丁水平,林 杰

（1.同濟(jì)大學(xué) 經(jīng)濟(jì)與管理學(xué)院，上海 200092；2.宜春學(xué)院 經(jīng)濟(jì)與管理學(xué)院，江西 宜春 336000）

0 引言

旅游業(yè)是最終需求型產(chǎn)業(yè)，旅游發(fā)展依賴于必要物質(zhì)資本、人力資本的投入。經(jīng)濟(jì)基礎(chǔ)是旅游業(yè)存在發(fā)展的根源，經(jīng)濟(jì)發(fā)展不僅可以提高居民收入，提升出游欲望和能力，拉動旅游消費(fèi)，還能為旅游基礎(chǔ)設(shè)施建設(shè)、旅游資源開發(fā)等提供資金支持，提高旅游供給能力，推動旅游發(fā)展。經(jīng)濟(jì)發(fā)展水平與旅游產(chǎn)業(yè)發(fā)展程度具有高度關(guān)聯(lián)性，穩(wěn)步快速的經(jīng)濟(jì)發(fā)展可為旅游業(yè)持續(xù)發(fā)展提供強(qiáng)勁動力[1]。近年來，江西經(jīng)濟(jì)、旅游發(fā)展進(jìn)一步加快，發(fā)展水平繼續(xù)提升，但當(dāng)前江西經(jīng)濟(jì)、旅游的整體發(fā)展水平還不高，地區(qū)間差異顯著，經(jīng)濟(jì)發(fā)展對旅游產(chǎn)業(yè)增長的影響效應(yīng)不盡相同。準(zhǔn)確評估江西省經(jīng)濟(jì)發(fā)展對旅游產(chǎn)業(yè)增長的影響效應(yīng)，系統(tǒng)分析影響旅游產(chǎn)業(yè)增長的經(jīng)濟(jì)因素及其作用機(jī)制，從旅游增長的“經(jīng)濟(jì)軟肋”入手，探索如何優(yōu)化影響旅游業(yè)增長的相關(guān)經(jīng)濟(jì)要素，對于推動江西產(chǎn)業(yè)轉(zhuǎn)型升級、加速旅游強(qiáng)省建設(shè)具有重要現(xiàn)實(shí)意義。

旅游業(yè)的快速發(fā)展，引發(fā)了學(xué)術(shù)界旅游研究的熱潮，旅游與經(jīng)濟(jì)的關(guān)系一直是研究熱點(diǎn)，相關(guān)研究成果豐富。然而，目前有關(guān)經(jīng)濟(jì)發(fā)展對旅游增長的影響缺乏系統(tǒng)研究，旅游與經(jīng)濟(jì)的相互關(guān)系未能得到同等關(guān)注，已有研究也大多是從經(jīng)濟(jì)增長速度的視角探討經(jīng)濟(jì)發(fā)展對旅游增長的影響，且大多沒有考慮空間效應(yīng)。經(jīng)濟(jì)發(fā)展不僅體現(xiàn)在增長速度上，還涉及產(chǎn)業(yè)結(jié)構(gòu)、市場化水平等諸多方面，空間效應(yīng)也是經(jīng)濟(jì)發(fā)展對旅游增長影響研究中必須考慮的重要因素。

基于此，本文擬在現(xiàn)有研究基礎(chǔ)上，以江西省11個地市為對象，選取2005—2015年間的面板數(shù)據(jù)，采用空間面板計(jì)量方法，將空間效應(yīng)納入經(jīng)濟(jì)發(fā)展對旅游增長影響的計(jì)量模型中，從增長速度、經(jīng)濟(jì)結(jié)構(gòu)、市場化水平三個方面量化分析江西省經(jīng)濟(jì)發(fā)展對旅游增長的影響效應(yīng)。

