旅游業(yè)與經(jīng)濟(jì)發(fā)展的關(guān)系：來自廣州的經(jīng)驗(yàn)證據(jù)李宗華（華南農(nóng)業(yè)大學(xué)經(jīng)濟(jì)管理學(xué)院，廣東廣州510642）摘要：不同地區(qū)的經(jīng)濟(jì)發(fā)展和旅游資源稟賦的差異導(dǎo)致了地區(qū)旅游業(yè)與經(jīng)濟(jì)發(fā)展之間的關(guān)系不盡相同。通過利用廣州旅游業(yè)和經(jīng)濟(jì)發(fā)展的數(shù)據(jù)，實(shí)證檢驗(yàn)了兩者之間的關(guān)系。協(xié)整檢驗(yàn)結(jié)果揭示了兩者之間具有長期穩(wěn)定的均衡關(guān)系，格蘭杰因果檢驗(yàn)表明廣州經(jīng)濟(jì)發(fā)展對(duì)旅游業(yè)具有明顯的帶動(dòng)效應(yīng)；在此基礎(chǔ)上詮釋了實(shí)證結(jié)論并剖析了其中的政策蘊(yùn)涵。關(guān)鍵詞：旅游業(yè)；經(jīng)濟(jì)發(fā)展；協(xié)整檢驗(yàn)；格蘭杰因果檢驗(yàn)一、引言人們通常認(rèn)為旅游消費(fèi)為經(jīng)濟(jì)體提供了增長的動(dòng)力，因此熱衷于將旅游作為經(jīng)濟(jì)的增長點(diǎn)，于是，先驗(yàn)地把旅游業(yè)作為支柱產(chǎn)業(yè)或重點(diǎn)產(chǎn)業(yè)，甚至受到政府官員推崇備至。然而這種主觀性的判斷及盲目性的實(shí)踐，給我國一些地區(qū)造成經(jīng)濟(jì)失衡的后果。實(shí)踐上的失誤引來了學(xué)界的關(guān)注。一種觀點(diǎn)是：旅游業(yè)在增加就業(yè)、創(chuàng)造財(cái)政收入等方面的經(jīng)濟(jì)影響成為一些省市區(qū)政府大力發(fā)展旅游業(yè)的動(dòng)力之一（李志青，2001；陶金龍，2004）；另一種觀點(diǎn)是：對(duì)此表示了謹(jǐn)慎的態(tài)度，就區(qū)域“旅游產(chǎn)業(yè)熱”進(jìn)行了冷靜的思考并分析了旅游業(yè)產(chǎn)值在區(qū)域經(jīng)濟(jì)所占比重、旅游業(yè)具有的關(guān)聯(lián)度、旅游業(yè)緩解就業(yè)壓力等方面的問題，認(rèn)為旅游業(yè)的經(jīng)濟(jì)影響并不如有些學(xué)者所認(rèn)為的那樣明顯（竇群，2001；申葆嘉，2003）?？嘛@東、李曉莉（2002）認(rèn)為旅游業(yè)成為了廣州國民經(jīng)濟(jì)發(fā)展的支柱產(chǎn)業(yè)之一，旅游業(yè)推動(dòng)了經(jīng)濟(jì)發(fā)展。雖然廣州作為中國最大的商品集散地和中國的南大門，每年舉辦兩屆廣交會(huì)，旅游業(yè)尤其是商務(wù)旅游的強(qiáng)勁發(fā)展對(duì)GDP的增長具有較大貢獻(xiàn)，但它能否證明旅游業(yè)成為廣州國民經(jīng)濟(jì)的支柱產(chǎn)業(yè)呢？廣州旅游業(yè)與經(jīng)濟(jì)發(fā)展究竟存在何種關(guān)系呢？這種關(guān)系直接影響政府管理部門的相關(guān)決策。從實(shí)際情況來看，廣州旅游業(yè)確實(shí)有了長足發(fā)展，2000年廣州旅游總收入達(dá)415.72億元，占GDP的18%左右；即使在2008年自然災(zāi)害和金融危機(jī)的雙重打擊之下，旅游總收入仍占GDP的11%左右。然而，要求證廣州旅游業(yè)與經(jīng)濟(jì)發(fā)展之間的關(guān)系，弄清其中的內(nèi)在邏輯，不能僅看表面的數(shù)據(jù)。而令人頗為遺憾的是，針對(duì)廣州旅游業(yè)與經(jīng)濟(jì)發(fā)展的研究文獻(xiàn)幾乎空白，而僅有少數(shù)文獻(xiàn)，也都停留在理論的推斷，缺乏實(shí)證檢驗(yàn)，其結(jié)論可能有失真之誤。