摘 要：本文通過建立VAR模型，使用ADF檢驗、協(xié)整檢驗、誤差修正模型、脈沖響應(yīng)函數(shù)、方差分解、格蘭杰因果檢驗等計量方法，研究陜西省1991—2021年的經(jīng)濟增長和旅游業(yè)發(fā)展之間的動態(tài)關(guān)系，結(jié)論如下：陜西省經(jīng)濟增長和旅游業(yè)發(fā)展之間存在著長期均衡的協(xié)整關(guān)系；短期存在動態(tài)均衡關(guān)系且由于三個誤差修正項系數(shù)均為負，符合反向修正機制；陜西省經(jīng)濟發(fā)展對旅游業(yè)沖擊影響較大，旅游業(yè)對于經(jīng)濟的發(fā)展雖然也有影響，但是影響力不夠；陜西省經(jīng)濟增長和旅游業(yè)之間存在著雙向因果關(guān)系。因此，本文對陜西省提出如下建議：政府要合理規(guī)劃旅游業(yè)布局，突出陜西旅游特色風(fēng)格，豐富陜西歷史文化內(nèi)涵，完善陜西省旅游業(yè)基礎(chǔ)設(shè)施，繼續(xù)優(yōu)化產(chǎn)業(yè)結(jié)構(gòu)。

關(guān)鍵詞：陜西??；旅游業(yè)；經(jīng)濟增長；協(xié)整關(guān)系；因果關(guān)系

中圖分類號：F061.5；F592.7 文獻標識碼：A 文章編號：2096-0298（2024）07（a）--05

旅游業(yè)作為國民經(jīng)濟的支柱性產(chǎn)業(yè)，是現(xiàn)代行業(yè)的重要組成部分，是人民美好生活的承載體。黨的二十大報告指出，我國目前已經(jīng)進入新發(fā)展階段，貫徹落實新發(fā)展理念，準確構(gòu)建新發(fā)展格局，是目前國家大勢所趨。旅游業(yè)面臨的新發(fā)展階段，不是單純的旅游業(yè)自身發(fā)展與變革，而是要以深化旅游業(yè)供給側(cè)結(jié)構(gòu)性改革為主，充分融合“五位一體”總體戰(zhàn)略布局，來解決發(fā)展不充分不平衡這一核心戰(zhàn)略問題[1]。旅游業(yè)作為一個關(guān)聯(lián)性極強的產(chǎn)業(yè)，有著促進地區(qū)經(jīng)濟發(fā)展、帶動其他產(chǎn)業(yè)結(jié)構(gòu)改革的作用，進而可以達到促進各區(qū)域平衡、協(xié)調(diào)發(fā)展[2]。根據(jù)《統(tǒng)計年鑒》可知，旅游業(yè)可以帶動長途交通、景區(qū)游覽、住宿、餐飲、購物、娛樂、交通、郵電通信等行業(yè)的發(fā)展。

2022年，國務(wù)院出臺的《“十四五”旅游業(yè)發(fā)展規(guī)劃》中提出要推進智慧旅游發(fā)展、加快新技術(shù)應(yīng)用與技術(shù)創(chuàng)新、提高創(chuàng)新鏈綜合效能，構(gòu)建旅游空間新格局、優(yōu)化旅游城市和旅游目的地布局等要求，在這一背景下對于旅游業(yè)的發(fā)展和區(qū)域經(jīng)濟增長的研究，不但有利于深化旅游業(yè)供給側(cè)結(jié)構(gòu)性改革，推動經(jīng)濟增長，拉動內(nèi)需，而且對于各區(qū)域科學(xué)、合理的制定旅游政策也具有深遠的現(xiàn)實意義。

陜西省是中國歷史文化名城，擁有豐富的文化遺產(chǎn)和旅游資源，是中國的旅游大省。根據(jù)2019年統(tǒng)計資料：陜西旅游總?cè)藬?shù)70741萬人次，其中國內(nèi)旅游人數(shù)70249萬人次，同比增長12.24%，國外旅游人數(shù)466萬人次，同比增長6.64%；陜西旅游業(yè)總收入7212億元人民幣，占全省生產(chǎn)總值的27.96％。

