中國區(qū)域旅游經(jīng)濟增長的空間溢出效應(yīng)研究

中國區(qū)域旅游經(jīng)濟增長的空間溢出效應(yīng)研究

一、中國省域旅游產(chǎn)業(yè)的空間相關(guān)與異質(zhì)性效應(yīng)自21世紀初以來，中國的旅游業(yè)呈現(xiàn)出快速增長的趨勢。目前,旅游業(yè)增加值已占GDP的4%以上,對國民經(jīng)濟的帶動和關(guān)聯(lián)作用在不斷加強,在拉動社會投資、促進消費、解決就業(yè)等方面的貢獻明顯,在國民經(jīng)濟中的支柱產(chǎn)業(yè)地位逐漸顯現(xiàn)。從實踐上考察,旅游經(jīng)濟增長過程中,吃、住、行、游、娛、購旅游六要素均存在著明顯的跨區(qū)域流動性,不管是旅游生產(chǎn)行為［1］,還是旅游消費行為［2］,都存在著普遍的空間相關(guān)性。從理論上看,旅游資本和勞動要素在不同地區(qū)之間的流動導(dǎo)致旅游投入產(chǎn)出活動存在空間相關(guān)性,鄰近地區(qū)旅游資本和勞動投入對本地區(qū)的旅游經(jīng)濟增長可能產(chǎn)生溢出效應(yīng)或集聚效應(yīng)?？梢?從理論和實證角度,在準確測算資本和勞動要素投入貢獻的基礎(chǔ)上,定量研究區(qū)域旅游經(jīng)濟增長過程中的溢出效應(yīng)問題,是一個非常值得關(guān)注的課題。從政策模擬和決策支持的角度看,基于空間面板計量經(jīng)濟學(xué)理論和模型,研究區(qū)域旅游經(jīng)濟增長及溢出效應(yīng)所得的結(jié)果與結(jié)論,對政府旅游管理部門制定相關(guān)的發(fā)展戰(zhàn)略和規(guī)劃、旅游企業(yè)制定經(jīng)營管理規(guī)劃和營銷策略以及旅游消費者制定科學(xué)的出行計劃,均具有重要的理論和實踐意義。在相關(guān)研究中,已有學(xué)者認識到了空間相關(guān)性與異質(zhì)性效應(yīng)對區(qū)域旅游經(jīng)濟增長的重要作用,并開始使用截面空間計量經(jīng)濟模型進行實證檢驗。對中國省域旅游產(chǎn)業(yè)的彈性系數(shù)研究發(fā)現(xiàn),省域旅游業(yè)產(chǎn)出在空間上呈現(xiàn)出顯著的空間相關(guān)性及集群趨勢,理論和實證研究不能忽視空間效應(yīng)作用［1］;對我國農(nóng)村居民一日游人均花費和一日游人數(shù)比例的空間統(tǒng)計分析發(fā)現(xiàn),省域一日游人均花費的全域空間自相關(guān)性存在明顯的高值集聚區(qū)域,不同出游目的的一日游人數(shù)的局域高值集聚區(qū)域也很明顯［2］;對中國地級市及地區(qū)的旅游規(guī)模空間分布及水平變化的分析發(fā)現(xiàn),總體上全國區(qū)域旅游規(guī)模在空間上存在一定正向集聚效應(yīng),且空間集聚水平不斷增強［3］。以上研究證明,省域或地級市的旅游行為存在著明顯的空間相關(guān)性,但沒有綜合考慮時間序列與截面的相關(guān)性對區(qū)域旅游行為的協(xié)同作用。實際上,在區(qū)域旅游經(jīng)濟發(fā)展過程中,不僅存在區(qū)域維度之間的空間相關(guān)性,同時也存在時間維度的相關(guān)性,這種時空協(xié)同相關(guān)性需要采用空間面板數(shù)據(jù)模型進行檢驗?