旅游需求波动、风险管理与非线性减贫效应研究

王英　单德朋　郑长德

摘要旅游发展能够有效匹配贫困人口的资源禀赋，是产业扶贫的重要支撑。为更好地发挥旅游的减贫效用，本文基于旅游波动和风险管理视角对旅游发展与贫困减缓的多样化关联进行了逻辑统一，在使用HP滤波方法测度旅游需求波动的基础上，使用门限面板模型对2000-2013年中国旅游发展的非线性减贫效应进行了实证检验。实证结果显示：旅游波动是影响旅游发展减贫效应的重要因素，但国内旅游波动和入境旅游波动的减贫效应存在异质性。国内旅游波动主要体现为上行波动，能够在增长的稳定预期下，有助于旅游企业和包括贫困人口在内的旅游从业者进行专业化供给，从而有助于减贫。 旅游发展的减贫效应体现出双门限的非线性特征，在旅游发展的初始阶段，并未能体现出显著的减贫效果，越过第一个门限值后，旅游减贫效应开始凸显，但在第二门限值之后，处于第三阶段旅游发展减贫弹性递减。因此，旅游产业具备成为阶段性重要减贫动力来源的潜力，但在旅游扶贫政策的制定和实施中，应秉持辩证和动态视角，当意识到旅游减贫效应已经步入递减区间时，要进行主动、系统、综合的风险管理。理解外部环境变化对旅游发展冲击的潜在结果，通过旅游需求结构和产业结构的调整提升贫困人口应对风险冲击的韧性，并通过互助、保险等风险应对手段，促进资源在不同风险状态之间的转移，提升旅游减贫绩效。

关键词旅游发展；贫困减缓；旅游波动；门限面板模型

中图分类号F590文献标识码A文章编号1002-2104（2016）06-0160-09doi：10.3969/j.issn.1002-2104.2016.06.021

在全面建成小康社会的郑重承诺下，寻找一条更为契合贫困人口和贫困地区禀赋条件且环境友好的可持续减贫道路是“十三五”期间面临的一个重要问题。各国政府和各类国际组织针对该问题的指导建议往往是通过旅游产业发展实现可持续贫困减缓[1]，甚至非洲80%的减贫项目都与旅游有关[2]。《中国农村扶贫开发纲要（2011-2020）》以及各集中连片特困地区的扶贫攻坚规划也均将旅游扶贫作为产业扶贫的重要部分。这些发展规划和政策建议所基于的基本假设是旅游发展的就业门槛较低，能够吸纳大量低技能劳动力和女性就业，旅游活动的参与结构较好地契合贫困人口的禀赋状况，并且在对生态环境的负面影响上少于其他行业，因此认为旅游能够改善贫困人口的收入和生活水平。但另一方面，旅游需求存在先天的季节性和不确定性，来自旅游的系统性风险和个体风险将带来资源闲置、失业、收入波动等各种可能，并且这些波动引致的负面冲击是将脆弱居民家庭推至贫困线以下，并使其无法摆脱贫困的重要因素[3]。如果无视旅游波动的负面冲击，可能转变成危机，抵消旅游发展的减贫成果，导致贫困人口更为偏向于规避风险，陷入“稳妥的贫困”。因此，风险管理是改进旅游发展减贫绩效的关键链接，本文的主要目的即为分析客观存在的旅游需求波动与贫困减缓的关系，评估旅游波动的程度及其对贫困减缓的影响，这对在旅游扶贫工作中构建主动、系统、综合的旅游减贫风险管理体制具有重要意义。关于旅游发展与减贫的理论研究普遍基于卡尔多方法和TLG框架（tourismledgrowth），认为旅游发展可以通过乘数效应、改善收支平衡和就业创造带动经济增长和贫困减缓，但实证结论并不统一，部分学者认为旅游发展是有效减贫的动力来源[4-5]，也有部分学者认为旅游与减贫存在多样化关联[6-9]。因此，基于旅游发展能够较好契合贫困人口资源禀赋和环境约束的前提，本文从旅游波动视角对旅游发展与贫困减缓的关系进行更为科学的判定，同时利用门限回归模型对实证分析进行统一，从而谋求通过主动、系统的风险管理提升旅游发展在产业扶贫中的更好表现。

