西方經(jīng)濟學(xué)作業(yè)

考慮空間效應(yīng)的中國省域旅游產(chǎn)業(yè)彈性估計

第一節(jié)生產(chǎn)理論演進史第二節(jié)文章簡述第三節(jié)文章優(yōu)缺點第一節(jié)生產(chǎn)理論演進史

從十九世紀騎士年代到二十世紀初是它的形成階段。這一階段的成果非常豐富，同時也提出了許多有價值的問題。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，有人對它暴露出的問題提出了批評，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)用方面也活得了長足的進展，例如在管理經(jīng)濟學(xué)，農(nóng)業(yè)經(jīng)濟學(xué)及經(jīng)濟增長理論中得到廣泛應(yīng)用。生產(chǎn)函數(shù)的主要研究成果時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)的改進型1957年SolowC-D生產(chǎn)函數(shù)的改進型1960年Solow含體現(xiàn)型技術(shù)進步生產(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超越對數(shù)生產(chǎn)函數(shù)1980年三級常替代性生產(chǎn)函數(shù)第一節(jié)生產(chǎn)理論演進史C-D生產(chǎn)函數(shù)（柯布-道格拉斯生產(chǎn)函數(shù)）分析國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)和勞動素質(zhì)不發(fā)生變化，假設(shè)勞動和資本每年都以相

同的強度被使用，沒有考慮產(chǎn)量的周期性波動。

（1）技術(shù)進步對于產(chǎn)出增長的彈性系數(shù)為單位1

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

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、以一種獨特的方式表示要素邊際生產(chǎn)率的伸縮性，

即資本-勞動比率的百分比變動與要素邊際生產(chǎn)率

百分比變動之間的關(guān)系。限制性條件：

資本和勞動之間的替代率為1，這就意味著資本和勞

動的生產(chǎn)彈性不隨資本-勞動比率變化而變化。

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

特質(zhì)（區(qū)別于其他生產(chǎn)函數(shù)）：均方估計誤差最小第一節(jié)生產(chǎn)理論演進史第二節(jié)文章簡述題目結(jié)論與啟示產(chǎn)出彈性實證估計空間效應(yīng)：典型事實模型與樣本數(shù)據(jù)題目：考慮空間效應(yīng)的中國省域旅游產(chǎn)業(yè)彈性估計作者：吳玉鳴摘要：基于空間計量經(jīng)濟模型和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)，對中國省域旅游產(chǎn)業(yè)生產(chǎn)函數(shù)的彈性系數(shù)進行了實證估計研究。第二節(jié)文章簡述

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)的勞動投入量；為隨機干擾項；α為資本的產(chǎn)出彈性;β為勞動的產(chǎn)出彈性。對(1)式兩邊取自然對數(shù)，可得:第二節(jié)文章簡述

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區(qū)域在地理上鄰近的各區(qū)域旅游經(jīng)濟行為變量的加權(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對區(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)文章簡述（5）（6）（6）式顯示了，某省區(qū)受到的一個隨機沖擊不僅影響到該區(qū)域的旅游增長，還通過空間轉(zhuǎn)移矩陣

影響其他區(qū)域的旅游增長，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。模型的估計、選擇和檢驗1、在實際應(yīng)用中，對于空間滯后模型SLM和空間誤差模型SEM兩個空間計量經(jīng)濟學(xué)模型，以普通最小二乘法(OLS)估計SLM有偏且非一致，用OLS來估計SEM無偏而非有效，故對其估計一般采用極大似然法（ML)。對于SLM和SEM兩種模型的選擇和進一步的空間誤差檢驗，本文主要采取LagrangeMultiplier來檢驗。2、區(qū)域旅游經(jīng)濟的空間效應(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)的測算實現(xiàn)。第二節(jié)文章簡述空間樣本及數(shù)據(jù)來源

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

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

現(xiàn)狀：中國31個省域的旅游產(chǎn)業(yè)集聚特征明顯，總體來看，中國省域旅游產(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)：典型事實第二節(jié)文章簡述不同空間權(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計算而得的Moran’sI值是有差異的，因此通過比較選取一個恰當(dāng)?shù)腤。第二節(jié)文章簡述第二節(jié)文章簡述檢驗結(jié)果