；诳臻g面板計量模型的研究發(fā)現(xiàn),我國省域旅游發(fā)展對其經(jīng)濟增長具有長期推動作用,省際經(jīng)濟增長受到本區(qū)域旅游業(yè)發(fā)展水平、鄰近區(qū)域的旅游業(yè)發(fā)展水平及經(jīng)濟增長的共同影響［4］;相鄰區(qū)域的旅游業(yè)發(fā)展水平高(低),則區(qū)域旅游業(yè)發(fā)展水平也高(低)［5］;省域農(nóng)村人均居民旅游消費存在空間依賴性,旅游消費行為受到本地旅游消費及相鄰省域旅游消費的共同影響,制定旅游消費政策時需考慮空間相關(guān)性［6］。在為數(shù)不多的旅游經(jīng)濟增長投入產(chǎn)出彈性系數(shù)測算研究中,大多都沒有考慮空間效應(yīng)對我國省域旅游經(jīng)濟增長的作用,而且估計結(jié)果相差較大。采用生產(chǎn)函數(shù)法對中國旅游業(yè)經(jīng)濟增長進行的測算結(jié)果顯示:資本和勞動要素投入對中國旅游經(jīng)濟增長的彈性系數(shù)分別為0.1039和0.8961,中國旅游業(yè)屬于典型的(勞動)要素驅(qū)動型增長方式［7］?；陔S機前沿生產(chǎn)函數(shù)對中國省域旅游產(chǎn)業(yè)發(fā)展的實證研究發(fā)現(xiàn),資本和勞動對旅游產(chǎn)出的彈性系數(shù)分別為0.6179和0.3460,資本是驅(qū)動我國省域旅游產(chǎn)業(yè)發(fā)展的主動力之一［8］。對我國住宿餐飲業(yè)柯布-道格拉斯生產(chǎn)函數(shù)的OLS估計顯示,資本和勞動的產(chǎn)出彈性系數(shù)分別為0.4288和0.5712［9］?？偟膩砜?目前學(xué)者們從不同側(cè)面對中國區(qū)域旅游經(jīng)濟增長進行了空間計量經(jīng)濟探索性研究。但存在的主要問題有三點:一是大多測算投入要素對旅游經(jīng)濟增長貢獻的文獻基本上都沒有考慮區(qū)域旅游經(jīng)濟增長的空間溢出效應(yīng)問題［7，8］,如果空間效應(yīng)確實存在,而忽略它勢必會影響要素彈性系數(shù)估計結(jié)果的準確性［1］,事實上,目前有關(guān)中國省域資本和勞動的旅游產(chǎn)出彈性系數(shù)的估計存在截然相反的結(jié)果［1，7，8］;二是開始考慮空間因素的相關(guān)研究在構(gòu)建空間權(quán)值矩陣W時基本上采用的都是二元鄰接矩陣(contiguityweight)或門檻距離矩陣(thresholddistanceweight)［1－6］,這雖然反映了一種鄰近概念上的地理空間聯(lián)系,但是不完全符合旅游空間經(jīng)濟實際,而使用基于距離衰減函數(shù)構(gòu)建的空間權(quán)值矩陣則更為符合區(qū)域旅游發(fā)展實際;三是一些研究雖然采用了空間面板數(shù)據(jù)計量經(jīng)濟模型［4－6］,但沒有對區(qū)域旅游經(jīng)濟空間面板模型的固定效應(yīng)和隨機效應(yīng)做出假設(shè)和檢驗,且僅僅考慮了被解釋變量(如旅游收入)的空間相關(guān)性,而沒有將解釋變量(如勞動、資本、交通運輸?shù)?的空間溢出效應(yīng)納入模型,難以獲得準確的模型參數(shù)估計值,也很難科學(xué)刻畫區(qū)域旅游經(jīng)濟增長空間依賴性的具體傳導(dǎo)機制。