事實(shí)上，我國一些地區(qū)在缺乏實(shí)證研究的基礎(chǔ)上，錯(cuò)誤地把旅游業(yè)定為支柱產(chǎn)業(yè)，造成了經(jīng)濟(jì)失衡的后果。因此，無論在學(xué)術(shù)層面和實(shí)踐層面，針對(duì)廣州地區(qū)旅游業(yè)與經(jīng)濟(jì)發(fā)展的實(shí)證研究變得彌為重要。二、文獻(xiàn)回顧旅游業(yè)是當(dāng)今世界最大的多元化商貿(mào)行業(yè)。據(jù)世界旅游組織調(diào)查顯示，2006年國際游客接待量和旅游收入分別為846百萬人次和733億美元。旅游業(yè)作為增加收入、促進(jìn)就業(yè)及推動(dòng)基礎(chǔ)設(shè)施建設(shè)的重要來源，不僅刺激了相關(guān)行業(yè)發(fā)展，還觸發(fā)了整體經(jīng)濟(jì)發(fā)展（Lee&Chang，2008）。因此，隨著旅游業(yè)重要性的提高，旅游業(yè)與經(jīng)濟(jì)發(fā)展之間的關(guān)系引起了經(jīng)濟(jì)學(xué)研究的高度關(guān)注?；谫Q(mào)易與經(jīng)濟(jì)發(fā)展關(guān)系理論，國外學(xué)者就旅游產(chǎn)業(yè)與經(jīng)濟(jì)發(fā)展的關(guān)系問題提出了三種假說：旅游產(chǎn)業(yè)主導(dǎo)經(jīng)濟(jì)發(fā)展假說、經(jīng)濟(jì)發(fā)展帶動(dòng)旅游發(fā)展假說及旅游發(fā)展與經(jīng)濟(jì)發(fā)展相互因果假說。Durbarry（2004）通過協(xié)整和因果關(guān)系檢驗(yàn)研究毛里求斯的旅游業(yè)與經(jīng)濟(jì)發(fā)展的關(guān)系，支持旅游業(yè)主導(dǎo)經(jīng)濟(jì)的假說。EugenioMartìnetal.（2004）運(yùn)用面板數(shù)據(jù)的方法，研究了拉美國家旅游業(yè)與經(jīng)濟(jì)發(fā)展的關(guān)系，也表明旅游發(fā)展對(duì)發(fā)展中國家的經(jīng)濟(jì)增長有明顯的帶動(dòng)效應(yīng)。然而，Oh（2005）對(duì)旅游業(yè)與經(jīng)濟(jì)發(fā)展的假說提出質(zhì)疑，其研究表明韓國的旅游業(yè)發(fā)展與以GDP為代表的經(jīng)濟(jì)發(fā)展之間并不存在長期的均衡關(guān)系，不過，對(duì)二者時(shí)間序列數(shù)據(jù)的Granger因果檢驗(yàn)則表明在短期內(nèi)是經(jīng)濟(jì)發(fā)展導(dǎo)致了旅游增長。而Kimetal.（2006）用同樣的方法檢驗(yàn)臺(tái)灣的旅游與經(jīng)濟(jì)發(fā)展的關(guān)系，結(jié)果與Oh不盡相同，實(shí)證表明旅游發(fā)展與經(jīng)濟(jì)發(fā)展相互影響、相互促進(jìn)。在國內(nèi)，國內(nèi)部分學(xué)者對(duì)這三種假說進(jìn)行了驗(yàn)證（把多勛、張鐵成，2009；楊勇，2006；楊敏，2009），但是研究結(jié)論不盡相同。把多勛、張鐵成（2009）運(yùn)用新古典經(jīng)濟(jì)發(fā)展模型來構(gòu)造旅游地的經(jīng)濟(jì)發(fā)展模型證實(shí)了旅游經(jīng)濟(jì)均衡增長的存在性和穩(wěn)定性；吳國新（2003）則結(jié)合我國旅游業(yè)發(fā)展的基本狀況，采用定量分析法以實(shí)證分析的方式論證了旅游業(yè)發(fā)展對(duì)我國經(jīng)濟(jì)發(fā)展的拉動(dòng)效應(yīng)；而楊勇（2006）認(rèn)為中國旅游業(yè)與經(jīng)濟(jì)發(fā)展之間并不存在穩(wěn)定的因果關(guān)系。