我國(guó)旅游產(chǎn)業(yè)集聚與全要素生產(chǎn)率關(guān)系研究

張廣海 汪立新

文章編號(hào)：1001-148X（2016）11-0186-07

摘要：本文采用EG指數(shù)方法測(cè)度我國(guó)旅游業(yè)產(chǎn)業(yè)集聚水平，采用曼奎斯特指數(shù)測(cè)度我國(guó)旅游全要素生產(chǎn)率水平，發(fā)現(xiàn)我國(guó)旅游產(chǎn)業(yè)集聚呈下降趨勢(shì)且速度隨時(shí)間變緩，我國(guó)旅游全要素生產(chǎn)率水平呈現(xiàn)出波動(dòng)變化，且波動(dòng)幅度逐漸增大；通過構(gòu)建模型考察兩者關(guān)系，發(fā)現(xiàn)我國(guó)旅游產(chǎn)業(yè)集聚沖擊對(duì)全要素生產(chǎn)率存在顯著影響，旅游全要素生產(chǎn)率沖擊對(duì)產(chǎn)業(yè)集聚也存在一定程度的影響。

關(guān)鍵詞：旅游業(yè)；產(chǎn)業(yè)集聚；全要素生產(chǎn)率

中圖分類號(hào)：F59299文獻(xiàn)標(biāo)識(shí)碼：A

收稿日期：2016-06-22

作者簡(jiǎn)介：張廣海（1963-），男，山東臨沂人，中國(guó)海洋大學(xué)管理學(xué)院教授，博士生導(dǎo)師，管理學(xué)博士，研究方向：旅游開發(fā)規(guī)劃與管理、區(qū)域經(jīng)濟(jì)；汪立新（1991-），女，山東聊城人，中國(guó)海洋大學(xué)管理學(xué)院研究生，研究方向：旅游開發(fā)規(guī)劃與管理、區(qū)域旅游經(jīng)濟(jì)發(fā)展。

產(chǎn)業(yè)集聚已成為中國(guó)旅游業(yè)發(fā)展的重要途徑。產(chǎn)業(yè)集聚在降低要素流動(dòng)成本的同時(shí)，通過知識(shí)外溢及產(chǎn)業(yè)結(jié)構(gòu)優(yōu)化等途徑推動(dòng)旅游經(jīng)濟(jì)增長(zhǎng)。旅游經(jīng)濟(jì)增長(zhǎng)中不能被要素投入所解釋的部分屬于全要素生產(chǎn)率的范疇，其增長(zhǎng)能推動(dòng)旅游業(yè)科學(xué)、合理、可持續(xù)地發(fā)展。目前，多數(shù)研究成果集中于對(duì)旅游產(chǎn)業(yè)集聚或旅游全要素生產(chǎn)率展開的單獨(dú)研究。對(duì)旅游產(chǎn)業(yè)集聚的研究主要集中在特征分析[1-5]、動(dòng)因研究[6-7]及其對(duì)其他主體的作用機(jī)理[8-11]方面；對(duì)旅游全要素生產(chǎn)率的研究主要集中在測(cè)度及分解[12-16]和影響因素的探析上[17-18]。對(duì)兩者之間的關(guān)系進(jìn)行研究，有助于明確兩者間的作用機(jī)理。郭悅等（2015）通過對(duì)我國(guó)省級(jí)面板數(shù)據(jù)進(jìn)行SYS-GMM估計(jì)，發(fā)現(xiàn)產(chǎn)業(yè)集聚對(duì)旅游全要素生產(chǎn)率的提高具有促進(jìn)作用，其傳導(dǎo)機(jī)制為技術(shù)和規(guī)模效率的提高[19]。本文在考察我國(guó)旅游全要素生產(chǎn)率變化的基礎(chǔ)上，通過構(gòu)建SVAR模型，探究我國(guó)旅游產(chǎn)業(yè)集聚與全要素生產(chǎn)率之間的關(guān)系，并提出相關(guān)發(fā)展建議。

一、我國(guó)旅游產(chǎn)業(yè)集聚特征分析

（一）測(cè)度方法

產(chǎn)業(yè)集聚的測(cè)度方法有很多，本文綜合考慮各方法的假設(shè)前提與適用條件[20]，選取 E-G指數(shù)測(cè)度我國(guó)旅游產(chǎn)業(yè)集聚水平。EG指數(shù)區(qū)分了產(chǎn)業(yè)內(nèi)部的隨機(jī)集聚和共享外部性的集聚，剔除了由于內(nèi)部規(guī)模經(jīng)濟(jì)或資源優(yōu)勢(shì)所導(dǎo)致的虛假空間集聚成分，對(duì)產(chǎn)業(yè)自身地理空間集聚的表達(dá)意義更明確，表達(dá)式為：

γ=G-（1-∑xi2）H（1-∑xi2）（1-H）

式中，i代表我國(guó)各省，i=1，2，…，30；xi表示i省份就業(yè)人數(shù)占全國(guó)就業(yè)總?cè)藬?shù)的比重；G為空間基尼系數(shù)；H為調(diào)整赫芬達(dá)爾指數(shù)[21]，此處采用就業(yè)人數(shù)計(jì)算我國(guó)旅游企業(yè)規(guī)模和市場(chǎng)結(jié)構(gòu)。