與現(xiàn)有研究不同,本文在索羅增長模型［10］基礎(chǔ)上,基于我國31個省域2001~2009年的面板數(shù)據(jù),首次構(gòu)建區(qū)域旅游經(jīng)濟增長空間面板計量經(jīng)濟學(xué)模型(spatialpaneleconometricsmodels),在準確估算資本和勞動要素投入對旅游經(jīng)濟增長貢獻的基礎(chǔ)上,系統(tǒng)測度鄰近地區(qū)的旅游經(jīng)濟增長及資本和勞動要素流動是否對區(qū)域旅游經(jīng)濟增長產(chǎn)生空間溢出效應(yīng),如果存在這種溢出效應(yīng),如何來檢驗并選擇恰當?shù)膶嵶C模型來解釋這個效應(yīng)?最后,提出了相應(yīng)的提高資本和勞動要素對旅游經(jīng)濟增長貢獻率的對策措施。二、基于旅游業(yè)增長理論模型的構(gòu)建與數(shù)據(jù)來源的理論1.三大變量的估計方法為了估計要素投入對旅游經(jīng)濟增長的彈性系數(shù),并檢驗旅游經(jīng)濟增長過程中的溢出效應(yīng),本文使用索羅增長模型［10］構(gòu)建柯布-道格拉斯區(qū)域旅游生產(chǎn)函數(shù)［1，7，8］:假定有資本和勞動兩種投入,技術(shù)進步被視為外生變量,i地區(qū)t時期的旅游經(jīng)濟產(chǎn)出Yit為:其中,Kit為i地區(qū)t時期的資本要素投入,Lit為i地區(qū)t時期的勞動要素投入;A為按照恒定比率增長的技術(shù)進步,傳統(tǒng)上為?？怂怪行陨a(chǎn)率項。對式(1)兩邊取對數(shù)可得:對于α、β兩個參數(shù)的估計值采用以下方法:用各省域的旅游總產(chǎn)出變量、物質(zhì)資本存量變量和勞動投入變量數(shù)據(jù)對式(2)進行回歸。根據(jù)索羅經(jīng)濟增長模型的假定,在?？怂怪行约夹g(shù)進步的條件下,規(guī)模報酬不變,即α+β=1,將α、β做正規(guī)化處理,可得:其中,α*和β*為資本和勞動對旅游經(jīng)濟增長的彈性系數(shù)(貢獻率)。2.iiit及固定資產(chǎn)凈投資的計算在省域旅游投入產(chǎn)出彈性系數(shù)估計過程中,物質(zhì)資本存量K的測度非常關(guān)鍵。一般都采用簡化了的永續(xù)盤存法(perpetualinventorymethod,PIM)測度物質(zhì)資本存量K,計算公式為:其中,Kit表示i地區(qū)第t期的物質(zhì)資本存量;Iit表示i地區(qū)以第t期為基期、以不變價計算的投資額;δ為資本折舊率。式(4)的含義為,當期實際資本存量由上期實際資本存量與當期實際凈投資兩部分之和構(gòu)成。實踐中,采用式(4)測算物質(zhì)資本存量,還依賴于其他4個變量的計算:資本折舊率δ的確定,資本存量價格指數(shù)的構(gòu)造,固定資產(chǎn)凈投資的計算,基期資本存量的計算。關(guān)于δ,本文采用大多數(shù)文獻［7］所使用的5%的折舊率①;資本存量價格指數(shù)用固定資產(chǎn)投資價格指數(shù)來表示。關(guān)于固定資產(chǎn)凈投資的測算,一般以固定資本形成總額或固定資產(chǎn)原價來衡量。本文以2001年為基期,用各省域的固定資產(chǎn)投資價格指數(shù)對固定資產(chǎn)投資額進行平減折算成實際值。本文采用科利(Kohli,1982)提出的方法來測算基期資本存量［11］,計算公式為:其中,I0為基期2001年的投資額。3.研究設(shè)計與樣本數(shù)據(jù)本文的研究樣本為中國大陸31個省、直轄市、自治區(qū)(簡稱為省域)旅游業(yè)。