旅游業(yè)是產(chǎn)業(yè)結(jié)構(gòu)變遷的動力嗎?來自中國的經(jīng)驗證據(jù)

吳雪飛 趙 磊

(1.浙江旅游職業(yè)學(xué)院,浙江杭州 311231; 2.浙江工業(yè)大學(xué)管理學(xué)院,浙江杭州 310023)

0 引言

在經(jīng)濟(jì)增長過程中,“Kuznets典型事實”強調(diào)不同部門產(chǎn)值比例存在系統(tǒng)性變化,并且生產(chǎn)要素會隨著經(jīng)濟(jì)的增長在部門之間重新配置(Kuznets,1973)。改革開放以來,中國經(jīng)濟(jì)演變的一個重要特征便是產(chǎn)業(yè)結(jié)構(gòu)的動態(tài)變遷,主要表現(xiàn)為資源由農(nóng)業(yè)部門向非農(nóng)部門轉(zhuǎn)移流動而產(chǎn)生的配置優(yōu)化效應(yīng)和生產(chǎn)率提升效應(yīng)。若將經(jīng)濟(jì)學(xué)史拉長來看,產(chǎn)業(yè)結(jié)構(gòu)變遷已成為驅(qū)動中國經(jīng)濟(jì)增長的重要引擎(Peneder,2003;嚴(yán)成樑 等,2016)。當(dāng)前,“結(jié)構(gòu)性減速”倒逼中國經(jīng)濟(jì)進(jìn)入新常態(tài),如何加快推進(jìn)產(chǎn)業(yè)結(jié)構(gòu)優(yōu)化升級,是破解中國經(jīng)濟(jì)因“結(jié)構(gòu)扭曲”所致增長乏力之困,從而獲取未來增長新動能,乃至于助推跨越“中等收入陷阱”的核心要義。

黨的十九大報告提出,中國社會現(xiàn)階段主要矛盾已經(jīng)轉(zhuǎn)化為人民日益增長的美好生活需要和不平衡不充分的發(fā)展之間的矛盾,其中所隱含的道理是,市場多樣化產(chǎn)品的供給速度無法匹配公眾差異性需求的轉(zhuǎn)換速度。事實上,隨著工業(yè)化帶來的收入水平提高和身心壓力陡增,人們愈發(fā)表現(xiàn)出對以高層次精神愉悅體驗為“硬核”的美好生活的強烈需求和迫切向往,而與之相對的高品質(zhì)休閑服務(wù)業(yè)態(tài)的有效供給相對不足,卻成為上述矛盾的集中寫照。需要特別強調(diào)的是,作為可以顯著拉動經(jīng)濟(jì)增長的產(chǎn)業(yè),服務(wù)人民美好生活的幸福產(chǎn)業(yè),旅游業(yè)對產(chǎn)業(yè)結(jié)構(gòu)變遷的影響長期以來在經(jīng)濟(jì)學(xué)理論研究中被低估。然而,一方面,從現(xiàn)實來看,2016年中國旅游業(yè)對國民經(jīng)濟(jì)綜合貢獻(xiàn)率達(dá)11%,2015年人均出游率超過3次,已達(dá)到發(fā)達(dá)國家國民旅游權(quán)利普及水平(國家旅游局,2017)。另一方面,Kongsamut等(2001)認(rèn)為,旅游業(yè)也可分別從需求和供給兩端通過絕對收入效應(yīng)和要素產(chǎn)出效應(yīng)影響產(chǎn)業(yè)結(jié)構(gòu)變遷。具體地,在非位似偏好假設(shè)下,伴隨著潛在市場可支配收入水平的提高,現(xiàn)代旅游或休閑需求收入彈性上升,導(dǎo)致相關(guān)資源要素向此類部門流動而引起產(chǎn)業(yè)結(jié)構(gòu)變遷(Hori et al.,2004)。除此以外,隨著后工業(yè)文明和消費時代來臨,以優(yōu)質(zhì)旅游為引領(lǐng)的現(xiàn)代服務(wù)業(yè)的要素邊際產(chǎn)出彈性顯著提升,從而直接誘使資源要素在部門間重新配置而驅(qū)動產(chǎn)業(yè)結(jié)構(gòu)變遷(Alvarez-Cuadrado et al.,2017)。正如Herrendorf等(2013)所指,關(guān)于產(chǎn)業(yè)結(jié)構(gòu)變遷根本動力的學(xué)術(shù)討論還未達(dá)成共識,而根據(jù)以上理論邏輯,旅游業(yè)能否成為題中應(yīng)有之義還有待系統(tǒng)地進(jìn)行理論解析和經(jīng)驗論證。

從文獻(xiàn)演進(jìn)和分布來看,無論是Lanza等(1995)和Cooper等(2008)分別從內(nèi)生經(jīng)濟(jì)增長和凱恩斯乘數(shù)效應(yīng)視角嘗試性進(jìn)行理論探索,還是以Balaguer等(2002)為代表對“旅游導(dǎo)向型增長(Tourism-Led Growth,TLG)假說”進(jìn)行初次實證檢驗,旅游業(yè)與經(jīng)濟(jì)增長的關(guān)系始終是國內(nèi)外旅游經(jīng)濟(jì)學(xué)關(guān)注的重點研究取向,并且相關(guān)文獻(xiàn)持續(xù)涌現(xiàn)。另外,早期的學(xué)術(shù)爭辯中,產(chǎn)業(yè)結(jié)構(gòu)變遷即被認(rèn)為是促進(jìn)經(jīng)濟(jì)增長的重要源泉(Chenery et al.,1968;Chenery et al.,1980),隨后又出現(xiàn)了一支專門討論產(chǎn)業(yè)結(jié)構(gòu)變遷動力的文獻(xiàn),但主要還是傾向于從投資、生產(chǎn)率和產(chǎn)業(yè)集聚等供給側(cè)方面給予相應(yīng)解釋(Ngai et al.,2007;Acemoglu et al.,2008;焦勇,2015),而從消費者偏好角度進(jìn)行的需求端考察則略顯薄弱。實際上,與技術(shù)供給引起的要素產(chǎn)出效應(yīng)和相對價格效應(yīng)相比,由消費需求引致的絕對收入效應(yīng)和產(chǎn)業(yè)關(guān)聯(lián)效應(yīng)對產(chǎn)業(yè)結(jié)構(gòu)變遷的貢獻(xiàn)程度同等重要,甚至后者效力更大(Boppart,2014;Comin et al.,2015),而旅游業(yè)作為典型的需求導(dǎo)向型和產(chǎn)業(yè)關(guān)聯(lián)性產(chǎn)業(yè)(Talaya et al.,1996;Lee et al.,2011),卻鮮有將旅游業(yè)與產(chǎn)業(yè)結(jié)構(gòu)變遷相結(jié)合,系統(tǒng)考察旅游業(yè)對產(chǎn)業(yè)結(jié)構(gòu)變遷影響及作用機(jī)制的文獻(xiàn)。

與已有研究相比,本文試圖從旅游業(yè)的研究視角來解讀中國產(chǎn)業(yè)結(jié)構(gòu)變遷的動力因素,可能的邊際貢獻(xiàn)在于:其一,鑒于學(xué)術(shù)界對旅游業(yè)和產(chǎn)業(yè)結(jié)構(gòu)變遷關(guān)系尚缺乏深入認(rèn)識,本文除了對旅游業(yè)影響產(chǎn)業(yè)結(jié)構(gòu)變遷進(jìn)行理論層面的探討之外,同時對其予以實證檢驗,進(jìn)而豐富和深化了旅游業(yè)對經(jīng)濟(jì)增長影響的研究領(lǐng)域。其二,本文分別從產(chǎn)業(yè)結(jié)構(gòu)合理化和高級化視角,對旅游業(yè)影響產(chǎn)業(yè)結(jié)構(gòu)變遷進(jìn)行詳細(xì)考察,在拓展產(chǎn)業(yè)經(jīng)濟(jì)學(xué)中有關(guān)旅游業(yè)在經(jīng)濟(jì)結(jié)構(gòu)調(diào)整領(lǐng)域的解釋效力的同時,也為充實產(chǎn)業(yè)結(jié)構(gòu)變遷的影響因素提供了新證據(jù)。其三,基于基礎(chǔ)性和拓展性的理論推設(shè),本文除了首次對旅游業(yè)影響產(chǎn)業(yè)結(jié)構(gòu)變遷進(jìn)行實證研究之外,還對其中的影響機(jī)制進(jìn)行了相應(yīng)檢驗,初步構(gòu)建了較為完整的旅游業(yè)影響產(chǎn)業(yè)結(jié)構(gòu)變遷的邏輯研究框架。

1 理論分析與研究假說

1.1 基礎(chǔ)性理論假說

20世紀(jì)80年代,旅游業(yè)被視作國家重要創(chuàng)匯行業(yè),90年代,成為國民經(jīng)濟(jì)新的增長點,進(jìn)入21世紀(jì),被定位為國民經(jīng)濟(jì)的戰(zhàn)略性支柱產(chǎn)業(yè),旅游業(yè)對國民經(jīng)濟(jì)的綜合貢獻(xiàn)與日俱增。不僅如此,在地方官員“政治錦標(biāo)賽”中,上級政府不斷降低官員晉升與經(jīng)濟(jì)發(fā)展掛鉤的激勵權(quán)重,而是傾向建立“綠色考核體系”,尤其要提升環(huán)境成本和社會民生指標(biāo)在地方官員晉升和考核中的評價權(quán)重。在此政府治理背景下,旅游業(yè)因具備在產(chǎn)業(yè)關(guān)聯(lián)、投資促進(jìn)、就業(yè)刺激、文化推廣和精神愉悅等方面的綜合比較優(yōu)勢,理所當(dāng)然地成為地方官員積極發(fā)展的合意產(chǎn)業(yè)。因此,地方官員基于自身政治和經(jīng)濟(jì)利益雙重考量,在屬地轄區(qū)內(nèi)鼓勵發(fā)展旅游業(yè)的熱情不斷高漲,并將相關(guān)要素配置到旅游業(yè)的主觀能動性得以加強。據(jù)國家旅游局提供的數(shù)據(jù)顯示,2016年,中國旅游業(yè)對國民經(jīng)濟(jì)綜合貢獻(xiàn)率已達(dá)11%,全年旅游總收入同比增長13.6%,而以收入所衡量的產(chǎn)業(yè)規(guī)模擴(kuò)張速度也明顯高于同期經(jīng)濟(jì)增長速度,正如時任聯(lián)合國世界旅游組織秘書長塔勒布·瑞法依所言:“中國旅游業(yè)的發(fā)展成績令人矚目,并為世界旅游業(yè)發(fā)展提供了范例(1)http://www.xinhuanet.com/world/2016-04/27/c_128935495.htm.。”可以預(yù)見,旅游業(yè)正在對要素市場配置、產(chǎn)業(yè)體系構(gòu)建和經(jīng)濟(jì)結(jié)構(gòu)轉(zhuǎn)型產(chǎn)生無法忽視的作用。