（二）我國(guó)旅游產(chǎn)業(yè)集聚程度的測(cè)度

1.數(shù)據(jù)來源

以我國(guó)內(nèi)地30個(gè)省份為研究對(duì)象（西藏除外），選取2001-2013年統(tǒng)計(jì)數(shù)據(jù)，對(duì)我國(guó)旅游產(chǎn)業(yè)集聚的時(shí)序演變特征進(jìn)行分析。其中，旅游企業(yè)就業(yè)數(shù)據(jù)來自歷年發(fā)布的《中國(guó)旅游統(tǒng)計(jì)年鑒·副本》，反映我國(guó)及各省份總體就業(yè)情況的統(tǒng)計(jì)數(shù)據(jù)來源于《中國(guó)勞動(dòng)統(tǒng)計(jì)年鑒》。

2.測(cè)度結(jié)果與分析

利用2001-2013年統(tǒng)計(jì)數(shù)據(jù)，測(cè)度我國(guó)旅游產(chǎn)業(yè)集聚度，結(jié)果見圖1?？傮w而言，我國(guó)旅游產(chǎn)業(yè)集聚度的平均值為002，呈現(xiàn)中度水平集聚。自2001年以來，伴隨著小范圍的波動(dòng)，我國(guó)旅游產(chǎn)業(yè)集聚水平總體呈現(xiàn)出不斷下降的趨勢(shì)：2001-2004年，我國(guó)旅游產(chǎn)業(yè)集聚水平出現(xiàn)持續(xù)高速下滑，2001年我國(guó)旅游產(chǎn)業(yè)集聚EG指數(shù)為00725，2004年EG指數(shù)為00108，產(chǎn)業(yè)集聚水平年平均變化率為-2837%。2004-2005年，我國(guó)旅游產(chǎn)業(yè)集聚水平出現(xiàn)小幅回升，從00108提升至00197，變化率為8287%。2005-2012年，我國(guó)旅游產(chǎn)業(yè)集聚水平呈現(xiàn)出小幅穩(wěn)步下降，年平均變化率為-1202%。2012-2013年，我國(guó)旅游產(chǎn)業(yè)集聚水平出現(xiàn)顯著回升，從2012年的00031提升至2013年的00425，變化率為1 26549%。綜上所述，我國(guó)旅游產(chǎn)業(yè)集聚EG指數(shù)絕對(duì)值隨時(shí)間的推移表現(xiàn)出波動(dòng)下降的趨勢(shì)，將這種波動(dòng)變化分解為下降階段和上升階段，發(fā)現(xiàn)其下降速率逐漸減小，上升速率顯著提高，表明我國(guó)旅游產(chǎn)業(yè)集聚的向心力作用逐漸凸顯。

二、我國(guó)旅游產(chǎn)業(yè)全要素生產(chǎn)率特征分析

（一）測(cè)度方法

采用曼奎斯特指數(shù)模型對(duì)我國(guó)旅游產(chǎn)業(yè)TFP進(jìn)行測(cè)度，該方法在線性規(guī)劃的基礎(chǔ)上，納入時(shí)間維度，利用距離生產(chǎn)函數(shù)將t期和t+1期的投入和產(chǎn)出分別與對(duì)應(yīng)時(shí)期的最優(yōu)生產(chǎn)邊界進(jìn)行對(duì)比，對(duì)t時(shí)期到t+1時(shí)期的全要素生產(chǎn)率變化進(jìn)行了度量[22]。計(jì)算表達(dá)式為：

TFP=M（xt，yt，xt+1，yt+1）

=Dtn（xt+1n，yt+1n）Dtn（xtn，ytn）*Dt+1n（xt+1n，yt+1n）Dt+1n（xtn，ytn）12

其中，M為生產(chǎn)率指數(shù)，表示生產(chǎn)點(diǎn)（xt+1，yt+1）相對(duì)于生產(chǎn)點(diǎn)（xt，yt）的生產(chǎn)率；（xt，yt）和（xt+1，yt+1）分別代表t與t+1期的投入和產(chǎn)出的集合；Dtn（xt+1n，yt+1n）Dtn（xtn，ytn）測(cè)量了以t期最優(yōu)生產(chǎn)邊界為參照時(shí)，從t到t+1期生產(chǎn)活動(dòng)技術(shù)效率的變化；Dt+1n（xt+1n，yt+1n）Dt+1n（xtn，ytn）測(cè)量了以t+1期最優(yōu)生產(chǎn)邊界為參照時(shí)，從t到t+1期生產(chǎn)活動(dòng)技術(shù)效率的變化。M大于1說明對(duì)應(yīng)時(shí)期內(nèi)我國(guó)旅游業(yè)TFP提高，反之則認(rèn)為降低。

