基于面板数据的旅游经济效应空间分异及优化研究_以山东省为例_周霓_熊爱华

地理科学

Vol.36No.2Feb.,2016

ScientiaGeographicaSinica

周霓，熊爱华.基于面板数据的旅游经济效应空间分异及优化研究——以山东省为例[J].地理科学,2016,36(2):289-295.[ZhouNi，XiongAihua.APanelDataStudyontheSpatialDissimilarityofTourismEconomicEffectandImprovementMeasures:TakingShandongProvinceasaCase.ScientiaGeographicaSinica,2016,36(2):289-295.]doi:10.13249/j.cnki.sgs.2016.02.016

基于面板数据的旅游经济效应空间

分异及优化研究

——以山东省为例

周霓，熊爱华

（山东财经大学工商管理学院，山东济南250014）

摘要：摘要依据2000~2012年山东省17个地市的GDP和旅游总收入数据，构建面板数据模型，用定量的方法测度山东省17个地市的旅游业发展和经济增长之间是否存在长期协整关系，并对存在协整关系的地市进一步进行Granger因果检验和面板数据模型回归分析。结果表明:①山东省东中西三大地域板块旅游经济效应空间分异现象明显，东部地区的旅游总收入已经成为了经济增长的Granger因，旅游业发展已经对经济增长起到了良好的推动作用，青岛和烟台的旅游总收入和经济增长已经存在双向Granger因果关系；②中部地区的经济增长是旅游总收入增长的Granger因，经济增长对旅游业发展起到了保障和助推的双重作用，特别是东营和枣庄已经成为山东省旅游业发展的新亮点；③西部地区的经济增长和旅游总收入之间尚未形成协整关系。根据研究结果，给出山东省旅游业均衡、健康发展的建议和对策。

关键词：关键词山东省；协整检验；旅游经济效应；空间分异；优化中图分类号：中图分类号F590

文献标识码：文献标识码A

文章编号：文章编号1000-0690(2016)02-0289-07

旅游经济效应空间分异现象是当前区域经济研究领域备受关注的热点问题，受到国内外学者的普遍关注。国外学者从19世纪开始就已经对旅游业经济效应展开了理论研究和实践分析[1]，对旅游经济效应的空间问题的关注则可以追溯至20世纪70年代，研究表明，旅游业的关联效应较强，对发展中国家和贫困地区的经济增长具有明显的拉动作用[2~5]；但有时也会因为旅游资源禀赋、区位差异、交通条件、经济基础、供需不均、基础设施等问题而导致旅游业发展的区域非均衡，并进而导致区域间经济差异加剧现象的出现[6,7]。

相对于国外的学术研究，国内的研究起步略晚，但起点较高，研究的深入速度也很快，理论探索、研究领域、研究方法都不断充实丰富，研究的成果也颇为丰硕。如在研究区域范围上，既有国家宏观层面，也有省域和省内中微观层面，对中国旅游经济空间分异现象进行了三大地带、特定流

域区、地缘相近区域、省际和省内层面上的实证研究[8~12]。在研究对象上，既有国际旅游层面（以入境旅游的研究为主），也有国内旅游层面[13~15]。在研究方法上也不断突破，主要采用标准差、区位商、核密度、变异系数、变差系数、泰尔指数等指标及二阶段嵌套分解等方法[16,17]。但也存在一些不足：①研究领域多集中在宏观、中观层面，深入分析省内旅游经济空间分异、非均衡发展原因的微观层面的研究成果不够丰富。②研究方法和研究理论大部分还是集中在传统的地理领域，对经济学、管理学等其他学科的研究方法借鉴不足，交叉性研究方法有待拓展。鉴于此，本文尝试运用经济学研究领域的面板数据模型、协整分析和Granger因果检验等研究方法对山东省全省及17个地市的旅游经济空间分异现象进行深入剖析，科学地估算各地市旅游业发展对经济增长的影响效应，以期找出整体提高山东省旅游经济效应水平的发展对

收稿日期2015-02-27；收稿日期：修订日期：修订日期2015-08-30

基金项目：基金项目国家社科基金青年项目（12CJY044）资助。[Foundation:TheNationalSocialScienceYouthFund(12CJY044).]作者简介：作者简介周霓（1974-），女，江西九江人，讲师，研究方向：旅游经济。E-mail:sdzhou2008@163.com

