“荷兰病”型旅游地:内涵解析与识别流程
[中图分类号]F592.7 [文献标识码] A [文章编号]1673-0461（2017）04-0047-06
一、问题提出与文献回顾
“荷兰病”的概念起源于20世纪50年代，荷兰石油和天然气业迅速发展却抑制了其它产业部门，最终导致了通货膨胀上升、制成品出口下降、收入增长率降低、失业率增加等现象，使荷兰经历了一场前所未有的产业结构调整危机。因此，经济学界将这类某一产业部门异常繁荣，其它产业发展相对滞后的现象称为“荷兰病”。在中国旅游产业发展实践中，存在着以云南丽江市、湖南张家界市、海南三亚市、安徽黄山市和四川阿坝州为代表的以旅游业为单一支柱产业，区域经济发展高度依赖旅游业的旅游地。林毅夫（1999）曾指出经济发展的真实涵义不是一个或几个产业鹤立鸡群式的增长，而是综合经济实力的提高；刘伟（2002）通过对中国1992～2000年经济发展相关数据的实证研究，指出如果第三产业在国民生产总值中超过一定比重，就会降低农业和工业对经济增长的拉动，单纯强调发展第三产业，只能促进经济的短期增长，之后却会步入长时间的衰退。这类旅游地虽然通过旅游业的蓬勃发展获得了“第一桶金”和巨大的荣耀，但其区域经济却形成了过度依赖旅游业的“困局”，使其它产业发展面临更多的困难。“荷兰病”现象的出现引起了学术界的高度重视，Corden & Neary（1982）作为研究“荷兰病”的代表，在假定充分就业状态的基础上，构建了“荷兰病”经典理论模型，指出自然资源大开发将导致支出效应、资源转移效应、去工业化现象和汇率升值现象。Auty（1993）、Sachs & Warner（1995）从发展经济学的视角审视“荷兰病”效应，提出了“资源诅咒”假说。在国内，学术界常以“荷兰病”来警示在国民经济发展中过分依赖某种自然资源的危险性（刘佳，2009；龚秀国，2010等）。
“荷兰病”理论在旅游研究中的应用才刚刚起步。学术界已经意识到“荷兰病”在旅游业发展中的客观存在，但是还缺乏系统研究。Copeland（1991）和Chao & Hazeri & Laffargue（2006）提出小型城市生产要素过分集中于旅游业，容易产生“荷兰病”，制约其它产业和城市经济的发展；Javier Capó Parrilla（2005）等通过分析西班牙旅游业和经济发展的关系，认为在经济上过度依赖旅游业而导致的“荷兰病”是其经济发展长期停滞不前，远落后于欧盟其它国家的重要原因；徐红罡（2006）提出了“荷兰病”在中国资源型旅游地中的作用机制；Javier Capo & Antoni Riera Font & Jaume Rossello Nadal（2009）证明了西班牙巴利阿里群岛和加那利群岛过度依赖旅游业发展，出现了“荷兰病”现象；Ashworth & Page（2010）也指出旅游业能够给区域带来持续的经济利益，但高度依赖于旅游业的区域经济却从旅游业获利较少；左冰（2011）提出旅游发展有可能产生“荷兰病”效应，会对地方经济的长期发展产生不利影响；徐文海、曹亮（2012）认为旅游服务部门的扩张可以提高非贸易品的相对价格，从而挤出那些以牺牲贸易品部门发展为代价的生产因素；钟伟（2013）在提出要科学认识旅游业扩张对经济增长的负面效应，尤其是旅游业的“去工业化”现象；吕观盛（2014）提出地区经济对旅游业的依赖程度与地方经济脆弱性之间存在的强关联度。
基于此，以丽江、张家界、三亚、黄山和阿坝五个旅游地为研究对象，创造性地提出了“荷兰病”型旅游地的新概念，并系统阐述了“荷兰病”型旅游地的内涵特征、形成机理和识别流程，基于1997～2014年五个案例相关统计数据的计量经济分析进行了“荷兰病”型旅游地识别的实证研究，以期能够引起学界对“荷兰病”效应的关注和研究。
二、理论解析
（一）“荷兰病”型旅游地的概念