（二）我國(guó)旅游產(chǎn)業(yè)全要素生產(chǎn)率測(cè)度

1.變量及數(shù)據(jù)來源

將我國(guó)旅游產(chǎn)業(yè)的生產(chǎn)經(jīng)營(yíng)過程看作一個(gè)投入產(chǎn)出系統(tǒng)。投入要素為資本和勞動(dòng)力要素，此處選擇旅游企業(yè)固定資產(chǎn)原值和年末旅游從業(yè)人數(shù)兩指標(biāo)對(duì)投入要素進(jìn)行表征。產(chǎn)出要素最理想的指標(biāo)是終端旅游服務(wù)，由于這一指標(biāo)數(shù)據(jù)無法直接測(cè)度，此處選擇旅游企業(yè)營(yíng)業(yè)總收入指標(biāo)來衡量我國(guó)旅游產(chǎn)業(yè)的產(chǎn)出要素。為保證數(shù)據(jù)的可比性，對(duì)旅游企業(yè)營(yíng)業(yè)收入和旅游業(yè)固定資產(chǎn)原值進(jìn)行價(jià)格平減，消除價(jià)格因素。樣本期為2001-2013年，旅游業(yè)相關(guān)數(shù)據(jù)來源于《中國(guó)旅游統(tǒng)計(jì)年鑒·副本》，價(jià)格指數(shù)來源于中華人民共和國(guó)國(guó)家統(tǒng)計(jì)局網(wǎng)站。

2.測(cè)度結(jié)果與分析

計(jì)算我國(guó)2001-2013年旅游業(yè)M值，結(jié)果見圖2?？傮w而言，我國(guó)旅游產(chǎn)業(yè)全要素生產(chǎn)率平均值為10597，TFP呈小幅上漲趨勢(shì)，變異系數(shù)為01243，表明我國(guó)旅游產(chǎn)業(yè)全要素生產(chǎn)率總體呈現(xiàn)小幅波動(dòng)態(tài)勢(shì)。按照谷-峰-谷的周期劃分方法，樣本期間內(nèi)我國(guó)旅游產(chǎn)業(yè)全要素生產(chǎn)率波動(dòng)經(jīng)歷了三個(gè)周期。其中2003-2005年為第一個(gè)周期，擴(kuò)張期與收縮期的時(shí)間比為1：1；2005-2009年為第二個(gè)周期，擴(kuò)張期與收縮期持續(xù)時(shí)間比為1：3；2009-2013年為第三個(gè)周期，擴(kuò)張期與收縮期之比為1：3。各周期收縮階段持續(xù)期逐漸延長(zhǎng)，擴(kuò)張期與收縮期時(shí)間之比逐漸降低，但我國(guó)旅游全要素生產(chǎn)率變化一直圍繞平均值上下波動(dòng)，表明其增長(zhǎng)速度大于下降速度。同時(shí)，2003-2005年，我國(guó)旅游TFP波動(dòng)幅度百分比為1597%；2005-2009年波動(dòng)幅度百分比為614%；2009-2013年波動(dòng)幅度百分比達(dá)4445%，表明我國(guó)旅游全要素生產(chǎn)率波動(dòng)幅度百分比變化不穩(wěn)定，較大的波動(dòng)幅度過后會(huì)伴隨著一個(gè)相對(duì)較小的波動(dòng)幅度作為緩沖而出現(xiàn)。預(yù)測(cè)2013-2017年，我國(guó)旅游全要素生產(chǎn)率會(huì)呈現(xiàn)幅度較小的波動(dòng)狀態(tài)。

三、我國(guó)旅游產(chǎn)業(yè)集聚與全要素生產(chǎn)率關(guān)系的分析

（一）模型構(gòu)建

向量自回歸模型（VAR）納入了變量的滯后值，描述了變量間的動(dòng)態(tài)關(guān)系，彌補(bǔ)了傳統(tǒng)計(jì)量方法難以描述變量間動(dòng)態(tài)聯(lián)系及內(nèi)生變量性質(zhì)的先天不足，廣泛應(yīng)用于對(duì)經(jīng)濟(jì)系統(tǒng)的動(dòng)態(tài)分析。然而，該模型將內(nèi)生變量間的當(dāng)期相關(guān)關(guān)系隱藏在新息向量中，不能明確地刻畫變量間的結(jié)構(gòu)關(guān)系。SVAR模型在VAR的基礎(chǔ)上引入一定的約束條件，將變量間的當(dāng)期關(guān)系納入到模型中，彌補(bǔ)了VAR模型的不足。該模型系統(tǒng)中，每個(gè)變量不僅受各自的滯后項(xiàng)影響，同時(shí)還考慮了其他變量的當(dāng)期影響。SVAR模型可分為三類，此處采用最具普遍意義的AB-模型研究變量間的關(guān)系，表達(dá)式如下：

AA（L）yt=Aεt

Aεt =Bet

E（et）=0

E（etetT）=In

式中，矩陣A和B為n×n正交因子分解矩陣；A（L）為滯后算子多項(xiàng)式的向量表現(xiàn)形式，即A（L）=In-A1L-A2L2-…-ApLp；εt是VAR模型的隨機(jī)擾動(dòng)項(xiàng)，服從向量高斯白噪聲過程，即εt～VGW（0，Ω）；et為標(biāo)準(zhǔn)正交隨機(jī)擾動(dòng)項(xiàng)，表示作用在變量上的結(jié)構(gòu)式?jīng)_擊服從向量白噪聲過程，即et～VWN（0，In）。

（二）我國(guó)旅游產(chǎn)業(yè)集聚與全要素生產(chǎn)率關(guān)系的實(shí)證分析

1.單位根檢驗(yàn)

