西南五省區(qū)區(qū)域旅游產(chǎn)業(yè)的空間效應(yīng)分析

何 花 賈光寧

（①西藏大學(xué)經(jīng)濟(jì)與管理學(xué)院 ②西藏大學(xué)財(cái)經(jīng)學(xué)院 西藏拉薩 850000）

一、引言

旅游業(yè)被譽(yù)為新世紀(jì)的朝陽(yáng)產(chǎn)業(yè)和戰(zhàn)略性產(chǎn)業(yè)，資源消耗低，帶動(dòng)系數(shù)大，綜合效益好。2019年我國(guó)居民年均出游已達(dá)4次，休閑旅游成為我國(guó)城鄉(xiāng)居民日常生活的重要組成部分。旅游業(yè)作為一個(gè)綜合性產(chǎn)業(yè)涉及國(guó)民經(jīng)濟(jì)的多個(gè)行業(yè)和部門(mén)，具有產(chǎn)業(yè)關(guān)聯(lián)度高、綜合帶動(dòng)能力效應(yīng)強(qiáng)的特點(diǎn)。曾國(guó)軍和蔡建東（2012）研究發(fā)現(xiàn)旅游產(chǎn)業(yè)對(duì)國(guó)民經(jīng)濟(jì)的增長(zhǎng)拉動(dòng)作用顯著。進(jìn)入新世紀(jì)以來(lái)，中國(guó)旅游經(jīng)濟(jì)出現(xiàn)高速增長(zhǎng)的態(tài)勢(shì),旅游收入年增長(zhǎng)率超過(guò)10%，旅游人次年增長(zhǎng)率超過(guò)15%[1]。

隨著旅游產(chǎn)業(yè)對(duì)區(qū)域經(jīng)濟(jì)發(fā)展的貢獻(xiàn)度的不斷增強(qiáng)，越來(lái)越多的學(xué)者關(guān)注旅游發(fā)展和經(jīng)濟(jì)增長(zhǎng)的關(guān)系問(wèn)題。陳奉偉（2013）采用柯布－道格拉斯（C-D）生產(chǎn)函數(shù)研究了勞動(dòng)力和資本對(duì)旅游貢獻(xiàn)的增長(zhǎng)程度[2]。楊立勛等（2013）選取西北五省區(qū)作為研究對(duì)象，發(fā)現(xiàn)促進(jìn)其旅游產(chǎn)業(yè)的發(fā)展應(yīng)注重資本和勞動(dòng)力投入[3]。劉少和、梁明珠（2015）發(fā)現(xiàn)資源、資本、智力等因素對(duì)旅游產(chǎn)業(yè)有不同作用[4]。魯欣和宋慧晶（2021）通過(guò)構(gòu)造PVAR模型分析了2001-2019年山西省地級(jí)市旅游業(yè)發(fā)展、經(jīng)濟(jì)增長(zhǎng)和居民生活水平的關(guān)系，發(fā)現(xiàn)山西省旅游發(fā)展與經(jīng)濟(jì)增長(zhǎng)存在相互影響[5]。另外隨著空間計(jì)量經(jīng)濟(jì)學(xué)的發(fā)展，空間面板模型被廣泛引入到旅游產(chǎn)業(yè)分析中，最早劉佳（2013）研究了中國(guó)31個(gè)省級(jí)區(qū)域旅游產(chǎn)業(yè)集聚與旅游經(jīng)濟(jì)增長(zhǎng)的空間相關(guān)[6]。吳玉鳴（2014）利用面板數(shù)據(jù)估計(jì)了資本和勞動(dòng)對(duì)旅游經(jīng)濟(jì)增長(zhǎng)的貢獻(xiàn)，檢驗(yàn)了旅游經(jīng)濟(jì)增長(zhǎng)過(guò)程中的空間溢出效應(yīng)[7]。陳剛強(qiáng)和李映輝（2017）通過(guò)構(gòu)建地理權(quán)重回歸模型探究了我國(guó)省域旅游經(jīng)濟(jì)及其子行業(yè)增長(zhǎng)存在β趨同，技術(shù)溢出是增長(zhǎng)趨同的主要原因[8]。侯志強(qiáng)（2018）以中國(guó)30個(gè)省域2001-2005年的面板數(shù)據(jù)為基礎(chǔ)建立空間計(jì)量模型，探究了交通設(shè)施對(duì)區(qū)域經(jīng)濟(jì)增長(zhǎng)效應(yīng)的空間溢出效應(yīng)，發(fā)現(xiàn)空間溢出效應(yīng)占總效應(yīng)大概3/4左右[9]。隨著信息化不斷對(duì)時(shí)間和空間的壓縮，傳統(tǒng)的地理空間被不斷被改造，王龍杰等（2019）采用中國(guó)31個(gè)省份的面板數(shù)據(jù)構(gòu)建空間計(jì)量經(jīng)濟(jì)模型，測(cè)算了信息化對(duì)旅游產(chǎn)業(yè)發(fā)展的直接影響和空間溢出影響[10]。吳良平（2020）通過(guò)構(gòu)建空間計(jì)量模型探究了中國(guó)省域入境旅游的影響因素，并驗(yàn)證了不同的自變量之間存在顯著的空間溢出效應(yīng)[11]。呂潔華等（2020）通過(guò)引入環(huán)境因素的三階段數(shù)據(jù)包絡(luò)分析分析，構(gòu)建空間滯后變系數(shù)回歸模型探究我國(guó)旅游產(chǎn)業(yè)的空間效應(yīng)[12]。王新越和蘆雪靜（2020）選取我國(guó)2001-2018年的中國(guó)省際旅游數(shù)據(jù)，對(duì)31個(gè)省的旅游產(chǎn)業(yè)專(zhuān)業(yè)化、多樣化集聚進(jìn)行規(guī)律性分析，并運(yùn)用空間計(jì)量模型實(shí)證探究東、中、西三大區(qū)域產(chǎn)業(yè)聚集對(duì)經(jīng)濟(jì)增長(zhǎng)的作用[13]。