1、對于一階空間權(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、對于Wk-nearest，隨著1個鄰居到6個鄰居的增加，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。3、對于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。通過比較，選擇空間權(quán)值矩陣Wk3效果最好，即在空間計量模型分析時選擇這種空間權(quán)值矩陣及空間互動效應(yīng)的模型能更好的解釋省域旅游經(jīng)濟行為的鄰近關(guān)系。第二節(jié)文章簡述

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散點圖和LISA地圖來進一步分析旅游產(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)出的自然對數(shù)值第二節(jié)文章簡述結(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。可見我國省域旅游產(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)出理論與實證研究的空間效應(yīng)不容忽視。第二節(jié)文章簡述實證估計

在檢驗了省域旅游產(chǎn)業(yè)經(jīng)濟空間效應(yīng)的基礎(chǔ)上，本文通過納入空間效應(yīng)的空間計量模型，分析測算旅游資本和勞動投入對旅游產(chǎn)出的彈性，并判斷其規(guī)模報酬特征。表2對我國個省旅游生產(chǎn)函數(shù)ols估計的誤差空間自相關(guān)Moran’sI檢驗，對拉格朗日乘子誤差、滯后和穩(wěn)健性（Robust）檢驗。省域旅游產(chǎn)出彈性實證估計第二節(jié)文章簡述故選擇空間滯后模型（SLM）更為可取第二節(jié)文章簡述

進行擬合優(yōu)度分析第二節(jié)文章簡述第二節(jié)文章簡述表三結(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)估計結(jié)果顯示，旅游資本投入彈性系數(shù)為0.7435，旅游勞動投入的彈性系數(shù)為0.3964。這表明在不考慮其他因素影響的情況下，資本投入對省域旅游產(chǎn)出的貢獻要大于勞動投入。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)模報酬遞增的特征。第二節(jié)文章簡述

結(jié)論及啟示1經(jīng)過空間計量經(jīng)濟的全域Moran’sI檢驗和局域Moran’sI散點圖和LISA圖分析。我國省域旅游產(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，在測算省域旅游彈性時不應(yīng)忽略空間依賴性和差異性的作用。第二節(jié)文章簡述結(jié)論及啟示空間計量經(jīng)濟全域Moran'sI檢驗省域旅游產(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局域Moran'sI散點圖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)要素積累的兩個重要來源，資本投入和勞動投入是目前中國旅游產(chǎn)業(yè)增長的主動力，且處于規(guī)模報酬遞增階段。因此，繼續(xù)增加旅游產(chǎn)業(yè)資本和勞動投入、提高其使用效率將對省域旅游產(chǎn)出發(fā)揮報酬遞增作用。第二節(jié)文章簡述

結(jié)論及啟示3

我國省域旅游產(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旅游產(chǎn)出產(chǎn)生作用。

啟示:在旅游規(guī)劃設(shè)計和開發(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，進行統(tǒng)一規(guī)劃設(shè)計和組織更有效的合理專業(yè)化旅游線路，實現(xiàn)省域互動共贏。第二節(jié)文章簡述

結(jié)論及啟示選題角度新穎從旅游學(xué)角度研究區(qū)域為省域范圍，不同于之前研究的行業(yè)以及全國范圍。2.對旅游經(jīng)濟的研究基于空間效應(yīng)，充分考慮其空間相關(guān)性。從經(jīng)濟學(xué)角度將柯布—道格拉斯生產(chǎn)函數(shù)與空間計量模型相結(jié)合。

以柯布道格拉斯函數(shù)為基礎(chǔ)，引用空間計量經(jīng)濟學(xué)模型來進行實證研究。第三節(jié)文章優(yōu)缺點優(yōu)點

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旅游產(chǎn)出的影響），引進空間誤差模型。2.估計檢驗：OLS估計LagrangeMultiplier檢驗第三節(jié)文章優(yōu)缺點與旅游學(xué)聯(lián)系緊密

在每一個列出的經(jīng)濟