西方經(jīng)濟(jì)學(xué)作業(yè)

考慮空間效應(yīng)的中國(guó)省域旅游產(chǎn)業(yè)彈性估計(jì)

第一節(jié)生產(chǎn)理論演進(jìn)史第二節(jié)文章簡(jiǎn)述第三節(jié)文章優(yōu)缺點(diǎn)第一節(jié)生產(chǎn)理論演進(jìn)史

從十九世紀(jì)騎士年代到二十世紀(jì)初是它的形成階段。這一階段的成果非常豐富，同時(shí)也提出了許多有價(jià)值的問題。在這一階段中，生產(chǎn)函數(shù)定義的提出，為以后的進(jìn)一步研究打下了良好的基礎(chǔ)。例如成本定律、編輯生產(chǎn)率理論。

二十世紀(jì)三十年代到四十年代是它的發(fā)展現(xiàn)代階段。這一階段提出了一些新的概念，如等產(chǎn)量線、替代彈性概念等。

上世紀(jì)五十年代后，這是生產(chǎn)理論成熟和定性階段，伴隨著生產(chǎn)理論的成熟和定性。一方面，有人對(duì)它暴露出的問題提出了批評(píng)，如資本度量問題，另一方面，產(chǎn)生理論和生產(chǎn)函數(shù)在應(yīng)用方面也活得了長(zhǎng)足的進(jìn)展，例如在管理經(jīng)濟(jì)學(xué)，農(nóng)業(yè)經(jīng)濟(jì)學(xué)及經(jīng)濟(jì)增長(zhǎng)理論中得到廣泛應(yīng)用。生產(chǎn)函數(shù)的主要研究成果時(shí)間代表人物主要成果1928年Cobb，DauglasC-D生產(chǎn)函數(shù)1937年Dauglas,DurandC-D生產(chǎn)函數(shù)的改進(jìn)型1957年SolowC-D生產(chǎn)函數(shù)的改進(jìn)型1960年Solow含體現(xiàn)型技術(shù)進(jìn)步生產(chǎn)函數(shù)1961年Arrow兩要素常替代性生產(chǎn)函數(shù)1967年Sato二級(jí)常替代性生產(chǎn)函數(shù)1968年Sato，Hoffman變替代性生產(chǎn)函數(shù)1968年Aigner，Chu邊界生產(chǎn)函數(shù)1971年Revenker變替代性生產(chǎn)函數(shù)1973年Christesen、Jorgenson超越對(duì)數(shù)生產(chǎn)函數(shù)1980年三級(jí)常替代性生產(chǎn)函數(shù)第一節(jié)生產(chǎn)理論演進(jìn)史C-D生產(chǎn)函數(shù)（柯布-道格拉斯生產(chǎn)函數(shù)）分析國(guó)民收入在工人和資本家之間的分配，現(xiàn)在被廣泛應(yīng)用于研究生產(chǎn)的投入產(chǎn)出關(guān)系。形式:假設(shè)前提：

技術(shù)和勞動(dòng)素質(zhì)不發(fā)生變化，假設(shè)勞動(dòng)和資本每年都以相

同的強(qiáng)度被使用，沒有考慮產(chǎn)量的周期性波動(dòng)。

（1）技術(shù)進(jìn)步對(duì)于產(chǎn)出增長(zhǎng)的彈性系數(shù)為單位1

（2）規(guī)模報(bào)酬不變第一節(jié)生產(chǎn)理論演進(jìn)史特點(diǎn)：

1、要素之間的替代不受限制，也就是說隨著一種要

素單方面的增加，它的邊際生產(chǎn)率總保持正值。

2、以一種獨(dú)特的方式表示要素邊際生產(chǎn)率的伸縮性，

即資本-勞動(dòng)比率的百分比變動(dòng)與要素邊際生產(chǎn)率

百分比變動(dòng)之間的關(guān)系。限制性條件：

資本和勞動(dòng)之間的替代率為1，這就意味著資本和勞

動(dòng)的生產(chǎn)彈性不隨資本-勞動(dòng)比率變化而變化。

性質(zhì)：邊際產(chǎn)量遞減、邊際替代遞減、規(guī)模報(bào)酬不變

特質(zhì)（區(qū)別于其他生產(chǎn)函數(shù)）：均方估計(jì)誤差最小第一節(jié)生產(chǎn)理論演進(jìn)史第二節(jié)文章簡(jiǎn)述題目結(jié)論與啟示產(chǎn)出彈性實(shí)證估計(jì)空間效應(yīng)：典型事實(shí)模型與樣本數(shù)據(jù)題目：考慮空間效應(yīng)的中國(guó)省域旅游產(chǎn)業(yè)彈性估計(jì)作者：吳玉鳴摘要：基于空間計(jì)量經(jīng)濟(jì)模型和2001～2007年截面平均值數(shù)據(jù)，并且考慮區(qū)域間的空間效應(yīng)，對(duì)中國(guó)省域旅游產(chǎn)業(yè)生產(chǎn)函數(shù)的彈性系數(shù)進(jìn)行了實(shí)證估計(jì)研究。第二節(jié)文章簡(jiǎn)述