綜上可見(jiàn)，學(xué)者們對(duì)旅游產(chǎn)業(yè)的研究，往往是構(gòu)建C-D生產(chǎn)函數(shù)，且大都從較為宏觀的地域范圍分析旅游產(chǎn)業(yè)發(fā)展，較少將研究范圍聚焦在某一地區(qū)。事實(shí)上，由于我國(guó)地域廣闊，區(qū)域經(jīng)濟(jì)和旅游發(fā)展差異越來(lái)越明顯，對(duì)不同區(qū)域的旅游產(chǎn)業(yè)進(jìn)行深入研究顯得尤為迫切。此外，大多學(xué)者采用時(shí)間序列或者截面數(shù)據(jù)，忽略了旅游業(yè)區(qū)域發(fā)展的空間效應(yīng)及區(qū)域的空間關(guān)聯(lián)或者溢出效應(yīng)。鑒于此，在前人研究基礎(chǔ)上，本文采用2009-2019年的空間面板數(shù)據(jù)模型對(duì)西南五省區(qū)區(qū)域旅游產(chǎn)業(yè)進(jìn)行探究，從時(shí)間和空間兩個(gè)維度，使分析更具科學(xué)性和針對(duì)性。

西南五省區(qū)包括西藏自治區(qū)、四川省、貴州省、云南省和重慶市，不僅地域相鄰，在區(qū)域經(jīng)濟(jì)活動(dòng)和旅游行為上也具有比較明顯的空間相關(guān)性。西南五省區(qū)以山地、高原為主，地形獨(dú)特，自然資源豐富，儼然已成為我國(guó)旅游業(yè)的一個(gè)重要增長(zhǎng)級(jí)，旅游市場(chǎng)潛力巨大。由此，科學(xué)的估計(jì)我國(guó)西南五省區(qū)投入旅游業(yè)生產(chǎn)過(guò)程中的生產(chǎn)要素對(duì)產(chǎn)出增長(zhǎng)的貢獻(xiàn)具有重要的現(xiàn)實(shí)意義。