研究者在旅游業(yè)與經(jīng)濟(jì)發(fā)展之間關(guān)系的認(rèn)識(shí)上并沒有達(dá)成共識(shí)。而不同的實(shí)證研究結(jié)論蘊(yùn)涵不同的政策含意，這不僅能區(qū)分不同區(qū)域的旅游特性，而且有利于政府提出解決旅游企業(yè)和經(jīng)濟(jì)發(fā)展的方案（Chen&ChiouWei，2009）。事實(shí)上，中國各地經(jīng)濟(jì)差異較大，旅游資源稟賦各不相同，得出不同研究結(jié)論是理所當(dāng)然的。因此，對(duì)于旅游業(yè)與經(jīng)濟(jì)發(fā)展關(guān)系的研究，針對(duì)特定地區(qū)的實(shí)證分析就變得非常重要?；谏鲜鲅芯砍晒皬V州旅游業(yè)的狀況，這里存在一個(gè)未被驗(yàn)證的問題，即：就廣州市的實(shí)際情況來看，是旅游業(yè)促進(jìn)了經(jīng)濟(jì)發(fā)展，還是經(jīng)濟(jì)發(fā)展導(dǎo)致了居民旅游消費(fèi)支出的增加，抑或是二者本來就是一種相互促進(jìn)的關(guān)系呢？于是提出以下假說以驗(yàn)證兩者的關(guān)系。假設(shè)1廣州旅游發(fā)展與經(jīng)濟(jì)發(fā)展之間存在長期均衡關(guān)系。假設(shè)2a旅游發(fā)展帶動(dòng)經(jīng)濟(jì)發(fā)展。假設(shè)2b經(jīng)濟(jì)發(fā)展帶動(dòng)旅游發(fā)展。假設(shè)2c旅游發(fā)展與經(jīng)濟(jì)發(fā)展互為因果、互相促進(jìn)。三、數(shù)據(jù)來源和統(tǒng)計(jì)處理經(jīng)濟(jì)學(xué)家通常用GDP來衡量經(jīng)濟(jì)發(fā)展，而旅游收入（用TOUR來表示）可以作為旅游業(yè)發(fā)展的度量指標(biāo)。本文使用GDP和TOUR來分別衡量廣州地區(qū)的經(jīng)濟(jì)發(fā)展和旅游業(yè)發(fā)展，考慮到數(shù)據(jù)的可得性，本文選擇了1987～2008年共22年的年度數(shù)據(jù)，所有數(shù)據(jù)都來自于歷年的《廣州統(tǒng)計(jì)年鑒》（1988—2009），數(shù)據(jù)分析采用統(tǒng)計(jì)軟件Eviews5.0?？紤]到GDP數(shù)據(jù)沒有剔除通貨膨脹的影響，本文對(duì)名義GDP按1987年不變價(jià)計(jì)算出各年實(shí)際GDP。為了緩解變量之間的自相關(guān)和共線性問題，本文對(duì)GDP和TOUR取自然對(duì)數(shù)，分別表示為LGDP和LTOUR，兩者的時(shí)間趨勢(shì)圖如下：圖1LGDP和LTOUR的時(shí)間趨勢(shì)圖由圖1可以看出LGDP不存在結(jié)構(gòu)變化，而LTOUR則在1996年和2003年存在結(jié)構(gòu)性變化。其原因是1996年市場經(jīng)濟(jì)體制轉(zhuǎn)型和2003年SARS疫情，對(duì)旅游業(yè)造成強(qiáng)大的影響，為了剔除其影響，采用內(nèi)插法（楊敏等，2009）進(jìn)行平滑處理。具體方法是：首先，用原始統(tǒng)計(jì)數(shù)據(jù)做出長期變化的統(tǒng)計(jì)線；其次，根據(jù)目視觀察從統(tǒng)計(jì)線上找出需進(jìn)行訂正的時(shí)間區(qū)段，并確定適合直線內(nèi)插的起始點(diǎn)（）止點(diǎn)（）；最后，根據(jù)內(nèi)插公式訂正異常區(qū)統(tǒng)計(jì)數(shù)據(jù)，其中為進(jìn)行內(nèi)插的公差值，。