題目

基本的區(qū)域旅游生產(chǎn)函數(shù)

式子中：

為i區(qū)域旅游產(chǎn)業(yè)經(jīng)濟(jì)產(chǎn)出；為i區(qū)域旅游產(chǎn)業(yè)的技術(shù)水平；為i區(qū)域旅游產(chǎn)業(yè)的資本投入量；為i區(qū)域旅游產(chǎn)業(yè)的勞動(dòng)投入量；為隨機(jī)干擾項(xiàng)；α為資本的產(chǎn)出彈性;β為勞動(dòng)的產(chǎn)出彈性。對(duì)(1)式兩邊取自然對(duì)數(shù)，可得:第二節(jié)文章簡(jiǎn)述

模型與樣本數(shù)據(jù)（1）（2）區(qū)域旅游生產(chǎn)函數(shù)的空間滯后模型（SLM）

式子中:空間滯后變量是一個(gè)區(qū)域在地理上鄰近的各區(qū)域旅游經(jīng)濟(jì)行為變量的加權(quán)求和，度量地理上鄰近地區(qū)的旅游空間外部溢出效應(yīng)。（3）式可變形為：

第二節(jié)文章簡(jiǎn)述（3）（4）區(qū)域旅游生產(chǎn)函數(shù)的空間誤差模型（SEM）式子中:衡量了樣本觀察值的誤差項(xiàng)對(duì)區(qū)域旅游產(chǎn)出的空間誤差溢出效應(yīng)。（5）式可改寫為：

第二節(jié)文章簡(jiǎn)述（5）（6）（6）式顯示了，某省區(qū)受到的一個(gè)隨機(jī)沖擊不僅影響到該區(qū)域的旅游增長(zhǎng)，還通過空間轉(zhuǎn)移矩陣

影響其他區(qū)域的旅游增長(zhǎng)，尤其是與該區(qū)域有公共邊界或距離較近的區(qū)域的旅游增長(zhǎng)。模型的估計(jì)、選擇和檢驗(yàn)1、在實(shí)際應(yīng)用中，對(duì)于空間滯后模型SLM和空間誤差模型SEM兩個(gè)空間計(jì)量經(jīng)濟(jì)學(xué)模型，以普通最小二乘法(OLS)估計(jì)SLM有偏且非一致，用OLS來估計(jì)SEM無偏而非有效，故對(duì)其估計(jì)一般采用極大似然法（ML)。對(duì)于SLM和SEM兩種模型的選擇和進(jìn)一步的空間誤差檢驗(yàn)，本文主要采取LagrangeMultiplier來檢驗(yàn)。2、區(qū)域旅游經(jīng)濟(jì)的空間效應(yīng)主要表現(xiàn)為空間依賴性(空間相關(guān)性)和空間異質(zhì)性(差異性)。在本文中，空間效應(yīng)通過空間自相關(guān)(依賴)性Moran’sI指數(shù)的測(cè)算實(shí)現(xiàn)。第二節(jié)文章簡(jiǎn)述空間樣本及數(shù)據(jù)來源

本研究使用的空間樣本為我國(guó)31個(gè)省市自治區(qū)(簡(jiǎn)稱為省域)的旅游產(chǎn)業(yè)，2001～2007年的旅游產(chǎn)業(yè)數(shù)據(jù)及價(jià)格指數(shù)數(shù)據(jù)來源于2002～2008年的《中國(guó)旅游統(tǒng)計(jì)年鑒(副本)》和《中國(guó)統(tǒng)計(jì)年鑒》。旅游產(chǎn)業(yè)主要包括旅行社、星級(jí)酒店、旅游區(qū)(點(diǎn))、旅游車船公司和其他旅游企業(yè)等。