旅游業(yè)影響產(chǎn)業(yè)結(jié)構(gòu)變遷的理論機(jī)制可以精煉為3種核心的傳導(dǎo)途徑:

(1) 旅游業(yè)孕育動態(tài)產(chǎn)業(yè)集聚。根據(jù)新結(jié)構(gòu)經(jīng)濟(jì)學(xué),由要素稟賦結(jié)構(gòu)和市場消費結(jié)構(gòu)變化所形成的產(chǎn)業(yè)集聚是驅(qū)使經(jīng)濟(jì)結(jié)構(gòu)調(diào)整的重要因素(林毅夫,2012)。已有文獻(xiàn)側(cè)重于探究制造業(yè)集聚對產(chǎn)業(yè)結(jié)構(gòu)升級的影響機(jī)理,而由于服務(wù)業(yè)生產(chǎn)率相對降低的緣故,忽視了服務(wù)業(yè)的集聚活動對產(chǎn)業(yè)結(jié)構(gòu)升級所可能產(chǎn)生的潛在影響(Drucker et al.,2012;Drucker,2013;宋錚,2016)。關(guān)于旅游業(yè)動態(tài)集聚的一般性,同樣遵循Marshall(1920)對外部性是產(chǎn)業(yè)集聚源泉的理論規(guī)律判定,其形成過程本質(zhì)上是旅游業(yè)依賴于富有比較優(yōu)勢的關(guān)聯(lián)產(chǎn)業(yè)融合勢能(Goodall et al.,1988),進(jìn)而不斷催生新型產(chǎn)品或業(yè)態(tài),通過滿足旅游市場需求異質(zhì)偏好,拓展旅游企業(yè)潛在利潤區(qū)間,以獲得旅游業(yè)集聚經(jīng)濟(jì)。旅游業(yè)動態(tài)集聚對產(chǎn)業(yè)結(jié)構(gòu)調(diào)整的作用原理可以理解為:一方面,在旅游業(yè)集聚初期,首先以旅游業(yè)內(nèi)部行業(yè)企業(yè)專業(yè)化集中所產(chǎn)生的外部性為原發(fā)動力,并伴隨產(chǎn)業(yè)關(guān)聯(lián)效應(yīng),旅游業(yè)跨產(chǎn)業(yè)間企業(yè)集中所產(chǎn)生的多樣化外部性驅(qū)使旅游關(guān)聯(lián)產(chǎn)業(yè)動態(tài)集聚,由此所產(chǎn)生的勞動要素流動、人力資本積累、基礎(chǔ)設(shè)施改善和創(chuàng)新能力提升等要素稟賦結(jié)構(gòu)方面的內(nèi)生動力相應(yīng)驅(qū)動產(chǎn)業(yè)形態(tài)出現(xiàn)轉(zhuǎn)型升級;另一方面,旅游業(yè)動態(tài)集聚所形成的規(guī)模經(jīng)濟(jì)會在需求與成本關(guān)聯(lián)、中間投入品共享和“本地市場效應(yīng)”方面拓寬市場廣度,而旅游需求的差異性和旅游體驗的綜合性又會引導(dǎo)旅游產(chǎn)業(yè)鏈向市場深度延展,市場范圍的擴(kuò)大會進(jìn)一步促進(jìn)產(chǎn)業(yè)分工,分工的日益精細(xì)化又會推動產(chǎn)業(yè)結(jié)構(gòu)轉(zhuǎn)型。

(2) 旅游業(yè)引發(fā)廣義資本深化。隨著旅游業(yè)在國民經(jīng)濟(jì)體系中的戰(zhàn)略性地位日益凸顯,中國旅游業(yè)迎來新一輪發(fā)展黃金期,旅游業(yè)投融資環(huán)境持續(xù)向好,以國務(wù)院辦公廳印發(fā)《關(guān)于進(jìn)一步促進(jìn)旅游投資和消費的若干意見》為標(biāo)志,大量國有資本、社會資本和民營企業(yè)開始轉(zhuǎn)向旅游業(yè)。根據(jù)原國家旅游局發(fā)布的《2016中國旅游投資報告》,2016年全國旅游業(yè)實際完成投資12997億元,同比增長29%,比第三產(chǎn)業(yè)和固定資產(chǎn)投資增速分別高18%和21%,在當(dāng)前經(jīng)濟(jì)下行壓力加大的情況下,全國旅游投資繼續(xù)保持逆勢上揚態(tài)勢,成為全社會投資的新熱點領(lǐng)域。不僅如此,若再考慮旅游業(yè)投資乘數(shù)效應(yīng)和跨產(chǎn)業(yè)關(guān)聯(lián)投資乘數(shù)效應(yīng)雙重疊加,由旅游業(yè)直接和間接所帶動的全社會投資規(guī)模還將大幅攀升,進(jìn)而促進(jìn)全社會資本深化。旅游業(yè)對產(chǎn)業(yè)結(jié)構(gòu)變遷的影響主要體現(xiàn)在3個方面:① 現(xiàn)代旅游業(yè)作為新興服務(wù)業(yè)部門,較高的邊際生產(chǎn)率吸引原本依附于傳統(tǒng)工業(yè)的生產(chǎn)要素流向與旅游業(yè)相關(guān)的優(yōu)勢或高端服務(wù)業(yè),不僅使得產(chǎn)業(yè)間的資源要素趨于優(yōu)化配置,產(chǎn)業(yè)結(jié)構(gòu)更具合理化,而且也從整體上促使產(chǎn)業(yè)結(jié)構(gòu)由傳統(tǒng)制造業(yè)向新興服務(wù)業(yè)轉(zhuǎn)變。② 在需求端,旅游業(yè)引發(fā)廣義資本深化直接帶來旅游業(yè)及其延伸產(chǎn)業(yè)內(nèi)資本勞動比上升。如果假定資本勞動替代彈性較大,企業(yè)則會傾向使用價格相對較低的資本要素,那么資本深化就可以延緩資本的邊際產(chǎn)出遞減趨勢,而如果在旅游業(yè)直接和間接受雇傭的勞動力相對價格提高,“效率工資”就會激勵勞動生產(chǎn)率積極改善,即所謂的“卡爾多-凡頓效應(yīng)”(Kaldor,1975),隨之而產(chǎn)生的工資收入水平提升又會促進(jìn)消費結(jié)構(gòu)升級,進(jìn)而也會刺激產(chǎn)業(yè)結(jié)構(gòu)向高層次新興產(chǎn)業(yè)轉(zhuǎn)化。③ 在供給端,技術(shù)進(jìn)步給我們提供了一個解釋旅游業(yè)廣義資本深化影響產(chǎn)業(yè)結(jié)構(gòu)升級的恰當(dāng)視角。一方面,沿襲上述假定條件,旅游業(yè)相關(guān)企業(yè)會通過主動進(jìn)行技術(shù)革新或改善的途徑以替代相對價格較高的勞動要素(Hicks,1932);另一方面,隨著旅游消費主體的高品質(zhì)體驗要求和旅游業(yè)與信息技術(shù)的深度融合,旅游產(chǎn)品業(yè)態(tài)愈發(fā)強調(diào)知識創(chuàng)新性所產(chǎn)生的高層次精神愉悅效用,加之此類旅游產(chǎn)品形式符合未來旅游市場發(fā)展趨勢,并且產(chǎn)品收入價格彈性空間較大,所以諸多企業(yè)具備較高的研發(fā)動力。

(3) 旅游業(yè)誘使土地選擇出讓。事實上,新常態(tài)下,土地作為旅游業(yè)發(fā)展的基礎(chǔ)要素,國家和地方政府為了鼓勵其發(fā)展,在陸續(xù)出臺的相關(guān)政策文件中,旅游業(yè)用地問題均被著重提及。例如,在國家層面,國務(wù)院關(guān)于《加快發(fā)展旅游業(yè)的意見》(國發(fā)〔2009〕41號)(2)http://www.gov.cn/zwgk/2009-12/03/content_1479523.htm.首次提出:年度土地供應(yīng)要適當(dāng)增加旅游業(yè)發(fā)展用地。積極支持利用荒地、荒坡、荒灘、垃圾場、廢棄礦山、邊遠(yuǎn)海島和可以開發(fā)利用的石漠化土地等開發(fā)旅游項目。支持企事業(yè)單位利用存量房產(chǎn)、土地資源興辦旅游業(yè)。《關(guān)于支持旅游業(yè)發(fā)展用地政策的意見》(國土資規(guī)〔2015〕10 號)(3)http://www.jxgtt.gov.cn/News.shtml?p5=52030737.分別在旅游業(yè)用地分類管理、綜合利用、供應(yīng)方式、服務(wù)監(jiān)管和新業(yè)態(tài)用地政策等方面進(jìn)行了較為系統(tǒng)的規(guī)定闡述。在地方層面,2012年,國土資源部會同國家旅游局,在全國旅游綜合改革試點城市成都、秦皇島、舟山、張家界、桂林配套開展了旅游業(yè)用地綜合改革試點?！侗本┦小笆濉睍r期旅游和會展業(yè)發(fā)展規(guī)劃》(4)http://whlyj.beijing.gov.cn/cycj/ghjh/index.htm.指出,“落實旅游業(yè)用地保障”“改革完善旅游用地管理制度,推動土地差別化管理與引導(dǎo)旅游供給結(jié)構(gòu)調(diào)整相結(jié)合”。分稅制改革后,土地征用和出讓由于可以創(chuàng)造可觀的地方政府預(yù)算和非預(yù)算收入,進(jìn)而贏得為了獲取晉升優(yōu)勢的地方政府官員的不斷青睞(周飛舟,2010)。基于土地財政視角,旅游業(yè)影響產(chǎn)業(yè)結(jié)構(gòu)變遷的邏輯機(jī)制有二:一是,工業(yè)化初期,在經(jīng)濟(jì)增長為政績考核指標(biāo)導(dǎo)向下,地方政府以土地優(yōu)惠政策進(jìn)行招商引資競爭,較低的工業(yè)用地成本促進(jìn)了制造業(yè)發(fā)展,而進(jìn)入到工業(yè)化中后期,工業(yè)化所產(chǎn)生的經(jīng)濟(jì)增長效應(yīng)使得居民可支配收入水平顯著提升,于是居民旅游消費需求層次不斷升級,休閑度假、文娛社交、購物體驗和康養(yǎng)健身等現(xiàn)代高端旅游產(chǎn)品業(yè)態(tài)在市場中持續(xù)涌現(xiàn),從而激發(fā)多元旅游產(chǎn)品供給主體在土地招拍掛市場交易中表現(xiàn)活躍,再加之各級政府或部門已經(jīng)頒發(fā)的旅游業(yè)用地優(yōu)惠政策,所以旅游業(yè)及其跨產(chǎn)業(yè)商業(yè)服務(wù)用地比例開始上升。另一方面,隨著工業(yè)化發(fā)展,不僅土地價格不斷上漲,而且扭曲的用地價格補貼和模糊的產(chǎn)業(yè)準(zhǔn)入門檻直接導(dǎo)致土地資源嚴(yán)重錯配,進(jìn)而倒逼地方政府逐漸淘汰中、低端制造業(yè),而轉(zhuǎn)向土地出讓性收益較高的跨上述新型旅游產(chǎn)品業(yè)態(tài)的商業(yè)和服務(wù)業(yè)多樣化集中所形成的綜合體或集聚區(qū),這也是一種破解因土地資源配置扭曲而抑制產(chǎn)業(yè)結(jié)構(gòu)優(yōu)化升級的有益嘗試。二是,政府給予旅游業(yè)及其跨產(chǎn)業(yè)商業(yè)服務(wù)用地的稅收優(yōu)惠,將會改變所扶持優(yōu)勢產(chǎn)業(yè)的比價關(guān)系,尤其是通過為其創(chuàng)造價格調(diào)整的比較利益,從而會刺激優(yōu)勢產(chǎn)業(yè)內(nèi)企業(yè)擴(kuò)大投資,此類旅游業(yè)用地發(fā)生機(jī)制所引起的產(chǎn)業(yè)比價關(guān)系則會直接誘發(fā)產(chǎn)業(yè)結(jié)構(gòu)調(diào)整(陶長琪 等,2017)。另一方面,旅游業(yè)變相獲得要素價格補貼,不僅可以推動旅游產(chǎn)品消費者預(yù)算線外移,以增加產(chǎn)品實際需求量,而且也因為直接降低了旅游產(chǎn)品相對價格,又會釋放出價格敏感型旅游產(chǎn)品消費者的潛在需求量,從而促進(jìn)了以現(xiàn)代旅游業(yè)為代表的高端服務(wù)業(yè)發(fā)展?；谝陨戏治?提出以下假設(shè):