從22年廣州旅游收入變化趨勢(shì)線分析，得到二者的內(nèi)插區(qū)段、內(nèi)插方程和內(nèi)插修正后的數(shù)據(jù)如表1：表1旅游收入數(shù)據(jù)序列直線內(nèi)插參數(shù)及內(nèi)插數(shù)值類別內(nèi)插區(qū)段端點(diǎn)公差值（d）內(nèi)插方程修正后的數(shù)據(jù)起始點(diǎn)終止點(diǎn)19962003LTOUR1199519970.505Y1995+d14.381/LTOUR2200220040.040Y2002+d/15.475由此，把修正后的數(shù)據(jù)代入分別替換1996和2003年的LTOUR值，可以得出修正后的LTOUR時(shí)間趨勢(shì)圖，見圖2：圖2修正后的LTOUR時(shí)間趨勢(shì)圖由圖2可知，LTOUR數(shù)據(jù)的奇異性得到了修正。在修正數(shù)據(jù)的奇異性后，我們對(duì)LGDP和LTOUR的時(shí)間序列數(shù)據(jù)進(jìn)行協(xié)整檢驗(yàn)，然后構(gòu)建雙變量向量自回歸模型（VAR），并在此基礎(chǔ)上使用格蘭杰（Granger）因果檢驗(yàn)法對(duì)LGDP和LTOUR之間的關(guān)系進(jìn)行因果檢驗(yàn)。四、模型設(shè)定與實(shí)證分析（一）時(shí)間序列的平穩(wěn)性檢驗(yàn)由于本文使用的是時(shí)間序列數(shù)據(jù)，如果這些序列是非平穩(wěn)的，經(jīng)典計(jì)量經(jīng)濟(jì)學(xué)的方法將不再適用。涉及兩個(gè)非平穩(wěn)時(shí)間序列變量（LGDP和LTOUR）之間的回歸，可能會(huì)形成偽回歸，但是，如果在旅游消費(fèi)支出與經(jīng)濟(jì)發(fā)展兩時(shí)間序列之間存在“一起漂移”或同步現(xiàn)象，則可能沒有偽回歸問題，這種非均衡時(shí)間序列的同步現(xiàn)象即是旅游收入與經(jīng)濟(jì)發(fā)展時(shí)間序列之間的協(xié)整。因此，在分析旅游收入與經(jīng)濟(jì)發(fā)展之間的關(guān)系時(shí)，就需要首先對(duì)這兩列時(shí)間序列數(shù)據(jù)的平穩(wěn)性進(jìn)行檢驗(yàn)，以避免偽回歸的出現(xiàn)。從圖1的觀察初步判斷LGDP和LTOUR更可能是非平穩(wěn)數(shù)據(jù)。為進(jìn)一步做出判斷，利用單位根檢驗(yàn)對(duì)時(shí)間序列進(jìn)行平穩(wěn)性分析，在這個(gè)過程中，本文將借助AugmentedDickeyFuller（ADF）檢驗(yàn)分別對(duì)時(shí)間序列進(jìn)行單位根檢驗(yàn)，以判斷變量單整（Integration）的階。檢驗(yàn)的結(jié)果如下：表2單位根檢驗(yàn)變量檢驗(yàn)形式（I，T，P）ADF統(tǒng)計(jì)量臨界值結(jié)論1%5%10%（I，T，0）2.0354.4983.6583.269非平穩(wěn)（I，N，1）4.4254.5333.6743.277平穩(wěn)（I，T，0）0.3874.4683.6453.261非平穩(wěn)（I，N，1）3.7214.5333.6743.277平穩(wěn)注：檢驗(yàn)形式中的I和T表分別示常數(shù)項(xiàng)和趨勢(shì)項(xiàng)，P表示差分階數(shù)，N表示檢驗(yàn)方程中此對(duì)應(yīng)項(xiàng)不存在。由表2可知，LGDP和LTOUR在0.010.1之間的ADF統(tǒng)計(jì)量均不能通過檢驗(yàn)，不能拒絕原假設(shè)，表明序列為非平穩(wěn)的。對(duì)兩者分別進(jìn)行一階差分后，和在0.050.1之間的ADF值均能通過檢驗(yàn)，因此可以拒絕原假設(shè)，認(rèn)為它們都為一階單整數(shù)列。