“荷兰病”型旅游地是笔者在《旅游后现象理论体系构建研究》一文中提出的。通过笔者对国内外学术资源数据库的系统检索，尚未发现关于此现象的系统研究，但已经有学者提及或关注到这一现象，主要表现在两个方面：一是在旅游的负面经济影响研究中提到过度依赖旅游业会对区域经济发展带来不利影响（陈东田、吴人韦，2002[1]；李天元，2006[2]；谢彦君，2006[3]）；二是有学者提出过“旅游经济依赖型目的地”、“旅游资源依赖型城市”和“旅游经济体”三个与此类似的概念。项怡娴、保继刚（2007）提出旅游经济依赖型目的地是指旅游产业高速发展、其它产业结构比较单一且发展相对滞缓，城市高度依赖旅游经济的旅游目的地[4]；魏敏（2010）提出旅游资源依赖型城市是指具有良好的旅游资源禀赋，城市因旅游资源的开发、经营而兴起或发展壮大，旅游资源是城市经济发展的重要依托，旅游业是支柱产业，旅游收入相当于该城市GDP的50%以上的旅游城市[5]；李军、保继刚（2011）提出旅游经济体是旅游业在地区经济总量中占较大比重的经济体，比较典型的有张家界旅游经济体、黄山旅游经济体等[6]。
本文参考上述三个概念的界定，并结合计量经济分析的相关原理，认为“荷兰病”型旅游地是指旅游产业异常繁荣，其它产业发展相对滞后，国民经济发展高度依赖旅游业的旅游地。具体而言，?定义包括以下几个方面的内容： 第一，“荷兰病”型旅游地产业结构相对单一，旅游业是区域国民经济发展的单一支柱产业，旅游收入相当于GDP比重在50%以上；值得一提的是，由于国内国民经济统计体系中缺乏旅游GDP的统计数据，而目前国内外关于旅游卫星账户的研究尚处于初级阶段，因此，本文采用魏小安（2000）[7]的观点，根据支出法（即旅游收入÷GDP）计算旅游收入对GDP贡献率，并将其称之为旅游收入“相当于”GDP的比重。
第二，“荷兰病”型旅游地国民经济发展与旅游收入之间存在长期稳定的均衡关系，即计量经济分析中的协整关系。
第三，旅游业是“荷兰病”型旅游地经济发展的主要动力，“荷兰病”型旅游地旅游收入对国民经济发展存在因果关系，即计量经济分析中的回归关系。
第四，“荷兰病”型旅游地国民经济发展对旅游收入变动的敏感程度较高，即旅游业的波动会对国民经济发展带来较大的影响。
需要强调的是，本文研究的“荷兰病”型旅游地主要是以云南丽江市、湖南??家界市、海南三亚市、安徽黄山市和四川阿坝州为代表的地级市。随着行政区划级别的不同，旅游收入相当于GDP比重的标准也应该有相应的调整，行政区划级别越高，该比重应该越小；反之，行政区划界别越低，该比重应该越大。
（二）“荷兰病”型旅游地的特征
1.经济发展滞后性
“荷兰病”型旅游地往往是经济不发达地区，徐红罡（2006）曾指出旅游业为不发达地区提供了发展机遇，旅游资源是其最可利用的经济资源，但是以旅游为支柱产业的目的地经济发展却与其它地区的差距很大[8]。“荷兰病”型旅游地的经济发展长期以来均处于相应大区域内下游水平，经济总量低、经济基础较为薄弱。
2.支柱产业单一性
单一支柱产业城市在自然资源丰富的地区较为常见，一般可以划分为两种类型：一是资源型城市，如石油城市大庆、煤炭城市大同、铜矿城市铜陵等；二是产品型城市，如汽车城十堰、钢铁城攀枝花、化纤城仪征等。根据“荷兰病”型旅游地的定义可以看出，“荷兰病”型旅游地是以旅游业为单一支柱产业的旅游地，旅游收入在GDP中所占的比重超过半数，是一种新型的单一支柱产业城市，兼具资源型和产品型两类的特征。
3.外部经济依赖性
旅游业是一种外部依赖型产业，影响旅游需求的主要因素如收入水平、闲暇时间、游客偏好等都是由客源地相关要素决定，旅游目的地自身无法控制；而旅游活动本身的季节性以及突发事件对旅游业的冲击等扰动因素更是不在旅游地的可控范围之内。对于“荷兰病”型旅游地而言，旅游产业是其唯一的支柱产业，是区域发展的经济命脉，旅游产业的外部依赖性决定了“荷兰病”型旅游地的经济发展具有极强的外部依赖特征。
