中國省際旅游產業(yè)結構優(yōu)化對旅游全要素生產率的影響

鄒 楠,劉依飛,王 凱

(湖南師范大學旅游學院,湖南 長沙 410081)

旅游業(yè)作為國民經(jīng)濟的戰(zhàn)略性支柱產業(yè)，是實現(xiàn)地區(qū)經(jīng)濟增長和結構優(yōu)化的重要產業(yè)支撐。但我國旅游產業(yè)發(fā)展仍存在線性粗放式增長所引致的資源配置不平衡、供需結構不合理、產業(yè)效率低下等問題，單純依靠資源要素投入的粗放式增長已難以為繼。優(yōu)化旅游產業(yè)結構是提升旅游全要素生產率的重要路徑，也是《“十四五”文化和旅游發(fā)展規(guī)劃》的重要目標指向。鑒于此，探析旅游產業(yè)結構優(yōu)化對旅游全要素生產率的影響，對促進旅游產業(yè)提質增效具有重要的意義。

一、文獻綜述與研究假設

(一)文獻綜述

旅游全要素生產率與旅游經(jīng)濟高質量發(fā)展密切相關，學界側重于研究旅游全要素生產率，以及旅游產業(yè)結構優(yōu)化與旅游業(yè)發(fā)展的關系。

1.旅游全要素生產率。旅游全要素生產率是反映旅游發(fā)展效率的重要指標，國內外學界對旅游全要素生產率的研究較為豐富，研究空間尺度以國家、省域、市域和縣域等居多，研究方法涉及索羅余值法、隨機前沿分析方法、數(shù)據(jù)包絡分析法等，研究內容主要包括旅游全要素生產率的內涵闡釋、評價測度、區(qū)域差異和影響因素等。其中，研究空間尺度方面，如張舒寧等基于市域角度進行成渝經(jīng)濟區(qū)旅游發(fā)展效率測度及影響因素研究，發(fā)現(xiàn)其旅游全要素生產率增長主要來源于技術進步和規(guī)模效率的驅動[1]；潘秋玲等基于縣域角度研究陜西省縣域旅游效率的空間格局，發(fā)現(xiàn)旅游效率達到有效狀態(tài)的縣域數(shù)量較少[2]。研究方法方面，如左冰等采用索羅余值法研究中國旅游業(yè)全要素生產率，發(fā)現(xiàn)技術進步是中國旅游業(yè)全要素生產率增長的充分不必要條件[3]；張麗峰采用隨機前沿分析方法和Malmquist指數(shù)研究中國旅游業(yè)全要素生產率，發(fā)現(xiàn)東部、中部、西部地區(qū)的旅游業(yè)全要素生產率存在異質性[4]。研究內容方面，如Assaf等采用隨機前沿分析方法研究不同國家旅游目的地的旅游全要素生產率，發(fā)現(xiàn)不同國家旅游目的地的旅游全要素生產率存在異質性[5]；孫盼盼等通過構建動態(tài)面板模型研究地方政府行為對旅游產業(yè)全要素生產率的影響機制，發(fā)現(xiàn)地方政府行為對旅游產業(yè)全要素生產率的影響存在差異[6]。

2.旅游產業(yè)結構優(yōu)化與旅游業(yè)發(fā)展的關系。學界基于線性關系的假設在旅游產業(yè)結構優(yōu)化對旅游業(yè)發(fā)展影響的理論研究方面進行了一系列豐富而有意義的探索，具體側重于從旅游經(jīng)濟增長和旅游生產率提升兩個視角展開。其中，在旅游產業(yè)結構優(yōu)化對旅游經(jīng)濟增長的影響方面，如劉春濟等通過構建計量模型研究中國旅游產業(yè)結構變遷對旅游經(jīng)濟增長的影響，發(fā)現(xiàn)旅游產業(yè)結構變遷對旅游經(jīng)濟增長的影響力在各個時期并不相同[7]；陳太政等研究證實了旅游產業(yè)高級化過程和旅游經(jīng)濟發(fā)展存在耦合關系[8]；生延超通過構建多部門經(jīng)濟模型探究旅游產業(yè)結構優(yōu)化對區(qū)域旅游經(jīng)濟增長貢獻的演變，發(fā)現(xiàn)中國旅游產業(yè)結構優(yōu)化對旅游經(jīng)濟增長的貢獻較大[9]。在旅游產業(yè)結構優(yōu)化對旅游生產率提升的影響方面，如王勝鵬等采用Tobit回歸分析方法研究中國旅游業(yè)發(fā)展效率的時空分異及影響因素，發(fā)現(xiàn)旅游產業(yè)結構優(yōu)化對旅游業(yè)發(fā)展效率具有促進作用，且旅游產業(yè)結構優(yōu)化會產生馬太效應，應不斷汲取要素投入旅游業(yè)，以提高旅游業(yè)發(fā)展效率[10]；龔艷等以旅游業(yè)總收入與GDP的比值表征旅游產業(yè)結構，發(fā)現(xiàn)旅游產業(yè)結構優(yōu)化對長江經(jīng)濟帶旅游業(yè)效率具有正向影響，且這一正向影響存在明顯的地區(qū)差異[11]；郭向陽等利用空間杜賓模型研究區(qū)域旅游交通服務功能對旅游效率的空間溢出效應及其影響機理，發(fā)現(xiàn)云南省產業(yè)結構高級化對旅游效率具有顯著的空間溢出效應[12]。