二、理論基礎(chǔ)及變量選取

（一）區(qū)域旅游生產(chǎn)函數(shù)理論基礎(chǔ)

為了獲得西南五省區(qū)旅游產(chǎn)業(yè)的彈性估計(jì)和空間效應(yīng)分析，我們以C-D生產(chǎn)函數(shù)為基礎(chǔ)，根據(jù)羅伯特×索洛提出的新古典經(jīng)濟(jì)增長(zhǎng)理論，將其運(yùn)用到旅游產(chǎn)業(yè)上，即資本、勞動(dòng)和技術(shù)決定著旅游產(chǎn)業(yè)經(jīng)濟(jì)增長(zhǎng)。因此，引入旅游業(yè)資源水平這個(gè)新因素，結(jié)合面板數(shù)據(jù)，可得到旅游產(chǎn)業(yè)生產(chǎn)函數(shù)：

Y it=A·Kitα·L itβ·R itγ·eεit(1)其中：Yit代表i地區(qū)第t年的旅游產(chǎn)業(yè)經(jīng)濟(jì)產(chǎn)出；A代表旅游產(chǎn)業(yè)的技術(shù)水平，為按照恒定比例增長(zhǎng)的技術(shù)進(jìn)步，傳統(tǒng)上為?？怂怪行陨a(chǎn)率項(xiàng)；Kit代表i地區(qū)第t年旅游產(chǎn)業(yè)的資本投入量；L it代表i地區(qū)第t年旅游產(chǎn)業(yè)的勞動(dòng)投入量；Rit代表i地區(qū)第t年旅游產(chǎn)業(yè)的旅游業(yè)資源水平；εit代表隨機(jī)干擾項(xiàng)，衡量其它未觀測(cè)因素對(duì)區(qū)域旅游產(chǎn)業(yè)的影響。

對(duì)C-D生產(chǎn)函數(shù)取對(duì)數(shù)，得到：

在?？怂怪行约夹g(shù)進(jìn)步條件下，規(guī)模報(bào)酬不變，即α+β+γ=1，將α、β、γ做正規(guī)化處理：

其中，α*為資本對(duì)旅游經(jīng)濟(jì)增長(zhǎng)的產(chǎn)出彈性，β*為勞動(dòng)對(duì)旅游經(jīng)濟(jì)增長(zhǎng)的產(chǎn)出彈性，γ*為資源對(duì)旅游經(jīng)濟(jì)增長(zhǎng)的產(chǎn)出彈性。

（二）變量選取及數(shù)據(jù)來(lái)源

吳玉鳴（2014）指出按照生產(chǎn)函數(shù)的定義，決定區(qū)域旅游產(chǎn)出(Y)的主要因素是旅游產(chǎn)業(yè)資本投入(K)和勞動(dòng)投入(L)[7]，故將區(qū)域旅游生產(chǎn)函數(shù)設(shè)定為柯布－道格拉斯形式，并以各省域的旅游企業(yè)營(yíng)業(yè)收入作為旅游經(jīng)濟(jì)產(chǎn)出的衡量指標(biāo)，以旅游業(yè)固定資產(chǎn)投資額和年末從業(yè)人員數(shù)作為旅游經(jīng)濟(jì)增長(zhǎng)的投入指標(biāo)。

從有形的投入來(lái)看，就業(yè)人數(shù)、固定資產(chǎn)投入、技術(shù)進(jìn)步以及旅游資源等定量因素已成為旅游業(yè)發(fā)展的重要因素。鑒于此，本文將選取旅游業(yè)營(yíng)業(yè)收入Y作為被解釋變量，選取旅游業(yè)固定資產(chǎn)投資額K、旅游企業(yè)從業(yè)人員數(shù)L、4A級(jí)旅游區(qū)（點(diǎn)）的總量R作為解釋變量。為了研究新世紀(jì)以來(lái)旅游產(chǎn)業(yè)的發(fā)展情況，從西南各省的統(tǒng)計(jì)公報(bào)以及國(guó)家旅游年鑒收集了以上各變量2009至2019年西南五省的年度數(shù)據(jù)。