290地理科学36卷

策，为相关决策制定提供科学依据。号分别代表其相应指标：TR代表不变价格旅游总收入；N代表不变价格国内旅游收入；F代表不变价格旅游外汇收入；G代表不变价格地区生产总值。1.2研究方法

本文主要采用面板数据模型和格兰杰因果检验等研究方法来进行定量测度。

格兰杰因果检验是J.Granger在1969年提出的[22]，通过辨识2个随机变量之间的先导-滞后关系，进而来判断其因果关系，模型为：

Yt=α+∑βiYt-i+∑γjXt-j+μt

m

n

i=1

j=0

1数据的选取处理、研究区域和研究方法

1.1数据的选取数据的选取、、预处理和研究区域

本文选取山东省17个地级市（济南市、青岛市、烟台市、威海市、淄博市、潍坊市、东营市、泰安市、济宁市、日照市、临沂市、枣庄市、德州市、聊城市、滨州市、菏泽市、莱芜市）的“旅游总收入”作为代表旅游经济的发展指标，选取各地市的GDP作为代表地区经济的发展指标，同时选取“国内旅游收入”和“旅游外汇收入”作为综合考量指标。原始数

[18]据来源于2001~2012年的《山东省统计年鉴》、《山[19]东省旅游统计便览》和山东省17地市的《国民经[20]济和社会发展统计公报》。同时为了能够更加深

(1)

式中，X代表旅游总收入，Y代表地区生产总值，α、β、γ为参数，μ为随机变量，t为时间趋势项，i和j为

滞后期数。

入地分析山东省内旅游经济发展的地区间差异，综合考量山东省自然地理情况、旅游业发展情况及经济区划经验[21]，本文将山东省分为东、中、西3个地带。其中，东部地带包含地市为青岛、烟台、威海、日照；中部地带包含地市为济南、淄博、潍坊、泰安、东营、枣庄、临沂、莱芜；西部地带包含地市为济宁、菏泽、聊城、德州、滨州（图1）。

2实证分析与模型回归结果

2.1单位根检验

要对随机变量进行格兰杰因果检验，首先要保证其为平稳的时间序列数据。如果不能达到该要求，则有可能出现“虚假回归”现象，所以首先需要对该序列数据进行平稳性检验，为保证结果真实可靠，本文分别用相同单位根检验

（即Levin-Lin-Chu，简称LLC）和扩展单位根检验（Fisher-ADF）来进行不变价格旅游总收入（TR）和不变价格地区生产总值GDP（G）2组变量的检验，检验结果如表1所示。

表1

相同单位根(LLC)和扩展单位根(Fisher-ADF)检验结果

Table1ThetestresultsofLLCandFisher-ADF

检验方法扩展单位根检验LLC检验相同单位根检验Fisher-ADF检验

G(t&i)Prob.0.0096Prob.0.9907

TR(t&i)DG(t&i)DTR(t&i)Prob.0.0000Prob.0.8578

Prob.0.0000Prob.0.0000

Prob.0.0000Prob.0.0000

图1研究区及山东省地带划分

Fig.1ThestudyareaanddistributionofzonesinShandong

注：t为趋势项，i为截距项，D为一阶差分；TR为旅游总收入，G为GDP。

本文运用计量经济分析软件Eviews8.0来进行数据的分析和处理。进行实证分析前，对原始数据进行了预处理：首先，为了消除价格因素的影响，运用GDP平减指数（以2001年为基期）对各地市的地区生产总值和旅游总收入进行了相应的转换；其次，将旅游外汇收入按照对应年份的美元与人民币的年平均汇率换算成人民币。并用下列符

从表1可以看出，检验结果显示，在5%的显著水平上，旅游总收入和GDP变量在Fisher-ADF检验方法中均未能拒绝“存在单位根”的原假设，2组变量均为非平稳；而继续对这2组变量的一阶差分序列进行检验后，结果显示DG和DTR变量在2种检验方法中均拒绝“存在单位根”的原假设。由此