第二節(jié)文章簡(jiǎn)述中國(guó)省域旅游產(chǎn)業(yè)的直觀空間分布模式

現(xiàn)狀：中國(guó)31個(gè)省域的旅游產(chǎn)業(yè)集聚特征明顯，總體來看，中國(guó)省域旅游產(chǎn)業(yè)空間分布呈現(xiàn)出比較明顯的中心——外圍結(jié)構(gòu)模式，區(qū)域差異比較明顯旅游產(chǎn)業(yè)空間效應(yīng)：典型事實(shí)第二節(jié)文章簡(jiǎn)述不同空間權(quán)值矩陣的空間自相關(guān)分析

三種不同的空間權(quán)值矩陣：以共同邊界定義的二分rook鄰近Wrook，以共同邊界定義的最鄰近（k-nearest)矩陣WK,

距離（distance）矩陣Wd。

根據(jù)不同的權(quán)值矩陣W計(jì)算而得的Moran’sI值是有差異的，因此通過比較選取一個(gè)恰當(dāng)?shù)腤。第二節(jié)文章簡(jiǎn)述第二節(jié)文章簡(jiǎn)述檢驗(yàn)結(jié)果

1、對(duì)于一階空間權(quán)值矩陣Wrook1，（兩省域有共同邊界為直接的鄰居），二階空間權(quán)值矩陣Wrook2（鄰居的鄰居），三階空間權(quán)值矩陣Wrook3（鄰居的鄰居的鄰居），其全域Moran’sI的值逐漸下降。2、對(duì)于Wk-nearest，隨著1個(gè)鄰居到6個(gè)鄰居的增加，其省域旅游產(chǎn)出的空間自相關(guān)性呈現(xiàn)出先增大后減小的趨勢(shì)。3、對(duì)于Wd，全域Moran’sI的值呈現(xiàn)隨距離的增大而下降的空間自相關(guān)趨勢(shì)。通過比較，選擇空間權(quán)值矩陣Wk3效果最好，即在空間計(jì)量模型分析時(shí)選擇這種空間權(quán)值矩陣及空間互動(dòng)效應(yīng)的模型能更好的解釋省域旅游經(jīng)濟(jì)行為的鄰近關(guān)系。第二節(jié)文章簡(jiǎn)述

局域Moran’sI和LISA分析

但是Wk3無法揭示各省域的空間集聚性，故用Moran’sI散點(diǎn)圖和LISA地圖來進(jìn)一步分析旅游產(chǎn)出的局域特征。高值集聚High-High低值集聚Low-Low各省域旅游產(chǎn)出的自然對(duì)數(shù)值第二節(jié)文章簡(jiǎn)述結(jié)果：

根據(jù)LISA地圖顯示，北京、山東、安徽、湖北、云南、福建、浙江、上海、遼寧、江蘇、河北、廣西等12個(gè)省體現(xiàn)High-High集聚。黑龍江、新疆、吉林、甘肅、青海、陜西、寧夏、西藏等省域旅游產(chǎn)出行為體現(xiàn)出Low-Low集聚?？梢娢覈?guó)省域旅游產(chǎn)出空間差異明顯，正向局域相關(guān)和集聚的典型特征顯著，再次表明，省域旅游產(chǎn)出理論與實(shí)證研究的空間效應(yīng)不容忽視。第二節(jié)文章簡(jiǎn)述實(shí)證估計(jì)

在檢驗(yàn)了省域旅游產(chǎn)業(yè)經(jīng)濟(jì)空間效應(yīng)的基礎(chǔ)上，本文通過納入空間效應(yīng)的空間計(jì)量模型，分析測(cè)算旅游資本和勞動(dòng)投入對(duì)旅游產(chǎn)出的彈性，并判斷其規(guī)模報(bào)酬特征。表2對(duì)我國(guó)個(gè)省旅游生產(chǎn)函數(shù)ols估計(jì)的誤差空間自相關(guān)Moran’sI檢驗(yàn)，對(duì)拉格朗日乘子誤差、滯后和穩(wěn)健性（Robust）檢驗(yàn)。省域旅游產(chǎn)出彈性實(shí)證估計(jì)第二節(jié)文章簡(jiǎn)述故選擇空間滯后模型（SLM）更為可取第二節(jié)文章簡(jiǎn)述