三、研究方法

（一）空間自相關(guān)性及檢驗(yàn)

檢驗(yàn)區(qū)域變量的空間相關(guān)性存在與否，空間統(tǒng)計(jì)學(xué)一般使用空間自相關(guān)指數(shù)Moran I，計(jì)算公式為：表示第i地區(qū)的觀測(cè)值,n為地區(qū)總數(shù),W ij為二進(jìn)制的鄰接空間權(quán)重矩陣。通常情況下，鄰接標(biāo)準(zhǔn)為兩個(gè)地區(qū)的相鄰取值1，否則為0。如果各地區(qū)的經(jīng)濟(jì)行為為空間正相關(guān)，Moran I值較大負(fù)相關(guān)則越小。由于我們研究的是西南五省區(qū)的旅游產(chǎn)業(yè)，所以在這里我們對(duì)W ij選擇的是一階地理相鄰權(quán)重矩陣。

（二）普通空間面板模型及其檢驗(yàn)

基于時(shí)間和截面空間上取得的二維數(shù)據(jù)構(gòu)建的計(jì)量模型，稱(chēng)為面板數(shù)據(jù)模型。標(biāo)準(zhǔn)面板模型是指不考慮任何空間因素的傳統(tǒng)面板數(shù)據(jù)模型，如式（2）所示。作為旅游產(chǎn)業(yè)的三個(gè)基本要素：固定資產(chǎn)、旅游資源、勞動(dòng)就業(yè)，它們相互影響，在旅游業(yè)的發(fā)展中發(fā)揮了不可忽視的作用。吳玉鳴（2010）指出納入空間效應(yīng)的旅游產(chǎn)業(yè)區(qū)間溢出問(wèn)題研究還比較少見(jiàn)。但是，傳統(tǒng)的面板數(shù)據(jù)模型難以明晰區(qū)域旅游產(chǎn)業(yè)發(fā)展的輻射帶動(dòng)作用，而空間面板數(shù)據(jù)模型卻可以在展示區(qū)域差異的同時(shí)，探究區(qū)域旅游產(chǎn)業(yè)的空間效應(yīng)。

進(jìn)行空間計(jì)量分析時(shí)，運(yùn)用的空間常系數(shù)實(shí)證模型主要有空間滯后模型（SLM）和空間誤差模型（SEM）?？臻g滯后模型（SLM）主要探討因變量在一個(gè)地區(qū)是否具有空間溢出效應(yīng)，模型為：

其中，ρ表示空間自回歸系數(shù)，W·lnYit為空間滯后因變量。SLM模型主要討論因變量在一個(gè)地區(qū)是否有擴(kuò)散現(xiàn)象（溢出效應(yīng)）。SLM模型在本文中探討旅游產(chǎn)業(yè)水平的發(fā)展即特指旅游業(yè)營(yíng)業(yè)收入水平在西南地區(qū)是否有擴(kuò)散現(xiàn)象。

空間誤差模型（SEM）是當(dāng)模型的誤差項(xiàng)在空間上相關(guān)時(shí)所要構(gòu)建的模型，其模型的表達(dá)式為：

其中，λ為空間誤差系數(shù)，μ為正態(tài)分布的隨機(jī)誤差向量。參數(shù)λ衡量了樣本觀察值中的空間依賴(lài)作用。SEM模型主要討論誤差項(xiàng)之間的空間相關(guān)性，在本文中指的是影響旅游產(chǎn)業(yè)發(fā)展水平的除資本、勞動(dòng)、資源外的其他因素的空間相關(guān)性。