4.产业结构空心化
产业空心化即区域内非物质生产的服务性部门产业比重远超过物质生产部门的比重。“荷兰病”型旅游地由于把大量的人力、物力和财力集中到旅游开发中，抑制了其它产业的发展，形成了以旅游业为单一支柱产业，第三产业在国民经济发展中一支独大的单一产业结构。在经济发达国家和地区，产业空心化是一个非常常见的现象，并不完全是坏事。但是，“荷兰病”型旅游地在经济尚不发达，经济总量较低的情况下却过早地出现产业空心化现象，导致区域内旅游产业的接续产业和替代产业不完善，产业转型难度大。
5.发展风险潜在性
“荷兰病”型旅游地经济发展所面临的各种风险是隐性的，其经济发展风险的凸显过程与19世纪末美国康奈尔大学（Cornell University）科学家所做的“温水煮青蛙”试验类似。当未发生扰动因素的影响时，旅游产业蓬勃发展带来的财富和荣耀犹如“温柔的陷阱”将区域经济发展的隐患屏蔽。但是，一旦出现扰动导致旅游产业的衰退或波动，由于缺乏替代产业或接续产业的支撑，加之本身经济实力较弱，极易导致整个区域经济发展危机的爆发。
（三）“荷兰病”型旅游地的形成
1.市场需求条件
相关研究表明，当人均GDP达到300美元时，就会有旅游需求产生；当人均GDP达到1 000美元时，就会有对临近地区或国家的旅游需求产生；当人均GDP达到3 000美元以上时，就会有远距离国际旅游需求产生。随着工业化进程的不断推进，物质生产部门获得了长足的发展，国民收入和人民生活水平大幅提高，这就促使人们的需求结构从注重物质需求转向重视精神需求，为旅游需求的产生奠定了坚实的经济基础。与此同时，随着社会和科技的大发展，劳动生产率不断提高，人们的工作时间相对减少，而闲暇时间逐步增多，为旅游需求的产生提供了必要的时间条件。因此，旅游顺理成章地成为人们日常生活中的重要内容，产生了巨大的市场需求。这一需求的出现，成为旅游产业大发展的重要催化剂，引爆了各地旅游产业的大开发，有力地带动了“荷兰病”型旅游地的形成和发展。
2.旅游资源条件
旅游资源是构成旅游活动的客体，是供旅游者参观游览的基本要素。旅游资源是指在自然和人类社会中能够激发旅游者旅游动机并进行旅游活动，为旅游业所利用并产生经济、社会和生态效益的客体。旅游资源条件是“荷兰病”型旅游地形成和发展的物质基础和前提条件，Prahalad & Hamel（1990）曾指出区域资源的稀缺性和独特性决定了该区域发展的能力[9]。“荷兰病”型旅游地的旅游资源往往都是品质极高的资源，如丽江市、张家界市、黄山市、阿坝州的核心旅游资源均是世界遗产甚至是双遗产；三亚市被称为“东方夏威夷”，其海滨旅游资源品位冠绝全国。“荷兰病”型旅游地就是由于其独特稀缺的高品质旅游资源，才吸引了数量巨大的游客不断前来，形成了区域经济对旅游业的高度依赖。
3.产业基础条件
旅游地产业基础条件主要包括旅游基础设施和旅游接待设施两大类。由于“荷兰病”型旅游地在旅游业大发展之前交通区位条件一般都较差，因此，只有首先大幅改善旅游地的可进入性，才有可能招徕大量的游客，如丽江市、张家界市、黄山市、阿坝州、三亚市等“荷兰病”型旅游地作为经济并不发达的区域非中心城市却都拥有民航机场，且据中国旅游研究院的统计，除黄山机场，其余四个旅游地机场吞吐量均位列全国机场前50位[10]。在完善交通可进入性的同时，为应对大量涌入的游客，“荷兰病”型旅游地还会大量开发建设满足游客“吃、住、行、游、购、娱”需求的旅游设施，如丽江市、三亚市的高星级酒店数量均为全省第一，其它“荷兰病”型旅游地的高星级酒店数量也位居全省前列。因此，“荷兰病”型旅游地在发展历程中，都经历过大规模投资建设旅游基础设施和接待设施，不断完善旅游产业发展基础条件的阶段。 4.比较优势陷阱