本文將對陜西省區(qū)域經(jīng)濟增長和旅游業(yè)發(fā)展之間的因果關(guān)系和互動效益進行探究。

1 文獻綜述

1.1 國外文獻綜述

Oh（2005）使用EG兩步法和雙變量向量自回歸模型得出了韓國不存在旅游業(yè)與經(jīng)濟增長之間的協(xié)整關(guān)系[3]。Salih Katircioglu（2009）對土耳其進行研究時也得到類似的結(jié)論[4]。Ongan和Demiroz（2005）總結(jié)出國際旅游與土耳其經(jīng)濟增長之間存在雙向因果關(guān)系，但是未發(fā)現(xiàn)國際旅游與土耳其經(jīng)濟增長之間存在協(xié)整關(guān)系。Mehmet Balcilar等（2014）根據(jù)南非全樣本向量誤差修正模型的結(jié)果發(fā)現(xiàn)旅游收入與國內(nèi)生產(chǎn)總值之間不存在格蘭杰因果關(guān)系[5]。Juan Gabriel Brida等（2007）基于墨西哥季度數(shù)據(jù)，使用協(xié)整檢驗和格蘭杰因果檢驗得出旅游業(yè)發(fā)展會導(dǎo)致經(jīng)濟增長[6]。Ebru（2012）等通過研究1995—2008年135個國家的面板數(shù)據(jù)，得出歐洲旅游收入和國內(nèi)生產(chǎn)總值之間存在雙向因果關(guān)系[7]。

1.2 國內(nèi)文獻綜述

毛麗娟等（2021）通過研究發(fā)現(xiàn)旅游業(yè)的發(fā)展在初期會帶動經(jīng)濟增長，但隨著旅游業(yè)發(fā)展對經(jīng)濟增長的邊際貢獻逐漸下降[8]。張倩等（2018）對陜西地區(qū)的研究發(fā)現(xiàn)在短期內(nèi)經(jīng)濟增長是國內(nèi)旅游的格蘭杰原因[9]。魯欣等（2021）得出旅游業(yè)發(fā)展會顯著促進地區(qū)經(jīng)濟的增長，且呈現(xiàn)出顯著的空間溢出效應(yīng)[10]。于婷婷等（2020）認為旅游業(yè)對于中國三大區(qū)域城市的經(jīng)濟收入提高存在明顯差異[11]。孫軍（2019）分析得出旅游具有協(xié)調(diào)區(qū)域經(jīng)濟發(fā)展的能力，且推動區(qū)域經(jīng)濟協(xié)調(diào)發(fā)展的關(guān)鍵所在是全國人均收入水平的不斷上升[12]。汪彬等（2017）發(fā)現(xiàn)旅游業(yè)會對區(qū)域經(jīng)濟增長有明顯促進效果，但是促進效果的強弱有地域性區(qū)別[13]。

2 變量選取、數(shù)據(jù)處理

2.1 變量選取

本文的數(shù)據(jù)信息來源于《國家統(tǒng)計年鑒》《陜西統(tǒng)計年鑒》，選取時間跨度為1991—2021年，30年的時間跨度在實證分析中更具說服力。本文使用陜西省國內(nèi)旅游收入（DT）和陜西省國內(nèi)游客人數(shù)（DTR）來衡量旅游業(yè)發(fā)展，使用陜西省生產(chǎn)總值（GDP）來代表陜西地區(qū)的經(jīng)濟增長水平。

2.2 數(shù)據(jù)處理

為了消除變量可能存在的異方差問題，并且保留數(shù)據(jù)的原本特性，本文對數(shù)據(jù)進行對數(shù)化處理，處理后的數(shù)據(jù)記為LNGDP、LNDT、LNDTR。

3 實證分析

3.1 平穩(wěn)性檢驗（ADF檢驗）

在研究時間跨度較長的時間序列時，為了防止研究結(jié)果出現(xiàn)“偽回歸”現(xiàn)象，會對數(shù)據(jù)進行平穩(wěn)性檢驗[14]。因此，本文采用ADF單位根檢驗法，對LNGDP、LNDT、LNDTR及其一階差分數(shù)據(jù)D（LNGDP）、D（LNDT）、D（LNDTR）進行平穩(wěn)性檢驗，結(jié)果如表1所示。