綜上所述，學界既有研究多認為旅游產業(yè)結構優(yōu)化對旅游全要素生產率的影響呈簡單線性關系，且多基于單一指標表征旅游產業(yè)結構。鮮有學者從旅游產業(yè)結構優(yōu)化對旅游全要素生產率的作用機理出發(fā)，探究旅游產業(yè)結構優(yōu)化對旅游全要素生產率的非線性影響及其作用路徑。鑒于此，本研究從旅游產業(yè)合理化和高級化等兩個維度出發(fā)，采用DEA-Malmquist指數(shù)測度旅游全要素生產率，將靜態(tài)面板和動態(tài)面板相結合，并在固定效應模型的基礎上引入工具變量法和系統(tǒng)廣義矩估計等方法探究旅游產業(yè)結構優(yōu)化對旅游全要素生產率及其分解指數(shù)的影響，以期為旅游產業(yè)結構優(yōu)化和旅游全要素生產率提升提供借鑒。

(二)研究假設

中國旅游產業(yè)結構已由外延粗放型向內涵集約型轉變[12]。通過旅游產業(yè)結構優(yōu)化為旅游全要素生產率提升帶來結構紅利，是旅游業(yè)實現(xiàn)高質高效發(fā)展的核心問題。本研究從旅游產業(yè)結構優(yōu)化的短期效應和長期效應兩個方面探尋其對旅游全要素生產率的影響機理。

1.短期效應。旅游產業(yè)結構優(yōu)化過程會產生競爭效應，促進優(yōu)質資源要素流向優(yōu)質旅游企業(yè)，而旅游產業(yè)的服務性特征會促使相關資源要素快速轉化，在較短時間內促進旅游全要素生產率增長[13]；同時，旅游產業(yè)結構優(yōu)化過程會促使技術、資源、人才和信息等生產要素集聚，以產生規(guī)模經(jīng)濟效應，且旅游產業(yè)結構優(yōu)化過程中的分工細化會促使生產技術得到提升和創(chuàng)新，從而降低旅游生產的邊際成本[14]，使得短期內規(guī)模報酬遞增，進而提升旅游全要素生產率。

2.長期效應。旅游生產過程中過多關注高級化，會使得旅游生產要素流動與產業(yè)部門不適配，尤其是盲目轉移生產要素會使得旅游產業(yè)結構優(yōu)化對旅游全要素生產率的積極作用逐漸削弱，長此以往則會導致旅游全要素生產率降低[15]。旅游產業(yè)結構優(yōu)化必然會存在機會成本，尤其是旅游產業(yè)結構優(yōu)化進程的加速在一定程度上會對部分旅游產業(yè)部門產生較大沖擊并引起生產要素供給的鏈式反應，從而打破原有的部門均衡，進而會影響旅游全要素生產率的可持續(xù)增長[16]。

綜上所述，從短期來看，旅游產業(yè)結構優(yōu)化能夠促進旅游全要素生產率提升；從長期來看，旅游產業(yè)結構優(yōu)化達到一定程度可能會削弱其對旅游全要素生產率的積極影響。鑒于此，本研究提出假設H1：旅游產業(yè)結構優(yōu)化對旅游全要素生產率具有非線性影響。

二、研究設計

(一)研究方法

1.DEA-Malmquist指數(shù)。DEA-Malmquist指數(shù)相比參數(shù)估計模型不需要建立生產函數(shù)。研究中先通過在DEA模型下確定生產過程中的生產前沿面，進而得到產出距離函數(shù)，再根據(jù)產出距離函數(shù)建立全要素生產率指數(shù)。當假設規(guī)模報酬不變時，DEA-Malmquist指數(shù)是技術進步(YT)和技術效率(YE)的乘積；當假設規(guī)模報酬可變時，技術效率是純技術效率(YP)和規(guī)模效率(YS)的乘積。計算公式具體如下：

Y=YT×YE=YT×(YP×YS)

(1)

(2)

(3)

2.修正后的熵值法。修正后的熵值法能夠根據(jù)各指標的變化情況進行權重的計算，避免各指標因賦權過于主觀等產生的弊端；同時，修正后的熵值法能充分考慮面板數(shù)據(jù)的特征，將時間變量納入計算中，以提高計算結果的客觀性。鑒于此，本研究采用修正后的熵值法將旅游產業(yè)結構合理化和高級化指標進行加權匯總得到旅游產業(yè)結構優(yōu)化變量。具體參考韓海彬等的做法[17]，計算步驟包括：對旅游產業(yè)結構合理化和高級化分別進行標準化處理，計算旅游產業(yè)結構合理化和高級化的熵值；計算旅游產業(yè)結構合理化和高級化的權重，并通過線性加權法得到2004—2018年中國省際旅游產業(yè)結構優(yōu)化的綜合指數(shù)。