由于缺乏直接的旅游總產(chǎn)值(GDP)指標,本文以各省域的旅游企業(yè)營業(yè)收入作為旅游經(jīng)濟產(chǎn)出的衡量指標［1，4，7，8］,而以旅游業(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)濟增長的投入指標。這樣,被解釋變量Y為按省域分的旅游業(yè)營業(yè)收入(億元),解釋變量為按省域分的旅游業(yè)固定資產(chǎn)(億元)K和旅游業(yè)從業(yè)人員(人)L。樣本數(shù)據(jù)來源于2002~2010年的《中國旅游統(tǒng)計年鑒(副本)》和《中國統(tǒng)計年鑒》。研究中利用31個省域的居民消費價格指數(shù)對旅游企業(yè)營業(yè)收入進行了折算,用固定資產(chǎn)價格指數(shù)對固定資產(chǎn)進行了折算,以消除價格因素的影響,增加可比性。由于西藏缺少固定資產(chǎn)投資價格指數(shù)數(shù)據(jù),本文以相應(yīng)年份的全國固定資產(chǎn)投資價格指數(shù)作了代替。另外,為了消除旅游生產(chǎn)函數(shù)估計中存在的異方差性,用到的數(shù)據(jù)均進行了對數(shù)處理。三、空間表面測量經(jīng)濟經(jīng)驗?zāi)Ｐ偷慕?.空間面板數(shù)據(jù)計量模型本文基于柯布-道格拉斯生產(chǎn)函數(shù)構(gòu)建區(qū)域旅游經(jīng)濟增長空間計量經(jīng)濟學(xué)模型,估計分析省域旅游經(jīng)濟增長要素投入產(chǎn)出的彈性系數(shù)及其空間溢出效應(yīng)。一般不考慮空間效應(yīng)作用的旅游經(jīng)濟增長標準面板數(shù)據(jù)計量經(jīng)濟學(xué)模型為:其中,i表示截面區(qū)域(i=1,2,…,N),t表示時期(t=1,2,…,T),Yit為被解釋變量,表示由i區(qū)域、t時期旅游經(jīng)濟增長(產(chǎn)出)觀測值構(gòu)成的N×1向量,解釋變量Kit和Lit表示資本和勞動力投入觀測值構(gòu)成的N×2矩陣,α和β為待估計的常數(shù)回歸參數(shù);εit是獨立且同分布的隨機誤差項,對于i、t滿足零均值同方差σ2;μi表示空間(個體)效應(yīng),νt表示時期效應(yīng),這樣模型(6)為空間和時期雙效應(yīng)面板模型:當模型(6)中沒有μi和νt時表示為混合面板模型;當去掉νt時表示空間效應(yīng)面板模型;當去掉μi時為時期效應(yīng)面板模型。為了應(yīng)對標準面板計量經(jīng)濟模型忽略空間效應(yīng)的參數(shù)估計有偏問題,本文采用納入空間效應(yīng)的省域旅游生產(chǎn)函數(shù)。如果本地區(qū)旅游業(yè)產(chǎn)出被解釋變量決定于其鄰近地區(qū)的旅游經(jīng)濟增長觀察值及觀察到的一組局域特征,就需要使用空間滯后面板數(shù)據(jù)計量經(jīng)濟學(xué)模型(spatiallagpaneldatamodel,SLPDM):其中,ρ為空間滯后(自回歸)系數(shù),wij為空間權(quán)值矩陣W的元素。該權(quán)值矩陣經(jīng)過行標準化處理,每行元素之和為1。關(guān)于W的設(shè)定,本文沒有采用一般的地理空間單元鄰近矩陣［1－6］,而構(gòu)建了各省域中心(省會城市)之間的距離衰減函數(shù),以最短距離的倒數(shù)作為空間權(quán)值,這樣處理的好處是能充分考慮到在地理上接近但并不相鄰的省域之間的旅游業(yè)發(fā)展也可能存在相互影響和相互作用的實際情況。