1 空間面板計(jì)量模型

1.1 空間經(jīng)濟(jì)計(jì)量基本模型

（1）空間滯后模型（SAR）

空間滯后模型主要是用于研究相鄰地區(qū)的行為對整個系統(tǒng)內(nèi)其他地區(qū)的行為都有影響的情形[2]。模型形式為：

其中，W是N×N階的對稱矩陣,反映空間個體之間的作用機(jī)制。ρ為空間自回歸系數(shù)，Wy為空間滯后因變量,X為n×k階的解釋變量向量,β為對應(yīng)的系數(shù)向量，ε為擾動項(xiàng)，并假定 ε～N（0， σ2）。

（2）空間誤差模型（SEM）

當(dāng)?shù)貐^(qū)間的相互作用因所處的相對空間位置不同而存在差異時，地區(qū)間的相互關(guān)系是通過誤差項(xiàng)中的空間相關(guān)來反映，這種情形一般采用空間誤差模型[3]。模型形式為：

其中，λ為空間自相關(guān)系數(shù)，Wε是空間滯后誤差項(xiàng)，μ是隨機(jī)誤差項(xiàng)。

1.2 空間經(jīng)濟(jì)計(jì)量模型選擇

1.2.1 空間自相關(guān)檢驗(yàn)

模型中是否需要考慮空間效應(yīng)，取決于地區(qū)之間是否存在空間相關(guān)性。通常，在空間計(jì)量建模之前需要進(jìn)行空間自相關(guān)檢驗(yàn)，以判斷是否存在空間相關(guān)性。用于區(qū)域空間相關(guān)性檢驗(yàn)的統(tǒng)計(jì)量主要有 Moran′s I、LMsar、LMerr、Robust LMsar、Robust LMerr等[4]，由于這些檢驗(yàn)都是針對單個截面回歸模型提出的，不可以直接應(yīng)用到面板數(shù)據(jù)模型中[5]。因此，本文應(yīng)用分塊對角矩陣C=IT?WN（IT為T階單位時間矩陣，WN為N×N階的空間權(quán)重矩陣，N為地區(qū)數(shù)）代替Moran′s I等統(tǒng)計(jì)量計(jì)算公式中的空間權(quán)重矩陣，從而有效地把這些檢驗(yàn)形式擴(kuò)展到面板數(shù)據(jù)分析中[6]。Moran′s I檢驗(yàn)的計(jì)算公式為[7]：

1.2.2 空間權(quán)重矩陣設(shè)定

地理空間權(quán)重矩陣、經(jīng)濟(jì)空間權(quán)重矩陣是兩種常用的空間權(quán)重矩陣，地理空間權(quán)重矩陣分為地理鄰接權(quán)重矩陣、地理距離權(quán)重矩陣。地理鄰接權(quán)重矩陣是依據(jù)空間相鄰與否來判斷空間單元之間的聯(lián)系，若空間單元之間相鄰，便認(rèn)為它們之間具有相同程度的影響，而一旦不相鄰，則均視為不存在任何影響[8]。這割裂了空間單元之間的應(yīng)有聯(lián)系，與事實(shí)不相符，在研究經(jīng)濟(jì)發(fā)展對旅游增長的影響當(dāng)中并不適用。因此，根據(jù)研究對象的特征，本文擬分別設(shè)置地理距離權(quán)重矩陣和經(jīng)濟(jì)距離權(quán)重矩陣，以更好地分析經(jīng)濟(jì)發(fā)展與旅游增長的關(guān)系。

（1）地理距離權(quán)重矩陣

此模塊包括成績管理和試卷評審。成績管理實(shí)現(xiàn)學(xué)生成績查看、成績分析統(tǒng)計(jì)、導(dǎo)出成績。試卷評審實(shí)現(xiàn)當(dāng)考生提交自己的測試試卷的時候，教師即可對考生試卷進(jìn)行批改給分，教師只需對考生所答的問答題情況酌情給分，然后單擊“考生問答題計(jì)分”按鈕計(jì)算出問答題分?jǐn)?shù)?？忌鸬钠渌愋驮囶}計(jì)算機(jī)會自動計(jì)算出來(其它類型試題主要是指填空題、單選題、多選題、判斷題等)，同時，教師可對考生試卷進(jìn)行簡單的評語，閱卷老師完成以上操作后，點(diǎn)擊計(jì)算機(jī)屏幕上的“保存”按鈕，即可計(jì)算出該考生的總成績。