假設(shè)1:在上述3種機(jī)制作用下,旅游業(yè)對產(chǎn)業(yè)結(jié)構(gòu)變遷將會產(chǎn)生直接的積極影響。

1.2 拓展性理論假說

1.2.1 市場化

中國正處于計劃體制向市場經(jīng)濟(jì)轉(zhuǎn)軌時期,由市場外部性、不完全競爭和信息不對稱等因素所導(dǎo)致的“失靈”限制了市場的資源配置作用,進(jìn)而致使經(jīng)濟(jì)結(jié)構(gòu)失衡,如產(chǎn)能過剩和產(chǎn)業(yè)波動,而產(chǎn)業(yè)政策能夠提供市場信號和信號甄別,可以有效控制產(chǎn)業(yè)結(jié)構(gòu)變動的不確定性。近年來,為了鼓勵并保持旅游業(yè)快速、有序和健康發(fā)展,從國家層面頒布的《加快發(fā)展旅游業(yè)的意見》到各地紛紛出臺的《加快旅游業(yè)發(fā)展的決定》,旅游業(yè)一攬子政策通過對市場的干預(yù),不僅有效轉(zhuǎn)移了工業(yè)過剩生產(chǎn)要素,而且也增強了服務(wù)業(yè)生產(chǎn)要素的邊際生產(chǎn)力,從而對產(chǎn)業(yè)結(jié)構(gòu)優(yōu)化和升級產(chǎn)生了積極作用。

實際上,在制度不健全的轉(zhuǎn)軌國家,市場化可以有效增強市場在資源配置中的優(yōu)化作用,并且同時抑制政府干預(yù)對產(chǎn)業(yè)結(jié)構(gòu)調(diào)整的扭曲程度,促使產(chǎn)業(yè)結(jié)構(gòu)持續(xù)優(yōu)化升級(黃啟新,2017;江勝名 等,2017)。如上推設(shè),倘若旅游業(yè)可以積極推動產(chǎn)業(yè)結(jié)構(gòu)變遷,那么市場化則會具備直接作用和單項調(diào)節(jié)兩種機(jī)制。一方面,眾所周知,旅游資源所有權(quán)歸國家所有,并且由于行政分割和部門交叉而導(dǎo)致的旅游資源產(chǎn)權(quán)不明晰情況極為普遍,因而導(dǎo)致旅游景區(qū)經(jīng)營效率低下,旅游業(yè)市場化程度不高,嚴(yán)重束縛了中國旅游市場的發(fā)展?jié)摿透偁幠芰?而隨著近年來國家深化“放管服”改革,旅游市場化進(jìn)程也在不斷推進(jìn),表現(xiàn)在旅游投資主體多元化、旅游融資渠道多途徑、旅游產(chǎn)品業(yè)態(tài)多樣性和旅游制度建設(shè)多維度等方面,“多管齊下”式的旅游業(yè)市場化治理,顯著改善了旅游業(yè)發(fā)展質(zhì)量,進(jìn)而也會增強旅游業(yè)對產(chǎn)業(yè)結(jié)構(gòu)變遷的驅(qū)動力。另一方面,產(chǎn)品市場和要素市場的發(fā)育程度在旅游業(yè)影響產(chǎn)業(yè)結(jié)構(gòu)變遷中的作用不能忽視。首先,由游客短期大規(guī)模流入而對目的地商品價格體系造成的外部需求沖擊,在因旅游業(yè)及其關(guān)聯(lián)行業(yè)所屬產(chǎn)品市場和要素市場地方保護(hù)主義而致使供給相對短缺的狀態(tài)下被放大,但若目的地產(chǎn)品市場和要素市場發(fā)育程度較高,則可以有效抑制旅游業(yè)外部需求沖擊對商品價格體系的扭曲效應(yīng),尤其是避免由“旅游資源詛咒”而產(chǎn)生的目的地產(chǎn)業(yè)結(jié)構(gòu)的“逆庫茲涅茨化”現(xiàn)象(蔡昉,2015)。其次,長期以來,國內(nèi)旅游資源開發(fā)的投資方式主要以政府主導(dǎo)的財政直接投資為主,并且同時面臨資金約束和非市場化運作兩方面掣肘,而“金融業(yè)的競爭”和“信貸資金分配的市場化”則有利于創(chuàng)新旅游業(yè)融資方式,比如,旅游資產(chǎn)證券化、BOT融資和PPP融資等,進(jìn)而有效緩解了旅游業(yè)及其關(guān)聯(lián)行業(yè)融資約束,并且通過強烈釋放旅游產(chǎn)業(yè)勢能而對產(chǎn)業(yè)結(jié)構(gòu)變遷產(chǎn)生持續(xù)影響。此外,“勞動力流動性”增強不僅有助于旅游業(yè)獲得充裕的就業(yè)人口,而且為旅游業(yè)吸引高端技能人員創(chuàng)造了條件,旅游業(yè)人力資本不斷積累并通過聚集和溢出傳導(dǎo)機(jī)制作用于產(chǎn)業(yè)結(jié)構(gòu)?；谝陨戏治?提出以下假設(shè):

假設(shè)2:市場化在旅游業(yè)對產(chǎn)業(yè)結(jié)構(gòu)變遷影響過程中具有正向調(diào)節(jié)作用,市場化水平越高,旅游業(yè)對產(chǎn)業(yè)結(jié)構(gòu)變遷的影響程度愈強。

1.2.2 城鎮(zhèn)化

結(jié)構(gòu)經(jīng)濟(jì)學(xué)理論認(rèn)為,產(chǎn)業(yè)結(jié)構(gòu)調(diào)整和城鎮(zhèn)化是經(jīng)濟(jì)活動時空演進(jìn)的兩個基本維度,產(chǎn)業(yè)結(jié)構(gòu)優(yōu)化升級必然伴隨著城鎮(zhèn)化水平的提高,城鎮(zhèn)化是產(chǎn)業(yè)結(jié)構(gòu)調(diào)整的空間依托(劉永萍 等,2014)。從理論上看,Mullins(1991)以福特主義(fordism)時期和后福特主義(postfordism)時期的高工資和大眾享樂消費為切入點,首先對旅游城鎮(zhèn)化的形成機(jī)制給予了經(jīng)濟(jì)學(xué)和社會學(xué)解釋,而趙磊等(2016)則從現(xiàn)代旅游消費視角對旅游業(yè)影響城鎮(zhèn)化的路徑予以闡述,并認(rèn)為旅游業(yè)可對城鎮(zhèn)功能形態(tài)、城鎮(zhèn)空間結(jié)構(gòu)、城鎮(zhèn)發(fā)展活力和城鎮(zhèn)視覺環(huán)境等方面施加作用。再進(jìn)一步理解,既然城鎮(zhèn)化可以通過優(yōu)化農(nóng)民需求結(jié)構(gòu)和提高農(nóng)村生產(chǎn)效率促進(jìn)農(nóng)業(yè)產(chǎn)業(yè)結(jié)構(gòu)升級,同時伴隨著城鎮(zhèn)規(guī)模的持續(xù)擴(kuò)大,其所孕育的巨大市場需求所迸發(fā)出的集聚經(jīng)濟(jì)和規(guī)模經(jīng)濟(jì)效應(yīng)有力地推動和牽引了新型工業(yè)化和現(xiàn)代服務(wù)業(yè)升級。其中,以非物質(zhì)、享受性和體驗化為特征的現(xiàn)代旅游消費活動大行其道,不斷向城鎮(zhèn)“非旅游消費場所”(交通、居住、商務(wù)和公共文化空間)滲透,并使其發(fā)生轉(zhuǎn)變、重疊和混合。于是,為了提供旅游服務(wù)消費鏈,以“泛旅游生產(chǎn)”為表征的現(xiàn)代服務(wù)業(yè)體系成為城鎮(zhèn)演進(jìn)發(fā)展的新動力,而以傳統(tǒng)制造業(yè)為主的生產(chǎn)功能開始弱化。