也就是說，和均為平穩(wěn)的時(shí)間序列。故LGDP和LTOUR不能用傳統(tǒng)的回歸分析方法來構(gòu)建模型，應(yīng)使用協(xié)整理論和誤差修正模型來研究它們之間的長期均衡關(guān)系。兩個(gè)（或兩個(gè)以上）非平穩(wěn)的時(shí)間序列，若它們是同階單整的，則變量之間的某種線性組合可能是平穩(wěn)的，即變量之間可能存在著長期穩(wěn)定的協(xié)整關(guān)系（Engle&Granger，1987）。如果兩變量存在協(xié)整關(guān)系，那么就存在一種長期的關(guān)系，阻止“相斥漂移”的現(xiàn)象出現(xiàn)。換句話說，在本項(xiàng)研究中，如果和存在協(xié)整關(guān)系，那么有一種平衡力量，保持和長期在一起。本文采用Johansen極大似然估計(jì)法（Johansen，1988）對(duì)變量進(jìn)行協(xié)整檢驗(yàn)，它是從向量自回歸VAR出發(fā)，先確定合理的滯后期數(shù)，再通過Johansen的跡統(tǒng)計(jì)量檢驗(yàn)協(xié)整向量個(gè)數(shù)r。從r=0開始檢驗(yàn)，未能拒絕H0表明無協(xié)整關(guān)系；若拒絕H0，從r=1再依次做下去；若在r=r01拒絕H0，在r=r0未能拒絕H0，則協(xié)整關(guān)系的個(gè)數(shù)為r0。表3LGDP與LTOURJohansen檢驗(yàn)結(jié)果原假設(shè)跡值最大特征值r=0r≤1r=0r≤1LGDPandLTOUR672.972*（19.937/15.495）1.313（6.635/3.841）671.659*（18.520/14.265）1.313（6.635/

3.841）注：滯后期的選擇是根據(jù)Akaike信息標(biāo)準(zhǔn)（AIC）、Schwartz貝葉斯標(biāo)準(zhǔn)（SBC）測算出來的。*表示統(tǒng)計(jì)值在1%水平上顯著，括號(hào)內(nèi)數(shù)值分別是1%、5%顯著水平的臨界值。由Eviews5.0輸出的結(jié)果（上表）可以看出，當(dāng)H0:r=0時(shí)，跡值和最大特征值遠(yuǎn)遠(yuǎn)大于1%顯著水平的臨界值，于是拒絕H0，也就是說，旅游發(fā)展與經(jīng)濟(jì)發(fā)展之間存在協(xié)整關(guān)系；接下來進(jìn)一步檢驗(yàn)，由于H0:r≤1時(shí)，跡值等于0.131，小于臨界值3.841和6.635，所以接受零假設(shè)H0:r≤1。因此，在5%的顯著水平上，兩變量之間有且僅有一個(gè)協(xié)整關(guān)系。（二）格蘭杰（Granger）因果檢驗(yàn)Engle&Granger（1987）指出兩個(gè)時(shí)間序列變量存在協(xié)整關(guān)系，那么至少存一個(gè)單向的Granger因果關(guān)系。在證實(shí)存在一個(gè)穩(wěn)定的長期關(guān)系后，可以預(yù)知廣州旅游發(fā)展與經(jīng)濟(jì)發(fā)展必然存在Granger因果關(guān)系。接下來，本文將Granger因果關(guān)系的方向問題進(jìn)行實(shí)證研究。旅游發(fā)展與經(jīng)濟(jì)發(fā)展之間Granger因果檢驗(yàn)考察的是兩變量在時(shí)間上的先導(dǎo)—滯后關(guān)系，估計(jì)如下二元回歸模型：其中表示常數(shù)，表示隨機(jī)誤差項(xiàng)，是一個(gè)白噪聲。本文中LGDP和LTOUR分別代表QUOTEGrowtht和。