如果本地區(qū)旅游業(yè)產(chǎn)出被解釋變量決定于觀察到的一組局域特征及忽略掉的在空間上相關(guān)的一些重要變量(誤差項),這就是空間誤差面板數(shù)據(jù)計量經(jīng)濟學(xué)模型(spatialerrorpaneldatamodel,SEPDM):其中,ue788jt表示空間自相關(guān)的誤差項,λ為空間誤差(自相關(guān))系數(shù)。除了鄰近地區(qū)旅游經(jīng)濟增長的空間溢出效應(yīng)外,如果在空間上鄰近省域的資本和勞動力對省域的旅游經(jīng)濟增長也有影響,這就需要使用空間杜賓面板數(shù)據(jù)計量經(jīng)濟學(xué)模型(spatialdurbinpaneldatamodel,SDPDM):其中,WlnK、WlnL表示鄰近省域的資本和勞動力空間滯后變量,與α和β一樣,ζ、ξ為待估計的常數(shù)回歸參數(shù)。需要指出的是,檢驗假設(shè)H0:ζ(ξ)=0可幫助判斷是否可將SDPDM模型簡化為SLPDM,或檢驗假設(shè)H0:ζ(ξ)+λα(β)=0可幫助判斷是否可將SDPDM模型簡化為SEPDM。2.時期非觀察效應(yīng)模型在標準面板數(shù)據(jù)模型估計中,必須控制兩類非觀測效應(yīng):空間(spatial)或個體(individual)效應(yīng)、時期(timeperiod)效應(yīng)。前者反映了隨空間(區(qū)域)變化,但不隨時期變化的特征變量(如區(qū)域發(fā)展戰(zhàn)略變化)對旅游經(jīng)濟增長的影響;后者反映了隨時期變化,但不隨空間(區(qū)域)變化的特征變量(如經(jīng)濟周期)對旅游經(jīng)濟增長的影響;空間面板數(shù)據(jù)模型實證分析依據(jù)對空間及時期非觀察效應(yīng)的處理,分為空間固定效應(yīng)(spatialfixedeffects)、空間隨機效應(yīng)(spatialrandomeffects)、時期固定效應(yīng)(periodfixedeffects)、時期隨機效應(yīng)(periodrandomeffects)、空間時期固定效應(yīng)(spatialandtimeperiodfixedeffects)以及空間時期隨機效應(yīng)(spatialandtimeperiodrandomeffects)等多種模型設(shè)定［12］。在以上模型中,空間固定效應(yīng)模型更為常用,理由是該模型控制了所有時間上不變的空間固定變量,而典型的橫斷面研究對這種效應(yīng)的忽視將可能導(dǎo)致有偏的參數(shù)估計［13］;而時期固定效應(yīng)模型則意味著控制了所有空間(區(qū)域)上不變的時期固定變量。關(guān)于固定效應(yīng)模型和隨機效應(yīng)模型的選擇標準,采用Hausman檢驗。如果面板數(shù)據(jù)模型中不隨時間變化的非觀測效應(yīng)解釋變量與可觀測的解釋變量相關(guān)(個體固定效應(yīng)的解釋變量是內(nèi)生),應(yīng)采用固定效應(yīng)模型,否則應(yīng)采用全部的包含個體隨機效應(yīng)的解釋變量(外生的隨機效應(yīng))模型。另外,SDPDM與SLPDM的選擇采用Wald_spatial_lag和LR_spatial_lag檢驗,SDPDM與SEPDM的選擇采用Wald_spatial_error和LR_spatial_error檢驗方法。四、空間表面測量經(jīng)濟經(jīng)驗?zāi)Ｐ偷墓烙嫿Y(jié)果和分析1.