事物間的聯(lián)系普遍存在“距離衰減”規(guī)律，距離較近，聯(lián)系密切，距離越遠(yuǎn)，聯(lián)系越弱。本文以兩個地區(qū)之間最短空間距離的倒數(shù)作為空間權(quán)重，距離越近，權(quán)值越大，地區(qū)間的聯(lián)系更強(qiáng)，這樣處理的好處是充分考慮在地理上接近但并不相鄰的區(qū)域之間可能存在相互影響和相互作用的實(shí)際情況[9]。矩陣具體表達(dá)式為：

其中，d表示兩地市中心城市之間最短的空間距離。

（2）經(jīng)濟(jì)距離權(quán)重矩陣

事實(shí)上，由于空間擴(kuò)散與極化功能的存在，經(jīng)濟(jì)發(fā)展程度更高的地區(qū)一般會對周圍其他地區(qū)形成較大的輻射和吸引作用，即產(chǎn)生更強(qiáng)烈的空間影響力，而這種影響力在經(jīng)濟(jì)發(fā)展滯后地區(qū)對發(fā)達(dá)地區(qū)的影響中表現(xiàn)較弱。所以，經(jīng)濟(jì)距離權(quán)重矩陣可以更好地揭示地區(qū)之間真實(shí)的經(jīng)濟(jì)聯(lián)系。經(jīng)濟(jì)距離權(quán)重矩陣（W）是地理空間權(quán)重矩陣（w）與各地區(qū)GDP所占比重均值為對角元的對角矩陣的乘積[10]，具體表達(dá)式為：

在模型選擇問題上，目前通行做法是先用最小二乘法（OLS）估計(jì)不考慮空間相關(guān)性的受約束模型，然后進(jìn)行空間相關(guān)性檢驗(yàn)，如果LMsar（或LMerr）比LMerr（或LMsar）統(tǒng)計(jì)量更顯著，那么恰當(dāng)?shù)哪Ｐ褪荢AR模型（或SEM模型）[11]。Anselin利用蒙特卡羅實(shí)驗(yàn)方法證明,以上方法能夠?yàn)榭臻g計(jì)量經(jīng)濟(jì)模型的選擇提供很好的指導(dǎo)。根據(jù)Anselin的建議，空間計(jì)量模型的估計(jì)采用極大似然法（ML），而固定效應(yīng)與隨機(jī)效應(yīng)模型的選擇運(yùn)用Hausman檢驗(yàn)判定。

1.3 模型設(shè)定與數(shù)據(jù)說明

其中，TIit為被解釋變量，GDPit、MAit、IRit為解釋變量；i表示截面區(qū)域（i=1，2，…，N），t表示時期（t=1，2，…，T）；ρ為空間滯后（自回歸）系數(shù)，Wij為空間權(quán)值矩陣；α、β、γ為待估計(jì)的常數(shù)回歸參數(shù)；εit是獨(dú)立且同分布的隨機(jī)誤差項(xiàng)，i、t滿足零均值同方差σ2；μi表示空間（個體）效應(yīng)，vt表示時期效應(yīng)。

依據(jù)式（2），將空間誤差模型（SEM）設(shè)定為：

其中，Φit表示空間自相關(guān)的誤差項(xiàng)，λ為空間誤差（自相關(guān)）系數(shù)。

基于數(shù)據(jù)可比性考慮，本文以2005年為基期，利用平減指數(shù)（2005=100）將各年GDP換算成不變價格，利用居民消費(fèi)價格指數(shù)（2005=100），將歷年旅游收入進(jìn)行折算，使它們能夠真實(shí)反映出經(jīng)濟(jì)與旅游的發(fā)展水平。在進(jìn)行參數(shù)估計(jì)時，為消除數(shù)據(jù)異方差的影響，所有數(shù)據(jù)均取對數(shù)。相關(guān)數(shù)據(jù)取自歷年《江西統(tǒng)計(jì)年鑒》、江西省各地市《經(jīng)濟(jì)與社會發(fā)展公報(bào)》等資料。