(二)指標選取

1.旅游全要素生產率。旅游全要素生產率測度指標包括投入指標和產出指標。具體來說，投入指標包括土地、勞動力、資本三大要素。其中，土地投入囿于數(shù)據(jù)的可獲取性，在旅游全要素生產率測算中通常不予考慮；勞動力投入選取旅游從業(yè)人數(shù)進行表征[18]；資本投入選取旅游業(yè)固定資產投資和旅游接待基礎設施進行表征[19]，其中旅游接待基礎設施采用旅行社、星級飯店和旅游景區(qū)的總數(shù)量進行表征[20]。產出指標則選取旅游人數(shù)和旅游收入進行表征[21]。

2.旅游產業(yè)結構優(yōu)化。旅游產業(yè)結構是指旅游產業(yè)各部門以及各種經(jīng)濟成分和經(jīng)濟活動各環(huán)節(jié)的構成及其相互比例關系[22]。旅游產業(yè)結構優(yōu)化包括旅游產業(yè)結構橫向協(xié)調發(fā)展的合理化和縱向深入發(fā)展的高級化。其中，旅游產業(yè)結構合理化是指旅游產業(yè)內部各行業(yè)比例合理、結構有序，從而推進旅游產業(yè)內部各行業(yè)之間形成相互協(xié)調和相互促進的良好狀態(tài)；旅游產業(yè)結構高級化則是基于旅游產業(yè)結構合理化，在技術進步的驅動下，不斷提升要素綜合利用率，進而提升旅游產業(yè)的經(jīng)濟效益，突出表現(xiàn)為旅游產業(yè)部門的比例關系優(yōu)化和勞動生產率提升[23]。本研究參考干春暉等的做法[16]，用泰爾指數(shù)衡量旅游產業(yè)結構合理化，其值越小，表明旅游產業(yè)結構合理化水平越高；同時，本研究借鑒劉春濟等的做法[7]，選取旅游產業(yè)中旅行社、星級飯店和旅游景區(qū)三大部門的旅游收入比重與勞動生產率的乘積衡量旅游產業(yè)結構高級化，并對勞動生產率進行標準化處理，以消除量綱。計算公式具體如下：

(4)

(5)

其中,XR、XU分別表示旅游產業(yè)結構合理化、旅游產業(yè)結構高級化;Mi, t、Li, t分別表示i部門t期的旅游收入、旅游從業(yè)人數(shù)(i=1,2,…,n);Pi, t表示i部門t期的勞動生產率。其中，基于數(shù)據(jù)的可獲得性，本研究借鑒生延超的做法[9]，選取旅游企業(yè)的營業(yè)收入表征旅游收入。

(三)數(shù)據(jù)來源

由于港澳臺地區(qū)和西藏部分數(shù)據(jù)缺失，本研究以2004—2018年為研究期，選取中國30個省份(西藏及港澳臺地區(qū)除外)進行實證分析。數(shù)據(jù)均來源于2005—2019年的《中國旅游統(tǒng)計年鑒》及副本、《中國文化文物和旅游統(tǒng)計年鑒》和《中國統(tǒng)計年鑒》。其中，旅游業(yè)固定資產投資以2004年為基期，通過國家統(tǒng)計局網(wǎng)(http://www.stats.gov.cn/)固定資產投資價格指數(shù)進行平減計算；旅游人數(shù)為國內旅游人數(shù)與入境旅游人數(shù)之和，旅游收入為國內旅游收入與平均匯率換算后的國際旅游收入之和，為避免價格等因素的干擾，采用CPI指數(shù)進行平減。以上數(shù)據(jù)獲取過程中存在個別缺失值，采用線性插值法補齊。

三、實證分析

(一)旅游產業(yè)結構優(yōu)化和旅游全要素生產率的時空特征

從時序演變來看，2004—2018年，中國旅游產業(yè)結構優(yōu)化程度在波動中略有下降，呈現(xiàn)出階段性特征。2004—2009年，旅游產業(yè)結構整體呈現(xiàn)出波動上升的趨勢；2010—2015年，旅游產業(yè)結構整體呈現(xiàn)出波動下降的趨勢；2016—2018年，旅游產業(yè)結構呈現(xiàn)出旅游產業(yè)結構高級化水平保持平穩(wěn)的趨勢，合理化水平急速上升的趨勢。這主要是緣于2004—2009年旅游產業(yè)作為推動經(jīng)濟增長的重要產業(yè)，促使諸多旅游目的地大力推進景區(qū)、星級飯店的開發(fā)與建設，旅游服務體系逐步建立，促使旅游產業(yè)結構逐步優(yōu)化；2010—2015年旅游產業(yè)依靠要素投入迅速發(fā)展的弊端開始顯現(xiàn)，旅游產業(yè)效率低下、資源配置不平衡等問題導致旅游產業(yè)發(fā)展不協(xié)調，導致旅游產業(yè)結構合理化水平下降；2016—2018年旅游產業(yè)轉向關注質量、效率的提升，促使旅游產業(yè)結構進行調整優(yōu)化，旅游產業(yè)內部協(xié)調發(fā)展，使得旅游產業(yè)結構合理化水平上升。同時，由表1可知，以2004年旅游全要素生產率為基期，2004—2018年旅游全要素生產率的年均增長率為13.6%，技術進步的年均增長率為15.4%，技術效率的年均增長率為-1.5%，純技術效率的年均增長率為-0.1%，規(guī)模效率的年均增長率為-1.4%?？梢姡?004—2018年，中國旅游全要素生產率處于反復波動中，總體存在小幅度增長，且技術進步是中國旅游全要素生產率增長的主要驅動力。