構(gòu)建我國(guó)旅游產(chǎn)業(yè)集聚與全要素生產(chǎn)率關(guān)系的SVAR模型之前，首先檢驗(yàn)變量數(shù)據(jù)的平穩(wěn)性，以避免數(shù)據(jù)不平穩(wěn)帶來的類似偽回歸等不良后果。采用常見的ADF單位根檢驗(yàn)分別對(duì)EG指數(shù)和TFP時(shí)間序列的數(shù)據(jù)平穩(wěn)性進(jìn)行檢驗(yàn)，見表1。檢驗(yàn)結(jié)果顯示，EG指數(shù)和TFP均在95%的置信水平上拒絕原假設(shè)，說明兩變量序列平穩(wěn)，可以直接構(gòu)造傳統(tǒng)VAR模型。

2.模型估計(jì)

在明確EG指數(shù)和TFP時(shí)間序列平穩(wěn)性的基礎(chǔ)上，根據(jù)赤池信息準(zhǔn)則選擇滯后階數(shù)為1-4，首先構(gòu)建傳統(tǒng)VAR模型，模型估計(jì)結(jié)果如下：

TFP=-0161333TFP（-1）-0204111TFP（-2）+2929208EG（-1）-4395651EG（-2）+1504474

EG=-0013849TFP（-1）-0008010TFP（-2）-0334705EG（-1）+0461105EG（-2）+0032340

為保證后續(xù)研究的可靠性，首先對(duì)該VAR模型的穩(wěn)定性進(jìn)行檢驗(yàn)。利用Eviews60軟件對(duì)上述VAR模型做模型平穩(wěn)性檢驗(yàn)，見圖3。檢驗(yàn)結(jié)果顯示，所有單位根模的倒數(shù)均小于1，表明該模型是一個(gè)平穩(wěn)的系統(tǒng)，可以進(jìn)一步識(shí)別與估計(jì)相應(yīng)的SVAR。

為了明確我國(guó)旅游產(chǎn)業(yè)集聚與全要素生產(chǎn)率間的當(dāng)期關(guān)系，進(jìn)一步估計(jì)兩變量的SVAR模型。SVAR模型的識(shí)別條件包括短期約束和長(zhǎng)期約束，此處根據(jù)等式AA（L）yt=Aεt，通過對(duì)模型施加短期約束來識(shí)別與估計(jì)對(duì)應(yīng)的SVAR模型。采用類型矩陣的方法對(duì)矩陣A和B的元素進(jìn)行限制，將A和B分別定義為：A=10NA1，B=NA00NA。在滿足識(shí)別條件的情況下，利用FILM方法估計(jì)得到結(jié)構(gòu)因子分解矩陣A=100.03581，B=0.1672[]00[]0.0144，SVAR中A、B、εt和et的線性組合為：

100.03581ε1tε2t=0.1672[]00[]0.0144

e1te2t

3.脈沖響應(yīng)函數(shù)分析

脈沖響應(yīng)函數(shù)主要分析來自誤差項(xiàng)的某種沖擊對(duì)模型系統(tǒng)的動(dòng)態(tài)影響，它能直觀地描述擾動(dòng)項(xiàng)沖擊對(duì)系統(tǒng)其他內(nèi)生變量的影響路徑。與傳統(tǒng)VAR不同的是，SVAR能夠得到正交脈沖響應(yīng)函數(shù)，從而可以對(duì)來自某個(gè)變量的沖擊影響進(jìn)行單獨(dú)研究[23]。在SVAR模型估計(jì)的基礎(chǔ)上，通過脈沖響應(yīng)函數(shù)分析兩變量的沖擊對(duì)彼此的影響，見圖4。圖4為脈沖響應(yīng)函數(shù)分析結(jié)果組合圖，橫軸表示沖擊作用的滯后期，縱軸代表施加變量一個(gè)單位的正向標(biāo)準(zhǔn)差對(duì)系統(tǒng)中另一變量的動(dòng)態(tài)影響，實(shí)線為脈沖響應(yīng)函數(shù)，虛線為正負(fù)兩倍標(biāo)準(zhǔn)差偏離帶。

圖4（1）表示我國(guó)旅游全要素生產(chǎn)率對(duì)自身沖擊的反應(yīng)。當(dāng)在本期給我國(guó)旅游產(chǎn)業(yè)全要素生產(chǎn)率一單位的正向沖擊后，會(huì)對(duì)其自身波動(dòng)產(chǎn)生較大的正影響。隨著時(shí)間的推移，波動(dòng)幅度逐漸減小，到第8期逐漸趨于0，表明提高我國(guó)旅游全要素生產(chǎn)率對(duì)其本身存在8年的影響，且影響程度波動(dòng)下降。圖4（2）表示我國(guó)旅游全要素生產(chǎn)率對(duì)產(chǎn)業(yè)集聚沖擊的反應(yīng)。當(dāng)旅游產(chǎn)業(yè)集聚發(fā)生1個(gè)正向標(biāo)準(zhǔn)差的沖擊后，當(dāng)期不會(huì)表現(xiàn)出明顯的反應(yīng)，但在滯后期間對(duì)旅游產(chǎn)業(yè)全要素生產(chǎn)率波動(dòng)產(chǎn)生較大的影響。這是由于產(chǎn)業(yè)集聚發(fā)生過程中，原有溝通方式和產(chǎn)業(yè)效率不會(huì)立即改變，需要一定的時(shí)間進(jìn)行適應(yīng)和學(xué)習(xí)以尋求更高效的產(chǎn)業(yè)運(yùn)行模式，所以兩者之間的互動(dòng)關(guān)系并未在當(dāng)期顯現(xiàn)出來。隨著時(shí)間的推移，全要素生產(chǎn)率變化波動(dòng)幅度逐漸減小，至13期逐漸趨于0，表明我國(guó)旅游產(chǎn)業(yè)集聚沖擊對(duì)全要素生產(chǎn)率存在13年的影響，且影響程度波動(dòng)降低。結(jié)合圖4（1）和圖4（2），我國(guó)旅游全要素生產(chǎn)率對(duì)其自身沖擊當(dāng)期存在顯著的正向反應(yīng)，而對(duì)產(chǎn)業(yè)集聚沖擊不存在當(dāng)期反應(yīng)。同時(shí)，我國(guó)旅游產(chǎn)業(yè)集聚沖擊對(duì)全要素生產(chǎn)率的影響期間長(zhǎng)于后者沖擊對(duì)其自身的影響。