不僅如此,城鎮(zhèn)化也是旅游業(yè)影響產(chǎn)業(yè)結(jié)構(gòu)變遷的重要條件?，F(xiàn)代意義上的旅游本質(zhì),已從觀光游覽過渡到休閑度假,相較于過去僅依靠單一旅游吸引物招徠游客的傳統(tǒng)旅游發(fā)展模式,隨著游客消費需求理念的轉(zhuǎn)變,如何為游客創(chuàng)造綜合性的體驗效用成為現(xiàn)代旅游目的地競爭的主要手段,而核心競爭優(yōu)勢則體現(xiàn)在目的地所屬城鎮(zhèn)是否具備相對完整的消費業(yè)態(tài)、文化基礎(chǔ)、配套設(shè)施和保障條件等。城鎮(zhèn)化為旅游業(yè)創(chuàng)造供給基礎(chǔ),而旅游業(yè)則為城鎮(zhèn)化提供需求條件,旅游業(yè)與城鎮(zhèn)化耦合共生、互動發(fā)展,都成為地區(qū)經(jīng)濟(jì)增長的主要內(nèi)容。從微觀上看,城鎮(zhèn)化對旅游業(yè)影響產(chǎn)業(yè)結(jié)構(gòu)變遷的作用機(jī)理表現(xiàn)在:其一,收入效應(yīng)。城鎮(zhèn)化憑借人口集聚效應(yīng)增加了進(jìn)城務(wù)工人員收入水平,從而為“人的城鎮(zhèn)化”,特別是生產(chǎn)和生活方式轉(zhuǎn)型創(chuàng)造了收入基礎(chǔ),進(jìn)而相應(yīng)提高了對城鎮(zhèn)公共服務(wù)的需求規(guī)模,尤其是在基本公共服務(wù)逐漸均等化的前提下,進(jìn)一步對游憩或休閑等公共品的需求彈性增強,而隨著公眾精神需求的引導(dǎo)和財政支出結(jié)構(gòu)的變化,城鎮(zhèn)產(chǎn)業(yè)體系出現(xiàn)服務(wù)化傾向。其二,消費效應(yīng)。隨著城鎮(zhèn)化水平的提升,城鎮(zhèn)中所蘊含的商品和服務(wù)業(yè)態(tài)漸次豐富,從而為旅游消費向城鎮(zhèn)的“非旅游消費空間”內(nèi)部滲透提供了基本條件,并引發(fā)旅游類消費化現(xiàn)象,而為了迎合游客對“城鎮(zhèn)空間”的消費偏好,城鎮(zhèn)原本具有非旅游消費功能的“非旅游消費空間”從被動接受旅游消費的“自發(fā)性滲透”到“能動性混合”,旅游消費誘發(fā)城鎮(zhèn)泛旅游要素在空間上的合理配置與集聚,從而對城鎮(zhèn)產(chǎn)業(yè)體系的升級或重塑產(chǎn)生積極作用?；谝陨戏治?提出以下假設(shè):

假設(shè)3:旅游業(yè)和城鎮(zhèn)化在對產(chǎn)業(yè)結(jié)構(gòu)變遷影響過程中具有相互正向調(diào)節(jié)作用。

2 產(chǎn)業(yè)結(jié)構(gòu)變遷測度與說明

2.1 產(chǎn)業(yè)結(jié)構(gòu)跨期變遷

基于海明距離的傳統(tǒng)Moore指數(shù)對產(chǎn)業(yè)結(jié)構(gòu)變遷進(jìn)行定量測算,盡管可以反映產(chǎn)業(yè)結(jié)構(gòu)的動態(tài)變遷,但弱點在于無法刻畫產(chǎn)業(yè)結(jié)構(gòu)變遷的升級趨勢。所以,為了同時兼顧產(chǎn)業(yè)結(jié)構(gòu)變遷的動態(tài)性和方向性,本文借鑒張勇等(2015)和孫葉飛等(2016)對傳統(tǒng)Moore指數(shù)的拓展策略,改進(jìn)的Moore指數(shù)測度公式為:

(1)

(2)

2.2 產(chǎn)業(yè)結(jié)構(gòu)合理化測度

產(chǎn)業(yè)結(jié)構(gòu)合理化的目標(biāo)是實現(xiàn)要素資源在產(chǎn)業(yè)間優(yōu)化配置,以使產(chǎn)業(yè)相互協(xié)調(diào)發(fā)展。因此,一般采用結(jié)構(gòu)偏離度對產(chǎn)業(yè)結(jié)構(gòu)合理化進(jìn)行度量,測度公式為:

(3)

式(3)中,E為產(chǎn)業(yè)結(jié)構(gòu)偏離度;Y為國內(nèi)生產(chǎn)總值,L為就業(yè)人數(shù),i為某類產(chǎn)業(yè),n為產(chǎn)業(yè)數(shù)。根據(jù)古典經(jīng)濟(jì)學(xué)假設(shè),經(jīng)濟(jì)體若最終處于均衡狀態(tài),各產(chǎn)業(yè)部門生產(chǎn)率水平應(yīng)相同。定義Y/L為生產(chǎn)率,當(dāng)經(jīng)濟(jì)體處于均衡狀態(tài)時,各產(chǎn)業(yè)部門生產(chǎn)率與經(jīng)濟(jì)體總生產(chǎn)率水平相等,即Yi/Li=Y/L,E=0。同時,E反映經(jīng)濟(jì)體偏離均衡狀態(tài)的程度,其值越大,表示經(jīng)濟(jì)體偏離均衡狀態(tài)的程度越大,即產(chǎn)業(yè)結(jié)構(gòu)越不合理。實質(zhì)而言,經(jīng)濟(jì)體很難實現(xiàn)其理想均衡狀態(tài),而經(jīng)濟(jì)非均衡則是一種普遍常態(tài),這一經(jīng)濟(jì)現(xiàn)象尤其在發(fā)展中國家表現(xiàn)異常突出(Chenery et al.,1968),也即E≠0。然而,產(chǎn)業(yè)結(jié)構(gòu)的偏離度測量方式忽略了產(chǎn)業(yè)部門在經(jīng)濟(jì)體中的相對重要地位,所以存在較大測量偏差。

為克服上述缺陷,按照干春暉等(2011)的思路,選擇重新構(gòu)造泰爾指數(shù)的方法來度量產(chǎn)業(yè)結(jié)構(gòu)合理化指標(biāo)。測度公式為:

(4)

若經(jīng)濟(jì)體處于均衡狀態(tài),則TL=0,不僅可以兼顧相關(guān)產(chǎn)業(yè)部門在國民經(jīng)濟(jì)中的相對重要性,同時亦可保留產(chǎn)業(yè)結(jié)構(gòu)偏離度的理論內(nèi)涵和經(jīng)濟(jì)意義;而若TL≠0,則表明產(chǎn)業(yè)結(jié)構(gòu)不合理,偏離均衡狀態(tài);TL數(shù)值越大,說明經(jīng)濟(jì)體越偏離均衡狀態(tài)。

2.3 產(chǎn)業(yè)結(jié)構(gòu)高級化

產(chǎn)業(yè)結(jié)構(gòu)高級化是產(chǎn)業(yè)結(jié)構(gòu)升級的一種表征形式,反映產(chǎn)業(yè)結(jié)構(gòu)由低級到高級的動態(tài)變遷。遵循付凌暉(2010)的測度思路,本文以三次產(chǎn)業(yè)增加值占比與其所對應(yīng)坐標(biāo)體系夾角的變化來度量產(chǎn)業(yè)高級化指標(biāo)。定義夾角計算公式如下:

(5)

式(5)中,θj為第j個產(chǎn)業(yè)增加值占國內(nèi)生產(chǎn)總值比值與所對應(yīng)坐標(biāo)體系夾角;xi為產(chǎn)業(yè)增加值占國內(nèi)生產(chǎn)總值比值;以每一產(chǎn)業(yè)增加值占比作為空間向量的一個分量,從而構(gòu)建一組三維向量X0=(x1,0,x2,0,x3,0),依次分別計算X0與產(chǎn)業(yè)由低層次到高層次排列的向量X1=(1,0,0),X2=(0,1,0),X3=(0,0,1)的夾角θ1、θ2和θ3,定義三次產(chǎn)業(yè)綜合轉(zhuǎn)移效應(yīng)TS=π-θ2-θ3,其值越大,表示產(chǎn)業(yè)之間綜合轉(zhuǎn)移水平越高。

2.4 產(chǎn)業(yè)結(jié)構(gòu)變遷基本事實

圖1在全國整體層面上較為清晰地刻畫出產(chǎn)業(yè)結(jié)構(gòu)的歷史變遷情況。一方面,據(jù)式(1)和式(2)測算可知,修正Moore指數(shù)變化呈現(xiàn)分段式上升趨勢,說明全國產(chǎn)業(yè)結(jié)構(gòu)不僅相對上一期產(chǎn)業(yè)結(jié)構(gòu)的高級化變遷趨勢整體平穩(wěn),而且產(chǎn)業(yè)結(jié)構(gòu)跨期變遷速度具備階梯躍進(jìn)特征。例如,2001年之前,Moore指數(shù)低于2.25;2002—2008年,Moore指數(shù)處于2.27到2.29之間;2009—2014年,Moore指數(shù)升至2.30到2.32之間。另一方面,據(jù)式(3)和式(4)測算反映,以泰爾指數(shù)所表征的產(chǎn)業(yè)結(jié)構(gòu)合理化基本保持一致下降趨勢,表明產(chǎn)業(yè)結(jié)構(gòu)變動愈發(fā)合理,同期產(chǎn)業(yè)結(jié)構(gòu)則在微弱波動中向高級化延伸變遷。

圖1 中國產(chǎn)業(yè)結(jié)構(gòu)變遷和跨期Moore指數(shù)

另外,分地區(qū)產(chǎn)業(yè)結(jié)構(gòu)跨期變遷不僅存在動態(tài)波動性,同時也具備地區(qū)差異性。例如,樣本期內(nèi),北京產(chǎn)業(yè)結(jié)構(gòu)變遷Moore平均指數(shù)最高為2.6923,上海次之為2.5315,海南產(chǎn)業(yè)結(jié)構(gòu)變遷Moore平均指數(shù)最低為2.1205,河南次之為2.1356,表明北京和上海產(chǎn)業(yè)結(jié)構(gòu)變遷速度相對最快,而海南和河南則相對最慢。造成上述差異可能的原因是,北京和上海第三產(chǎn)業(yè)發(fā)展擁有良好的制度環(huán)境,較大的市場潛力和較高的技術(shù)創(chuàng)新水平,而第二產(chǎn)業(yè)除了梯度轉(zhuǎn)移加速之外,也正在向新型高端制造業(yè)和生產(chǎn)性服務(wù)業(yè)轉(zhuǎn)型。

3 模型、變量和數(shù)據(jù)

3.1 模型設(shè)定

基于上述理論分析,旅游業(yè)與產(chǎn)業(yè)結(jié)構(gòu)變遷之間在學(xué)理上存在可能的內(nèi)在邏輯關(guān)系,所以為了檢驗旅游業(yè)對產(chǎn)業(yè)結(jié)構(gòu)變遷的影響,構(gòu)造如下計量模型:

IUi,t=β0+β1TOUR+ΘXi,t+ρi+νt+ζi,t

(6)