表1 旅游全要素生產率及其分解指數(shù)的動態(tài)變化

從空間分布來看，北京、上海、廣東等發(fā)達省份的旅游產業(yè)結構優(yōu)化程度較高，且這些發(fā)達省份的周邊省份(如天津、江蘇等)的旅游產業(yè)結構優(yōu)化程度也相對較高，表明地區(qū)旅游產業(yè)結構的優(yōu)化會對周邊地區(qū)旅游產業(yè)結構產生輻射效應。同時，北京、上海、廣東等發(fā)達省份的旅游全要素生產率較低，旅游全要素生產率與各地區(qū)的經(jīng)濟發(fā)展狀況并不一致，且在空間上漸趨集聚。這可能是緣于經(jīng)濟較發(fā)達地區(qū)的要素投入可以帶動鄰近次發(fā)達地區(qū)的旅游發(fā)展，從而使得鄰近地區(qū)旅游全要素生產率相對較高，且經(jīng)濟較發(fā)達地區(qū)的旅游投入較高而產出相對較低，會導致經(jīng)濟較發(fā)達地區(qū)的旅游全要素生產率相對較低。鑒于此，旅游產業(yè)結構優(yōu)化在旅游全要素生產率增長中的作用須進一步進行檢驗。

(二)旅游產業(yè)結構優(yōu)化與旅游全要素生產率的關系

1.模型構建。本研究進一步構建旅游產業(yè)結構優(yōu)化對旅游全要素生產率的影響模型。具體步驟如下：(1)為了驗證旅游產業(yè)結構優(yōu)化對旅游全要素生產率的影響，構建公式(6)；(2)考慮到旅游全要素生產率存在時滯性，即第t+1期會受第t期影響，在每一期模型中將滯后一期的旅游全要素生產率納入模型得到其動態(tài)模型，且為了進一步檢驗旅游產業(yè)結構優(yōu)化對旅游全要素生產率的非線性影響，在公式(6)的基礎上引入旅游產業(yè)結構優(yōu)化的二次項進行分析，構建公式(7)；(3)為了探尋旅游產業(yè)結構對旅游全要素生產率分解指數(shù)的影響，構建公式(8)～(11)。計算公式具體如下：

lnYi, t=β0+β1lnXi, t+λlnCi, t+μi, t

(6)

(7)

lnYT, i, t=β0+φ1lnYT, i, t-1+β1lnXi, t+λlnCi, t+μi, t

(8)

lnYE, i, t=β0+φ1lnYE, i, t-1+β1lnXi, t+λlnCi, t+μi, t

(9)

lnYP, i, t=β0+φ1lnYP, i, t-1+β1lnXi, t+λlnCi, t+μi, t

(10)

lnYS, i, t=β0+φ1lnYS, i, t-1+β1lnXi, t+λlnCi, t+μi, t

(11)

其中,Yi, t、Yi, t-1分別表示i省份第t期、第t-1期的旅游全要素生產率;YT, i, t、YT, i, t-1分別表示i省份第t期、第t-1期的技術進步;YE, i, t、YE, i, t-1分別表示i省份第t期、第t-1期的技術效率;YP, i, t、YP, i, t-1分別表示i省份第t期、第t-1期的純技術效率;YS, i, t、YS, i, t-1分別表示i省份第t期、第t-1期的規(guī)模效率;Xi, t表示i省份第t期的旅游產業(yè)結構優(yōu)化;Ci, t表示i省份第t期的控制變量，考慮到旅游全要素生產率的其他影響因素，為了避免控制變量選取的隨意性，本研究參考劉春濟和干春暉等的做法[7,16]，將旅游全要素生產率和旅游產業(yè)結構優(yōu)化的交叉項作為控制變量進行后續(xù)研究;μi, t表示隨機誤差項;β0表示常數(shù)項;β1表示旅游產業(yè)結構優(yōu)化的回歸系數(shù);β2表示旅游產業(yè)結構優(yōu)化的二次項的回歸系數(shù);λ表示控制變量的回歸系數(shù);φ1表示滯后一期的被解釋變量的回歸系數(shù)。