圖4（3）表示我國(guó)旅游產(chǎn)業(yè)集聚對(duì)全要素生產(chǎn)率沖擊的反應(yīng)。當(dāng)旅游TFP發(fā)生1個(gè)正向標(biāo)準(zhǔn)差沖擊后，會(huì)對(duì)集聚產(chǎn)生一定程度的負(fù)影響，表明前者的提高在一定程度上對(duì)后者產(chǎn)生弱化的作用。這是由于我國(guó)交通基礎(chǔ)設(shè)施和互聯(lián)網(wǎng)技術(shù)日益發(fā)達(dá)，居民旅行時(shí)間成本和溝通成本逐漸降低，同時(shí)，處于“互聯(lián)網(wǎng)+”的大趨勢(shì)下，我國(guó)旅游企業(yè)交易成本和沉沒成本也大幅降低，使得產(chǎn)業(yè)集聚的向心力部分被抵消，從而減緩我國(guó)旅游產(chǎn)業(yè)空間集聚的速率，然而這種減緩卻是進(jìn)步式的。隨著時(shí)間的推移，產(chǎn)業(yè)集聚變化幅度逐漸減小，至第8期逐漸趨于0，表明我國(guó)旅游TFP沖擊對(duì)產(chǎn)業(yè)集聚存在8年的影響，且影響程度波動(dòng)降低。圖4（4）表示我國(guó)旅游產(chǎn)業(yè)集聚對(duì)自身沖擊的反應(yīng)。當(dāng)在本期給我國(guó)旅游產(chǎn)業(yè)全要素生產(chǎn)率1單位的正向沖擊后，會(huì)對(duì)其自身波動(dòng)產(chǎn)生較大的正影響。隨著時(shí)間的推移，產(chǎn)業(yè)集聚變化幅度逐漸減小，至第15期逐漸趨于0，表明我國(guó)旅游產(chǎn)業(yè)集聚沖擊對(duì)其自身存在15年的影響，且影響程度隨時(shí)間波動(dòng)降低。結(jié)合圖4（3）和圖4（4），我國(guó)旅游產(chǎn)業(yè)集聚對(duì)其自身沖擊在第1期存在顯著的正向反應(yīng)，而對(duì)旅游全要素生產(chǎn)率沖擊存在一定程度的負(fù)向反應(yīng)。同時(shí)，我國(guó)旅游產(chǎn)業(yè)集聚沖擊對(duì)自身的影響期間長(zhǎng)于來自TFP沖擊的影響。忽略各變量來自自身沖擊的影響，我國(guó)旅游產(chǎn)業(yè)集聚對(duì)全要素生產(chǎn)率的沖擊作用時(shí)期比旅游全要素生產(chǎn)率沖擊對(duì)產(chǎn)業(yè)集聚的作用時(shí)期長(zhǎng)。此外，我國(guó)旅游產(chǎn)業(yè)集聚沖擊對(duì)全要素生產(chǎn)率僅存在滯后期影響，而后者沖擊對(duì)前者在當(dāng)期便產(chǎn)生負(fù)向影響。

4.方差分解

進(jìn)一步，利用方差分解的方法探索兩變量沖擊對(duì)彼此影響的貢獻(xiàn)程度。方差分解主要通過方差來分析結(jié)構(gòu)沖擊對(duì)變量改變的貢獻(xiàn)額，其表達(dá)式為：

RVCj→i（s）=[SX（]E（θ（0）ijεjt+θ（1）ijεjt-1+…+θ（q）ijεjt-q）2[]var（yi）[SX）]

=[SX（]∑[DD（]s=1[]q=0[DD）]（θ（q）ij）2σjj[]∑[DD（]k[]j=1[DD）]∑[DD（]s=1[]q=0[DD）]（θ（q）ij）2σjj[SX）]

式中，i，j=1，2…k，RVCj→i（s）表示第j個(gè)變量對(duì)第i個(gè)變量的相對(duì)方差貢獻(xiàn)率，其大小表示變量間的影響程度。RVCj→i（s）大時(shí)，影響大，反之影響小?！芠DD（]s=1[]q=0[DD）]（θij（q））2σjj為用方差衡量的第j個(gè)擾動(dòng)項(xiàng)對(duì)第i個(gè)變量從t-q期到當(dāng)期的影響?！苉j=1∑s-1q=0（θ（q）ij）2σjj 為yi的方差。對(duì)兩變量沖擊對(duì)彼此影響的貢獻(xiàn)程度進(jìn)行方差分析，見圖5。曲線代表兩變量沖擊對(duì)彼此影響的貢獻(xiàn)程度，橫軸表示滯后期，縱軸表示某一變量沖擊對(duì)其自身或另一變量的貢獻(xiàn)率。