式(6)中,i和t分別表示地區(qū)和時間,ρ和ν分別表示地區(qū)和年份固定效應(yīng);TOUR表示旅游業(yè)發(fā)展水平;IU表示產(chǎn)業(yè)結(jié)構(gòu)變遷程度,由于產(chǎn)業(yè)結(jié)構(gòu)變遷具有兩個基本動態(tài)維度,故而同時采用產(chǎn)業(yè)結(jié)構(gòu)合理化指標(biāo)(TL)和產(chǎn)業(yè)結(jié)構(gòu)高級化指標(biāo)(TS)予以反映;X為控制變量集;Θ為控制變量集的估計系數(shù)；ζ表示隨機(jī)誤差項。回歸系數(shù)β1為模型主要關(guān)注的待估計參數(shù),衡量旅游業(yè)對產(chǎn)業(yè)結(jié)構(gòu)變遷的影響。需要指出的是,在下文分析中,如無特殊說明,除比例型變量之外,所有連續(xù)數(shù)值型變量均做對數(shù)化處理后再進(jìn)入計量模型。

3.2 變量說明

作為本文被解釋變量,產(chǎn)業(yè)結(jié)構(gòu)變遷是指生產(chǎn)要素在經(jīng)濟(jì)體中部門或產(chǎn)業(yè)之間動態(tài)再配置,以及分布產(chǎn)值的比重變化(Kuznets,1957)。學(xué)術(shù)界通常從產(chǎn)業(yè)結(jié)構(gòu)的合理化和高級化視角對產(chǎn)業(yè)結(jié)構(gòu)變遷進(jìn)行理解。前者反映產(chǎn)業(yè)間產(chǎn)值的配置均衡比例和投入產(chǎn)出結(jié)構(gòu)的耦合質(zhì)量;后者表征主導(dǎo)產(chǎn)業(yè)由低生產(chǎn)率產(chǎn)業(yè)向高生產(chǎn)率產(chǎn)業(yè)動態(tài)演進(jìn),即傳統(tǒng)產(chǎn)業(yè)向新興產(chǎn)業(yè)升級,測算公式見式(4)和式(5)。

旅游業(yè)是核心解釋變量,本文采用可以反映旅游者活動強度和流動規(guī)模的旅游人次比(tourists as population proportion)作為度量指標(biāo),以旅游總?cè)舜?國內(nèi)和入境旅游人次之和)占年末地區(qū)人口數(shù)比重度量(Kim et al.,2006;Cortés-Jiménez,2008;Sequeira et al.,2008)。

為盡可能減小遺漏變量造成的估計結(jié)果偏誤,關(guān)于控制變量選取,本文借鑒韓永輝等(2017)、陳淑云等(2017)及趙云鵬等(2018)的做法,構(gòu)建以下控制變量集:(1) 經(jīng)濟(jì)發(fā)展(PerGDP)。在地區(qū)經(jīng)濟(jì)增長中,三次產(chǎn)業(yè)具備非均衡增長特征,是導(dǎo)致產(chǎn)業(yè)結(jié)構(gòu)變遷的重要因素,采用人均國內(nèi)生產(chǎn)總值度量。(2) 人力資本(Human)。人力資本積累是動態(tài)競爭優(yōu)勢的核心源泉,可通過知識外部性影響產(chǎn)業(yè)結(jié)構(gòu)優(yōu)化,采用勞動力人均受教育年限度量。(3) 對外開放(FDI)。外商直接投資技術(shù)溢出通過示范效應(yīng)、競爭效應(yīng)和人力資本流動效應(yīng)對產(chǎn)業(yè)結(jié)構(gòu)優(yōu)化存在積極效應(yīng)和催化作用,采用實際利用外商直接投資占國內(nèi)生產(chǎn)總值比值度量。(4) 金融深化(Finance)。金融通過提高儲蓄投資轉(zhuǎn)化率,緩解企業(yè)信貸約束,改進(jìn)資本配置效率,激勵產(chǎn)業(yè)技術(shù)創(chuàng)新,從而促進(jìn)產(chǎn)業(yè)結(jié)構(gòu)升級,采用金融機(jī)構(gòu)年末存貸款余額占國內(nèi)生產(chǎn)總值比值度量。(5) 政府干預(yù)(Govern)。財政政策是政府實施宏觀經(jīng)濟(jì)調(diào)控的主要手段,財政支出通過提高農(nóng)業(yè)部門和非農(nóng)業(yè)部門全要素生產(chǎn)率引起勞動力在部門間流動,采用財政支出占國內(nèi)生產(chǎn)總值比值度量。(6) 基礎(chǔ)設(shè)施(Infra)?；A(chǔ)設(shè)施通過降低產(chǎn)品交易成本,增強生產(chǎn)要素流動,而對企業(yè)生產(chǎn)率存在正外部性,從而可以加速產(chǎn)業(yè)結(jié)構(gòu)優(yōu)化升級,采用交通基礎(chǔ)設(shè)施密度度量。(7) 非農(nóng)就業(yè)(Labor)。經(jīng)濟(jì)社會勞動力密度直接反映出產(chǎn)業(yè)結(jié)構(gòu)的變動方向,采用非農(nóng)就業(yè)人口與地區(qū)面積比值度量。

3.3 數(shù)據(jù)來源與描述性統(tǒng)計

考慮到數(shù)據(jù)可得性和一致性,本文采用1999—2014年中國大陸30個省、市、自治區(qū)(西藏除外)平衡面板數(shù)據(jù)。以1999年為研究起點,是因為1998年12月召開的中央經(jīng)濟(jì)工作會議,旅游業(yè)被確定為國民經(jīng)濟(jì)新的增長點。旅游業(yè)數(shù)據(jù)來源于《中國旅游年鑒》(2000—2015),其他原始數(shù)據(jù)分別來源于《中國統(tǒng)計年鑒》(2000—2015)、《新中國六十年統(tǒng)計資料匯編》、國研網(wǎng)統(tǒng)計數(shù)據(jù)庫和中經(jīng)網(wǎng)統(tǒng)計數(shù)據(jù)庫。

表1 主要變量描述性統(tǒng)計

為了便于在直觀上先驗判斷旅游業(yè)與產(chǎn)業(yè)結(jié)構(gòu)變遷之間的關(guān)系存在形式,圖2分別描繪出旅游業(yè)與產(chǎn)業(yè)結(jié)構(gòu)合理化、產(chǎn)業(yè)結(jié)構(gòu)高級化之間的散點圖。由圖可知,旅游業(yè)與產(chǎn)業(yè)結(jié)構(gòu)合理化呈反向變動關(guān)系,而與產(chǎn)業(yè)結(jié)構(gòu)高級化呈正向變動關(guān)系,初步判斷旅游業(yè)發(fā)展水平越高,產(chǎn)業(yè)結(jié)構(gòu)愈發(fā)呈現(xiàn)合理化和高級化趨勢。當(dāng)然,為了客觀地揭示旅游業(yè)對產(chǎn)業(yè)結(jié)構(gòu)變遷的影響,還需要提供“一籃子”嚴(yán)謹(jǐn)性的計量統(tǒng)計檢驗予以論證。

4 實證結(jié)果分析

4.1 基準(zhǔn)回歸結(jié)果

為避免多重共線性對計量模型的干擾,我們采用逐步納入變量回歸的方式進(jìn)行全樣本的基準(zhǔn)模型估計,回歸結(jié)果列于表2。第(1)列～第(4)列為旅游業(yè)對產(chǎn)業(yè)結(jié)構(gòu)合理化影響的回歸結(jié)果,第(5)列～第(8)列為旅游業(yè)對產(chǎn)業(yè)結(jié)構(gòu)高級化影響的回歸結(jié)果。第(1)列是以產(chǎn)業(yè)結(jié)構(gòu)合理化為被解釋變量,且不包含任何控制變量的普通最小二乘(OLS)回歸結(jié)果,核心解釋變量旅游業(yè)回歸系數(shù)為-0.027,在1%統(tǒng)計水平顯著,與預(yù)期相符,說明旅游業(yè)對以泰爾指數(shù)所定義的產(chǎn)業(yè)結(jié)構(gòu)合理化具有正向作用。然而,考慮到地區(qū)差異及時間趨勢的影響,從第(2)列開始控制省份和年份固定效應(yīng),并且逐步引入其他控制變量,回歸結(jié)果顯示,旅游業(yè)回歸系數(shù)依然顯著為負(fù),但絕對值依次遞減,說明若忽視省份差異和時間趨勢,以及產(chǎn)業(yè)結(jié)構(gòu)合理化的可能影響因素,則會高估旅游業(yè)對產(chǎn)業(yè)結(jié)構(gòu)合理化的影響效應(yīng)。第(4)列報告出旅游業(yè)回歸系數(shù)為-0.004,在10%統(tǒng)計水平顯著,說明在其他條件不變的情況下,旅游業(yè)上升1個標(biāo)準(zhǔn)差,產(chǎn)業(yè)結(jié)構(gòu)合理化改善0.004個標(biāo)準(zhǔn)差,即0.001個百分點。上述實證發(fā)現(xiàn)表明,旅游業(yè)依靠產(chǎn)業(yè)關(guān)聯(lián)與波及效應(yīng)和短期較高的要素邊際生產(chǎn)力,對保持產(chǎn)業(yè)鏈跨部門均衡協(xié)調(diào)和優(yōu)化資源有效配置貢獻(xiàn)甚微。

圖2 旅游業(yè)與產(chǎn)業(yè)結(jié)構(gòu)合理化、產(chǎn)業(yè)結(jié)構(gòu)高級化散點圖

相似的估計策略,以產(chǎn)業(yè)高級化為被解釋變量,第(5)列～第(8)列回歸結(jié)果顯示,旅游業(yè)回歸系數(shù)統(tǒng)計顯著性并未發(fā)生改變,均通過1%統(tǒng)計水平顯著性檢驗,并且回歸系數(shù)也相繼變小,第(8)列報告了旅游業(yè)回歸系數(shù)為0.036,表示在其他條件不變的情況下,旅游業(yè)上升1個標(biāo)準(zhǔn)差,產(chǎn)業(yè)結(jié)構(gòu)高級化提升0.036個標(biāo)準(zhǔn)差,即0.015個百分點,說明旅游業(yè)可以正向促進(jìn)經(jīng)濟(jì)結(jié)構(gòu)“服務(wù)化”,進(jìn)而有利于實現(xiàn)產(chǎn)業(yè)結(jié)構(gòu)升級。