如果檢驗(yàn)拒絕原假設(shè)，QUOTEβ11=β11=…=β1i=0則認(rèn)為變量LTOUR是LGDP的Granger的原因，即變量LTOUR有解釋和預(yù)測LGDP的能力；如果檢驗(yàn)拒絕原假設(shè)，，則認(rèn)為變量LGDP是LTOUR的Granger的原因，即變量LGDP有解釋和預(yù)測LTOUR的能力。這兩個(gè)假設(shè)檢驗(yàn)都是通過F統(tǒng)計(jì)量進(jìn)行檢驗(yàn)的，即，式中，為滯后期數(shù)，為樣本容量，為無約束回歸模型待估參數(shù)的個(gè)數(shù)。為了更好分析兩者間Granger因果關(guān)系，用Eviews5.0得出檢驗(yàn)結(jié)果，見表4：表4LGDP和LTOURGranger因果關(guān)系檢驗(yàn)結(jié)果滯后期原假設(shè)F值P值結(jié)論3LGDP不是LTOUR的Granger原因0.1490.928接受LTOUR不是LGDP的Granger原因0.1650.918接受4LGDP不是LTOUR的Granger原因0.4190.792接受LTOUR不是LGDP的Granger原因0.6410.648接受5LGDP不是LTOUR的Granger原因4.4940.048拒絕LTOUR不是LGDP的Granger原因2.3560.164接受6LGDP不是LTOUR的Granger原因4.4450.025拒絕LTOUR不是LGDP的Granger原因1.4590.408接受表中提供了不同滯后期內(nèi)廣州旅游收入與經(jīng)濟(jì)發(fā)展之間Granger因果檢驗(yàn)的結(jié)果。檢驗(yàn)結(jié)果表明：在5%顯著性水平上，當(dāng)滯后3、4期時(shí)，廣州旅游收入與經(jīng)濟(jì)發(fā)展之間沒有因果關(guān)系；滯后5、6期時(shí)，經(jīng)濟(jì)發(fā)展是旅游收入的Granger原因，即廣州經(jīng)濟(jì)發(fā)展對(duì)旅游業(yè)具有明顯的帶動(dòng)效應(yīng)。這實(shí)證了本文開頭提出的假設(shè)2b，即經(jīng)濟(jì)發(fā)展帶動(dòng)旅游發(fā)展五、研究結(jié)論與政策蘊(yùn)涵實(shí)證研究得出，一方面，現(xiàn)階段廣州經(jīng)濟(jì)發(fā)展對(duì)旅游發(fā)展具有明顯的帶動(dòng)效應(yīng)，而不是旅游發(fā)展驅(qū)動(dòng)經(jīng)濟(jì)發(fā)展；另一方面，長期而言廣州旅游發(fā)展和經(jīng)濟(jì)發(fā)展之間表現(xiàn)為穩(wěn)定的均衡關(guān)系。具體分析如下：通過Granger因果檢驗(yàn)可以看出，廣州經(jīng)濟(jì)發(fā)展對(duì)旅游發(fā)展的貢獻(xiàn)大于旅游發(fā)展對(duì)經(jīng)濟(jì)發(fā)展的貢獻(xiàn)，廣州符合經(jīng)濟(jì)發(fā)展帶動(dòng)旅游發(fā)展的假說。究其原因是廣州屬于旅游輸出型地區(qū)，當(dāng)?shù)鼐用竦穆糜蜗M(fèi)并不能成為當(dāng)?shù)亟?jīng)濟(jì)發(fā)展的內(nèi)在推動(dòng)力，廣州旅游業(yè)的發(fā)展主要得益于其經(jīng)濟(jì)發(fā)展所帶來的機(jī)會(huì)。有鑒于此，廣州市政府如果對(duì)旅游業(yè)投入過多的資源和制定過多的扶持政策，將會(huì)減少其他優(yōu)勢(shì)產(chǎn)業(yè)的發(fā)展機(jī)會(huì)，進(jìn)而導(dǎo)致社會(huì)資源配置的低效，從而不利于廣州經(jīng)濟(jì)的發(fā)展。因此，廣州應(yīng)該根據(jù)自身資源稟賦特點(diǎn)來優(yōu)化資源配置，通過選擇和培育適合地區(qū)資源稟賦優(yōu)勢(shì)的支柱產(chǎn)業(yè)和經(jīng)濟(jì)增長點(diǎn)，在推動(dòng)經(jīng)濟(jì)發(fā)展的同時(shí)來帶動(dòng)旅游產(chǎn)業(yè)的發(fā)展。