1理论综述

大量文献和实证研究已经证实旅游发展对经济增长具有巨大的促进作用，但旅游发展与贫困减缓的关系依然是个有待理论研究和实证检验的问题。鉴于中国政策层面将旅游作为重要产业扶贫政策的事实，理论层面有必要厘清旅游发展与减贫的理论关联机制。当前关于旅游与减贫的研究主要沿着两条主线展开，一是基于TLG框架，研究旅游发展与经济增长的关系，而后基于“涓滴效应”的假设，认为旅游引致的经济增长能够自动产生减贫效用；二是对旅游发展和贫困减缓的关系进行直接理论和实证研究。

基于TLG框架的研究主要涉及两个问题：①旅游能够带动经济增长吗？②旅游引致的经济增长能够必然实现减贫吗？涉及旅游发展与经济增长的相关研究首先由Ghali展开，最近的研究包括Arslanturk等、Ekanayake和Long、Lionetti和Gonzalez、Croes，以及Vanegas等 [7-8，10-13]。Croes总结了旅游发展作为经济增长的驱动力，与其他行业相比的优势，包括：旅游者需要到目的地进行一系列产品和服务的消费；在旅游体验的创造过程中，有不同的服务供应商参与，这将创造更多的就业机会；在合理利用的前提下，旅游资源的边际成本较低；旅游发展与其他经济活动有较强的互补性，因此旅游发展具有推动经济增长的较大潜力。这些结论得到了很多经验证据的支撑，Ekanayake和Long认为旅游发展是发展中国家重要的经济增长驱动力，这些国家应将其经济发展政策聚焦于推动旅游发展。此外，很多研究者和机构还关注了旅游发展对推动弱后地区社会和文化进程的作用。

虽然旅游对经济增长的作用已经被既往研究高度认同，但也有研究对旅游对经济增长的作用进行质疑[14]，PulidoFernadez等对旅游发展对经济增长的不利影响进行了总结，包括：当地社区对稀缺资源控制权的丧失、旅游行业与其他部门的弱关联、全球经济波动带来的旅游收入波动、旅游引致的环境破坏、拥堵和基础设施的过载等[15]。CardenasGarcia等则认为旅游在推动欠发达经济体的经济社会发展时，面临着较低的要素供给能力、人力资源匮乏、制度质量等主要的约束条件[16]。基于该背景，不同的实证研究虽然有证据表明旅游是推动经济增长的工具，但这些证据只出现在特定的国家和特定的条件下。Katircioglu基于土耳其的误差修正模型分析则直接得出了旅游发展与经济增长负相关的证据[17]，Eugenio Martin等也发现旅游发展并没有带来拉丁美洲整体的经济增长，其正向经济作用仅出现在局部地区[18]。Oh在韩国的案例研究中识别了经济增长对旅游发展的正向作用，而非旅游对经济增长的正向作用[19]。这些证据都在TLG框架下，对旅游发展对经济增长的推动作用进行了质疑。

PulidoFernadez等认为经济增长和经济发展并非同一概念，即便认同旅游发展对经济增长的作用，也不足以得出旅游发展有助于贫困减缓的结论。CardenasGarcia等基于117个国家的实证研究发现，旅游发展并不能自动带来贫困减缓，除非这些国家存在适宜的条件推动了该进程。Peterson等的研究也表明旅游发展仅仅是在最发达的国家推动了贫困减缓[20]。Nowak和Sahli的研究则发现旅游发展的减贫作用取决于旅游发展模式，如果旅游产品对海滩资源的倚重较大，那么旅游发展反而会导致居民福利的损失[21]。Mitchell也研究了不同旅游产品的益贫性指数，发现加纳的商业旅游仅有10%左右的旅游支出被贫困人口获得，而在北坦赞尼亚贫困人口可以获得接近30%的登山旅游支出[22]。