2.整體回歸分析。為了避免偽回歸，本研究采用LLC方法檢驗各變量數(shù)據(jù)的平穩(wěn)性，結果均平穩(wěn)，可以進行下一步分析。本研究進一步采用Stata 16.0對公式(6)進行分析，由于研究采用靜態(tài)面板數(shù)據(jù)，且為短面板數(shù)據(jù)，即樣本單元量大于時間跨度(N>T)，可以采用混合回歸模型、固定效應模型和隨機效應模型進行分析。本研究進一步通過F檢驗得到樣本數(shù)據(jù)在公式(6)中存在顯著個體效應，即采取固定效應模型優(yōu)于混合回歸模型；同時，通過Hausman檢驗得到固定效應模型優(yōu)于隨機效應模型。鑒于此，本研究采用固定效應模型研究旅游產業(yè)結構優(yōu)化對旅游全要素生產率的影響，具體回歸分析結果詳見表2。

表2 整體回歸分析結果

由表2可知，模型1僅引入被解釋變量和解釋變量，初步分析旅游產業(yè)結構優(yōu)化對旅游全要素生產率的影響。結果顯示：旅游產業(yè)結構優(yōu)化的回歸系數(shù)為正，且在5%的水平上通過顯著性檢驗，表明旅游產業(yè)結構優(yōu)化對旅游全要素生產率具有顯著的正向影響。模型2將控制變量納入考慮，即采用固定效應模型對公式(6)進行估計。結果顯示：引入控制變量后，旅游產業(yè)結構優(yōu)化的回歸系數(shù)為正，且在1%的水平上通過顯著性檢驗，表明在控制相關變量的基礎上，旅游產業(yè)結構優(yōu)化對旅游全要素生產率的正向影響更為顯著。同時為了驗證滯后一期的旅游產業(yè)結構優(yōu)化對旅游全要素生產率的影響，在公式(6)中加入滯后一期的旅游產業(yè)結構優(yōu)化，結果顯示：滯后一期的旅游產業(yè)結構優(yōu)化的回歸系數(shù)不顯著，表明旅游產業(yè)結構優(yōu)化對旅游全要素生產率的影響不存在時滯性，即旅游產業(yè)結構優(yōu)化對旅游全要素生產率具有短期的負向影響。模型3引入旅游產業(yè)結構優(yōu)化的二次項，分析旅游產業(yè)結構優(yōu)化和旅游全要素生產率可能存在的非線性關系。結果顯示：旅游產業(yè)結構優(yōu)化的回歸系數(shù)仍舊為正，且在1%的水平上通過顯著性檢驗；旅游產業(yè)結構優(yōu)化的二次項的回歸系數(shù)為負，且在1%的水平上通過顯著性檢驗。這表明旅游產業(yè)結構優(yōu)化對旅游全要素生產率具有顯著的倒U型非線性影響，即旅游產業(yè)結構優(yōu)化對旅游全要素生產率的正向影響呈遞減趨勢。模型4引入滯后一期的旅游全要素生產率，分析滯后一期的旅游全要素生產率對當期旅游全要素生產率的影響。結果顯示：滯后一期的旅游全要素生產率的回歸系數(shù)為正，且在5%的水平上通過顯著性檢驗;旅游產業(yè)結構優(yōu)化的回歸系數(shù)為正，且在1%的水平上通過顯著性檢驗；旅游產業(yè)結構優(yōu)化的二次項的回歸系數(shù)為負，且在1%的水平上通過顯著性檢驗。這表明滯后一期的旅游全要素生產率對當期旅游全要素生產率具有顯著的正向影響，且旅游產業(yè)結構優(yōu)化仍對旅游全要素生產率具有顯著的倒U型非線性影響。

由于加入滯后一期的被解釋變量，且旅游產業(yè)結構優(yōu)化和旅游全要素生產率可能存在互為因果的關系，這些因素會導致內生性問題。鑒于此，本研究采用工具變量法對公式(7)進行估計，參考于斌斌的做法[15]，選取滯后一期的旅游產業(yè)結構優(yōu)化和滯后一期的旅游產業(yè)結構優(yōu)化的二次項作為工具變量。結果顯示：在模型5中，旅游產業(yè)結構優(yōu)化、旅游產業(yè)結構優(yōu)化的二次項的回歸系數(shù)相較于模型4分別上升、下降，表明采用工具變量法有效克服了內生性問題。

考慮到系統(tǒng)廣義矩估計在工具變量法的基礎上能夠處理時間跨度較短的樣本，且在一定條件下比差分矩估計的參數(shù)更為一致，本研究進一步采用系統(tǒng)廣義矩估計檢驗旅游產業(yè)結構優(yōu)化對旅游全要素生產率的非線性影響。結果顯示：在模型6中，旅游產業(yè)結構優(yōu)化對旅游全要素生產率仍具有顯著的倒U型非線性影響，旅游產業(yè)結構優(yōu)化、旅游產業(yè)結構優(yōu)化的二次項的回歸系數(shù)介于模型4和模型5之間，表明采用系統(tǒng)廣義矩估計有效克服了內生性問題。同時，系統(tǒng)廣義矩估計顯著通過AR(1)檢驗，但AR(2)檢驗不顯著，工具變量則通過過度識別檢驗，表明系統(tǒng)廣義矩估計合適且所選取的工具變量有效。為了更進一步驗證旅游產業(yè)結構優(yōu)化對旅游全要素生產率的倒U型非線性影響，本研究在公式(7)中加入旅游產業(yè)結構優(yōu)化的三次項，結果顯示：旅游產業(yè)結構優(yōu)化的三次項的回歸系數(shù)未通過顯著性檢驗，表明旅游產業(yè)結構優(yōu)化與旅游全要素生產率不存在三次關系，旅游產業(yè)結構優(yōu)化對旅游全要素生產率的倒U型非線性影響具有穩(wěn)健性。