空間自相關(guān)性的提高本文采用距離閾值距離(thresholddistance)的空間權(quán)值矩［1］來計算2001~2009年省域旅游經(jīng)濟產(chǎn)出(lnY)的空間自相關(guān)Moran’sI指數(shù)(表1)。結(jié)果顯示:2001~2009年期間,中國31個省域的旅游經(jīng)濟增長(lnY)存在著顯著的正向空間自相關(guān)性(均至少可通過0.4%的顯著性水平檢驗)。除了“非典”發(fā)生的前一年2002年和金融危機發(fā)生的前一年2007年外,其他年份的省域旅游產(chǎn)出均表現(xiàn)出逐步上升的空間自相關(guān)性,也就是說,各個省域之間的旅游產(chǎn)出的空間依賴性在不斷加強,省域旅游的產(chǎn)業(yè)集群現(xiàn)象明顯,在旅游經(jīng)濟定量研究中必須充分考慮這種逐漸增強的省域旅游經(jīng)濟增長過程中的空間相關(guān)性效應(yīng)。對于旅游經(jīng)濟增長過程中在空間上是否存在相關(guān)性,除了以上傳統(tǒng)的Moran’sI檢驗以外,還可以采用拉格朗日乘子(LM)檢驗及穩(wěn)健的拉格朗日乘子(RobustLM)檢驗。對于空間面板計量經(jīng)濟模型的空間滯后面板模型(SDPLM)和空間誤差面板模型(SEPDM),其各自相應(yīng)的空間滯后模型和空間誤差模型的拉格朗日乘子檢驗及其穩(wěn)健形式檢驗分別記為SLPDM-LM(LMtestnospatiallag)、SLPDM-RLM(robustLMtestnospatiallag)和SEPDM-LM(LMtestnospatialerror)、SEPDM-RLM(robustLMtestnospatialerror)。拉格朗日乘子檢驗不但能檢驗空間相關(guān)性,還能判斷空間面板模型到底應(yīng)該采用滯后形式還是誤差形式。2.空間面板模型的選擇檢驗下面運用2001~2009年的面板數(shù)據(jù)對模型(6)~(9)進行估計。為了便于比較,本文同時對模型(6)進行標準的面板數(shù)據(jù)計量模型估計,接著對(7)~(9)進行普通混合回歸空間面板模型、空間固定效應(yīng)空間面板模型、時期固定效應(yīng)空間面板模型、時期及空間雙固定效應(yīng)空間面板模型的估計。在回歸方法的選擇上,標準面板數(shù)據(jù)模型采用混合普通最小二乘估計(PLS)、廣義最小二乘估計(GLS)方法,而空間面板采用極大似然估計(ML)方法［13］。標準的面板數(shù)據(jù)計量模型采用Eviews7軟件、所有空間面板計量經(jīng)濟模型的估計及檢驗借助Matlab2009a軟件來實現(xiàn)。首先,判斷標準的面板數(shù)據(jù)計量模型應(yīng)該采用固定效應(yīng)還是隨機效應(yīng)模型。Hausman檢驗值檢驗結(jié)果為15.0865,在0.05%的顯著性水平上通過了檢驗,拒絕了個體效應(yīng)與解釋變量無關(guān)的原假設(shè),證明應(yīng)采用固定效應(yīng)模型。而且,表2的估計及檢驗結(jié)果顯示:根據(jù)DW值和AdjR2,在所有模型結(jié)果的比較中,固定效應(yīng)和空間固定效應(yīng)模型的DW值要優(yōu)于隨機效應(yīng)和時期隨機效應(yīng)模型的結(jié)果,故應(yīng)選擇固定效應(yīng)模型。其次,空間滯后面板模型和空間誤差面板模型的選擇判斷。