在具备了上述三个基本条件的基础上，由于旅游开发给旅游地带来了巨大的经济效益和区域荣耀，旅游业也顺理成章地成为了区域经济发展中“比较优势”明显的产业。这种“比较优势”形成了区域对旅游开发回报的高预期，导致区域过度投资和扶持旅游产业发展，而对其它产业发展的投资和扶持力度却严重不足。谢彦君（2006）也指出，国民经济对旅游业的依赖程度过高会削弱区域的经济基础[11]。在这样的发展模式下，虽然也能从中获得一定的经济利益，但却引发了区域经济结构不稳定性和支柱产业单一的敏感性，使得区域经济发展落入了“比较优势陷阱”并导致“荷兰病”型旅游地的形成。
三、研究设计
（一）“荷兰病”型旅游地识别流程
根据上文对“荷兰病”型旅游地内涵的界定，“荷兰病”型旅游地的识别流程如图1所示：步骤1：计算旅游收入相??于GDP的比重，若超过50%则进入步骤2；步骤2：识别前的准备工作，包括搜集、处理数据和建立分析模型；步骤3：“病情”初诊，即回归模型估计，运用变量平稳性检验、协整关系检验和回归模型估计的方法检验旅游收入与GDP之间是否存在长期稳定的均衡关系和因果关系，若同时存在则进入步骤4；步骤4：“病情”复诊，即回归模型修正，对步骤3中估计的回归模型进行拟合度检验、异方差检验和自相关检验，确定最终的回归模型和旅游收入对GDP的弹性系数。
（二）“荷兰病”型旅游地回归模型估计
1.平稳性检验
变量的平稳性是指变量之间的统计规律不随时间的推移而变化。变量的平稳性是计量经济分析的基本要求和进行协整检验的前提，只有模型中的变量是平稳的，计量经济分析结果才有效；反之，如果模型中含有非平稳时间序列，计量经济分析中的估计和检验将失去意义，出现伪回归（Spurious Regression）现象并得出错误的结论。
在计量经济分析之前必须要检验数据的平稳性，本文将采用ADF检验法对“荷兰病”型旅游地旅游收入与GDP构成的时间序列是否是平稳的时间序列进行检验。
2.协整检验
协整指的是多个非平稳变量的某种线性组合是平稳的，即对于两个时间序列{Xt}和{Yt}，若yt～I（1），xt～I（1），且存在一组不为零的常数α1、α2，使得α1xt+α2yt～I（0），则Xt和Yt之间是协整的[15]。协整关系检验的基本思想是：尽管两个变量序列为非平稳序列，但它们的某种线性组合却可能呈现稳定性，则这两个变量之间便存在长期稳定的均衡关系，即协整关系。例如，Xt和Yt是两个随机游走的变量，但存在Zt=Xt-λ1Yt可能是平稳的，则Xt和Yt之间就是协整的，λ1即协整参数。
协整关系检验常用方法有两种，本文将采用EG检验法对“荷兰病”型旅游地旅游收入与GDP之间是否存在长期稳定关系进行检验。
3.回归分析
回归分析是计量经济分析中确定变量之间相互关系最基本的方法，其原理是通过被解释变量（自变量）的已知值或设定值来估计或预测解释变量（因变量）的均值。对于双变量模型而言，在给定解释变量X的前提下，可确定解释变量X与被解释变量Y之间的总体回归函数（1）以表明Y的平均状态随X的变化规律。
E（Y|X）=f（X）（1）
如果解释变量X与被解释变量Y为线性关系时，式（1）可进一步明确为：
E（Y|X）=f（X）=β0+β1Xi （2）
其中，式（2）即为总体回归函数，β0、β1即回归系数。本文的回归模型估计就是在“荷兰病”型旅游地旅游收入与GDP之间建立总体回归函数并对其回归系数进行估计。
（三）“荷兰病”型旅游地回归模型修正
1.拟合度检验
回归函数对应的样本回归线本质上就是对样本数据的一种拟合，即使对于相同的样本数据，回归参数估计的方法不同拟合出的样本回归线就有可能不同。拟合度检验就是检验回归模型与样本观测值之间拟合程度的方法，是在对被解释变量Y总方差分解的基础上，通过可决系数（R2）的大小来判断模型的拟合程度。本文的拟合度检验就是对“荷兰病”型旅游地旅游收入与GDP之间的回归方程的拟合程度进行检验。