具體而言，圖5（1）表示我國(guó)旅游全要素生產(chǎn)率沖擊對(duì)其自身的貢獻(xiàn)率，我國(guó)旅游全要素生產(chǎn)率對(duì)其自身的貢獻(xiàn)率在第1期為100%，于第10期達(dá)到6680%，之后的時(shí)期保持66%左右，表明我國(guó)旅游產(chǎn)業(yè)全要素生產(chǎn)率沖擊對(duì)其自身穩(wěn)定貢獻(xiàn)率為66%左右。圖5（2）表示我國(guó)旅游產(chǎn)業(yè)集聚沖擊對(duì)全要素生產(chǎn)率的貢獻(xiàn)率，該貢獻(xiàn)率在第1期為0，于第10期達(dá)到33%，之后的時(shí)期保持在33%左右，表明我國(guó)旅游產(chǎn)業(yè)集聚沖擊對(duì)全要素生產(chǎn)率的穩(wěn)定貢獻(xiàn)率約為33%。圖5（3）表示我國(guó)旅游全要素生產(chǎn)率沖擊對(duì)產(chǎn)業(yè)集聚的貢獻(xiàn)率，我國(guó)旅游全要素生產(chǎn)率沖擊對(duì)產(chǎn)業(yè)集聚的貢獻(xiàn)率在第1期為1470%，于第4期達(dá)到1385%，之后的時(shí)期保持在13%左右，表明我國(guó)旅游全要素生產(chǎn)率沖擊對(duì)產(chǎn)業(yè)集聚的長(zhǎng)期穩(wěn)定貢獻(xiàn)率為13%左右。圖5（4）表示我國(guó)旅游產(chǎn)業(yè)集聚沖擊對(duì)其自身的貢獻(xiàn)率，我國(guó)旅游產(chǎn)業(yè)集聚沖擊對(duì)自身的貢獻(xiàn)率在第1期為8530%，于第4期達(dá)到8615%，之后的時(shí)期保持在86%左右，表明我國(guó)旅游產(chǎn)業(yè)集聚沖擊對(duì)其自身的長(zhǎng)期貢獻(xiàn)率約為86%?？傊?，對(duì)于我國(guó)旅游全要素生產(chǎn)率而言，旅游全要素生產(chǎn)率沖擊的貢獻(xiàn)率約為66%，產(chǎn)業(yè)集聚沖擊的貢獻(xiàn)率約為33%；對(duì)于我國(guó)旅游產(chǎn)業(yè)集聚而言，旅游全要素生產(chǎn)率沖擊的貢獻(xiàn)率約為13%，旅游產(chǎn)業(yè)集聚沖擊的貢獻(xiàn)率約為86%。不考慮兩變量來自自身沖擊的貢獻(xiàn)率，我國(guó)旅游產(chǎn)業(yè)集聚沖擊對(duì)全要素生產(chǎn)率的貢獻(xiàn)率為33%，我國(guó)旅游全要素生產(chǎn)率沖擊對(duì)對(duì)產(chǎn)業(yè)集聚的貢獻(xiàn)率為13%。

四、結(jié)論與建議

本文采用EG指數(shù)法對(duì)我國(guó)旅游產(chǎn)業(yè)集聚水平進(jìn)行測(cè)度。研究發(fā)現(xiàn)我國(guó)旅游產(chǎn)業(yè)集聚EG指數(shù)的絕對(duì)值隨著時(shí)間的推移表現(xiàn)出下降的趨勢(shì)，就其產(chǎn)業(yè)集聚水平的變化程度而言，我國(guó)旅游產(chǎn)業(yè)集聚程度的下降速率隨時(shí)間推移逐漸減小，EG指數(shù)上升階段的速率隨時(shí)間推移表現(xiàn)出顯著的增長(zhǎng)趨勢(shì)。換言之，我國(guó)旅游產(chǎn)業(yè)集聚的向心力作用逐漸顯著。然后，采用曼奎斯特指數(shù)對(duì)我國(guó)旅游產(chǎn)業(yè)全要素生產(chǎn)率變化進(jìn)行了分析，發(fā)現(xiàn)我國(guó)旅游產(chǎn)業(yè)全要素生產(chǎn)率變化總體呈現(xiàn)出幅度不一的波動(dòng)態(tài)勢(shì)，且波動(dòng)幅度隨著時(shí)間的推移呈現(xiàn)逐漸增大的趨勢(shì)。最后，構(gòu)建結(jié)構(gòu)向量自回歸模型，對(duì)該模型進(jìn)行了脈沖響應(yīng)函數(shù)分析和方差分解來研究我國(guó)旅游產(chǎn)業(yè)集聚與全要素生產(chǎn)率之間的動(dòng)態(tài)聯(lián)系。研究結(jié)果表明，我國(guó)旅游全要素生產(chǎn)率對(duì)產(chǎn)業(yè)集聚沖擊的反應(yīng)在當(dāng)期表現(xiàn)并不明顯，但在滯后期內(nèi)表現(xiàn)出較大幅度的波動(dòng)反應(yīng)，且這種沖擊作用的影響周期較長(zhǎng)。同時(shí)，我國(guó)旅游產(chǎn)業(yè)集聚對(duì)全要素生產(chǎn)率沖擊在當(dāng)期就表現(xiàn)出負(fù)向反應(yīng)，但在滯后期內(nèi)卻在0點(diǎn)附近表現(xiàn)出幅度逐漸降低的波動(dòng)反應(yīng)。相較而言，我國(guó)旅游TFP沖擊對(duì)集聚的影響隨時(shí)間推移衰減加快。同時(shí)，通過對(duì)SVAR模型進(jìn)行方差分解發(fā)現(xiàn)，我國(guó)旅游產(chǎn)業(yè)集聚沖擊對(duì)全要素生產(chǎn)率的貢獻(xiàn)率為33%，我國(guó)旅游全要素生產(chǎn)率沖擊對(duì)對(duì)產(chǎn)業(yè)集聚的貢獻(xiàn)率為13%?？傊瑑勺兞看嬖谥鴦?dòng)態(tài)的互動(dòng)聯(lián)系，旅游產(chǎn)業(yè)集聚對(duì)全要素生產(chǎn)率的影響無論在作用程度上還是在貢獻(xiàn)率上都表現(xiàn)出較強(qiáng)的作用力度。換言之，在全要素生產(chǎn)率作用下，我國(guó)旅游產(chǎn)業(yè)集聚水平呈現(xiàn)螺旋式上升。