本研究進一步通過計算得到旅游產業(yè)結構優(yōu)化對旅游全要素生產率的倒U型非線性影響的拐點對應的旅游產業(yè)結構優(yōu)化值為0.595，即-0.689/[2*(-0.579)]。由此可知：當旅游產業(yè)結構優(yōu)化值小于或等于0.595時，旅游產業(yè)結構優(yōu)化對旅游全要素生產率具有正向影響；當旅游產業(yè)結構優(yōu)化值大于0.595時，旅游產業(yè)結構優(yōu)化對旅游全要素生產率具有負向影響。為了進一步探究旅游產業(yè)結構優(yōu)化對旅游全要素生產率產生負向影響的原因，模型7和模型8分別引入旅游產業(yè)結構高級化、旅游產業(yè)結構合理化，進一步分析旅游產業(yè)結構高級化、旅游產業(yè)結構合理化對旅游全要素生產率的影響。結果顯示：旅游產業(yè)結構高級化對旅游全要素生產率具有顯著的倒U型非線性影響，而旅游產業(yè)結構合理化對旅游全要素生產率的U型非線性影響則不顯著。

以上結果顯示：旅游產業(yè)結構優(yōu)化對旅游全要素生產率的影響是非線性的，即旅游產業(yè)結構優(yōu)化對旅游全要素生產率的提升存在邊際遞減效應。這一結論驗證了假設H1。將旅游產業(yè)結構優(yōu)化對旅游全要素生產率的倒U型非線性影響的拐點對應的旅游產業(yè)結構優(yōu)化值0.595與各個省份逐年的旅游產業(yè)結構優(yōu)化值進行對比，發(fā)現(xiàn)：北京、上海的旅游產業(yè)結構優(yōu)化值均高于0.595，其余省份除個別年份外旅游產業(yè)結構優(yōu)化值均位于拐點左側。這表明研究期內中國省際旅游產業(yè)結構優(yōu)化對旅游全要素生產率整體具有正向影響，且這一正向影響主要來自旅游產業(yè)結構高級化的驅動。而北京、上海的旅游產業(yè)結構優(yōu)化對旅游全要素生產率具有負向影響，這主要是緣于北京、上海雖然經(jīng)濟較發(fā)達、旅游業(yè)發(fā)展起步較早，但仍存在旅游資源配置不合理以及旅游生產要素錯配的情況，阻滯了旅游全要素生產率的提升。

3.分解指數(shù)回歸分析。為了進一步探究旅游產業(yè)結構優(yōu)化對旅游全要素生產率分解指數(shù)的影響，本研究采用系統(tǒng)廣義矩估計檢驗公式(8)～(11)，具體分析結果詳見表3。結果顯示：系統(tǒng)廣義矩估計均顯著通過AR(1)檢驗，但AR(2)檢驗均不顯著，工具變量則通過過度識別檢驗，表明系統(tǒng)廣義矩估計合適且所選取的工具變量有效。當引入技術進步作為被解釋變量時，旅游產業(yè)結構優(yōu)化、旅游產業(yè)結構優(yōu)化的二次項的回歸系數(shù)分別為正、負，且均在1%的水平上通過顯著性檢驗，表明旅游產業(yè)結構優(yōu)化對技術進步具有顯著的倒U型非線性影響，即旅游產業(yè)結構優(yōu)化對技術進步具有先促進后抑制的作用。當引入技術效率作為被解釋變量時，旅游產業(yè)結構優(yōu)化、旅游產業(yè)結構優(yōu)化的二次項的回歸系數(shù)分別為負、正，且均在1%的水平上通過顯著性檢驗，表明旅游產業(yè)結構優(yōu)化對技術效率具有顯著的U型非線性影響，即旅游產業(yè)結構優(yōu)化對技術效率具有先抑制后促進的作用。當引入純技術效率作為被解釋變量時，旅游產業(yè)結構優(yōu)化的回歸系數(shù)為正，且在1%的水平上通過顯著性檢驗；旅游產業(yè)結構優(yōu)化的二次項的回歸系數(shù)為負，但未通過顯著性檢驗。這表明旅游產業(yè)結構優(yōu)化對純技術效率具有顯著的正向影響。當引入規(guī)模效率作為被解釋變量時，旅游產業(yè)結構優(yōu)化、旅游產業(yè)結構優(yōu)化的二次項的回歸系數(shù)分別為負、正，且均在5%的水平上通過顯著性檢驗，表明旅游產業(yè)結構優(yōu)化對規(guī)模效率具有顯著的U型非線性影響，即旅游產業(yè)結構優(yōu)化對規(guī)模效率具有先抑制后促進的作用。