相關(guān)變量構(gòu)造如下：lnTI表示旅游收入，反映旅游增長速度。lnGDP表示國內(nèi)生產(chǎn)總值，反映地區(qū)經(jīng)濟(jì)增長速度。lnMA表示非國有經(jīng)濟(jì)固定資產(chǎn)投資占總固定資產(chǎn)投資的比例，反映市場化水平。lnIR表示第三產(chǎn)業(yè)增加值占地區(qū)生產(chǎn)總值的比例，反映經(jīng)濟(jì)結(jié)構(gòu)服務(wù)化水平。

2 參數(shù)估計(jì)與結(jié)果分析

2.1 空間自相關(guān)分析

在運(yùn)用空間面板數(shù)據(jù)模型測度經(jīng)濟(jì)發(fā)展對旅游增長影響的空間效應(yīng)之前，需要驗(yàn)證經(jīng)濟(jì)發(fā)展與旅游增長在地理空間上是否都存在空間自相關(guān)性。結(jié)合式（3），本文應(yīng)用地理距離權(quán)重矩陣進(jìn)行空間相關(guān)性檢驗(yàn)，檢驗(yàn)結(jié)果見表1。除2012年外，其余年份旅游面板數(shù)據(jù)的Moran′s I統(tǒng)計(jì)量均在5%顯著性水平上拒絕了“不存在空間相關(guān)性”的原假設(shè)，即各地區(qū)旅游產(chǎn)業(yè)間存在顯著的空間相關(guān)性，表明江西省旅游發(fā)展存在明顯的空間關(guān)聯(lián)特征。Moran′s I統(tǒng)計(jì)量的檢驗(yàn)值均為正值，說明旅游發(fā)展在空間上具有顯著的正自相關(guān)關(guān)系，旅游發(fā)展較快的地區(qū)具有明顯的空間集聚效應(yīng)。另外，Moran′s I指數(shù)值呈現(xiàn)波動增大態(tài)勢，表明旅游發(fā)展的空間依賴性在不斷加強(qiáng)，區(qū)域旅游產(chǎn)業(yè)集群現(xiàn)象明顯。需要指出的是，2012年旅游發(fā)展的Moran′s I指數(shù)未通過顯著性檢驗(yàn)，可能是源于空間相關(guān)的正負(fù)性恰好相互抵消，檢驗(yàn)結(jié)果在統(tǒng)計(jì)上不顯著，或者是相關(guān)性僅存在于部分區(qū)域，所以不能由此判定任何地區(qū)旅游發(fā)展與鄰近地區(qū)無關(guān)[12]。2005—2015年，經(jīng)濟(jì)增長的Moran′s I指數(shù)值均顯著為正，呈波浪形上升態(tài)勢，表明經(jīng)濟(jì)發(fā)展存在顯著的空間正自相關(guān)性，其空間依賴性和集聚性逐漸增強(qiáng)[2]。

表1 經(jīng)濟(jì)發(fā)展與旅游增長的Moran′s I統(tǒng)計(jì)指數(shù)

2.2 空間面板計(jì)量結(jié)果分析

通過空間自相關(guān)檢驗(yàn)，證實(shí)江西省經(jīng)濟(jì)發(fā)展、旅游增長存在空間相關(guān)性。下面進(jìn)行空間面板計(jì)量模型估計(jì)，以充分說明經(jīng)濟(jì)發(fā)展對旅游增長的空間溢出效應(yīng)。首先，進(jìn)行SAR模型與SEM模型的選擇判斷，表2的空間相關(guān)性檢驗(yàn)表明，無論基于地理距離權(quán)重矩陣，還是基于經(jīng)濟(jì)距離權(quán)重矩陣，LMsar的統(tǒng)計(jì)量都比LMerr的統(tǒng)計(jì)量更顯著，故選擇SAR模型。其次，進(jìn)行固定效應(yīng)模型與隨機(jī)效應(yīng)模型的選擇判斷，Hausman檢驗(yàn)顯示，Hausman統(tǒng)計(jì)量為11.775，伴隨概率為0.0000，所以應(yīng)選擇固定效應(yīng)模型。另外，普通面板數(shù)據(jù)模型Hausman檢驗(yàn)的統(tǒng)計(jì)量為16.9649，伴隨概率為0.0007，檢驗(yàn)結(jié)果與空間面板模型一致，也應(yīng)選擇固定效應(yīng)模型。此外，根據(jù)空間效應(yīng)和時間效應(yīng)的不同控制，本文將空間計(jì)量經(jīng)濟(jì)模型分為4類:無固定效應(yīng)、空間固定效應(yīng)、時間固定效應(yīng)、時間和空間固定效應(yīng)[13]。