2期周霓等：基于面板数据的旅游经济效应空间分异及优化研究291

可以判断，旅游总收入和GDP变量均为一阶单整序列平稳，可以对这2组变量进行协整分析。2.2旅游总收入和GDP的协整关系检验

鉴于上述检验结果，我们需要对上述2组序列进行协整检验来继续研判它们是否存在长期均衡关系，检验结果如表2所示。

表2检验结果显示，在10%的显著水平上，山东省全省的旅游总收入和GDP之间存在协整关系。而各地市的检验结果也显示，除了西部5个地市以外，其余中东部12个地市的旅游总收入和GDP之间均存在协整关系。

2.3旅游总收入和GDP面板数据的格兰杰因果关系检验

通过上述的协整检验，证明了山东省部分地市的旅游总收入和GDP之间存在协整关系，但如何判断两者之间是否存在因果关系，还需要进一步通过格兰杰因果检验来验证。

本文选择对存在协整关系的12个地市进行格兰杰因果检验。其结果如表3所示（本文选择5%

的显著水平，滞后阶数分别为1~3阶）。

由表3可知：

第一，在5%的显著水平上，山东省全省的旅游总收入和GDP增长互为Granger因果关系。

第二，东部地带的青岛、烟台2个城市的旅游总收入增长和GDP增长互为Granger因果关系；威海、日照2个城市的旅游总收入增长是GDP增长的Granger原因。

第三，中部地带的济南、枣庄、东营、潍坊、泰安5个城市的GDP增长是旅游总收入增长的Granger原因。

在5%的显著水平上，淄博、临沂、莱芜3个城市的数据值未能通过格兰杰因果关系检验，故在表3中未列出。但是由于这3个城市均通过了协整关系检验，因此将继续对其进行回归分析。2.4旅游总收入与经济增长面板数据模型回归结果

根据F检验的结果来判定该采用何种类型的面板数据模型。本文中N=17，T=12，k=1,据此建立模型并得到S1=362036.4,S2=819550,S3=692831.1，

表2面板数据旅游总收入和GDP的协整关系检验结果

Table2Thecointegrationrelationshiptestresultsof“TourismIncome”and“GDP”

检验面板数据：TR和G

假设协整关系数量不存在协整关系最多存在1个协整关系假设：不存在协整关系地区济南青岛淄博枣庄东营烟台潍坊济宁泰安威海日照莱芜临沂德州聊城滨州菏泽

14.938417.443318.151120.810720.549335.472213.511911.174224.199214.473817.606820.082031.022413.676611.45986.86769.7866

0.06050.02510.01940.00720.00790.00000.09730.20100.00190.07080.02370.00950.00010.09220.18470.59310.2975

14.915813.711817.976720.767719.897527.275413.296611.174223.702813.726017.416920.049830.742110.825611.27616.86606.3151

0.03940.06100.01240.00410.00580.00030.07070.14570.00120.06070.01540.00550.00010.16320.14090.50510.5731

Fisher统计量Trace检验134.637.56

概率（P）0.00000.3092

Fisher统计量Max-eigen检验

134.937.56

概率（P）0.00000.3092

292地理科学36卷

表3旅游总收入和GDP的格兰杰因果关系检验结果

Table3TheGrangercausalitytestresultsof“tourismincome”and“GDP”

假设

TR（全省）不是G（全省）的Granger原因G（全省）不是TR（全省）的Granger原因G（济南）不是TR（济南）的Granger原因G（青岛）不是TR（青岛）的Granger原因TR（青岛）不是G（青岛）的Granger原因G（枣庄）不是TR（枣庄）的Granger原因G（东营）不是TR（东营）的Granger原因G（烟台）不是TR（烟台）的Granger原因TR（烟台）不是G（烟台）的Granger原因G（潍坊）不是TR（潍坊）的Granger原因G（泰安）不是TR（泰安）的Granger原因TR（威海）不是G（威海）的Granger原因TR（日照）不是G（日照）的Granger原因

滞后阶数

1111311131112

F统计量11.72309.74516.652310.457035.79195.80859.41959.406269.47626.879211.28735.67095.9614

伴随概率0.00070.00210.03270.01200.02730.04250.01540.01540.01420.03050.00990.04450.0475