在上述研究基礎(chǔ)上，提出以下建議：首先，在全域旅游理念指導(dǎo)下，全面實(shí)施旅游產(chǎn)業(yè)供給側(cè)改革。當(dāng)前我國(guó)居民旅游需求普遍旺盛，旅游產(chǎn)業(yè)供給側(cè)的發(fā)展質(zhì)量與效率卻相對(duì)不平衡，需求側(cè)與供給側(cè)之間的矛盾是當(dāng)前旅游業(yè)發(fā)展的根本矛盾。從供給側(cè)入手，根據(jù)地域資源及產(chǎn)業(yè)發(fā)展異同，科學(xué)地做好我國(guó)區(qū)域旅游規(guī)劃，合理調(diào)整旅游產(chǎn)業(yè)結(jié)構(gòu)，豐富旅游產(chǎn)品層次與種類，建立文明旅游及監(jiān)督懲罰機(jī)制，加強(qiáng)旅游企業(yè)市場(chǎng)監(jiān)督。然后，以“一帶一路”建設(shè)為契機(jī)，開發(fā)絲路主題旅游，促進(jìn)絲路沿線省份旅游產(chǎn)業(yè)區(qū)域發(fā)展，推動(dòng)旅游產(chǎn)業(yè)集聚進(jìn)程。落實(shí)“東北振興”戰(zhàn)略，優(yōu)化東北地區(qū)產(chǎn)業(yè)結(jié)構(gòu)，大力發(fā)展旅游產(chǎn)業(yè)，將東北三省作為區(qū)域整體進(jìn)行旅游規(guī)劃，推動(dòng)省域旅游合作[24]。在保持京津冀、長(zhǎng)三角和珠三角旅游產(chǎn)業(yè)集群健康合理發(fā)展的基礎(chǔ)上，擴(kuò)大各旅游集聚區(qū)輻射區(qū)域，優(yōu)化旅游集聚區(qū)空間布局和經(jīng)濟(jì)結(jié)構(gòu)，實(shí)現(xiàn)區(qū)域一體、互利共贏。最后，構(gòu)建智慧旅游平臺(tái)，提高整體旅游產(chǎn)業(yè)效率。具體而言，建立智慧旅游監(jiān)管及應(yīng)急處理機(jī)制提高旅游管理效率，通過大數(shù)據(jù)挖掘和新媒體傳播提高旅游營(yíng)銷效率，通過信息共享及網(wǎng)絡(luò)支付降低旅游者旅游的時(shí)間成本，提高旅游活動(dòng)效率和體驗(yàn)度。同時(shí)，構(gòu)建智慧交通體系。具體而言，提高整體旅游交通基礎(chǔ)設(shè)施覆蓋率，提高目的地交通可進(jìn)入性，優(yōu)化市內(nèi)旅游交通基礎(chǔ)設(shè)施布局，降低游客旅游流動(dòng)成本，提高旅游服務(wù)效率。引入環(huán)保綠色車輛，優(yōu)化旅游租車服務(wù)，借力“互聯(lián)網(wǎng)+”實(shí)現(xiàn)旅游“車聯(lián)網(wǎng)”新紀(jì)元，提高游客旅游體驗(yàn)及產(chǎn)業(yè)發(fā)展效率。簡(jiǎn)言之，在落實(shí)上述一系列政策建議的過程中，希望能通過兩變量系統(tǒng)的互動(dòng)機(jī)制，推動(dòng)旅游產(chǎn)業(yè)更高層次地合理健康發(fā)展。

參考文獻(xiàn)：

[1]趙黎明，邢雅楠.基于EG指數(shù)的中國(guó)旅游產(chǎn)業(yè)集聚研究[J].西安電子科技大學(xué)學(xué)報(bào)：社會(huì)科學(xué)版，2011（2）.