由表1可知，原數(shù)據(jù)的陜西省生產(chǎn)總值LNGDP、陜西省國內(nèi)旅游收入LNDT、陜西省國內(nèi)游客人數(shù)LNDTR的ADF檢驗值均大于其各自的1%、5%、10%的臨界值水平，都無法拒絕原假設(shè)，屬于不平穩(wěn)序列。對于他們各自的一階差分序列陜西省國內(nèi)旅游收入D（LNGDP）在10%的臨界值水平下為平穩(wěn)序列，陜西省國內(nèi)旅游收入D（LNDT）、陜西省國內(nèi)游客人數(shù)D（LNDTR）在1%的臨界值水平下為平穩(wěn)序列，即該三個變量為一階單整序列，記為I（1），滿足進行協(xié)整分析的前提。

3.2 向量自回歸模型建立（VAR模型）

不平穩(wěn)的時間序列進行協(xié)整檢驗時有兩種方法，一種是EG兩步法，該方法只能對一個因變量和一個自變量之間的關(guān)系做協(xié)整檢驗，另一種是Johansen檢驗法，該方法可以對一個變量和多個自變量進行協(xié)整分析，由于本文有兩個自變量，因此選用Johansen檢驗法進行分析，而在進行分析之前，要先建立VAR模型，并確定模型的最優(yōu)滯后期，根據(jù)Eviews10的滯后長度準則，最終可繪制表2模型滯后期。

如表2所示，由LR、SC、HQ三個統(tǒng)計量同時選擇了滯后1期，可確定VAR模型的滯后期為1期。

3.3 協(xié)整檢驗（Johansen檢驗）

如果VAR模型的最優(yōu)滯后期為1期，那么進行協(xié)整檢驗時將滯后期設(shè)定為0期，在滯后期設(shè)定為滯后0期的情況下，采用跡檢驗和最大特征值檢驗來確定陜西省生產(chǎn)總值D（LNGDP）、陜西省國內(nèi)旅游收入D（LNDT）、陜西省國內(nèi)游客人數(shù)D（LNDTR）之間的協(xié)整關(guān)系，結(jié)果如表3、表4所示。

由表3可知，在10%的臨界值下，跡統(tǒng)計量28.4867＞臨界值27.067，跡統(tǒng)計量8.9972＜10%臨界值13.4288，跡統(tǒng)計量2.0285＜10%臨界值2.7055，存在一個協(xié)整關(guān)系。

由表4可知，最大特征值統(tǒng)計量19.4895＞10%臨界值18.8928，最大特征值統(tǒng)計量6.9687＜10%臨界值12.2965，最大特征值統(tǒng)計量2.0285＜10%臨界值2.7055，存在一個協(xié)整關(guān)系。

因此，由跡統(tǒng)計量和最大特征值統(tǒng)計量可知，陜西省生產(chǎn)總值D（LNGDP）、陜西省國內(nèi)旅游收入D（LNDT）、陜西省國內(nèi)游客人數(shù)D（LNDTR）三者之間存在著長期的協(xié)整關(guān)系。它們之間的長期均衡方程式為D（LNDT）=1.027177D （LNGDP）+0.224286D（LNDTR）-4.717375，該方程式揭示了陜西省的國內(nèi)游客人數(shù)每增長1個百分點，陜西省生產(chǎn)總值就增長1.027177個百分點，這個結(jié)論與大多數(shù)學(xué)者的研究一致，說明了陜西省的經(jīng)濟增長和旅游業(yè)之間存在著動態(tài)平衡。

3.4 向量誤差修正模型（VECM模型）

協(xié)整檢驗得出了三個變量存在長期的均衡關(guān)系，但是眾所周知，均衡是非常態(tài)的，常態(tài)是非均衡的，因此本文通過向量誤差修正模型（VECM模型）來進一步分析長期均衡關(guān)系和短期波動的調(diào)整過程。由于VAR模型的最優(yōu)滯后期為1期，那么在進行向量誤差修正模型時將滯后期設(shè)定為0期。