结论拒绝拒绝拒绝拒绝拒绝拒绝拒绝拒绝拒绝拒绝拒绝拒绝拒绝

根据计算得到F1=13.42>F0.05(16,170),F2=4.85>F0.05(32,170)，F1和F2均大于临界值，所以均拒绝原假设H1和H2，即应该建立变系数模型。面板数据变系数模型中有固定效应模型和随机效应模型，本文将先进行Hausman检验，Hausman提出先建立随机模型，其原假设为“随机影响模型中个体影响与解释变量不相关”，再对原假设进行检验。Haus-man检验结果如表4所示。

表4

检验结果随机截距项

响模型的回归分析结果如表5和图2所示：

通过表5得到的旅游总收入与经济增长关系系数回归结果，我们可以得出以下结论：

第一，山东省全省的旅游总收入与经济增长关系系数为4.087，这说明山东省的旅游总收入每增长1元人民币，就会带动GDP同向增长4.09元人民币。可见，山东省旅游业的发展对国民经济能够起到较强的拉动作用。

第二，在5%的显著水平上，威海和莱芜2个城市回归结果的p值均大于5%，未能通过t检验，故将威海和莱芜作为奇异值，不对其继续进行分析。

Hausman检验结果

χ2自由度

Table4TheHausmantestresultsχ2统计量

伴随概率（p）0.0000

第三，其余的10个地市的旅游总收入回归系数均为正值，均与经济增长呈现出明显的正相关。

456.351

χ2(1)=456.35，根据结果可知，p值为0.0000，在

3结论与启示

3.1山东省旅游经济效应空间分异规律

本文运用空间面板数据模型，并采用山东省

5%显著性水平下拒绝原假设，即应当建立变系数固定影响模型Git=α+βTRit+uit。该变系数固定影

表5旅游收入与经济增长面板数据模型回归系数

Table5Theregressioncoefficientresultsoftourismincomeandeconomicgrowthpaneldatamodel

变量全省济南青岛淄博枣庄东营烟台

系数4.0871713.6441745.5085633.5810719.20755318.431316.008633

伴随概率0.00000.00000.00000.00000.00010.00000.0000

变量潍坊泰安威海日照莱芜临沂

系数3.0813473.019535-0.5410763.5655767.1111852.305131

伴随概率0.00000.00000.60160.00210.30950.0001

2期周霓等：基于面板数据的旅游经济效应空间分异及优化研究293

进一步优化其产业机制，缩小空间差异，实现总体提升，具体对策如下：

1）突出东、中、西三大地带的区域特色，建立健全旅游区域品牌机制。应突出山东省东、中、西三大地带的区域特色，逐步建立和健全旅游区域品牌机制。其中，东部沿海地区应抓住“山东半岛蓝色经济区”和“黄河三角洲高效生态经济区”的战略机遇，以青岛为龙头，突出“蓝色海洋、基岩海岸”的自然资源优势，提升“黄金海岸带”的国际影

图2山东省旅游经济效应空间分异

Fig.2Thespatialdissimilarityoftourismeconomiceffect

响力，形成“优雅高贵、浪漫迷人”的蓝色海洋旅游区域品牌形象；而中部地区应当发挥济南的核心辐射作用，引领“省会城市群经济圈”中的其他城市，突出“黄河、泰山、泉水、古城”的人文资源优势，打造“齐鲁大地、好客山东”热情豪爽的金色旅游区域品牌形象；而西部地区应抓住打造“西部经济隆起带”和“大运河成功申遗”的战略机遇，以济宁为纽带，突出“祭孔圣地、微山古镇、运河水乡、国花牡丹、地质王国”的自然人文双重资源优势，打造“儒家文化、国学之源”端庄大气的古色旅游区域品牌形象。三大地带旅游区域品牌形象异彩纷呈，各具特色。

2）实现旅游业的区域优势互补，加强旅游区域合作机制。强化旅游区域合作机制，实现山东省东、中、西三大地带之间的差异互补和优势互补。从全省范围来看，应当把对旅游业扶持的重点顺序从原来的“东、中、西”更改为“西、中、东”。加大对西部地带的资金和政策扶持力度，对中部地带应给予适当的政策扶持和引导，对东部地带则应当发挥其市场的力量，增强旅游业自身造血能力，减少不必要的行政干预。东部地带则应当发挥其资源和客源优势，为中西部地带推介产品、招徕客源；中西部地带则应继续加大旅游基础设施的建设和资金投入力度，最终实现“东呼西应”、“中部崛起”的横向联动。