綜上對比分析,就旅游業(yè)對產(chǎn)業(yè)結(jié)構(gòu)變遷兩個維度的影響效應(yīng)而言,旅游業(yè)對產(chǎn)業(yè)結(jié)構(gòu)高級化的邊際促進(jìn)效應(yīng)顯然更大,說明旅游業(yè)促進(jìn)產(chǎn)業(yè)結(jié)構(gòu)高級化是旅游業(yè)推動產(chǎn)業(yè)結(jié)構(gòu)整體變遷的主要源泉。以上研究結(jié)論表明:一方面,旅游業(yè)可以成為催化經(jīng)濟(jì)體要素投入結(jié)構(gòu)和產(chǎn)出結(jié)構(gòu)耦合的可行產(chǎn)業(yè)工具;另一方面,在傳統(tǒng)旅游經(jīng)濟(jì)學(xué)理論體系中,旅游業(yè)由于專利屬性弱,極易被模仿,長期被詬病為“低創(chuàng)新”部門(Hjalager,2002;Sundbo,2007),而本文的研究發(fā)現(xiàn)打破了上述靜態(tài)固有思維,隨著旅游業(yè)動態(tài)更新,除了產(chǎn)品、過程、管理、營銷和制度創(chuàng)新在旅游業(yè)變革中日益得到重視以外,旅游市場對目的地高品質(zhì)、個性化和復(fù)合型休閑度假產(chǎn)品的群體訴求與日俱增,而為了盡可能實現(xiàn)旅游市場供求的動態(tài)均衡,如此需求升級勢必會倒逼目的地經(jīng)濟(jì)結(jié)構(gòu),亟須完善現(xiàn)代服務(wù)業(yè)創(chuàng)新體系(Hjalager,2010),申言之,旅游業(yè)對產(chǎn)業(yè)結(jié)構(gòu)升級存在創(chuàng)新誘發(fā)效應(yīng)。

表2 旅游業(yè)對產(chǎn)業(yè)結(jié)構(gòu)變遷影響的基準(zhǔn)回歸結(jié)果

注:***、**和*分別表示在1%、5%和10%水平上顯著;括號內(nèi)為標(biāo)準(zhǔn)差。下表同。

產(chǎn)生上述結(jié)論的理論邏輯在于,現(xiàn)階段中國旅游業(yè)正從要素驅(qū)動的大眾旅游向創(chuàng)新引領(lǐng)的休閑度假轉(zhuǎn)型,而旅游產(chǎn)品供給速度滯后于旅游需求變化速度的基本狀況則是其中最大掣肘,并且也是致使旅游市場失衡的主要矛盾。從深層次上分析,在旅游業(yè)影響產(chǎn)業(yè)結(jié)構(gòu)合理化的短期配置效應(yīng)驅(qū)使下,旅游業(yè)所引發(fā)的供給要素配置在短期可以實現(xiàn)旅游市場均衡,而考慮到旅游市場需求的動態(tài)升級,旅游業(yè)影響產(chǎn)業(yè)結(jié)構(gòu)高級化的長期匹配效應(yīng)才有助于確保新型供給要素適時涌現(xiàn),最終達(dá)到旅游市場長期供求均衡。

此外,從控制變量的考察來看,當(dāng)前經(jīng)濟(jì)正處于由高速增長向高質(zhì)量發(fā)展的轉(zhuǎn)換期,相應(yīng)折射出產(chǎn)業(yè)結(jié)構(gòu)扭曲配置和創(chuàng)新乏力的基本事實。人力資本分布結(jié)構(gòu)失衡及與產(chǎn)業(yè)結(jié)構(gòu)適配性較弱是導(dǎo)致人力資本回歸系數(shù)不顯著的主要原因。對外開放對產(chǎn)業(yè)結(jié)構(gòu)合理化影響不顯著,而對產(chǎn)業(yè)結(jié)構(gòu)高級化存在顯著負(fù)向影響,原因在于政府為更好發(fā)揮勞動力資源稟賦比較優(yōu)勢,傾向于扶持勞動密集型出口制造企業(yè),導(dǎo)致大量外商直接投資涌入,但由于中國制造企業(yè)大部分處于全球價值鏈低端,再加之生產(chǎn)性服務(wù)業(yè)受到政策約束,所以不僅扭曲了要素在產(chǎn)業(yè)間配置,而且抑制了產(chǎn)業(yè)結(jié)構(gòu)服務(wù)化升級。金融深化回歸系數(shù)符合預(yù)期,金融通過刺激儲蓄向投資轉(zhuǎn)化,改善企業(yè)和產(chǎn)業(yè)金融環(huán)境,提高資本配置效率和促進(jìn)產(chǎn)業(yè)內(nèi)技術(shù)創(chuàng)新、要素分配和管理創(chuàng)新促進(jìn)產(chǎn)業(yè)結(jié)構(gòu)轉(zhuǎn)型升級。出于政治晉升競爭的考慮,地方政府過度支配產(chǎn)業(yè)要素流向,市場分割和過度補貼導(dǎo)致主導(dǎo)企業(yè)創(chuàng)新不足,使得產(chǎn)業(yè)結(jié)構(gòu)調(diào)整偏離市場調(diào)配方向,最終造成政府干預(yù)失靈。基礎(chǔ)設(shè)施有利于產(chǎn)業(yè)結(jié)構(gòu)合理化,但對產(chǎn)業(yè)結(jié)構(gòu)高級化影響不顯著,是因為交通基礎(chǔ)設(shè)施改善為國內(nèi)貿(mào)易開展創(chuàng)造了便捷條件,而對產(chǎn)業(yè)結(jié)構(gòu)服務(wù)化則具有滯后效應(yīng)。非農(nóng)就業(yè)對產(chǎn)業(yè)結(jié)構(gòu)高級化影響不顯著,根據(jù)配第一克拉克定理,經(jīng)濟(jì)發(fā)展中首先進(jìn)行農(nóng)村勞動力轉(zhuǎn)移,但由于服務(wù)業(yè)勞動生產(chǎn)率低下使得吸納勞動力就業(yè)能力下降,導(dǎo)致就業(yè)結(jié)構(gòu)調(diào)整滯后于產(chǎn)業(yè)結(jié)構(gòu)轉(zhuǎn)型升級。上述控制變量估計結(jié)果與焦勇(2015)、張翠菊等(2015)、李勇剛等(2015)及李勇剛等(2017)的研究結(jié)論一致。

4.2 考慮區(qū)域異質(zhì)性的回歸結(jié)果

由于中國區(qū)域間存在典型的發(fā)展非均衡態(tài)勢,省份間存在較為明顯的個體差異,東部經(jīng)濟(jì)發(fā)達(dá)省份不僅旅游業(yè)發(fā)展水平相對較高,而且產(chǎn)業(yè)結(jié)構(gòu)調(diào)整速度步伐較快,因而有必要考察區(qū)域間異質(zhì)性對回歸結(jié)果所產(chǎn)生的可能變化,所以按照中國區(qū)劃劃分標(biāo)準(zhǔn),接下來將樣本分為東、中和西部分別予以回歸,回歸結(jié)果展示在表3中。區(qū)域異質(zhì)性回歸結(jié)果顯示,無論是產(chǎn)業(yè)結(jié)構(gòu)合理化,抑或是產(chǎn)業(yè)結(jié)構(gòu)高級化作為被解釋變量,旅游業(yè)在區(qū)域子樣本中的回歸系數(shù)均顯著,說明旅游業(yè)推動產(chǎn)業(yè)結(jié)構(gòu)變遷的經(jīng)驗事實存在區(qū)域普遍性。然而,旅游業(yè)對產(chǎn)業(yè)結(jié)構(gòu)變遷的影響效應(yīng)存在顯著的區(qū)域異質(zhì)性,表現(xiàn)為東部地區(qū)旅游業(yè)對產(chǎn)業(yè)結(jié)構(gòu)合理化和高級化的邊際促進(jìn)貢獻(xiàn)要小于中西部地區(qū),可能的解釋是:其一,東部地區(qū)產(chǎn)業(yè)結(jié)構(gòu)調(diào)整進(jìn)入“深水區(qū)”,產(chǎn)業(yè)結(jié)構(gòu)在優(yōu)化改革過程中面臨著如制度不完善、開放不徹底和競爭不充分等諸多不確定的復(fù)雜因素,進(jìn)而會一定程度抵消旅游業(yè)對產(chǎn)業(yè)結(jié)構(gòu)變遷的正向作用;其二,依托資源要素的初級開發(fā)驅(qū)動的旅游發(fā)展模式,東部地區(qū)旅游業(yè)在經(jīng)歷了高速擴(kuò)張以后,所投入要素的邊際生產(chǎn)力開始出現(xiàn)遞減跡象,也會導(dǎo)致旅游業(yè)影響產(chǎn)業(yè)結(jié)構(gòu)變遷的潛在政策效力減弱;其三,東部地區(qū)旅游業(yè)當(dāng)前從高速增長向優(yōu)質(zhì)旅游過渡恰好與經(jīng)濟(jì)“新常態(tài)”下結(jié)構(gòu)調(diào)整波動周期相互疊加,從而對旅游業(yè)對產(chǎn)業(yè)結(jié)構(gòu)變遷的促進(jìn)效應(yīng)產(chǎn)生了暫時性抑制作用;其四,中西部地區(qū)依靠后發(fā)優(yōu)勢,在迅速承接?xùn)|部地區(qū)產(chǎn)業(yè)轉(zhuǎn)移過程中,同時吸取先進(jìn)產(chǎn)業(yè)發(fā)展理念,尤其是現(xiàn)代非農(nóng)產(chǎn)業(yè)體系的培育,不僅為處于規(guī)模報酬遞增階段的中西部地區(qū)旅游業(yè)配置到所需的資源要素,而且也不斷萌發(fā)出優(yōu)質(zhì)旅游構(gòu)建所必要的現(xiàn)代服務(wù)業(yè)元素,換言之,由大眾旅游和優(yōu)質(zhì)旅游雙輪驅(qū)動的中西部地區(qū)旅游業(yè)對產(chǎn)業(yè)結(jié)構(gòu)變遷的影響更為深遠(yuǎn)。

表3 區(qū)域異質(zhì)性基準(zhǔn)回歸結(jié)果

4.3 考慮時序異質(zhì)性的回歸結(jié)果

事實上,旅游經(jīng)濟(jì)周期與宏觀經(jīng)濟(jì)周期不一定存在同步性,相反,兩者之間可能會存在相反波動趨勢(Chang et al.,2009;Smeral,2012)。另外,旅游業(yè)和產(chǎn)業(yè)結(jié)構(gòu)在不同經(jīng)濟(jì)發(fā)展時期也會存在差異化的成長規(guī)模和變遷方式,因此,有必要分時序階段對基準(zhǔn)模型進(jìn)行考察?？紤]到2003年“非典事件”和2008年“金融危機(jī)”,本文分別以2003年和2008年為分界點,將樣本劃分為1999—2003年、2004—2008年和2009—2014年3個階段,回歸結(jié)果展示在表4中。時序異質(zhì)性回歸結(jié)果顯示,旅游業(yè)回歸系數(shù)顯著,并且絕對值依次減小,表明旅游業(yè)對產(chǎn)業(yè)結(jié)構(gòu)合理化和高級化具有正向作用,但影響程度有所減弱,意味著旅游業(yè)影響產(chǎn)業(yè)結(jié)構(gòu)變遷存在時序差異性。原因可能在于兩方面:一方面,經(jīng)濟(jì)發(fā)展進(jìn)入“新常態(tài)”,為了實現(xiàn)高質(zhì)量增長轉(zhuǎn)向,產(chǎn)業(yè)結(jié)構(gòu)變遷的動力來源日益多元化,加之勞動報酬比重下降造成相對收入不足,直接導(dǎo)致旅游市場需求疲軟,二者共同對旅游業(yè)影響產(chǎn)業(yè)結(jié)構(gòu)變遷產(chǎn)生了擠出效應(yīng);另一方面,隨著時間推移,單純依托“要素紅利”所維持的傳統(tǒng)旅游業(yè)發(fā)展模式逐漸暴露出行業(yè)內(nèi)部結(jié)構(gòu)失衡的弊端,觀光式大眾旅游對目的地產(chǎn)業(yè)要素的整合能力與利用效率及經(jīng)濟(jì)體系的帶動作用相對薄弱,會在一定程度上約束旅游業(yè)對產(chǎn)業(yè)結(jié)構(gòu)變遷的積極作用。

