s t i m u l a t e M a l a y s i a s e c o n o m i c g r o w t h?J.T o u r i s m M a n a g e m e n t,2 0 1 5(2):1 5 8 1 6 3.9 A S L AN A.T o u r i s m d e v e l o p m e n t a n d e c o n o m i c g r o w t h i n t h e M e d i t e r r a n e a n c o u n t r i e s:e v i d e n c e f r o m p a n e l G r a n g e r c a u s a l i t y t e s t sJ.C u r r e n t I s-s u e s i n T o u r i s m,2 0 1 4(4):3 6 3 3 7 2.1 0 刘瑞明,毛宇,亢延锟.制度松绑、市场活力激发与旅游经济发展 来自中国文化体制改革的证据J.经济研究,2 0 2 0(1):1 1 5 1 3 1.1 1 徐鲲,王英,唐云.国家全域旅游示范区创建的旅游经济效应研究 来自地级市准自然实验的数据J.重庆大学学报(社会科学版),2 0 2 1(4):2 1 6 2 3 0.1 2 王俊,徐金海,夏杰长.中国区域旅游经济空间关联结构及其效应研究 基于社会网络分析J.旅游学刊,2 0 1 7(7):1 5 2 6.1 3 张伟,刘苏,张文新.安徽省旅游业对经济增长拉动效应的实证研究 基于二维度与三指标的探讨J.旅游科学,2 0 1 1(6):2 5 3 3.1 4 于秋阳,颜鑫.区域旅游经济的时空分异及收敛性研究 以江苏省为例J.华东经济管理,2 0 1 9(1):1 1 1 8.1 5 S ME R A L E.T h e e c o n o m i c i m p a c t o f t o u r i s m:b e-y o n d s a t e l l i t e a c c o u n t s J.T o u r i s m A n a l y s i s,2 0 0 5(1):5 5 6 4.1 6 苏志平,顾平.基于C2 R和C2 G S2模型的省域旅游业绩效评价J.江苏科技大学学报(自然科学版),2 0 1 1(3):2 8 8 2 9 3.1 7 张鲜鲜,左颖,李婧晗,等.长三角城市群旅游发展空间格局及 影 响 因 素J.统 计 与 决 策,2 0 2 0(1):1 0 0 1 0 4.1 8 周霓,熊爱华.基于面板数据的旅游经济效应空间分异及优 化 研 究 以 山 东 省 为 例 J.地 理 科 学,2 0 1 6(2):2 8 9 2 9 5.1 9 谢露露,王雨佳.旅游产业集聚对经济增长的空间溢出效应 来自长三角地区的经验研究J.上海经济,2 0 1 8(4):1 7 3 2.2 0 马丽君,张家凤.湖南各市州旅游经济发展的溢出效应分析J.旅游研究,2 0 1 8(6):8 3 9 1.101第3期 田剑等:江苏省旅游业经济效应及其时空分异研究2 1 李雪峰.湖南省旅游业经济效应实证研究D.南京:南京财经大学,2 0 1 5.2 2 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