從表2標準面板回歸PLS估計殘差的LM及其Robust檢驗結(jié)果可以看出,空間滯后面板模型SLPDM(SLPDM-LM及SLPDM-RLM均通過了0.001%的顯著性水平檢驗)在這兩個檢驗的數(shù)值上都比空間誤差面板模型SEPDM(SEPDM-LM通過了0.9%的顯著性水平檢驗,而SEPDM-RLM未能通過10%的顯著性水平檢驗)要顯著,這說明對于省域旅游經(jīng)濟增長模型而言,采用空間滯后面板模型(SLPDM)將更加合理。再次,判斷空間面板數(shù)據(jù)計量經(jīng)濟模型應(yīng)該選擇固定效應(yīng)模型還是隨機效應(yīng)模型。通過Hausman檢驗考察空間效應(yīng)與解釋變量之間的相關(guān)性結(jié)果顯示:Hausman統(tǒng)計量為44.8249(伴隨概率為0.0000),表明拒絕了個體效應(yīng)與解釋變量無關(guān)的原假設(shè),需選擇空間面板固定效應(yīng)模型?？梢?標準面板模型和空間面板模型的Hausman檢驗結(jié)果一致:固定效應(yīng)模型更為可取。中國31個省域旅游經(jīng)濟增長生產(chǎn)函數(shù)的空間面板固定效應(yīng)模型是所有模型中更為可取的模型。最后,通過Wald和似然比檢驗LR檢驗來判斷空間面板杜賓模型(SDPDM)是否可以簡化為空間滯后模型(SLPDM)和空間誤差模型(SEPDM)。檢驗結(jié)果顯示:Wald_spatial_lag和LR_spatial_lag的值分別為3.2963和2.6307,其伴隨概率值prob_spatial_lag分別為0.1924和0.2684,Wald_spatial_error和LR_spatial_error值分別為2.2660和2.0345,其伴隨概率值prob_spatial_error分別為0.3221和0.3616,均未通過10%的顯著性水平檢驗,說明無法拒絕ζ(ξ)=0和ζ(ξ)+λα(β)=0的原假設(shè),這表明對于省域旅游經(jīng)濟增長而言,空間滯后面板模型SLPDM較之空間杜賓面板模型SDPDM的效果更好一些①。由表3中的我國省域旅游業(yè)生產(chǎn)函數(shù)的空間滯后面板模型與空間杜賓面板模型的各類模型估計及檢驗結(jié)果可知:空間固定效應(yīng)SLPDM模型Ⅱ和SDPDM模型Ⅵ估計結(jié)果的對數(shù)似然值(LogL為0.8708、5.4874)較之傳統(tǒng)面板模型和其他各種空間面板模型相對要好,而且其擬合優(yōu)度系數(shù)R2也相對較高(0.7440、0.7533),各解釋變量及空間滯后項均至少通過5%的顯著性水平檢驗,模型的經(jīng)濟學(xué)含義明確。因而,本文將選擇空間固定效應(yīng)的SLPDM模型Ⅱ和SDPDM模型Ⅵ對我國省域旅游經(jīng)濟增長的投入產(chǎn)出彈性系數(shù)及其空間溢出效應(yīng)展開實證分析及解釋。表3中空間固定效應(yīng)SLPDM模型Ⅱ的估計結(jié)果顯示:所有解釋變量的系數(shù)估計值均通過了0.18%的顯著性水平檢驗,且資本與勞動投入的估計系數(shù)均為正值,即資本與勞動要素對旅游經(jīng)濟增長有著正向的作用,在不考慮其他因素影響的情況下,當旅游固定資產(chǎn)投入每增長1%,可促進我國省域旅游經(jīng)濟增長上升0.39%;當旅游勞動力投入每增長1%,可促進我國省域旅游經(jīng)濟增長上升0.20%。