由數(shù)據(jù)結(jié)果可知，當陜西省國內(nèi)旅游收入偏離長期均衡時，在下一期這種偏離度會有42.76%得到修正，當陜西省生產(chǎn)總值偏離長期均衡時，在下一期這種偏離度會有12.05%得到修正，當陜西省國內(nèi)游客人數(shù)偏離長期均衡時，在下一期這種偏離度會有23.14%得到修正，由此可以看出陜西省旅游業(yè)和陜西省區(qū)域經(jīng)濟增長之間存在著動態(tài)均衡關(guān)系。

3.5 脈沖響應(yīng)分析

為了進一步分析VAR模型中的變量對現(xiàn)在和未來產(chǎn)生的影響，本文通過對陜西省生產(chǎn)總值D（LNGDP）、陜西省國內(nèi)旅游收入D（LNDT）、陜西省國內(nèi)游客人數(shù)D（LNDTR）施加一個標準差的沖擊，來分析他們的脈沖響應(yīng)。

由數(shù)據(jù)結(jié)果可知，D（LNGDP）受自身沖擊影響較大且一直為正向影響，在第5期達到最大后，逐漸下降。D（LNDT）對D（LNGDP）的沖擊在前2期為正向影響，之后為負向影響，在第9期達到最大后，負向影響逐漸下降。D（LNDTR）對D（LNGDP）的沖擊始終為負向影響，并且緩慢增長一定時期后保持不變。這說明陜西省生產(chǎn)總值受陜西省國內(nèi)旅游收入和陜西省國內(nèi)游客人數(shù)的影響較小，受自身沖擊影響較大。

D（LNDT）受自身的沖擊在第1期達到最大，之后逐漸下降，在第5期出現(xiàn)負向影響，并且影響逐漸降低，整體來看負向影響呈主導(dǎo)地位。D（LNGDP）對D（LNDT）的沖擊始終是正向影響，在第6期達到最大，之后逐漸下降。D（LNDTR）對D（LNDT）的沖擊除了第1期為零，之后始終是負向影響，并且影響逐漸增大，但是整體影響較為微弱。這說明陜西省的國內(nèi)旅游收入受陜西省生產(chǎn)總值的影響較大，受陜西省國內(nèi)游客人數(shù)影響較小。

D（LNDTR）對自身前12期沖擊為正向影響，12期之后為負向影響。D（LNDT）對D（LNDTR）的沖擊趨勢與D（LNDTR）對自身沖擊趨勢相同，但是D（LNDT）對D（LNDTR）沖擊的影響大于D（LNDTR）對自身沖擊的影響。D（LNGDP）對D（LNDTR）的沖擊始終為正向影響，在第6期達到最大后逐漸下降。這說明陜西省的國內(nèi)游客人數(shù)受陜西省生產(chǎn)總值的影響較大，受陜西省國內(nèi)旅游收入的影響為前期較大后期逐漸減小。

3.6 方差分解

為了分析每一個變量所受到其他變量沖擊的百分比，進一步研究陜西省生產(chǎn)總值D（LNGDP）、陜西省國內(nèi)旅游收入D（LNDT）、陜西省國內(nèi)游客人數(shù)D（LNDTR）三者之間的交互關(guān)系，進一步評價不同結(jié)構(gòu)沖擊的重要程度，本文基于已經(jīng)建立的VAR模型，選擇10期作為方差分解的滯后期。

由結(jié)果可知，D（LNGDP）第一期就受到自身波動和D（LNDTR）的沖擊。受自身波動的沖擊在第2期達到最高峰約為96.35%，之后逐漸下降到第10期約為89.51%，總體來看，占比較大。受D（LNDT）的沖擊從第2期開始穩(wěn)步上升，到第10期達到約9.12%。受D（LNDTR）的沖擊影響一直呈上升趨勢，但是影響較小。這說明陜西省國內(nèi)游客人數(shù)和陜西省國內(nèi)旅游收入對陜西省生產(chǎn)總值的貢獻度較小，陜西省國內(nèi)旅游收入對陜西省生產(chǎn)總值的貢獻度大于陜西省國內(nèi)游客人數(shù)的貢獻度。