協(xié)整檢驗(yàn)結(jié)果表明，就長期而言廣州旅游發(fā)展和經(jīng)濟(jì)發(fā)展具有統(tǒng)計(jì)上的高度相關(guān)性，他們之間表現(xiàn)為長期穩(wěn)定的均衡關(guān)系。之所以存在這種關(guān)系，是因?yàn)殡S著市場經(jīng)濟(jì)體制的深入推進(jìn)，廣州作為改革開放的前沿陣地毗鄰港澳，國際商貿(mào)和國際交流將會(huì)取得進(jìn)一步快速發(fā)展，這在促進(jìn)經(jīng)濟(jì)發(fā)展的同時(shí)將會(huì)為旅游業(yè)的發(fā)展帶來更多機(jī)會(huì)。有鑒于此，廣州市政府在制定旅游業(yè)發(fā)展的長期規(guī)劃時(shí)，應(yīng)該執(zhí)行大力發(fā)展入境旅游特別是商務(wù)旅游的產(chǎn)業(yè)政策，從長遠(yuǎn)戰(zhàn)略角度考慮旅游業(yè)的發(fā)展，避免短視化的政策措施。參考文獻(xiàn)[1]把多勛，張鐵成.基于增長理論的旅游地經(jīng)濟(jì)發(fā)展分析[J].產(chǎn)業(yè)經(jīng)濟(jì)研究，2009（3）：6569[2]竇群.區(qū)域旅游產(chǎn)業(yè)定位的理論困惑及其影響[J].旅游學(xué)刊，2001（1）：911[3]柯顯東，李曉莉.廣州市旅游業(yè)現(xiàn)代化建設(shè)的初步探索[J].廣州市財(cái)貿(mào)管理干部學(xué)院學(xué)報(bào)，2002（1）：5560[4]李志青.旅游業(yè)產(chǎn)出貢獻(xiàn)的經(jīng)濟(jì)分析:上海市旅游業(yè)的產(chǎn)出貢獻(xiàn)和乘數(shù)效應(yīng)[J].上海經(jīng)濟(jì)研究，2001（12）：6669[5]申葆嘉.關(guān)于旅游帶動(dòng)經(jīng)濟(jì)發(fā)展問題的思考[J].旅游學(xué)刊，2003（6）：2124[6]陶金龍，袁勇志，何會(huì)濤.蘇州市旅游業(yè)經(jīng)濟(jì)拉動(dòng)效應(yīng)的實(shí)證分析[J].社會(huì)科學(xué)家，2004（5）：99102[7]吳國新.旅游產(chǎn)業(yè)發(fā)展與我國經(jīng)濟(jì)增長的相關(guān)性分析[J].上海應(yīng)用技術(shù)學(xué)院學(xué)報(bào)，2003（4）：238241[8]楊勇.旅游業(yè)與我國經(jīng)濟(jì)增長關(guān)系的實(shí)證分析[J].旅游科學(xué)，2006（2）：4046[9]楊敏，韓春鮮，羅輝.新疆旅游業(yè)與經(jīng)濟(jì)增長關(guān)系淺析[J].干旱區(qū)資源與環(huán)境，2009（4）：161164[10]Chen,Ch.F.,&S.Z.ChiouWei,2009,“Tourismexpansion,tourismuncertaintyandeconomicgrowth:NewevidencefromTaiwanandKorea,”TourismManagement,P812818.[11]Dritsakis,N.,2004,“Tourismasalongruneconomicgrowthfactor:AnempiricalinvestigationforGreeceusingcausalityanalysis,”TourismEconomics,P305316.[12]Durbarry,R.,2002,“TheeconomiccontributionoftourisminMauritius,”AnnalsofTourismResearch,P862865.[13]Engle,R.F.,&C.W.J.G