3）引领产品向新领域跨界发展，建立旅游产品创新机制。山东省除东部地带的旅游业对经济增长起到了促进作用外，中、西部两大地带的旅游业还没有对经济增长起到引领发展的作用。所以应当根据各地带特点，开发不同种类旅游产品，有针对性的拓展产业链。如，东部地带滨海观光类旅游产品发展较为成熟，应当侧重于拔高其产业链的高度，向海洋运动、专业体育、科技教育等附加值高的尖端领域跨界融合创新发展，开发邮轮

17个地市2001~2012年旅游总收入和GDP等相关面板数据指标进行实证分析，研究山东省旅游经济效应的内部分异规律，得到以下结果：

第一，从全省范围来看，山东省的旅游业发展和经济增长已经形成了良好的互动关系。旅游业对经济增长拉动作用较为明显，旅游总收入与经济增长关系系数为4.087，旅游经济效应较强。

第二，东、中、西三大地带旅游经济效应空间分异现象明显。东部地带和中部地带的旅游业发展和经济增长两者之间已经能够产生显著的相互影响，而西部地带的旅游业发展和经济增长两者之间互动关系还不明显。

第三，东部和中部两大地带内部仍存在旅游经济效应空间分异现象。东部地带中，青岛和烟台的旅游业和经济增长已经能够起到互相拉动的良好作用；而威海和日照则呈现出旅游业拉动经济增长，而经济增长对旅游业的拉动则不明显。而中部地带中，济南、枣庄、东营、潍坊、泰安的经济增长对旅游业起到了良好的拉动和保障作用，但旅游业还未能对经济增长起到明显的拉动作用。

第四，城市间旅游经济效应空间分异现象明显，东营和枣庄成为山东省旅游业快速发展的新亮点城市。依照面板数据模型的回归结果来排序，系数值由高到低依次为东营、枣庄、烟台、青岛、济南、淄博、日照、潍坊、泰安、临沂。其中东营、枣庄、烟台和青岛4座城市与其他城市的分异较为明显，特别是东营和枣庄，其旅游业对经济增长的拉动效应尤为显著。

3.2山东省旅游经济效应优化对策

针对山东省旅游经济的空间分异现象，可以

294地理科

[4]

学36卷

旅游、高端滨海度假旅游、高品质运动康体旅游等产品；中部地带旅游产业发展正处于上升阶段，应当侧重拓宽其产业链的宽度，向康体保健、大众娱乐、影视动漫、科技等多领域横向发展，开发高尔夫旅游、博物馆旅游、恐龙旅游、地质旅游等产品；西部地带旅游产业发展正处于起步阶段，应当侧重进一步拉长其产业链的长度，向修学文化、观光休闲、康体养生等传统领域纵向发展，开发儒家文化体验、大运河观赏、特色植物观赏、高品质康体等旅游产品。最终建立以产品创新为核心引领产业升级的创新机制。

4）用政府的到位来弥补市场发育不足，探索政府投入和激励机制。中部地带的东营和枣庄2座城市，近年来其旅游业发展取得了令人瞩目的成绩，对经济增长呈现出非常显著的推动作用，并打破了山东旅游长期以来“东热西冷中温”的传统格局，成为引领中部地带旅游业发展的新龙头，为中西部地带旅游业发展做出了有益的探索。究其原因，和这2座城市的政府投入和激励机制密不可分，也和这2座城市所面临的机遇和挑战息息相关。东营市位于黄河三角洲高效生态经济区和山东半岛蓝色经济区两大国家战略区交汇的核心地带，随着蓝黄国家战略的推进，东营的城市建设和旅游业得以快速发展，旅游业对经济增长的贡献率和潜力都非常巨大。枣庄作为资源枯竭型城市，随着煤炭储量的减少，城市转型发展已经迫在眉睫，旅游业作为其转型的先行产业、战略产业受到了政府的高度重视，高质量的景点建设和“政府主导”的旅游营销模式带动枣庄旅游快速发展。因此，对于中西部地带，由于其旅游业发展的基础还比较薄弱，旅游业自身的市场造血能力不足，政府部门应当进一步加大对旅游业的政策和资金的扶持力度，用政府的到位来弥补市场发育不足，从而实现旅游业发展和经济增长的良性循环。

NarayanPK.EconomicimpactoftourismonFiji’seconomy:Empiricalevidencefromthecomputablegeneralequilibriummodel[J].TourismEconomics,2004,10(4):419-433.