表3的空間固定效應(yīng)SDPDM模型Ⅵ估計結(jié)果顯示:鄰近地區(qū)的勞動力投入變量(WlnL)與所有解釋變量的系數(shù)估計值均能通過5%的顯著性檢驗,同樣資本與勞動投入要素的估計系數(shù)均為正值,其對旅游經(jīng)濟增長有著正向的作用,在不考慮其他因素影響的情況下,當旅游固定資產(chǎn)投入每增長1%,可促進我國省域旅游經(jīng)濟增長0.36%;當旅游勞動力投入每增長1%,可促進我國省域旅游經(jīng)濟增長0.18%。而且,資本投入對省域旅游經(jīng)濟增長的貢獻大于勞動力的貢獻,該結(jié)果與吳玉鳴［1］、朱承亮等［8］的研究結(jié)果基本一致,而與左冰和保繼剛［7］的研究結(jié)果相反。實際上,在旅游固定資產(chǎn)投資方面,我國旅游業(yè)資產(chǎn)總存量增長迅速,從2001年的448.79億元增加到2009年的909.12億元(按照2001年不變價格、5%的折舊率折算),年均增長9.24%。旅游業(yè)資本(固定資產(chǎn)凈值)-產(chǎn)值(營業(yè)收入)率處于穩(wěn)定增長狀態(tài),31個省域的旅游資本生產(chǎn)率平均水平從2001年的51.97%穩(wěn)步上升到54.94%,旅游業(yè)投資效率在逐步得到改善。然而,我國31個省域的旅游業(yè)勞動(從業(yè)人員)-產(chǎn)值(營業(yè)收入)率平均水平從2001年的9.43元/人上升到16.22元/人①,雖然增速較快,但全員勞動生產(chǎn)率水平依然較低。據(jù)統(tǒng)計,2003年我國的旅游業(yè)全員勞動生產(chǎn)率僅為美國的7%［14］,與旅游發(fā)達國家的差距巨大。而且,旅游企業(yè)從業(yè)人員的流失率非常高,旅游管理專業(yè)人才短缺,旅游從業(yè)者的經(jīng)濟收入與其經(jīng)濟貢獻出現(xiàn)了嚴重倒置,導(dǎo)致我國旅游業(yè)的高速增長以旅游從業(yè)人員廉價的勞動投入為代價［7］。因此,結(jié)合本研究得到的旅游資本產(chǎn)出彈性系數(shù)高于勞動力彈性系數(shù)的結(jié)論,進一步證明目前我國省域尺度的旅游經(jīng)濟增長主要還是依賴資本要素投入驅(qū)動的,呈現(xiàn)一種資本密集型特征,勞動力要素的貢獻尚未充分發(fā)揮。表3回歸結(jié)果還表明:SLPDM模型Ⅱ和SDPDM模型Ⅵ的ρ值(0.50和0.33)通過了0.03%的顯著性水平檢驗,這表明:在考慮和不考慮資本和勞動力兩個解釋變量的空間鄰近滯后效應(yīng)的情況下,當鄰近省域的旅游經(jīng)濟增長每增加1%,省域的旅游經(jīng)濟增長分別增加0.50%和0.33%。這也進一步說明,在分析區(qū)域旅游經(jīng)濟增長時,傳統(tǒng)的不考慮空間效應(yīng)的面板數(shù)據(jù)模型估計是有偏的,也驗證了吳玉鳴對我國省域旅游產(chǎn)出的截面空間計量經(jīng)濟估計獲得的資本彈性系數(shù)大于勞動力彈性系數(shù)的結(jié)果［1］。而且,資本的空間滯后項的空間滯后系數(shù)也在1%的水平上顯著為正,這意味著省域資本投入存在顯著的空間溢出效應(yīng),當鄰近省域的資本投入每增長1%,可促進省域旅游經(jīng)濟增長上升0.39%。而勞動力的空間滯后項的空間滯后系數(shù)為-0.37,能通過5%的顯著性檢驗,表明鄰近省域的旅游勞動力對省域經(jīng)濟增長表現(xiàn)為集聚效應(yīng)。需要強調(diào)的是,既然鄰近省域旅游資本投入和旅游經(jīng)濟增長都存在明顯的空間溢出性,說明在省域旅游經(jīng)濟增長模型中不但被解釋變量存在交互作用,同時也存在解釋變量的交互作用,在我國省域旅游經(jīng)濟增長過程中,一個省