以上研究都是将旅游纳入增长框架来分析旅游与减贫的关系，然而根据上述分析TLG框架本身在旅游发展能够推动经济增长的问题上就存在质疑，并且经济增长必然促进贫困减缓的“涓滴效应”假设也不可靠。因此，有必要构建更为直接的通道来分析旅游发展与贫困减缓的关系。顺应该思路，当前研究体现出两种不同的研究方向，其一是使用价值链分析方法，从微观视角分析旅游收入流通和贫困人口的所得，其二是使用实证分析的方法，对旅游发展和贫困减缓的宏观表现进行实证检验。第一种思路受限于数据可得性和可比性较差的缺陷，仅出现在少数案例研究中，但该思路能够精确量化目的地收益被贫困人口吸收的部分，并且能够识别贫困人口从旅游发展中获益的机会，从而对设计政策介入方式更具针对性。也有少量研究直接基于第二种思路从宏观方面对旅游发展和贫困减缓的直接关系进行了理论和实证研究。Bennett等总结了旅游发展与贫困减缓存在理论关联的渠道，包括：①旅游者必须到目的地消费，从而为目的地提供了额外的消费机会；②可以构建旅游业与农业以及服务业之间的关联；③旅游业通常是劳动力密集型的，通常雇佣较多的女性、年轻劳动力以及缺乏技能的劳动力，而这些受益群体往往具有贫困人口的主要人口统计学特征；④旅游业通常发生在边远地区和贫困人口相对密集的地方；⑤相较于制造业和其他产业，贫困人口从事旅游业的门槛较低[23]。从旅游发展与贫困减缓直接关联的实证研究来看，现有研究的结论体现出较大的差异。主要观点包括：第一，旅游发展对贫困减缓存在门槛效应，杨霞和刘晓鹰认为旅游流量只有越过了一定的门槛值才会对贫困减缓产生积极作用。第二，旅游发展的减贫效应存在短期和长期的差异，Sharpley和Naidoo对毛里求斯的研究表明，虽然旅游发展能够给贫困人口带来短期收益，但旅游发展的长期减贫效应较弱。第三，旅游发展的减贫效应因各地区的经济发展阶段和旅游发展模式而有所不同[24]。Croes[7]认为只是在初始经济发展水平较低的地区，旅游发展才表现出显著的减贫效应。由于这些实证研究使用实证模型存在显著不同，所以很难将他们的研究结论进行横向比较分析，从而给旅游减贫政策的制定和实施带来了困扰。因此，我们有必要对现有实证研究从研究视角上和实证方法上进行逻辑统一。通过对现有实证结论的剖析我们发现，无论是旅游减贫效应的短期和长期差异、旅游减贫的门槛效应还是旅游发展模式的不同，它们的一个共同点是旅游波动存在差异，因此旅游波动视角能够对既有实证研究的视角进行统一。为了对实证方法进行统一，我们引入了门限面板模型，通过多门槛的识别和检验，我们不仅能够分析旅游减贫效应的短期和长期差异，还能够较好的纳入各样本的背景异质性和旅游门槛效应。

2实证模型设计

鉴于现有实证研究认为旅游减贫效应在短期和长期、旅游发展阶段和旅游目的地背景的差异而不同，本文将使用门限面板模型对现有实证框架进行逻辑统一，该模型的初始设定和检验方法由Hansen给出[25]。模型的初始设定为：

yit=αi+β1′xitI（qit≤γ）+β2′xitI（qit>γ）+εit

（1）

其中，下标i表示某个样本，在本文中表示31个省级行政单位之一，下标t表示某个时间点。yit表示被解释变量，qit表示门限变量，xit表示由解释变量构成的k维向量。I（.）为示性函数，εit为随机扰动项，且服从均值为0，方差为σ2的独立正态分布，即εit～iid（0，σ2）。如果存在门槛效应，则当qit小于或大于某个特定值γ时，解释变量的参数估计值β1≠β2。在本文模型中门限变量为旅游发展情况，并且待检验的假定为：在旅游发展的不同阶段，旅游发展的减贫效应存在差异。

利用门限面板模型进行实证分析，必要的参数估计和检验包括：一是对解释变量进行参数估计；二是对是否存在门限效应进行显著性检验；三是对门限个数进行显著性检验；四是对门限估计值进行真实性检验。