在實(shí)際應(yīng)用中，由于空間作用的存在，使得空間滯后變量和被忽略的空間相關(guān)誤差項(xiàng)作為模型中的解釋變量，所以構(gòu)建出空間滯后模型（SLM）和空間誤差模型（SEM）。對(duì)于這兩個(gè)模型的進(jìn)一步選擇，目前主要是基于空間相關(guān)性極大似然估計(jì)的假設(shè)檢驗(yàn)LM(error)和LM（lag）及其穩(wěn)健形式。按照上述方法選擇空間面板模型后，利用LR檢驗(yàn)方法進(jìn)一步檢驗(yàn)面板數(shù)據(jù)屬于空間混合效應(yīng)還是空間固定效應(yīng)，以及利用Haus man檢驗(yàn)來(lái)檢驗(yàn)是空間隨機(jī)模型較好，還是空間固定模型更好。

（三）空間杜賓模型

空間杜賓模型（SDM）由空間滯后模型擴(kuò)展而來(lái)，基本表達(dá)形式：

與SLM相比，SDM既包含了因變量的空間滯后，還加入了自變量的空間滯后變量。在本文中SDM模型是探究旅游產(chǎn)業(yè)水平的發(fā)展（在本文中特指旅游業(yè)營(yíng)業(yè)收入水平）在西南地區(qū)是否有擴(kuò)散現(xiàn)象，而且也探究文中所研究的三個(gè)影響旅游產(chǎn)業(yè)發(fā)展水平的重要因素即資本、勞動(dòng)、資源這三個(gè)自變量的擴(kuò)散現(xiàn)象。在一定條件下，SDM可以退化成SLM和SEM。最后，要根據(jù)Wald檢驗(yàn)結(jié)果的顯著與否判斷空間杜賓模型是否適用。

四、實(shí)證結(jié)果和分析

（一）空間自相關(guān)性檢驗(yàn)

運(yùn)用全局空間相關(guān)性檢驗(yàn)統(tǒng)計(jì)量Moran I對(duì)西南五省區(qū)從2009年到2019年間的旅游產(chǎn)業(yè)的空間效應(yīng)進(jìn)行檢驗(yàn)。檢驗(yàn)結(jié)果如表1：

表1 2009-2019年西南五省區(qū)旅游產(chǎn)業(yè)莫蘭指數(shù)

由于旅游業(yè)的高度關(guān)聯(lián)性，旅游產(chǎn)業(yè)水平容易受外界波動(dòng)影響，如2008年末席卷全球的金融危機(jī)、冰凍雨雪等災(zāi)害的沖擊，以及2014年對(duì)于旅游行業(yè)來(lái)說(shuō)是并購(gòu)重組年，無(wú)論是酒店還是旅行社，甚至在線(xiàn)旅游市場(chǎng)，都發(fā)生了多起大規(guī)模并購(gòu)事件，都會(huì)使得西南地區(qū)的旅游業(yè)發(fā)展受到影響。但近年來(lái)可以看出西南地區(qū)的旅游業(yè)經(jīng)濟(jì)開(kāi)始復(fù)蘇，其旅游業(yè)經(jīng)濟(jì)呈現(xiàn)正的相關(guān)性，雖然顯著性不高，但仍為正相關(guān)，且旅游業(yè)經(jīng)濟(jì)的相互關(guān)聯(lián)性越來(lái)越高。目前隨著西南地區(qū)經(jīng)濟(jì)的高速穩(wěn)定發(fā)展，旅游業(yè)發(fā)展水平也會(huì)穩(wěn)步上升。

（二）標(biāo)準(zhǔn)面板模型的建立

面板模型主要包括混合模型、固定效應(yīng)模型和隨機(jī)效應(yīng)模型。本部分通過(guò)Hausman檢驗(yàn)以及F檢驗(yàn)來(lái)確定最終的面板模型。首先，進(jìn)行Hausman檢驗(yàn)，若拒絕原假設(shè)，應(yīng)該選用固定效應(yīng)。其次，對(duì)面板數(shù)據(jù)模型的三種形式（變系數(shù)模型、固定影響模型和不變參數(shù)模型）進(jìn)行檢驗(yàn)，對(duì)于一般的面板模型yit=αit+xitβit+uit，檢驗(yàn)如下兩個(gè)假設(shè)：