表4 時序異質(zhì)性基準(zhǔn)回歸結(jié)果

4.4 影響渠道檢驗

上文已檢驗,旅游業(yè)對促進(jìn)產(chǎn)業(yè)結(jié)構(gòu)變遷具有顯著積極作用,為了客觀揭示旅游業(yè)影響產(chǎn)業(yè)結(jié)構(gòu)變遷的機(jī)制渠道,接下來我們通過對拓展性理論假說進(jìn)行實證檢驗,進(jìn)而分別考察市場化和城鎮(zhèn)化在旅游業(yè)影響產(chǎn)業(yè)結(jié)構(gòu)變遷中的經(jīng)濟(jì)作用。

為此,將市場化與旅游業(yè)的乘積項納入到計量基準(zhǔn)模型中進(jìn)行估計,以尋找假設(shè)2的支持證據(jù)。市場化不僅可以直接促進(jìn)資源的優(yōu)化配置,并且也為旅游業(yè)影響產(chǎn)業(yè)結(jié)構(gòu)合理化和高級化提供了相對公平的市場競爭條件和外部制度環(huán)境。對市場化程度(Market)的衡量,我們參考白俊紅等(2018)的處理方法,綜合采用樊綱等(2011)和王小魯?shù)?2017)測算的分省市場化指數(shù),由于后者是以2008為基期,并且遴選指標(biāo)有所變化,所以通過設(shè)置虛擬變量D對上述影響進(jìn)行控制,2008年之前,取值為1,否則為0,即在基準(zhǔn)模型中加入TOUR×Market×D。表5第(1)列、第(3)列回歸結(jié)果顯示,交叉項系數(shù)分別為-0.002和0.015,均在1%統(tǒng)計水平上顯著,說明旅游業(yè)推動產(chǎn)業(yè)結(jié)構(gòu)優(yōu)化升級可以通過市場化程度的提升來實現(xiàn),意味著旅游市場化越強或者旅游業(yè)所處市場化環(huán)境越優(yōu),其對產(chǎn)業(yè)結(jié)構(gòu)變遷的促進(jìn)作用越大,市場化可以正向調(diào)節(jié)旅游業(yè)對產(chǎn)業(yè)結(jié)構(gòu)變遷的邊際促進(jìn)效應(yīng)。由此說明,旅游業(yè)對產(chǎn)業(yè)結(jié)構(gòu)變遷的影響存在市場化異質(zhì)性特征。市場化不僅通過對資源要素的組合配置發(fā)揮決定性作用而對產(chǎn)業(yè)結(jié)構(gòu)變遷產(chǎn)生直接影響,并且還可以通過變革旅游業(yè)而對產(chǎn)業(yè)結(jié)構(gòu)變遷產(chǎn)生間接影響,表明旅游業(yè)對產(chǎn)業(yè)結(jié)構(gòu)變遷的影響也會依賴于市場力量的約束作用,只有依托市場良性機(jī)制的旅游業(yè)發(fā)展方式才能有效促進(jìn)產(chǎn)業(yè)結(jié)構(gòu)變遷。

表5 影響渠道檢驗

另外,為檢驗理論假設(shè)3,同時也將城鎮(zhèn)化與旅游業(yè)的乘積項納入到計量基準(zhǔn)模型中進(jìn)行估計。按照慣例,城鎮(zhèn)化(Urban)采用城鎮(zhèn)人口占總?cè)丝诒壤M(jìn)行衡量。如上拓展性理論解釋,城鎮(zhèn)化為旅游業(yè)影響產(chǎn)業(yè)結(jié)構(gòu)變遷提供了必不可少的供需條件。表4第(2)列、第(4)列回歸結(jié)果顯示,交叉項系數(shù)分別為-0.021和0.253,并在5%和1%統(tǒng)計水平上顯著,同樣說明旅游業(yè)促進(jìn)產(chǎn)業(yè)結(jié)構(gòu)變遷可以通過提高城鎮(zhèn)化水平來實現(xiàn),城鎮(zhèn)化進(jìn)程越快,旅游業(yè)對產(chǎn)業(yè)結(jié)構(gòu)變遷的影響程度越深,表明旅游業(yè)對產(chǎn)業(yè)結(jié)構(gòu)變遷的影響也會取決于城鎮(zhèn)化水平高低。此外,回歸結(jié)果還報告出,當(dāng)考慮城鎮(zhèn)化因素后,旅游業(yè)回歸系數(shù)在統(tǒng)計意義上不顯著,說明若忽視城鎮(zhèn)化建設(shè),盲目發(fā)展旅游業(yè)可能對產(chǎn)業(yè)結(jié)構(gòu)合理化和高級化影響甚微。

5 內(nèi)生性問題與穩(wěn)健性檢驗

5.1 內(nèi)生性問題

旅游業(yè)對產(chǎn)業(yè)結(jié)構(gòu)變遷的普通最小二乘估計可能會發(fā)生內(nèi)生性風(fēng)險,主要有3個來源:反向因果、遺漏變量和測量誤差。在上述回歸中,盡管采用面板數(shù)據(jù)在一定程度上克服了潛在的遺漏變量(區(qū)域異質(zhì)性)問題,但仍可能會存在無法被上述變量所捕捉的某些因素,比如,產(chǎn)業(yè)政策變化可能會同時影響旅游業(yè)和產(chǎn)業(yè)結(jié)構(gòu)變遷,而此類遺漏變量會同向地影響旅游業(yè)和產(chǎn)業(yè)結(jié)構(gòu)變遷。而反向因果關(guān)系也可能導(dǎo)致內(nèi)生性問題,即產(chǎn)業(yè)結(jié)構(gòu)優(yōu)化升級水平越高,越有利于旅游業(yè)發(fā)展。此外,旅游人次統(tǒng)計也可能存在測量誤差問題。由此可見,內(nèi)生性各種來源均可能導(dǎo)致OLS回歸系數(shù)被低估。

因此,需要尋找到旅游業(yè)的合適工具變量,以緩解模型內(nèi)生性的估計偏誤問題,由于工具變量的遴選需同時滿足與內(nèi)生變量相關(guān)且與擾動項不相關(guān)的兩個有效性條件,所以我們分別選取森林覆蓋率作為旅游業(yè)的工具變量,然后再進(jìn)行面板工具變量的兩階段最小二乘(2SLS)估計。上述工具變量選取的理由在于:其一,森林覆蓋率的形成經(jīng)歷了長期的歷史地質(zhì)演變,其表征的是一個地理因素,并且不同地區(qū)自然植被類型稟賦條件也具備差異性,所以與地區(qū)產(chǎn)業(yè)結(jié)構(gòu)的相關(guān)性不強,符合工具變量外生性的要求;其二,森林覆蓋率可以反映地區(qū)生態(tài)環(huán)境狀況,而生態(tài)環(huán)境優(yōu)越是吸引旅游者開展旅游活動的前提條件,因而森林覆蓋率又與旅游業(yè)相關(guān),兩者之間Pearson相關(guān)系數(shù)為0.7052,并且在1%水平上高度顯著,所以符合工具變量相關(guān)性的要求。

表6報告出以森林覆蓋率作為工具變量的兩階段最小二乘法回歸結(jié)果,鑒于工具變量的有效性會直接影響回歸結(jié)果的準(zhǔn)確性,所以在分析回歸結(jié)果之前,采用多種統(tǒng)計量對工具變量的有效性進(jìn)行檢驗。Kleibergen-Paap rk LM統(tǒng)計量均在1%統(tǒng)計水平上顯著拒絕“工具變量識別不足”的原假設(shè);Kleibergen-Paap rk Wald F統(tǒng)計量和Cragg-Donald wald F統(tǒng)計量均大于10%水平的Stock-Yogo檢驗臨界值(19.93),所以顯著拒絕“工具變量弱識別”的原假設(shè);Hansen J過度識別檢驗相伴概率分別為0.792和0.058,在5%統(tǒng)計水平上均無法拒絕“所有工具變量都是外生”的原假設(shè),說明工具變量是外生的。綜合來看,本文所選工具變量有效。表5顯示,旅游業(yè)回歸系數(shù)分別為-0.043和0.083,分別在1%和5%統(tǒng)計水平上顯著,同基準(zhǔn)回歸結(jié)果比較,運用工具變量回歸得到的旅游業(yè)對產(chǎn)業(yè)結(jié)構(gòu)合理化和高級化的邊際促進(jìn)效應(yīng)更大,進(jìn)而說明利用普通最小二乘法回歸估計出旅游業(yè)對產(chǎn)業(yè)結(jié)構(gòu)變遷影響時,核心解釋變量的內(nèi)生性問題會導(dǎo)致回歸結(jié)果產(chǎn)生明顯的向下偏倚。

5.2 穩(wěn)健性檢驗

以上回歸結(jié)果初步驗證了基本研究假設(shè)。接下來,我們通過變換被解釋變量、核心解釋變量、研究樣本和估計方法進(jìn)行穩(wěn)健性檢驗,盡可能從多個方面對本文基準(zhǔn)回歸結(jié)果進(jìn)行敏感性測試。