在第1期D（LNDT）的波動只受自身波動的影響，D（LNGDP）與D（LNDTR）對D（LNDT）波動的沖擊從第2期才顯現(xiàn)出來。D（LNDT）對自身沖擊的影響從第2期開始逐漸下降，一直到第10期的約55.96%。而D（LNGDP）對D（LNDT）沖擊的影響在第2期開始逐漸增大，一直到第10期的約43.01%。D（LNDTR）對D（LNDT）的沖擊雖然一直在逐漸增大但是影響非常微弱，到第10期仍然只有約0.997%。這說明陜西省生產(chǎn)總值對陜西省國內(nèi)旅游收入的貢獻度逐漸增強，而陜西省國內(nèi)游客人數(shù)對陜西省國內(nèi)旅游收入的貢獻度非常微弱。

D（LNDTR）在第1期就受到來自自身、D（LNGDP）、D（LNDT）的波動沖擊。其中受自身的沖擊影響較小，從第1期開始逐漸上升到第4期的12.29%，之后一直下降，直到第10期的9.97%。受D（LNGDP）的影響從第1期的0.63%穩(wěn)步上升到第10期的42.74%。受D（LNDT）的沖擊從第1期的91.05%下降到第10期的47.29%。這說明陜西省國內(nèi)游客人數(shù)受到自身的影響較小，而受到陜西省國內(nèi)旅游收入、陜西省生產(chǎn)總值的貢獻度較大，但是陜西省生產(chǎn)總值的貢獻度在逐步上升，陜西省國內(nèi)旅游收入的貢獻度逐步下降。

由以上分析可以看出，陜西省生產(chǎn)總值（陜西省經(jīng)濟發(fā)展）對旅游業(yè)的貢獻較為顯著，主要是陜西省經(jīng)濟的發(fā)展導(dǎo)致交通設(shè)施日益完善，推動了景區(qū)景點、住宿、餐飲、購物、娛樂等方面的建設(shè)，為旅游業(yè)的興盛提供了保障，但是旅游業(yè)對于經(jīng)濟的發(fā)展貢獻度較低，這可能是由于陜西省旅游業(yè)與陜西省經(jīng)濟結(jié)構(gòu)不配，缺乏轉(zhuǎn)型升級的驅(qū)動力。

3.7 格蘭杰因果檢驗（Granger因果檢驗）

陜西省生產(chǎn)總值、國內(nèi)旅游收入、陜西省國內(nèi)游客人數(shù)三者之間存在協(xié)整關(guān)系，為了進一步探究它們之間的因果關(guān)系，需要用Granger因果檢驗予以驗證。

由結(jié)果可知，在10%的顯著性水平下，拒絕D（LNGDP）不是D（LNDT）的Granger原因的原假設(shè)，拒絕D（LNDT）不是D（LNGDP）的Granger原因的原假設(shè)，即D（LNGDP）和D（LNDT）之間存在雙向因果關(guān)系，在10%的顯著性水平下，接受D（LNDTR）不是D（LNDT）的Granger原因的原假設(shè)，接受D（LNDT）不是D（LNDTR）的Granger原因的原假設(shè)，即D（LNDT）和D（LNDTR）之間不存在因果關(guān)系，在10%的顯著性水平下，拒絕D（LNDTR）不是D（LNGDP）的Granger原因的原假設(shè)，拒絕D（LNGDP）不是D（LNDTR）的Granger原因的原假設(shè)，即D（LNGDP）和D（LNDTR）之間存在雙向因果關(guān)系。這說明陜西省經(jīng)濟發(fā)展會推動旅游業(yè)的建設(shè)，旅游業(yè)又會反過來促進陜西省經(jīng)濟的發(fā)展。

4 結(jié)論及啟示

4.1 結(jié)論

本文通過建立VAR模型，使用ADF檢驗、協(xié)整檢驗、誤差修正模型、脈沖響應(yīng)函數(shù)、方差分解、格蘭杰因果檢驗等計量方法，研究陜西省1991—2021年的經(jīng)濟增長和旅游業(yè)發(fā)展之間的動態(tài)關(guān)系，并得出如下結(jié)論。