表2 空間相關(guān)性檢驗(yàn)

為便于比較，本文同時對傳統(tǒng)面板數(shù)據(jù)模型、SAR模型和SEM模型進(jìn)行估計(jì)。在回歸方法上，普通面板數(shù)據(jù)模型采用最小二乘法（OLS）估計(jì)，SAR模型和SEM模型采用最大似然法（ML）估計(jì)。普通面板數(shù)據(jù)計(jì)量模型估計(jì)應(yīng)用Eviews7.0軟件，SAR模型和SEM模型估計(jì)應(yīng)用Matlab2013a軟件的Spatial econometric模塊及其空間計(jì)量工具包。

結(jié)合式（4）、式（6）、式（7），本文同時進(jìn)行基于地理距離權(quán)重矩陣的普通面板、SAR模型和SEM模型估計(jì)，估計(jì)結(jié)果見表3。在5%顯著性水平上，空間滯后模型（SAR）的空間自回歸系數(shù)ρ和空間誤差模型（SEM）的空間誤差回歸系數(shù)λ均為顯著，且擬合優(yōu)度系數(shù)（R2）、對數(shù)似然值（LogL）均大于普通面板模型，說明模型估計(jì)中必須考慮空間效應(yīng)，OLS估計(jì)欠妥。

表3 地理距離權(quán)重矩陣下經(jīng)濟(jì)發(fā)展與旅游增長空間計(jì)量模型估計(jì)結(jié)果

普通面板數(shù)據(jù)模型解釋變量lnGDP、lnMA、lnIR的系數(shù)均高于空間面板數(shù)據(jù)模型，說明由于忽略空間效應(yīng)的影響,普通面板數(shù)據(jù)模型高估了經(jīng)濟(jì)發(fā)展對旅游增長的作用，但兩者的結(jié)論一致：經(jīng)濟(jì)發(fā)展對旅游增長具有顯著正向促進(jìn)作用。

結(jié)合式（5）至式（7），進(jìn)一步對基于經(jīng)濟(jì)距離權(quán)重矩陣的SAR模型和SEM模型進(jìn)行估計(jì)，估計(jì)結(jié)果見下頁表4。依次比較兩種空間權(quán)重矩陣下SAR和SEM中三種效應(yīng)模型的擬合優(yōu)度（R2）、對數(shù)似然值（LogL）可知（見表3和表4），SAR中三種效應(yīng)模型的各個值均大于SEM模型中的對應(yīng)值，且SAR中時間固定、空間固定和時空固定效應(yīng)模型的各參數(shù)估計(jì)在10%顯著性水平上均顯著，而SEM中三種固定效應(yīng)模型均不同程度存在參數(shù)估計(jì)不顯著。通過綜合分析兩種權(quán)重矩陣下3類固定效模型的極大似然值（logL）、擬合優(yōu)度（R2）以及空間自相關(guān)系數(shù)項(xiàng)、自變量系數(shù)項(xiàng)的顯著性檢驗(yàn)，可以得知，無論在地理距離權(quán)重矩陣下，還是在經(jīng)濟(jì)距離權(quán)重矩陣下，均是SAR模型能更好地?cái)M合2005—2015年間江西省經(jīng)濟(jì)增長、產(chǎn)業(yè)結(jié)構(gòu)、市場化與旅游增長的關(guān)系，所以應(yīng)選擇SAR模型。在SAR模型中，通過比較時空固定效應(yīng)、空間固定效應(yīng)和時間固定效應(yīng)三種模型的系數(shù)，可知時空固定效應(yīng)模型的系數(shù)更大，估計(jì)效果更佳，所以SAR模型時空固定效應(yīng)最優(yōu)。因此，接下來對SAR時空固定效應(yīng)模型作進(jìn)一步分析。