若接受H2為不變參數(shù)模型，檢驗(yàn)結(jié)束。若拒絕H2，則進(jìn)一步檢驗(yàn)假設(shè)H1。若接受H1，則為變截距模型；若拒絕H1，則為變系數(shù)模型。

對(duì)于本文的面板模型，截面?zhèn)€數(shù)N=5、解釋變量個(gè)數(shù)K=3、時(shí)間長(zhǎng)度T=11，chow檢驗(yàn)統(tǒng)計(jì)量F=12.440，PValue=0.000，在1%的顯著水平下，拒絕H2，排除混合模型；通過(guò)Hausman檢驗(yàn)，卡方統(tǒng)計(jì)量chi2（3）=0.040，PValue=0.998，接受H1，最終選擇隨機(jī)效應(yīng)模型。

（三）普通空間面板模型的選擇和建立

由表2可知，通過(guò)LM檢驗(yàn)，空間誤差模型（SEM）統(tǒng)計(jì)量均要優(yōu)于空間滯后模型（SLM），且P值通過(guò)了顯著性檢驗(yàn)，因而本文選取SEM模型。

表2 空間相關(guān)性檢驗(yàn)（LM經(jīng)驗(yàn)）結(jié)果

空間相關(guān)分析已經(jīng)定量證明了西南五省區(qū)旅游產(chǎn)業(yè)的發(fā)展具有空間效應(yīng)。通過(guò)上述的分析可知，最終選擇空間誤差模型。基于此，本文利用LR檢驗(yàn)方法進(jìn)一步檢驗(yàn)面板數(shù)據(jù)屬于空間混合效應(yīng)還是空間固定效應(yīng)，以及利用豪斯曼檢驗(yàn)空間隨機(jī)模型或空間固定模型的效果。結(jié)果可知，LR檢驗(yàn)統(tǒng)計(jì)量(39.700)在5%顯著性水平下拒絕原假設(shè)，排除空間混合模型；Hausman檢驗(yàn)統(tǒng)計(jì)量(0.040)所對(duì)應(yīng)的P值在5%顯著水平下不拒絕原假設(shè)，即應(yīng)建立空間隨機(jī)效應(yīng)模型。

（四）空間誤差模型的建立

由表3可得，空間誤差模型中擬合優(yōu)度為0.795，對(duì)數(shù)似然值為-38.837，模型擬合效果較好；解釋變量顯著性方面，固定資產(chǎn)投資和4A景區(qū)數(shù)量對(duì)于旅游收入解釋作用十分顯著；從經(jīng)濟(jì)意義方面，臨近地區(qū)的旅游收入的誤差沖擊該地區(qū)旅游收入有外生空間效應(yīng)。綜合考慮擬合優(yōu)度、對(duì)數(shù)似然比、解釋變量的顯著性和經(jīng)濟(jì)意義這四個(gè)方面，采用空間誤差模型。

表3 空間誤差模型的回歸結(jié)果

（五）空間杜賓模型的建立

通?？臻g相關(guān)性指的是誤差項(xiàng)之間的空間相關(guān)性、解釋變量的空間相關(guān)性以及被解釋變量的空間相關(guān)性。不同于空間滯后模型和空間誤差模型，空間杜賓模型不僅考慮了解釋變量的空間相關(guān)性，還考慮了被解釋變量的空間相關(guān)性。

由表4回歸結(jié)果可知，模型大部分解釋變量十分顯著，通過(guò)LR檢驗(yàn)和Wald可知，空間杜賓模型不能退化為空間誤差模型。由此，本文應(yīng)構(gòu)建一個(gè)附有隨機(jī)效應(yīng)的空間面板杜賓模型。

表4 空間杜賓模型的回歸結(jié)果

（六）不同模型回歸結(jié)果匯總分析

通過(guò)表5可以得出：SEM的擬合優(yōu)度最高，為0.795；其次是隨機(jī)效應(yīng)模型，為0.791，均比SDM回歸的擬合優(yōu)度高?？臻g誤差模型的對(duì)數(shù)似然值為-38.837，空間杜賓模型的對(duì)數(shù)似然值為-18.018，SDM的對(duì)數(shù)似然值絕對(duì)值要小于SEM，說(shuō)明SDM模型明顯優(yōu)于普通空間面板模型。