（1）基于協(xié)整檢驗，陜西省經(jīng)濟增長和旅游業(yè)發(fā)展之間存在著長期均衡的協(xié)整關(guān)系，即陜西省的國內(nèi)游客人數(shù)每增長1個百分點，陜西省生產(chǎn)總值就增長1.027177個百分點。

（2）基于誤差修正模型，兩者之間存在短期動態(tài)均衡關(guān)系。由于三個方程的修正項系數(shù)均為負，符合反向修正機制，即當陜西省國內(nèi)旅游收入偏離長期均衡時，在下一期這種偏離度會有42.76%得到修正，當陜西省生產(chǎn)總值偏離長期均衡時，在下一期這種偏離度會有12.05%得到修正，當陜西省國內(nèi)游客人數(shù)偏離長期均衡時，在下一期這種偏離度會有23.14%得到修正。

（3）基于脈沖響應(yīng)函數(shù)，陜西省國內(nèi)生產(chǎn)總值受自身沖擊影響較大，且都是正向影響，而受陜西省國內(nèi)旅游收入和陜西省國內(nèi)游客人數(shù)的沖擊影響較小，且基本以負向影響為主。陜西省國內(nèi)旅游收入受自身的沖擊在第5期出現(xiàn)負向影響，并且影響逐漸降低，受陜西省國內(nèi)生產(chǎn)總值的沖擊始終是正向影響，且在第6期達到最大，受陜西省國內(nèi)游客人數(shù)的沖擊始終是負向影響，并且影響逐漸增大，但是整體影響較為微弱。陜西省國內(nèi)游客人數(shù)受自身沖擊的影響表現(xiàn)為先正后負，受陜西省國內(nèi)旅游收入沖擊的影響，與受自身沖擊的影響趨勢相同，受國內(nèi)生產(chǎn)總值的沖擊始終是正向影響且在第6期達到最大。

（4）基于方差分解，陜西省國內(nèi)生產(chǎn)總值受自身影響最大，受其余兩者影響較小。陜西省國內(nèi)旅游收入主要受自身和陜西省國內(nèi)生產(chǎn)總值的影響，分別約為56%和43%。陜西省國內(nèi)游客人數(shù)主要受陜西省國內(nèi)旅游收入和陜西省國內(nèi)生產(chǎn)總值的影響，分別約為47%和43%。這說明陜西省經(jīng)濟發(fā)展對旅游業(yè)的貢獻較為顯著，旅游業(yè)對于經(jīng)濟的發(fā)展雖然也有貢獻，但是貢獻度較低。

（5）基于格蘭杰因果檢驗，陜西省國內(nèi)生產(chǎn)總值和陜西省國內(nèi)旅游收入之間存在雙向因果關(guān)系，陜西省國內(nèi)旅游收入和陜西省國內(nèi)游客人數(shù)之間不存在因果關(guān)系，陜西省國內(nèi)生產(chǎn)總值和陜西省國內(nèi)旅游收入之間存在雙向因果關(guān)系。陜西省經(jīng)濟增長和旅游業(yè)之間存在著雙向因果關(guān)系，陜西省經(jīng)濟發(fā)展會推動旅游業(yè)的建設(shè)，旅游業(yè)又會反過來促進陜西省經(jīng)濟的發(fā)展。

4.2 啟示

（1）因為陜西省旅游業(yè)和經(jīng)濟增長之間存在著協(xié)整關(guān)系，所以要促進兩者之間協(xié)同發(fā)展，政府可以合理規(guī)劃旅游業(yè)布局，突出陜西旅游特色風(fēng)格，豐富陜西歷史文化內(nèi)涵，并且完善陜西省旅游業(yè)基礎(chǔ)設(shè)施，提高旅游業(yè)從業(yè)者的基本職業(yè)素養(yǎng)[14]。陜西省可以逐漸提高旅游業(yè)在省內(nèi)產(chǎn)業(yè)的比重，將經(jīng)濟重心向旅游業(yè)傾斜。