表3 分解指數(shù)回歸分析結果

以上結果顯示：研究期內，旅游產業(yè)結構優(yōu)化對旅游全要素生產率整體具有先促進后抑制的作用，并以促進作用為主，且這一促進作用主要體現(xiàn)在旅游產業(yè)結構優(yōu)化對技術進步具有正向影響。這主要是緣于部分地區(qū)旅游產業(yè)結構優(yōu)化過程中對旅游質量和旅游效率關注較少，旅游體驗、旅游文化、旅游娛樂等產業(yè)發(fā)展環(huán)境有待提升，旅游企業(yè)相對分散且小型旅游企業(yè)居多，導致現(xiàn)有旅游生產規(guī)模距離旅游最優(yōu)生產規(guī)模較遠，規(guī)模效率有待提高；同時，部分經(jīng)濟發(fā)展水平較高地區(qū)未能有效利用信息技術推動旅游產業(yè)結構優(yōu)化以提升劣勢部門的競爭力，導致現(xiàn)有旅游技術效率水平未達到最佳生產前沿面，純技術效率有待進一步提高。

4.異質性檢驗和穩(wěn)健性檢驗。為了進一步探究旅游產業(yè)結構優(yōu)化對旅游全要素生產率影響的區(qū)域異質性，本研究將全國面板數(shù)據(jù)分為東部地區(qū)、中部地區(qū)和西部地區(qū)，分析不同區(qū)域旅游產業(yè)結構優(yōu)化對旅游全要素生產率的影響，具體回歸分析結果詳見表4。結果顯示：旅游產業(yè)結構優(yōu)化對旅游全要素生產率的影響具有顯著的區(qū)域異質性。其中，東部地區(qū)的固定效應模型中，旅游產業(yè)結構優(yōu)化、旅游產業(yè)結構優(yōu)化的二次項的回歸系數(shù)均為正，且分別在5%、10%的水平上通過顯著性檢驗；經(jīng)過工具變量法和系統(tǒng)廣義矩估計修正后，東部地區(qū)的旅游產業(yè)結構優(yōu)化對旅游全要素生產率具有顯著的倒U型非線性影響，即東部地區(qū)旅游產業(yè)結構優(yōu)化對旅游全要素生產率具有先促進后抑制的作用，且以促進作用為主。中部地區(qū)的固定效應模型、工具變量法和系統(tǒng)廣義矩估計中，旅游產業(yè)結構優(yōu)化、旅游產業(yè)結構優(yōu)化的二次項的回歸系數(shù)均分別為正、負，且均在1%的水平上通過顯著性檢驗，驗證了旅游產業(yè)結構優(yōu)化對旅游全要素生產率具有顯著的倒U型非線性影響，即中部地區(qū)旅游產業(yè)結構優(yōu)化對旅游全要素生產率具有先促進后抑制的作用，且中部地區(qū)的促進作用略高于東部地區(qū)。西部地區(qū)的固定效應模型、工具變量法和系統(tǒng)廣義矩估計中，旅游產業(yè)結構優(yōu)化的回歸系數(shù)均為負，且均在1%的水平上通過顯著性檢驗，但旅游產業(yè)結構優(yōu)化的二次項的回歸系數(shù)均未通過顯著性檢驗，即西部地區(qū)旅游產業(yè)結構優(yōu)化對旅游全要素生產率具有抑制作用。究其原因在于：改革開放以來，東部地區(qū)率先發(fā)展，實現(xiàn)資源要素積累，為旅游業(yè)發(fā)展帶來了巨大的推動力，推動了旅游產業(yè)結構優(yōu)化，從而促進東部地區(qū)旅游全要素生產率提升；且旅游業(yè)發(fā)展存在溢出效應，東部地區(qū)旅游業(yè)的發(fā)展會帶動與之鄰近的中部地區(qū)旅游業(yè)的發(fā)展，從而優(yōu)化了中部地區(qū)的旅游產業(yè)結構，帶動中部地區(qū)旅游全要素生產率提升；而西部地區(qū)的基礎設施建設、經(jīng)濟發(fā)展水平相對落后，旅游產業(yè)結構優(yōu)化機制不完善，暫時未能發(fā)揮旅游產業(yè)結構優(yōu)化對旅游全要素生產率的促進作用。

表4 區(qū)域異質性回歸分析結果

為驗證上述結果的可靠性，本研究進一步進行穩(wěn)健性檢驗，具體參考曹芳東等的做法[24]，引入Bootstrap-DEA模型替代DEA方法重新測算旅游全要素生產率，并進一步采用系統(tǒng)廣義矩估計分析旅游產業(yè)結構優(yōu)化對旅游全要素生產率及其分解指數(shù)的影響，以及采用固定效應模型、工具變量法、系統(tǒng)廣義矩估計分析東中西三大區(qū)域旅游產業(yè)結構優(yōu)化對旅游全要素生產率的影響。經(jīng)檢驗，穩(wěn)健性檢驗結果與原結果具有較好的一致性。