五、總結(jié)與建議

（一）彈性系數(shù)估計(jì)分析

根據(jù)表5的SEM參數(shù)估計(jì)結(jié)果，經(jīng)計(jì)算得到：旅游資本投入的彈性系數(shù)為0.184，通過(guò)了顯著性為1%的顯著性水平檢驗(yàn)；而旅游勞動(dòng)力投入的彈性系數(shù)為0.247，沒(méi)有通過(guò)顯著性水平檢驗(yàn)；旅游資源投入的彈性系數(shù)是0.894，通過(guò)了顯著性為1%的顯著性水平檢驗(yàn)。這表明，西南地區(qū)旅游產(chǎn)業(yè)的發(fā)展中，旅游資源投入對(duì)西南地區(qū)旅游產(chǎn)出的貢獻(xiàn)要大于旅游資本投入和旅游勞動(dòng)投入，且旅游勞動(dòng)投入的貢獻(xiàn)率最小。根據(jù)SDM參數(shù)估計(jì)結(jié)果計(jì)算后得到：旅游資本投入的彈性系數(shù)為0.117，通過(guò)了顯著性為1%的顯著性水平檢驗(yàn)；而旅游勞動(dòng)投入的彈性系數(shù)為0.043，不顯著；旅游資源投入的彈性系數(shù)是0.219，通過(guò)了顯著性為1%的顯著性水平檢驗(yàn)。

表5 不同模型回歸結(jié)果匯總

綜上所述，從OLS、SEM、SDM估計(jì)結(jié)果可以看出，不管采用何種估計(jì)方法的模型，均能發(fā)現(xiàn)旅游資本和旅游資源的系數(shù)估計(jì)值總為正，但旅游勞動(dòng)和旅游產(chǎn)出的彈性系數(shù)的大小和顯著性不盡一致。總體而言，用不同估計(jì)方法和空間權(quán)值條件得到的旅游資本產(chǎn)出彈性約在0.117-0.202之間，旅游資源產(chǎn)出彈性在0.219-0.894之間。這意味著，在不考慮其他因素作用的情況下，西南五省旅游資本每增加1%，產(chǎn)出則相應(yīng)增加約0.117%-0.202%；而旅游資源每增加1%，產(chǎn)出則相應(yīng)增加約0.219%-0.894%。而且，在旅游投入產(chǎn)出生產(chǎn)函數(shù)中，旅游資源的彈性大于資本的彈性，即旅游資源投入的貢獻(xiàn)大于旅游資本投入的貢獻(xiàn)。

（二）空間效應(yīng)分析

由表5可知，西南五省的旅游產(chǎn)出不但由該地區(qū)的旅游資本、勞動(dòng)和資源投入決定，同時(shí)還由其鄰近省域旅游產(chǎn)業(yè)產(chǎn)出的空間溢出效應(yīng)以及解釋變量（旅游資本、勞動(dòng)、資源）的空間溢出效應(yīng)決定。

從SEM模型來(lái)看，西南五省的旅游產(chǎn)業(yè)支出的空間滯后變量參數(shù)雖沒(méi)有通過(guò)顯著性檢驗(yàn)，但鄰近省域的旅游產(chǎn)出對(duì)本地區(qū)旅游產(chǎn)出存在著不太明顯的空間溢出效應(yīng)。西南五省的旅游經(jīng)濟(jì)發(fā)展很不均衡。目前而言，西南地區(qū)的旅游業(yè)經(jīng)濟(jì)的空間作用還不太明顯，但隨著時(shí)間的遞進(jìn)和政策的完善，差距終會(huì)縮小，影響必會(huì)顯著。