[5]BichakaFayissa.TheimpactoftourismoneconomicgrowthanddevelopmentinAfrica[J].DepartmentofEconomicsandFinanceWordingPaperSeries,2007,8:1-21.

[6][7]

ArcherB,FletcherJ.TheeconomicimpactoftourismintheSeychelles[J].AnnalsofTourismResearch,1996,23(1):32-47.HuseM,GustavsenT,AlmedalS.TourismimpactcomparisonsamongNorwegiantowns[J].AnnalsofTourismResearch,1998,25(3):721-738.

[8]方叶林,黄震方,陆玮婷,彭倩.中国市域旅游经济空间差异及机理研究[J].地理与地理信息科学,2013,29(6):100-110.[FangYelin,HuangZhenfang,LuWeiting,PengQian.SpatialDifferentiationofTourismEconomyandItsMechanisminChi-neseCities.GeographyandGeo-InformationScience,2013,29(6):100-110.]

[9]吴玉鸣.旅游经济增长及其溢出效应的空间面板计量经济分析[J].旅游学刊,2014,29(2):16-24.[WuYuming.SpatialPanelEconometricAnalysisofTourismEconomicGrowthandItsSpilloverEffects].TourismTribune,2014,29(2):16~24.]

[10]王淑新,王学定,徐建卫.西部地区旅游经济空间变化趋势及

影响因素研究[J].旅游科学,2012,26(6):55~67.[WangShux-in,WangXueding,Xujianwei.AStudyonSpatialVariationandInfluentialFactorsofTourismEconomyintheWesternRegionofChina.TourismScience,2012,26(6):55-67.]

[11]石惠春,王晖.关中-天水经济区中心城市旅游经济空间联系

研究[J].干旱区资源与环境,2012,26(4):189-193.[ShiHuic-hun,WangHui.Spatiallinkageoftourismeconomyofthecen-tralcitiesintheGuanzhong-Tianshuieconomicregion.JournalofAridLandResourcesandEnvironment,2012,26(4):189-193.]

[12]王洪桥,袁家冬,孟祥君.东北三省旅游经济差异的时空特征

分析[J].地理科学,2014,34(2):163-169.[WangHongqiao,Yu-anJiadong,MengXiangjun.Spatio-temporalCharacteristicsofTourismEconomyDifferenceinNortheastChina.ScientiaGeographicaSinica,2014,34(2):163-169.]

[13]沈惊宏,陆玉麒,周玉翠,等.安徽省国内旅游经济增长与区

域差异空间格局演变[J].地理科学,2012,32（10）:1220-1228.[ShenJinghong,LuYulin,ZhouYucui.DomesticTourismEco-nomicGrowthandSpatialPatternEvolutionofRegionalTour-ismDifferencesinAnhuiProvince.ScientiaGeographicaSini-ca,2012,32(10):1220-1228.]

[14]刘佳,赵金金,张广海.中国旅游产业集聚与旅游经济增长关

系的空间计量分析[J].经济地理,2013,33(4):186-192.[LiuJia,ZhaoJinjin,ZhangGuanghai.SpatialEconometricRe-searchontheRelationshipbetweenTourismIndustryAgglom-erationandTourismEconomicGrowthinChina.EconomicGe-ography,2013,33(4):186-192.]

[15]郭永锐,张捷,卢韶婧,等.中国入境旅游经济空间格局的时空

动态性[J].地理科学,2014,34(11):1299-1304.[GuoYongrui,

参考文献（References）：

[1]

林南枝,陶汉军.旅游经济学[M].上海:上海人民出版社,2001.[LinNazhi,TaoHanjun.Economicsoftourism.Shang-hai:ShanghaiPeople'sPublishingHouse,2001.][2][3]

DurbarryR.Tourismandeconomicgrowth:ThecaseofMauri-tius[J].TourismEconomics,2004,10(4):389-401.

ChristerT.Domestictourismexpenditures:Thenon-linearef-fectsoflengthofstayandtravelpartysize[J].TourismMan-agement,2009,30:85-92.