Hansen使用固定效应方法对式（1）进行估计，在去除个体固定效应αi后，在给定门限值γ的情况下，使用最小二乘法对β进行参数估计。在参数估计时，将式（1）重写为：

yit=αi+β′xit（γ）+εit

（2）

其中， β=（β1′β2′）′，xit（γ）=xitI（qit≤γ）xitI（qit>γ）。β的参数估计值可以由下式得到：

β^（γ）=（X*（γ）′X*（γ））-1X*（γ）′Y*

（3）

X*和Y*表示去除了个体效应之后的数据集，回归之后的残差为

ε^（γ）=Y*-X*（γ）β^（γ）

，相应的残差平方和可以表示为：

S1（γ）=ε^*（γ）′ε^*（γ）=Y*′（I-X*（γ）′（X*（γ）′X*（γ））-1X*（γ）′）Y*

（4）

Hansen认为使上述残差平方和最小的γ即为最接近实际的门限值[26]，因此利用残差平方和最小的原则确定了单一门限值之后，再对门限效应进行真实性检验。为了克服常规检验不是标准分布导致无法识别门限值的缺陷，Hansen使用bootstrap方法来模拟固定效应模型似然率检验的渐进分布[27]。但仍存在不足，因此Hansen利用γ的似然比率检验统计量来计算γ的置信区间[28]，从而推断出临界值。如果存在两重及其以上门限值时，则需要将式（1）扩展为：

yit=αi+β1′xitI（qit≤γ1）+β2′xitI（γ1

（5）

多重门限值的估计需要在重复上述步骤之外，对上一次门限值进行再次估计和真实性检验[29]。就本文的研究主题来看，旅游发展的贫困减缓效应还存在多门限值的可能。旅游产品的生命周期理论已经表明，在旅游发展的各个阶段，旅游发展对本地的影响存在差异。基于上述多重门限面板模型的构建以及后文的分析，本文使用的基准模型为：

povit=αi+β1′xitI（tourismit≤γ1）+β2′xitI（γ1

（6）

其中，pov表示贫困状况，tourism表示旅游发展情况，x表示其他解释变量，包括人均地区生产总值、旅游波动、产业结构、受教育年限、国际贸易等。在引入变量时，对所有变量取自然对数以便于经济含义解释。

3变量说明与数据描述

3.1变量说明

3.1.1被解释变量

贫困状况是本文主要的被解释变量，本文选取城乡恩格尔系数作为衡量城乡贫困状况的指标，并且将农村贫困作为主要的贫困形态，而将城市贫困作为稳健性检验的选择之一。目前，用于反映贫困状况的通用指标包括贫困指数、贫困人口收入以及恩格尔系数[30]。由于贫困线的变更，各地区尚无长序列的贫困指数，并且根据中国当前的收入状况，贫困主要体现为收入贫困和消费贫困，因此本文将借鉴单德朋的做法，在模型中取各省区的城乡恩格尔系数作为被解释变量，以反映城乡贫困状况，城乡恩格尔系数的下降表明实现了贫困减缓。

3.1.2主要解释变量和门限变量

（1）旅游发展情况。旅游发展是本文的门限变量，也是主要解释变量之一。我们从旅游收入和旅游人次两个维度来度量旅游发展情况，并在计量模型中取自然对数。旅游收入为国内旅游收入和国际旅游收入之和，旅游人次为国内游客人次和入境游客人次之和。

（2）旅游波动。我们使用HodrickPrescott滤波方法对旅游波动情况进行了识别，并将旅游发展自然对数值的波动项作为旅游波动指标。滤波处理的方法为：将各地区旅游发展设定为同时包含旅游趋势项和波动项的时间序列，将旅游波动看作是旅游发展对某种既定变动路径的偏离，而该既定变动路径就是旅游发展的趋势项，即：Yt=YTt+YCt。其中，YTt表示旅游发展的趋势项，YCt表示旅游发展的波动项。通过求解min（∑Tt=1（Yt-YTt）2+λ∑T-2t=2（（YTt+1-YTt）-（YTt-YTt-1））2）即可分解出旅游发展的趋势项，同理利用YCt=Yt-YTt得到旅游发展的波动项。我们使用Stata12.0的tsfilter工具对旅游波动项进行了识别。根据旅游发展测度指标的不同，旅游波动又可分为旅游收入波动和旅游人次波动，本文认为旅游收入波动包含了非旅游因素的其他因素扰动，因此选择旅游人次波动作为反映旅游波动的指标，并将旅游人次波动细分为国内游客波动和入境游客波动。此外，在后续实证分析中，我们还使用了旅游上行波动和下行波动的概念，如果当期波动项为正值，即为上行波动，反之为下行波动。