四、結論與對策

(一)結論

基于2004—2018年中國30個省份(西藏及港澳臺地區(qū)除外)的面板數(shù)據(jù)，采用DEA-Malmquist指數(shù)測度旅游全要素生產率，并進一步采用固定效應模型、工具變量法和系統(tǒng)廣義矩估計等方法實證分析旅游產業(yè)結構優(yōu)化對旅游全要素生產率及其分解指數(shù)的影響，得出以下結論：(1)旅游全要素生產率整體呈現(xiàn)出波動增長的趨勢，技術進步是旅游全要素生產率增長的主要驅動力。(2)旅游產業(yè)結構優(yōu)化對旅游全要素生產率具有顯著的倒U型非線性影響，拐點對應的旅游產業(yè)結構值為0.595，即旅游產業(yè)結構優(yōu)化值小于或等于拐點時，旅游產業(yè)結構優(yōu)化對旅游全要素生產率具有正向影響。(3)旅游產業(yè)結構高級化對旅游全要素生產率具有顯著的倒U型非線性影響，而旅游產業(yè)結構合理化對旅游全要素生產率的U型非線性影響則不顯著。(4)旅游產業(yè)結構優(yōu)化對技術進步具有顯著的倒U型非線性影響，對技術效率和規(guī)模效率則具有顯著的U型非線性影響，對純技術效率具有顯著的正向影響。

(二)對策

旅游全要素生產率受旅游產業(yè)結構影響，應進一步優(yōu)化資源配置以發(fā)揮規(guī)模效應，立足區(qū)位優(yōu)勢以強化輻射效應，完善區(qū)域產業(yè)鏈以推進產業(yè)融合等，以期推進旅游業(yè)高質量發(fā)展。

1.優(yōu)化資源配置，發(fā)揮規(guī)模效應。為激發(fā)技術效率的活力，帶動區(qū)域旅游全要素生產率增長，應優(yōu)化旅游資源配置，發(fā)揮規(guī)模效應，以促進區(qū)域規(guī)模經(jīng)濟形成，強化旅游核心競爭力。具體來說，旅游目的地利益共同體要深刻認識到旅游產業(yè)結構對旅游全要素生產率的影響，增強協(xié)同發(fā)展意識，在維持技術進步的基礎上，從旅游產業(yè)供給側改革出發(fā)進一步調整和優(yōu)化旅游產業(yè)結構，依托區(qū)域旅游資源稟賦促進旅游生產要素向高生產率部門集聚，推動旅游業(yè)向集約化、高效化和高質化方向發(fā)展，發(fā)揮旅游產業(yè)結構對旅游全要素生產率的規(guī)模效應；同時，各地區(qū)要著重推進旅游產業(yè)結構優(yōu)化過程中資源要素的合理分配，堅持政府引導、市場主導的基本原則，切忌追求短期目標，有效降低旅游生產要素的錯配度，逐步形成旅游產業(yè)的競爭優(yōu)勢，以降低旅游產業(yè)結構的變動成本。

2.立足區(qū)位優(yōu)勢，強化輻射效應。為維持旅游產業(yè)結構高級化對旅游全要素生產率的正向影響，應立足區(qū)位優(yōu)勢，強化輻射效應，以推進區(qū)域旅游全要素生產率協(xié)同增長。具體來說，地方政府要充分發(fā)掘區(qū)域特色旅游資源，因地制宜地發(fā)揮區(qū)域旅游資源稟賦優(yōu)勢，構建區(qū)域特色旅游機制；同時，地方政府要緊扣旅游需求供給結構的變化進一步優(yōu)化區(qū)域旅游投入資源的配置，協(xié)同帶動周邊地區(qū)旅游全要素生產率提升。如西部地區(qū)應立足西部大開發(fā)的政策優(yōu)勢，進一步依托特色自然風光和人文景觀等，著力完善旅游產業(yè)結構優(yōu)化機制，開發(fā)獨特的旅游產品和旅游服務，進一步激發(fā)旅游產業(yè)結構對旅游全要素生產率的促進作用，從而有效縮小東中西地區(qū)旅游發(fā)展的差距。

3.完善區(qū)域產業(yè)鏈，推進產業(yè)融合。為推進旅游業(yè)發(fā)展的質量與效率雙向提升，應進一步完善區(qū)域產業(yè)鏈，推進產業(yè)融合，以促進旅游產業(yè)高質量發(fā)展。具體來說，各地區(qū)要強化旅游產業(yè)的關聯(lián)性，堅持主導行業(yè)與關聯(lián)行業(yè)協(xié)同發(fā)展的原則，通過完善區(qū)域旅游產業(yè)鏈，積極推進旅游產品和旅游服務創(chuàng)新，以強化相關產業(yè)聯(lián)動協(xié)同發(fā)展，如通過大力推進“旅游+”發(fā)展模式，有效延長旅游產業(yè)鏈，降低旅游企業(yè)的生產成本；同時，各地區(qū)要根據(jù)游客需求探索旅游業(yè)縱向一體化、橫向一體化發(fā)展，進一步引導市場需求以提高市場集中度，提升旅游附加體驗值，從而降低區(qū)域旅游同質化程度，帶動區(qū)域旅游協(xié)同高質量發(fā)展。