5.2.1 穩(wěn)健性檢驗Ⅰ:變換被解釋變量

參考已有文獻(xiàn)測度思路,我們嘗試分別采用結(jié)構(gòu)偏離度和“經(jīng)濟(jì)服務(wù)化”(第二、三次產(chǎn)業(yè)增加值比值)對產(chǎn)業(yè)結(jié)構(gòu)合理化和高級化進(jìn)行重新度量。究其因,一方面,結(jié)構(gòu)偏離度也可以刻畫要素投入和產(chǎn)出的耦合程度,反映資源要素的優(yōu)化配置狀況,能夠在一定程度上表征產(chǎn)業(yè)結(jié)構(gòu)的合理化(吳萬宗等,2018);另一方面,在信息化推動下,經(jīng)濟(jì)結(jié)構(gòu)的服務(wù)化傾向已成為產(chǎn)業(yè)結(jié)構(gòu)升級的重要特征,而典型事實即第三產(chǎn)業(yè)增長率快于第二產(chǎn)業(yè),所以采用第三產(chǎn)業(yè)產(chǎn)值與第二產(chǎn)業(yè)產(chǎn)值之比度量(干春暉 等,2011),具體回歸結(jié)果見表7。由表可知,旅游業(yè)對結(jié)構(gòu)偏離度和“經(jīng)濟(jì)服務(wù)化”影響的回歸系數(shù)分別顯著為負(fù)和正,進(jìn)而再次說明旅游業(yè)發(fā)展有利于推動產(chǎn)業(yè)結(jié)構(gòu)變遷。

表6 工具變量回歸結(jié)果

注:()為標(biāo)準(zhǔn)差,[]為統(tǒng)計量P值;Kleibergen-Paap rk LM檢驗原假設(shè)為工具變量識別不足;Cragg-Donald wald F檢驗和Kleibergen-Paap rk Wald F檢驗原假設(shè)為工具變量弱識別;Hansen J檢驗原假設(shè)為工具變量過度識別。

表7 變換被解釋變量的穩(wěn)健性回歸結(jié)果

5.2.2 穩(wěn)健性檢驗Ⅱ:變換核心解釋變量

在前文回歸中,我們均采用旅游人次比衡量旅游業(yè),但并未反映由旅游者消費支出而產(chǎn)生的旅游業(yè)收入因素,有鑒于此,我們進(jìn)一步采用旅游密度作為旅游業(yè)的度量指標(biāo)來進(jìn)行穩(wěn)健性檢驗。旅游密度(TOUR_density)是指年末地區(qū)人均旅游收入水平,該指標(biāo)可以反映旅游業(yè)對地區(qū)發(fā)展的經(jīng)濟(jì)意義,采用地區(qū)年末旅游總收入(國內(nèi)和入境旅游收入之和)與年末地區(qū)人口數(shù)的比值度量。表8第(1)、第(5)列回歸結(jié)果顯示,旅游深度系數(shù)分別在5%和1%統(tǒng)計水平上顯著為負(fù)和正,說明在兼顧旅游業(yè)發(fā)展對地區(qū)經(jīng)濟(jì)普惠性增長意義之后,旅游業(yè)依然對產(chǎn)業(yè)結(jié)構(gòu)變遷存在穩(wěn)健的積極貢獻(xiàn)。

5.2.3 穩(wěn)健性檢驗Ⅲ:變換研究樣本

為了避免樣本數(shù)據(jù)極端值的干擾,我們對各變量按照上下1%進(jìn)行Winsorize縮尾處理,然后再對基準(zhǔn)模型進(jìn)行回歸,結(jié)果見表8第(2)、第(6)列。旅游業(yè)回歸系數(shù)顯著性與前期結(jié)果相似,進(jìn)而說明變換樣本數(shù)據(jù)并未改變基準(zhǔn)回歸結(jié)果。

表8 其他穩(wěn)健性回歸結(jié)果

5.2.4 穩(wěn)健性檢驗Ⅳ:變換估計方法

產(chǎn)業(yè)結(jié)構(gòu)變遷本質(zhì)上是一個動態(tài)演進(jìn)過程,并非一蹴而就,而是存在持續(xù)“慣性”,所以為了捕捉此種變化,我們在基準(zhǔn)模型右邊引入被解釋變量滯后一期項,并將其擴(kuò)展為動態(tài)面板數(shù)據(jù)模型,但無法排除被解釋變量滯后一期項可能與隨機(jī)擾動項相關(guān)而產(chǎn)生內(nèi)生性困擾,從而使得OLS出現(xiàn)參數(shù)有偏估計(Baltagi,2008)。因此,為了獲得參數(shù)無偏估計量,我們主要采用兩步系統(tǒng)廣義矩估計(SYS-GMM)方法對動態(tài)面板數(shù)據(jù)模型進(jìn)行估計,回歸結(jié)果報告在表8第(3)、第(7)列中。檢驗結(jié)果顯示,一方面,Hansen 檢驗不能拒絕工具變量過度識別的原假設(shè),說明工具變量聯(lián)合有效;殘差序列相關(guān)性檢驗表明,差分后的殘差項只存在一階序列相關(guān)而無二階序列相關(guān),可以判定誤差項無序列相關(guān)性,因而說明SYS-GMM估計結(jié)果合理;另一方面,被解釋變量滯后一期項的回歸系數(shù)顯著,說明產(chǎn)業(yè)結(jié)構(gòu)變遷確實存在動態(tài)調(diào)整過程,有必要設(shè)置動態(tài)面板數(shù)據(jù)模型,尤其是旅游業(yè)對產(chǎn)業(yè)結(jié)構(gòu)合理化和高級化的回歸系數(shù)也分別顯著為負(fù)和正,意味著基準(zhǔn)回歸結(jié)果不依賴于計量方法的變換。

6 結(jié)論與啟示

產(chǎn)業(yè)結(jié)構(gòu)變遷是驅(qū)動經(jīng)濟(jì)增長的基本來源,而產(chǎn)業(yè)結(jié)構(gòu)的合理化和高級化趨勢更是實現(xiàn)經(jīng)濟(jì)高質(zhì)量增長的先決條件,所以在經(jīng)濟(jì)“新常態(tài)”下探尋產(chǎn)業(yè)結(jié)構(gòu)變遷的動力因素成為重要的學(xué)術(shù)命題。本文是對服務(wù)業(yè)影響產(chǎn)業(yè)結(jié)構(gòu)變遷相關(guān)文獻(xiàn)的學(xué)術(shù)延伸,即基于現(xiàn)階段產(chǎn)業(yè)規(guī)模擴(kuò)張迅速的旅游業(yè)為研究視角,系統(tǒng)探討了旅游業(yè)對產(chǎn)業(yè)結(jié)構(gòu)合理化和高級化的影響機(jī)理,并在對產(chǎn)業(yè)結(jié)構(gòu)合理化和高級化進(jìn)行定量識別的基礎(chǔ)上,利用1999—2014年省份面板數(shù)據(jù),實證考察了旅游業(yè)對產(chǎn)業(yè)結(jié)構(gòu)變遷的影響及影響渠道。

研究結(jié)果表明,一方面,中國旅游業(yè)可以積極促進(jìn)產(chǎn)業(yè)結(jié)構(gòu)合理化和高級化變動,并且旅游業(yè)對前者的影響效應(yīng)要強于后者,這一核心結(jié)論在考慮區(qū)域和時序異質(zhì)性條件,并處理了潛在的內(nèi)生性問題,甚至包括在變換被解釋變量和核心解釋變量、計量研究方法及剔除部分極端值樣本之后依然具備穩(wěn)健性;另一方面,從影響機(jī)制上看,市場化和城鎮(zhèn)化是旅游業(yè)影響產(chǎn)業(yè)結(jié)構(gòu)變遷的兩類重要渠道,并且根據(jù)交叉項系數(shù)可知,旅游業(yè)影響產(chǎn)業(yè)結(jié)構(gòu)變遷的城鎮(zhèn)化效應(yīng)要強于市場化效應(yīng)。

本文在一定程度上填補了關(guān)于旅游業(yè)與產(chǎn)業(yè)結(jié)構(gòu)變遷研究的學(xué)術(shù)空白,以上研究結(jié)論有助于厘清并揭示旅游業(yè)影響產(chǎn)業(yè)結(jié)構(gòu)變遷的理論機(jī)理,同時加深了對旅游業(yè)影響產(chǎn)業(yè)結(jié)構(gòu)變遷傳導(dǎo)渠道的認(rèn)識與理解,尤其是為獲取產(chǎn)業(yè)結(jié)構(gòu)優(yōu)化升級的實現(xiàn)方式增添了來自旅游業(yè)的創(chuàng)新視角,從而有助于通過有目的地發(fā)展旅游業(yè)來積極地推動產(chǎn)業(yè)結(jié)構(gòu)變遷。本文可能蘊含的政策啟示包括:其一,旅游業(yè)是推進(jìn)產(chǎn)業(yè)結(jié)構(gòu)變遷的動力因素,這為地區(qū)探索產(chǎn)業(yè)結(jié)構(gòu)優(yōu)化升級的可行路徑提供了新的產(chǎn)業(yè)選擇,以旅游業(yè)的規(guī)模擴(kuò)張和優(yōu)質(zhì)戰(zhàn)略為契機(jī)來優(yōu)化資源要素配置和帶動新興產(chǎn)業(yè)發(fā)展;其二,鑒于市場化和城鎮(zhèn)化對產(chǎn)業(yè)結(jié)構(gòu)變遷不僅具有積極作用,而且也對旅游業(yè)影響產(chǎn)業(yè)結(jié)構(gòu)變遷存在正向調(diào)節(jié)機(jī)制,所以為了更有效地推進(jìn)產(chǎn)業(yè)結(jié)構(gòu)變遷,還需強化市場化和城鎮(zhèn)化與旅游業(yè)之間的相互配合與深度協(xié)調(diào)。具言之,除了要繼續(xù)深化旅游業(yè)市場化改革之外,還需盡可能打破阻礙資源要素自由流動的行政障礙,尤其是要破除違背市場規(guī)律,為保護(hù)落后產(chǎn)業(yè)而主觀造成資源要素配置扭曲的狹隘思想,盡可能發(fā)揮市場在資源要素配置中的決定性作用,通過規(guī)范和引導(dǎo)要素和產(chǎn)品市場在旅游業(yè)領(lǐng)域中的交易制度和方向,盡可能營造旅游業(yè)發(fā)展的良好市場化環(huán)境,有助于挖掘旅游業(yè)對要素市場的利用能力和產(chǎn)品市場的整合能力,進(jìn)而對產(chǎn)業(yè)結(jié)構(gòu)變遷產(chǎn)生積極影響。此外,我們需深刻認(rèn)識到,旅游業(yè)與城鎮(zhèn)化對產(chǎn)業(yè)結(jié)構(gòu)變遷的影響存在互為調(diào)節(jié)作用,尤其是旅游業(yè)為城鎮(zhèn)化推進(jìn)產(chǎn)業(yè)結(jié)構(gòu)變遷提供了必要的產(chǎn)業(yè)承載條件,而城鎮(zhèn)化又可在供需兩端決定旅游業(yè)的發(fā)展規(guī)模,所以適度采取以旅游業(yè)為導(dǎo)向的城鎮(zhèn)化建設(shè)策略,不僅有助于豐富新型城鎮(zhèn)化的探索途徑,而且也對與城鎮(zhèn)化相伴隨的產(chǎn)業(yè)結(jié)構(gòu)動態(tài)調(diào)整大有裨益。