3.1.3控制变量

（1）经济增长。经济增长用人均地区生产总值表示，并取其自然对数引入模型。经济增长能够带来平均收入水平的提升，从而对贫困人口收入提升带来“水涨船高”的正效应，是影响贫困减缓的重要变量。为了捕捉可能存在的库兹涅茨曲线效应，在模型中还控制了人均地区生产总值的二次项。如果二次项参数估计值显著大于零，则表明在某个临界值之前经济增长能够显著降低贫困状况，但减贫弹性趋于下降。

（2）受教育年限。在模型中受教育年限以自然对数的形式呈现。现有研究显示受教育年限也是影响贫困减缓的重要变量，但对于该变量对贫困的影响方向尚存在争议。受教育年限根据六岁以上人口中各种受教育程度人口的比重加权得到，计算公式为：小学×6+初中×9+高中×12+大专及以上×16。

（3）国际贸易。国际贸易用各地区进出口贸易总额表示，并在引入模型时取自然对数。国际贸易不仅可以通过就业和经济增长的影响作用于贫困，而且现有研究也表明国际贸易引致的商业往来和人员交互是旅游需求的重要组成部分。

（4）产业结构。在模型中使用二次产业和三次产业比重作为产业结构的代理变量，产业结构所对应的经济发展方式转变是影响贫困的重要因素。同时，在模型中引入产业结构还能够最大限度规避收入分配对旅游减贫效应的扰动。

3.2数据来源与变量统计性描述

本文以2000-2013年作为研究时间段，构建省级面板数据，从旅游波动视角考察旅游与贫困减缓的关系。本文数据的主要来源是《新中国六十年统计资料汇编》、历年《中国统计年鉴》、历年《中国旅游统计年鉴》、历年各省区统计年鉴、以及历年各省区国民经济和社会发展统计公报。其中，所有货币度量均以2000年为基期进行了价格调整，以剥离物价波动的干扰；国际旅游收入和国际贸易数据按当年汇率折算为人民币，并进行了物价扰动剥离；因部分省区统计年鉴中没有城乡恩格尔系数的数据，我们用食品支出在现金消费支出中所占比例来近似表示；部分省区某些年份缺失旅游人次统计数据，我们根据相应年份的省区统计公报提供的增长率进行了推算。

4实证分析过程与结果说明

4.1实证模型检验

本文使用LLC（LevinLinChow）方法对面板数据进行了单位根检验，结果显示各主要变量均能在常用显著性水平上拒绝存在单位根的原假设，加之数据时间序列相对较短的事实，我们认为模型中的各回归变量均为平稳序列，可以将其水平值纳入回归模型。

4.1.1经济增长变量引入形式的检验

经济增长是研究贫困问题的最重要控制变量，现有研究普遍认为经济增长能够显著促进贫困减缓，但对于经济增长影响贫困的方式还存在不同的看法。在实证模型设计中，有两种引入经济增长的备选方式，一是引入经济增长的水平值，二是同时引入经济增长的水平值和二次项，从而捕捉经济增长影响贫困减缓的非线性形态。为了确定实证模型引入经济增长变量的适宜形式，我们首先使用固定效应模型对经济增长不同引入形式的合意性进行了判定，结果如表1所示。其中模型一引入了经济增长的水平形式，模型二同时引入了经济增长的水平形式和二次项，分析旅游发展、经济增长等与农村贫困的关系；模型三和模型四则是以城市贫困为被解释变量，对模型一和模型二的稳健性检验。