2期周霓等：基于面板数据的旅游经济效应空间分异及优化研究

ZhangJie,LuShaojingetal.Spatio-temporalChangeoftheIn-boundTourismEconomicDevelopmentinChina.ScientiaGeo-graphicaSinica,2014,34(11):1299-1304.]

295

http://lytj.sdta.cn/.[TourismBureauofShandongProvince.ShandongProvinceStatisticsGuidebookin2001-2012.http://lytj.sdta.cn/.]

[20]山东省统计局.山东省2001-2012年国民经济和社会发展统

计公报[EB/OL].http://www.stats-sd.gov.cn/col/col211/index.html.[ShandongProvincialBureauofStatistics.Statisticalbul-letinofthenationaleconomicandsocialdevelopmentofShan-dongprovincein2001-2012.http://www.stats-sd.gov.cn/col/col211/index.html.]

[21]牟芳华.山东省经济区域划分及区域经济差距的测度分析[J].

山东社会科学,2006,7:119-123.[MouFanghua.MeasureanalysisoftheregionaldivisionandeconomicdisparityofShandongProvince.ShandongSocialSciences,2006,(7):119-123.]

[22]GrangerCWJ.Investigatingcausalrelationbyeconometric

andcross-sectionalmethod[J],Econometrica，1969,37:424-438.

[16]孙盼盼,戴学锋.中国区域旅游经济差异的空间统计分析[J].

旅游科学,2014,28(2)：35-48.[SunPanpan,DaiXuefeng.AnAnalysisontheSpatialDataofChina’sRegionalTourismEco-nomicDisparity.TourismScience,2014,28(2)：35-48.][17]郭鹏,董锁成,李泽红,等.丝绸之路经济带旅游业格局与国

际旅游合作模式研究[J].资源科学,2014,36(12)：2459-2467.[GuoPeng,DongSuocheng,LiZehongetal.ResearchonSpa-tialDistributionandInternationalCooperationModelofTour-ismIndustryinSilkRoad.ResourceScience,2014,36(12)：2459-2467.]

[18]山东省统计局.山东省统计年鉴[M].北京：中国统计出版社,

2001-2012.[ShandongProvincialBureauofStatistics.Statisti-calyearbookofShandongProvince.Beijing:ChinaStatisticsPress,2001-2012.]

[19]山东省旅游局.山东省2001~2012年旅游统计便览[EB/OL].

APanelDataStudyontheSpatialDissimilarityofTourismEconomicEffectand

ImprovementMeasures:TakingShandongProvinceasaCase

ZhouNi，XiongAihua

(SchoolofBusinessAdministration,ShandongUniversityofFinanceandEconomics,Jinan250014,Shandong,China)

Abstract:Inthisarticle,thepaneldataofGDPandtourismincomeof17citiesinShandongProvinceinAbstract

2000-2012areemployedtoestablishthemathematicsmodeltomeasurethelong-runcointegrationrelation-shipbetweentourismdevelopmentandeconomicgrowthinthe17citiesofShandongProvince.Furthermore,theGrangercausetestandpaneldataregressionanalyseshavebeendoneinthecitiesinwhichthelong-runcointegrationrelationshipexists.Theresultsfromtheanalysesshowthattherearesignificantregionaldiffer-encesconcerningthetourismeconomiceffectinShandongProvince.1)Intheeasternregionalcities,tourismincomeistheGrangercauseoftheeconomicgrowth,andthetourismdevelopmenthasplayedanimportantroleinpromotingtheeconomicgrowth,withthecitiesofQingdaoandYantaihavingdevelopedamutualGrangercauserelationshipbetweenthetourismincomeandeconomicgrowth.2)Inthecentralregionalcities,economicgrowthistheGrangercauseoftourismincomegrowth,andtheeconomicgrowthhaspromotedandprotectedthetourismdevelopment,featuringthecitiesofDongyingandZaozhuangasnewstarcitiesintour-ismdevelopment.3)Inthewesternregionalcities,thelong-runcointegrationrelationshipbetweenthetourismincomeandeconomicgrowthhasn’tbeenestablished.Toconcludeit,thestudyputsforwardsomesuggestionsinpolicyformulationtopromotetheequilibriumandsustainabledevelopmentofregionaltourismeconomyofShandongProvince.

Keywords:wordsShandongProvince;cointegrationtest;tourismeconomyeffect;spatialdissimilarity;improvementmeasures