[2]郭為，何媛媛.旅游產(chǎn)業(yè)的區(qū)域集聚、收斂與就業(yè)差異：基于分省面板的說明[J].旅游學(xué)刊，2008（3）.

[3]高楠，馬耀峰，李天順，等.旅游產(chǎn)業(yè)集聚識(shí)別方法分析及實(shí)證研究——以渤海地區(qū)為例[J].陜西師范大學(xué)學(xué)報(bào)：自然科學(xué)版，2012（2）.

[4]張河清，王蕾蕾，田曉輝.區(qū)域旅游產(chǎn)業(yè)集聚績(jī)效及競(jìng)爭(zhēng)態(tài)勢(shì)比較研究——基于廣東省21個(gè)城市的實(shí)證分析[J].經(jīng)濟(jì)地理，2010（12）.

[5]劉春濟(jì)，高靜.中國(guó)旅游產(chǎn)業(yè)集聚程度變動(dòng)趨勢(shì)實(shí)證研究[J].商業(yè)經(jīng)濟(jì)與管理，2008（11）.

[6]鄧冰，俞曦，吳必虎.旅游產(chǎn)業(yè)的集聚及其影響因素初探[J].旅游經(jīng)濟(jì)研究，2004（6）.

[7]馮衛(wèi)紅.旅游產(chǎn)業(yè)集聚的動(dòng)因分析[J].經(jīng)濟(jì)問題，2009（7）.

[8]劉佳，趙金金.中國(guó)旅游產(chǎn)業(yè)結(jié)構(gòu)與旅游產(chǎn)業(yè)集聚空間關(guān)聯(lián)與相互作用的實(shí)證研究[J].首都經(jīng)貿(mào)大學(xué)學(xué)報(bào)，2013（3）.

[9]劉佳，于水仙.中國(guó)旅游產(chǎn)業(yè)集聚與區(qū)域經(jīng)濟(jì)增長(zhǎng)關(guān)系研究[J].旅游研究，2013，5（4）：1-10.

[10]王凱，易靜.區(qū)域旅游產(chǎn)業(yè)集聚與績(jī)效的關(guān)系研究——基于中國(guó)31個(gè)省區(qū)的實(shí)證[J].地理科學(xué)進(jìn)展，2013（3）.

[11]劉佳，趙金金，張廣海.中國(guó)旅游產(chǎn)業(yè)集聚與旅游經(jīng)濟(jì)增長(zhǎng)關(guān)系的空間計(jì)量分析[J].經(jīng)濟(jì)地理，2013（4）.

[12]左冰，保繼剛.1992-2005年中國(guó)旅游業(yè)全要素生產(chǎn)率及省際差異[J].地理學(xué)報(bào)，2008（4）.

[13]張麗峰.基于DEA-Malmquist指數(shù)模型的旅游業(yè)全要素生產(chǎn)率研究[J].干旱區(qū)資源與環(huán)境，2014（7）.

[14]趙磊.中國(guó)旅游全要素生產(chǎn)率差異與收斂實(shí)證研究[J].旅游學(xué)刊，2013（11）.

[15]王永剛.中國(guó)旅游業(yè)全要素增長(zhǎng)的實(shí)證研究[J].經(jīng)濟(jì)問題探索，2012（3）.

[16]張麗峰.基于隨機(jī)前沿分析（SFA）方法的中國(guó)旅游業(yè)全要素生產(chǎn)率研究[J].資源開發(fā)與市場(chǎng)，2014（2）.

[17]劉建國(guó)，劉宇.2006-2013年杭州城市旅游全要素生產(chǎn)率格局及影響因素[J].經(jīng)濟(jì)地理，2015（7）.

[18]何俊陽，賀靈.中部地區(qū)旅游全要素生產(chǎn)率評(píng)價(jià)及其影響因素分析[J].湘潭大學(xué)學(xué)報(bào)：哲學(xué)社會(huì)科學(xué)版，2015（5）.

[19]郭悅，鐘廷勇，安燁，產(chǎn)業(yè)集聚對(duì)旅游業(yè)全要素生產(chǎn)率的影響——基于中國(guó)旅游業(yè)省級(jí)面板數(shù)據(jù)的實(shí)證研究[J].旅游學(xué)刊，2015（5）.

[20]胡健，董春詩.產(chǎn)業(yè)集聚測(cè)度方法適用條件考辯[J].統(tǒng)計(jì)與信息論壇，2013（1）.

[21]吳三忙，李善同.中國(guó)制造業(yè)集聚程度演變態(tài)勢(shì)的實(shí)證研究——基于1988～2007年的數(shù)據(jù)[J].山西財(cái)經(jīng)大學(xué)學(xué)報(bào)，2009（12）.

[22]王麗麗.開放視角下產(chǎn)業(yè)集聚與全要素生產(chǎn)率關(guān)系研究[M].北京：經(jīng)濟(jì)日?qǐng)?bào)出版社，2014：36-40.

[23]高鐵梅.經(jīng)濟(jì)計(jì)量分析方法與建模[M].北京：清華大學(xué)出版社，2015：281-288.

[24]劉瑩.基于產(chǎn)業(yè)融合的森林旅游產(chǎn)業(yè)發(fā)展戰(zhàn)略研究——以黑龍江省為例[J].哈爾濱商業(yè)大學(xué)學(xué)報(bào)：社會(huì)科學(xué)版，2014（5）：123-128.