表3顯示，在SAR時空固定效應(yīng)模型中，ρ的統(tǒng)計(jì)值在1%水平上顯著，進(jìn)一步證實(shí)了地區(qū)經(jīng)濟(jì)發(fā)展對旅游增長的空間溢出效應(yīng)顯著。各地區(qū)旅游增長不僅直接受到本地區(qū)經(jīng)濟(jì)發(fā)展的影響，同時還會受到鄰近地區(qū)經(jīng)濟(jì)發(fā)展的“跨界”影響，鄰近地區(qū)經(jīng)濟(jì)發(fā)展會通過空間傳導(dǎo)機(jī)制作用于本地區(qū)旅游產(chǎn)業(yè)，影響旅游增長。另外，在SAR時空固定效應(yīng)模型中，ρ的估計(jì)值顯著為正，表明經(jīng)濟(jì)發(fā)展不僅推動本地區(qū)旅游增長，還通過其正向的空間溢出效應(yīng)，推動周邊地區(qū)的旅游增長。地理鄰近為加強(qiáng)經(jīng)濟(jì)聯(lián)系提供了便利，有利于經(jīng)濟(jì)要素的傳播擴(kuò)散。此外，區(qū)域旅游合作也有利于旅游產(chǎn)業(yè)的空間集聚。表3中SAR時空固定模型估計(jì)顯示，lnGDP、lnMA、lnIR對旅游產(chǎn)業(yè)的影響系數(shù)分別為0.1201、0.2611、0.4048，且在10%水平上均顯著，即在其他條件不變情況下，若地區(qū)經(jīng)濟(jì)增長、經(jīng)濟(jì)結(jié)構(gòu)服務(wù)化水平、市場化水平各增加或提高1%，將正向促進(jìn)旅游產(chǎn)業(yè)增長0.1201%、0.2611%、0.4048%。這源于經(jīng)濟(jì)發(fā)展是國民經(jīng)濟(jì)中各產(chǎn)業(yè)自身發(fā)展、相互關(guān)聯(lián)與擴(kuò)張的結(jié)果，經(jīng)濟(jì)發(fā)展一方面增加了居民收入，刺激了旅游需求，使更多人成為旅游者；另一方面增加了信息交流、人員商貿(mào)往來，擴(kuò)大了對外交流，提高了地區(qū)知名度和影響力，為旅游發(fā)展創(chuàng)造了良好的外部條件，吸引更多旅游者前來旅游，從而有力地推動旅游發(fā)展。同時，lnIR和lnMA的系數(shù)均高于lnGDP，表明經(jīng)濟(jì)結(jié)構(gòu)服務(wù)化、市場化水平對旅游發(fā)展的影響高于經(jīng)濟(jì)增長速度本身。其原因在于，旅游業(yè)發(fā)展到一定程度后，經(jīng)濟(jì)數(shù)量的增長對旅游產(chǎn)業(yè)推動作用有限，影響旅游發(fā)展的經(jīng)濟(jì)因素更突顯在產(chǎn)業(yè)結(jié)構(gòu)和市場化水平上。此時，經(jīng)濟(jì)發(fā)展推動旅游增長的方式應(yīng)由注重?cái)?shù)量的投入轉(zhuǎn)變?yōu)橐再|(zhì)量優(yōu)化為主導(dǎo)，通過加快產(chǎn)業(yè)結(jié)構(gòu)轉(zhuǎn)型升級、加大市場開放力度促進(jìn)旅游產(chǎn)業(yè)發(fā)展。