2.异方差检验
在回归模型提出的基本假定中包括有同方差性的假定，即对于所有的i（i=1，2，…，n）都有Var（ui）=σ2，即ui同方差。σ2为随机干扰项相对其均值分散程度的度量。如果E（ui）=0，即σ2度量了被解释变量Y的观测值围绕回归线E（Yi）=β1+β2X2i+β3X3i+…+βkXki的分散程度，所谓同方差也就是指相对于回归线而言，被解释变量的所有观测值的分散程度是相同的。因此，可将模型设为：
Yi=β1+β2X2i+β3X3i+…+βkXki+ui，i=1，2，…，n（3）
如果其它假定条件不变，则回归模型的随机误差项方差为：
Var（ui）=σi2，i=1，2，…，n （4）
就具有异方差性（Heteroscedasticity）。因此，所谓异方差就是指被解释变量观测值的分散程度会随着解释变量变化而发生改变，即产生异方差的原因是某个解释变量发生了变化，可得：
Var（ui）=σi2=σ2f（Xi） （5）
异方差的检验方法根据其产生原因不同的假设，有多种方法，本文将采用怀特检验法对“荷兰病”型旅游地旅游收入与GDP之间的回归模型否存在异方差进行检验。
3.自相关检验
自相关（Auto correlation）也即序列相关（Serial correlation）指回归模型的随机误差项间存在某种相关关系[12]。在回归模型的假定中有随机误差项无自相关性的假设，即ui的不同观测值之间是无相关性的，也即是： Cov（ui，uj）=E（ui，uj） （i≠j） （6）
在计量经济学中，通常用自相关系数ρ表示模型自相关的程度。由于随机误差项ut与滞后一期的随机误差项ut-1的均值为零，因此，自相关系数ρ可表示为：
ρ=■ （7）
由于ut-1为滞后一期的随机误差项，自相关系数ρ即为一阶自相关系数，其取值范围为-1≤ρ≤1，ρ的正负即可判断回归模型的自相关情况，ρ<0则存在负相关，ρ>0则存在正相关，ρ=0则为不相关。本文将采用DW 检验法对“荷兰病”型旅游地旅游收入与GDP之间的回归模型随机误差项之间存在相关关系进行检验。
四、实证分析
（一）模型构建与变量选择
丽江市、张家界市、三亚市、黄山市和阿坝州旅游产业发展水平较高，但经济发展却相对滞后，区域经济发展呈现出旅游产业异常繁荣，但其它产业发展相对滞后的“荷兰病”特征。根据上文确定的“荷兰病”型旅游地的识别流程，五个城市2014年旅游收入相当于GDP均超过50%，出现了明显的“荷兰病”征兆，需要对其“病情”进行诊断。因此，本文根据产业经济学和国民经济学相关理论，假设旅游收入（TR）对GDP增长具有拉动作用，即旅游收入增加能促进国民经济增长，建立了如下双对数回归模型（见式（8））。其中，Yt表示经全国居民消费价格指数平减处理后第t年的GDP，lnYt表示其自然对数；Xt表示经全国居民消费价格指数平减处理后第t年的旅游收入，lnYt表示其自然对数；β1表示常数项；β2表示旅游收入对GDP的弹性系数，μi为随机干扰项。
lnYt=β1+β2lnXt+μi （8）
（二）数据来源与处理
本文所涉及的原始数据主要是1997～2014年18年间的五个案例地GDP和旅游收入的相关统计数据，数据来源为1997～2014年的五个案例的《国民经济和社会发展统计公报》。考虑到通货膨胀等价格变动因素的影响，本文运用全国居民消费价格指数对五个案例地18年的GDP和旅游收入统计数据进行了平减处理。以1997年作为基期（=100），测算出1997～2011年平减后的GDP和旅游收入指标值。其中，全国居民消费价格指数来源于《中国统计年鉴》。
（三）识别结果与比较
运用Eviews7.0软件对丽江市、张家界市、黄山市、阿坝州和三亚市进行“荷兰病”识别的计量经济分析，发现五个案例地都属于“荷兰病”型旅游地，具体识别结论如下：