從SDM模型來(lái)看，根據(jù)對(duì)數(shù)似然值最大原則獲得可取的最佳估計(jì)結(jié)果顯示，SDM的旅游產(chǎn)業(yè)支出的空間滯后變量參數(shù)通過(guò)了顯著性檢驗(yàn)，這表明鄰近省域的旅游產(chǎn)出對(duì)本地區(qū)旅游產(chǎn)出存在著明顯的空間溢出效應(yīng)。當(dāng)鄰近省域的旅游產(chǎn)出每增長(zhǎng)1%，將導(dǎo)致本地區(qū)的旅游產(chǎn)出增加0.221%。旅游資本、旅游資源、人員投入都具有明顯的空間溢出效應(yīng)，當(dāng)鄰近省域的旅游資本投入每增長(zhǎng)1%，導(dǎo)致本地區(qū)旅游產(chǎn)出增加0.258%；當(dāng)鄰近省域的旅游勞動(dòng)投入每增長(zhǎng)1%，將導(dǎo)致本地區(qū)的旅游產(chǎn)出增加0.323%；當(dāng)鄰近省域的旅游資源投入增加1%，本地區(qū)的旅游產(chǎn)出將增加0.579%。這是由于現(xiàn)在大部分的旅游政策都是以特色旅游線(xiàn)為主，故鄰近省份的旅游勞動(dòng)投入和資源投入的空間效應(yīng)顯著。

因此，在西南五省的旅游研究中考慮鄰近省域旅游的地理空間溢出效應(yīng)是有必要的，而忽略這種效應(yīng)將導(dǎo)致有偏且不一致的估計(jì)結(jié)果。

（三）綜合分析及建議

西南地區(qū)旅游的經(jīng)濟(jì)增長(zhǎng)存在著空間相關(guān)性。近年來(lái)，西南五省之間的旅游產(chǎn)業(yè)發(fā)展的空間依賴(lài)性在不斷加強(qiáng)，旅游的產(chǎn)業(yè)集群現(xiàn)象明顯，在旅游經(jīng)濟(jì)估計(jì)研究中必須充分考慮地區(qū)旅游經(jīng)濟(jì)增長(zhǎng)過(guò)程中的空間相關(guān)性。

資本、資源和勞動(dòng)投入對(duì)西南旅游經(jīng)濟(jì)產(chǎn)出的彈性系數(shù)均為正，且資源對(duì)旅游經(jīng)濟(jì)增長(zhǎng)的貢獻(xiàn)非常明顯。從SEM模型來(lái)看，西南地區(qū)的旅游經(jīng)濟(jì)增長(zhǎng)主要依賴(lài)于資本要素投入驅(qū)動(dòng)和資源要素投入驅(qū)動(dòng)，呈現(xiàn)一種資本、資源密集型的特征，勞動(dòng)力要素的貢獻(xiàn)尚未充分發(fā)揮出來(lái)。且資源驅(qū)動(dòng)能力要優(yōu)于資本，這說(shuō)明先天的資源優(yōu)勢(shì)很重要。所以要加大對(duì)西南地區(qū)的旅游資源開(kāi)發(fā)的投入，例如可以完善景區(qū)基礎(chǔ)設(shè)施建設(shè)，加強(qiáng)宣傳投入，提高旅游品牌知名度。從SDM模型來(lái)看，西南地區(qū)的旅游勞動(dòng)投入溢出效應(yīng)明顯，在西南地區(qū)旅游經(jīng)濟(jì)增長(zhǎng)過(guò)程中，旅游勞動(dòng)的投入增長(zhǎng)將會(huì)帶動(dòng)周?chē)∮虻穆糜萎a(chǎn)出增長(zhǎng)，周邊省域的旅游勞動(dòng)投入對(duì)本省的旅游經(jīng)濟(jì)增長(zhǎng)也存在著顯著的正向促進(jìn)作用。由此，五省區(qū)應(yīng)聯(lián)合推動(dòng)區(qū)域旅游一體化，加強(qiáng)區(qū)域旅游合作，例如建設(shè)西南旅游環(huán)線(xiàn)精品，加強(qiáng)區(qū)域交通網(wǎng)絡(luò)規(guī)劃等。