進(jìn)行擬合優(yōu)度分析第二節(jié)文章簡(jiǎn)述第二節(jié)文章簡(jiǎn)述表三結(jié)果：

通過圖表我們可以看出空間滯后模型SLMK3的擬合優(yōu)度分析最高94.77%。

SLM模型K3參數(shù)估計(jì)結(jié)果顯示，旅游資本投入彈性系數(shù)為0.7435，旅游勞動(dòng)投入的彈性系數(shù)為0.3964。這表明在不考慮其他因素影響的情況下，資本投入對(duì)省域旅游產(chǎn)出的貢獻(xiàn)要大于勞動(dòng)投入。兩者彈性系數(shù)相加為1.1399，大于1，省域旅游生產(chǎn)表現(xiàn)為規(guī)模報(bào)酬遞增的特征。第二節(jié)文章簡(jiǎn)述

結(jié)論及啟示1經(jīng)過空間計(jì)量經(jīng)濟(jì)的全域Moran’sI檢驗(yàn)和局域Moran’sI散點(diǎn)圖和LISA圖分析。我國(guó)省域旅游產(chǎn)出不但從整體上表現(xiàn)出明顯的空間集群特征，而且存在著較為明顯的局域旅游空間集群特征，空間鄰近和距離衰減效應(yīng)明顯。由此，在測(cè)算省域旅游彈性時(shí)不應(yīng)忽略空間依賴性和差異性的作用。第二節(jié)文章簡(jiǎn)述結(jié)論及啟示空間計(jì)量經(jīng)濟(jì)全域Moran'sI檢驗(yàn)省域旅游產(chǎn)出具局域空間自相關(guān)性具集群效應(yīng)省域旅游產(chǎn)出具空間相關(guān)性具明顯的集群趨勢(shì)局域Moran'sI散點(diǎn)圖LISA地圖分析整體空間集群局域空間集群空間鄰近和距離衰弱效應(yīng)明顯空間依賴性和差異性

2

空間自相關(guān)作用的空間誤差回歸模型估計(jì)和不同空間權(quán)值矩陣結(jié)果表明，作為旅游產(chǎn)業(yè)要素積累的兩個(gè)重要來源，資本投入和勞動(dòng)投入是目前中國(guó)旅游產(chǎn)業(yè)增長(zhǎng)的主動(dòng)力，且處于規(guī)模報(bào)酬遞增階段。因此，繼續(xù)增加旅游產(chǎn)業(yè)資本和勞動(dòng)投入、提高其使用效率將對(duì)省域旅游產(chǎn)出發(fā)揮報(bào)酬遞增作用。第二節(jié)文章簡(jiǎn)述

結(jié)論及啟示3

我國(guó)省域旅游產(chǎn)出顯著的空間旅游溢出主要通過鄰近省域旅游產(chǎn)出的空間溢出效應(yīng)發(fā)揮作用的，而不是通過誤差沖擊對(duì)旅游產(chǎn)出產(chǎn)生作用。

啟示:在旅游規(guī)劃設(shè)計(jì)和開發(fā)政策制定過程中應(yīng)該充分考慮空間效應(yīng)，尤其是局域性特性的作用，加強(qiáng)鄰近省域旅游產(chǎn)業(yè)的合作開發(fā)，共享交通設(shè)施和旅游市場(chǎng)，進(jìn)行統(tǒng)一規(guī)劃設(shè)計(jì)和組織更有效的合理專業(yè)化旅游線路，實(shí)現(xiàn)省域互動(dòng)共贏。第二節(jié)文章簡(jiǎn)述

結(jié)論及啟示選題角度新穎從旅游學(xué)角度研究區(qū)域?yàn)槭∮蚍秶?，不同于之前研究的行業(yè)以及全國(guó)范圍。2.對(duì)旅游經(jīng)濟(jì)的研究基于空間效應(yīng)，充分考慮其空間相關(guān)性。從經(jīng)濟(jì)學(xué)角度將柯布—道格拉斯生產(chǎn)函數(shù)與空間計(jì)量模型相結(jié)合。

以柯布道格拉斯函數(shù)為基礎(chǔ)，引用空間計(jì)量經(jīng)濟(jì)學(xué)模型來進(jìn)行實(shí)證研究。第三節(jié)文章優(yōu)缺點(diǎn)優(yōu)點(diǎn)

空間模型選擇合理1.選擇過程：區(qū)域旅游生產(chǎn)函數(shù)（缺少旅游經(jīng)濟(jì)行為的空間聯(lián)系），從而建立空間滯后模型（忽略其他旅游變量對(duì)旅游產(chǎn)出的影響），引進(jìn)空間誤差模型。2.估計(jì)檢驗(yàn)：OLS估計(jì)LagrangeMultiplier檢驗(yàn)第三節(jié)文章優(yōu)缺點(diǎn)與旅游學(xué)聯(lián)系緊密

在每一個(gè)列出的經(jīng)濟(jì)