（2）目前陜西省經(jīng)濟發(fā)展對旅游業(yè)的推動較大，說明陜西省內(nèi)關(guān)于旅游的硬件設(shè)施還有完善的空間，政府可以加大旅游業(yè)的經(jīng)濟投入，繼續(xù)優(yōu)化產(chǎn)業(yè)結(jié)構(gòu)，充分發(fā)揮旅游業(yè)在第三產(chǎn)業(yè)中的主導(dǎo)地位，推進景區(qū)景點、住宿、餐飲、購物、娛樂等方面的建設(shè)。

（3）陜西省旅游業(yè)對經(jīng)濟發(fā)展貢獻度較低，可以通過開發(fā)旅游資源，挖掘本地優(yōu)勢資源，開發(fā)新的旅游景點和旅游產(chǎn)品，滿足游客不斷變化的需求以此吸引更多的游客前來消費。同時促進旅游與其他產(chǎn)業(yè)融合發(fā)展，將旅游業(yè)與文化、體育、農(nóng)業(yè)等其他產(chǎn)業(yè)相結(jié)合，提高旅游消費的多樣性和可持續(xù)性[15]。

參考文獻

嚴旭陽.中國旅游發(fā)展筆談： 新時代中國旅游發(fā)展戰(zhàn)略[J].旅游學(xué)刊，2018，33（10）：1.

王星勻.區(qū)域經(jīng)濟增長與產(chǎn)業(yè)結(jié)構(gòu)優(yōu)化研究： 評《中國區(qū)域經(jīng)濟發(fā)展質(zhì)量研究》[J].當代財經(jīng)，2022（6）：2+149.

Oh C-O.The Contribution of Tourism Development to Economic Growth in the Korean Economy[J].Tourism Management，2005（26）：39-44.

Katircioglu S T.Revisiting the Tourism-led-growth Hypothesis for Turkey Using the Bounds Test and Johansen Approach for Cointergration[J].Tourism Management，2009（30）：17-20.

BALCILAR M， EYDEN R，INGLESILOTZ R，et al.Time -VARying linkages between tourism receipts and economic growth in South Africa[J]. Applied economics，2014（36）：4381-4398.

Brida J G，Carrera E，Risso W.A.Tourism’s Impact on long-run Mexican Economic Growth[J].Economics Bulletin，2008（7）：1-10.

Ebru ?a?layan.Relationship between Tourism and Economic Growth： A Panel Granger Causality Approach6[J].Asian Economic and Financial Review 2012（5）：591-602

毛麗娟，夏杰長.旅游業(yè)發(fā)展對區(qū)域經(jīng)濟增長影響研究[J].河海大學(xué)學(xué)報（哲學(xué)社會科學(xué)版），2021，23（3）：71-79+107-108.

張倩，王立平，王文博.旅游業(yè)發(fā)展與經(jīng)濟增長的動態(tài)關(guān)系研究： 以陜西省為例[J].管理學(xué)刊，2018，31（5）：34-45.

魯欣，周成，夏骕鹔.旅游業(yè)發(fā)展對資源型地區(qū)經(jīng)濟增長的空間效應(yīng)[J].經(jīng)濟問題，2023（3）：122-129.

于婷婷，左冰，宋玉祥，等.中國旅游業(yè)發(fā)展對區(qū)域經(jīng)濟效率的影響： 基于中國283個地級市的實證證據(jù)[J].地理研究，2020，39（6）： 1357-1369.

孫軍.旅游業(yè)協(xié)調(diào)中國區(qū)域經(jīng)濟發(fā)展研究[J].現(xiàn)代經(jīng)濟探討，2019（8）：35-43.

汪彬，陳耀.國內(nèi)旅游業(yè)發(fā)展與區(qū)域經(jīng)濟增長： 基于中國285個地級市的實證研究[J].經(jīng)濟問題探索，2017（12）：62-72.

張愛儒.青海省旅游業(yè)發(fā)展對區(qū)域經(jīng)濟增長的影響[J].統(tǒng)計與決策，2009（15）：97-98.

王發(fā)莉，詹萬里，圖登克珠.民族地區(qū)旅游產(chǎn)業(yè)與區(qū)域經(jīng)濟的耦合協(xié)調(diào)度分析：以西藏地區(qū)為例[J].西藏大學(xué)學(xué)報（社會科學(xué)版），2022，37（4）：205-212.