表4 經(jīng)濟(jì)距離權(quán)重矩陣下經(jīng)濟(jì)發(fā)展與旅游增長空間計(jì)量模型估計(jì)結(jié)果

結(jié)合表3和表4，對地理距離權(quán)重矩陣和經(jīng)濟(jì)距離權(quán)重矩陣下的SAR時空固定效應(yīng)模型進(jìn)行綜合比較分析?？梢?，基于地理權(quán)重的SAR時空固定效應(yīng)模型的擬合優(yōu)度（R2）和極大似然值（logL）都顯著低于下經(jīng)濟(jì)權(quán)重模型的相應(yīng)值，由此可知，在各地區(qū)經(jīng)濟(jì)發(fā)展對旅游增長的影響關(guān)系中，經(jīng)濟(jì)差距的影響要明顯強(qiáng)于相對地理位置的影響。在經(jīng)濟(jì)距離權(quán)重矩陣和地理距離權(quán)重矩陣下，兩種模型的空間自相關(guān)系數(shù)分別為0.3370和0.2510，表明經(jīng)濟(jì)特征與相對地理位置均會正向影響經(jīng)濟(jì)發(fā)展對旅游增長的空間相關(guān)性效應(yīng)，但經(jīng)濟(jì)距離權(quán)重矩陣下的回歸系數(shù)更大。其原因可能是經(jīng)濟(jì)發(fā)展不僅可以增加本地區(qū)旅游投入，提升旅游產(chǎn)品供給能力，推動地區(qū)旅游發(fā)展，還能為鄰近地區(qū)旅游發(fā)展提供客源，輸送更多的旅游者，促進(jìn)旅游“異地消費(fèi)”，這正符合經(jīng)濟(jì)發(fā)達(dá)地區(qū)居民前往經(jīng)濟(jì)欠發(fā)達(dá)地區(qū)開展旅游消費(fèi)的旅游流特征，是旅游產(chǎn)業(yè)向更高層次發(fā)展過程中的“自然現(xiàn)象”，也是旅游發(fā)展的趨勢所在。

3 結(jié)論

本文采用經(jīng)濟(jì)學(xué)較為前沿的空間計(jì)量經(jīng)濟(jì)方法，利用江西省11個地市2005—2015年的面板數(shù)據(jù)，從增長速度、產(chǎn)業(yè)結(jié)構(gòu)、市場化水平三個層面對經(jīng)濟(jì)發(fā)展與旅游增長的相互關(guān)系進(jìn)行了實(shí)證檢驗(yàn)，得到以下結(jié)論：（1）空間自相關(guān)性檢驗(yàn)表明，經(jīng)濟(jì)發(fā)展、旅游發(fā)展存在顯著的空間相關(guān)性特征。在2005—2015年間，兩者的空間相關(guān)性和集聚效應(yīng)均大體上呈現(xiàn)波動上升的態(tài)勢，經(jīng)濟(jì)發(fā)展、旅游發(fā)展的空間依賴性在不斷加強(qiáng)，集聚特征明顯。因此，在考察經(jīng)濟(jì)發(fā)展與旅游增長的相互關(guān)系時必須充分考慮空間效應(yīng)的存在。（2）經(jīng)濟(jì)發(fā)展對旅游增長具有重要的推動作用，并且存在正外部效應(yīng)。即經(jīng)濟(jì)發(fā)展對旅游增長具有顯著空間溢出效應(yīng)，通過地理位置和經(jīng)濟(jì)聯(lián)系對鄰近地區(qū)旅游增長表現(xiàn)出正向的溢出效應(yīng)，本地區(qū)經(jīng)濟(jì)發(fā)展能夠促進(jìn)鄰近地區(qū)旅游增長。（3）增長速度、產(chǎn)業(yè)結(jié)構(gòu)、市場化水平三個經(jīng)濟(jì)要素均對旅游增長具有正向促進(jìn)作用，但產(chǎn)業(yè)結(jié)構(gòu)、市場化水平對旅游增長的推動作用大于增長速度。各地區(qū)經(jīng)濟(jì)發(fā)展對旅游增長的影響關(guān)系中，經(jīng)濟(jì)差距的影響大于相對地理位置的影響。