1.丽江市
GDP和旅游收入的对数时间序列均在5%的显著水平下二阶单整；在1%的显著水平下，GDP与旅游收入之间存在协整关系；经怀特检验，不存在异方差；经DW检验，存在自相关，运用广义差分法可消除自相关，最终回归模型为：lnYt=2.174435+ 0.789041lnXt。表明丽江市市旅游收入对GDP增长存在因果关系，旅游收入每增加1%，GDP增加0.79%。
2.张家界市
GDP和旅游收入的对数时间序列均在1%的显著水平下二阶单整；在10%的显著水平下，GDP与旅游收入之间存在协整关系；经怀特检验，不存在异方差；经DW检验，存在自相关，广义差分法修正后，仍然存在自相关，运用柯克伦―奥克特迭代法进行修正，消除自相关，最终回归模型为：lnYt=5.754662+ 0.621947lnXt。表明张家界市旅游收入对GDP增长存在因果关系，旅游收入每增加1%，GDP增加0.62%。
3.黄山市
GDP和旅游收入的对数时间序列均在1%的显著水平下二阶单整；在5%的显著水平下，GDP与旅游收入之间存在协整关系；经怀特检验，不存在异方差；经DW检验，不存在自相关，最终回归模型为：lnYt= 7.705846 + 0.494478lnXt。表明黄山市旅游收入对GDP增长存在因果关系，旅游收入每增加1%，GDP增加0.49%。
4.阿坝州
GDP和旅游收入的对数时间序列均在1%的显著水平下一阶单整；在5%的显著水平下，GDP与旅游收入之间存在协整关系；经怀特检验，不存在异方差；经自相关检验，存在自相关，经广义差分法修正后，仍然存在自相关，运用柯克伦―奥克特迭代法进行修正，消除自相关，最终回归模型为：lnYt=10.24047+ 0.308709lnXt。表明阿坝州旅游收入对GDP增长存在因果关系，旅游收入每增加1%，GDP增加0.31%。
5.三亚市
GDP和旅游收入的对数时间序列均在5%的显著水平下一阶单整；在10%的显著水平下，GDP与旅游收入之间存在协整关系；经怀特?z验，不存在异方差；经自相关检验，存在自相关，经广义差分法修正后，仍然存在自相关，运用柯克伦―奥克特迭代法进行修正，消除自相关，最终回归模型为：lnYt=0.485603+ 1.066209lnXt。表明三亚市旅游收入对GDP增长存在因果关系，旅游收入每增加1%，GDP增加1.06%。
五、结论与展望
“荷兰病”型旅游地是指旅游产业异常繁荣，其它产业发展相对滞后，国民经济发展高度依赖旅游业的旅游地，在区域旅游发展中客观存在，丽江市、张家界市、黄山市、阿坝州和三亚市就是其典型代表，具有经济发展滞后性、支柱产业单一性、外部经济依赖性、产业结构空心化和产业波动传导性五个方面的特征；其形成过程需要具备市场需求条件、旅游资源条件、产业基础条件和比较优势陷阱四个方面的条件。经过识别流程，发现丽江市、张家界市、黄山市、阿坝州和三亚市都属于“荷兰病”型旅游地，从旅游收入对GDP增长的弹性系数看，三亚市最高为1.06，之后依次是丽江市0.79、张家界市0.62、黄山市0.49和阿坝州0.31；从旅游收入促进GDP增长的的显著程度看，丽江市最高，黄山市和阿坝州次之，张家界市和三亚市较低。 由于我国旅游业起步时间不长，相关案例地旅游繁荣的时间更是短暂，使得本文在“荷兰病”型旅游地识别的研究中只使用了18年的样本数据，相对于传统的计量经济分析显得偏少；加之旅游业未能纳入我国的国民经济核算体系，使得本文在衡量旅游业对GDP的贡献时，不得不使用“旅游收入相当于GDP比重”（即旅游收入除以GDP）来表征；同时，“荷兰病”不是一成不变的，随着旅游产业和区域经济的发展可能会发生较大的变化，因此，笔者未来将持续跟踪研究五个案例地发展进程，一方面弥补本文分析数据周期较短的缺陷，另一方面也可以持续关注“荷兰病”型旅游地的发展变化趋势。