从表1中的结果来看，模型二和模型四中经济增长的二次项均在1%的显著性水平上统计显著。并且，引入经济增长二次项之后，经济增长水平量的参数估计值也更为显著，引入经济增长二次项后，经济增长水平量在农村贫困模型中的参数估计值t统计值从-171变为-491，在城市贫困模型中的统计值从-119上升到371。从模型拟合优度的变动也可以看出，引入经济增长二次项后，模型的拟合优度有所提升。此外，表1也显示旅游发展对城市贫困的影响并不显著，其模型的拟合优度在02以下。其主要原因在于旅游活动的空间分布主要以偏远地区为主，即便在城市中存在的旅游项目，也主要以资本密集型的旅游产品为主，对城市贫困人口的溢出能力较弱。因此，本文后续分析涉及的贫困主要为农村贫困，不再将城市贫困作为稳健性检验的比照组。

4.1.2门限效应的检验

在分析旅游发展和旅游波动对贫困减缓的影响时，我们在模型五和模型六中依次引入了旅游发展和旅游收入波动变量，并在模型七中使用旅游人次波动进行稳健性检验，在模型八和模型九中使用固定效应模型，分别对旅游收入波动和旅游人次波动的减贫效应进行稳健性检验。在对参数估计结果进行分析之前，还需要对门限效应是否存在以及门限值的真实性进行检验。本文首先基于残差平方和最小原则依次确定两个门限值，然后使用Bootstrap方法模型F统计量的渐进分布及其在各个常用显著性水平上的临界值，从而对不存在门限效应的原假设进行检验。检验结果如表2所示。

从门限效应检验结果来看，三个模型均能在1%的显著性水平上拒绝不存在门限效应，以及只有一个门限值的原假设，似然比率统计值则无法在常用显著性水平上拒绝门限估计值为真实值的原假设。按照门限面板模型的实证过程，理论上还应该对是否存在更多门限的可能进行检验。本文的确也对三重门限以及更多重门限进行了检验，检验结果显示确实存在更多重门限，但在双重门限之后，旅游发展的参数估计值差别较小，因此可以将双重门限模型作为本文的基准模型。

4.2实证结果说明

4.2.1旅游波动与贫困减缓的关系

本文从两个维度考察了旅游波动对贫困的影响，一是分别纳入了旅游收入波动和旅游人次波动，二是将总体旅游波动分解为国内旅游波动和入境旅游波动。从表3中的实证结果来看，旅游人次波动对贫困状况的影响比旅游收入波动更为显著，模型七中国内旅游人次波动和入境旅游人次波动的参数估计值均在1%的显著性水平上统计显著，而模型六中只有入境旅游收入在10%的显著性水平上统计显著。其主要原因在于旅游人次波动是旅游收入波动的来源，而旅游收入波动在综合体现了旅游人次、价格、汇率等的波动。因此，旅游人次波动能够更精确捕捉旅游波动情况，接下来对于旅游波动与减贫关系的分析将以模型七作为基准模型。

根据实证结果，旅游波动与贫困减缓的关系集中表现为：总体旅游波动与贫困状况负相关，但国内旅游波动和入境旅游波动对贫困的影响方向相反。总体旅游波动有助于贫困减缓的结论似乎与理论分析的预想结果不符，现有研究通常认为差距较大的旅游淡旺季，将会导致淡季旅游目的地的资源闲置和就业困难，从而存在逆转理想预期减贫结果的可能。之所以出现本文的实证结论，我们认为与旅游波动的构成有关，从而进一步细分了国内旅游波动和入境旅游波动与减贫的关系，发现国内旅游波动体现出有效的减贫效果，而入境旅游波动则不利于贫困减缓。以模型七为例，国内旅游人次波动项和入境旅游人次的波动项的参数估计值分别为-022和007，且均在1%的显著性水平上统计显著，国内旅游人次在趋势项的基础上波动10%，将会导致贫困状况下降22%，而入境旅游人次同等的波动将会导致贫困状况上升07%，其他几个实证模型的结果也大致相同。国内旅游波动有助于减贫的原因在于，国内旅游无论是旅游收入还是旅游人次均呈现上行波动的态势。因此，旅游企业和包括贫困人口在内的旅游从业者形成了国内旅游持续增长的稳定预期，从而减少了因规避风险而采取的分散投资和就业行为，向着旅游专业化的方向持续增加旅游物质资本投资和人力资本积累，根据Croes[7]的研究，旅游专业化将有效改进旅游的减贫效应。但入境旅游波动则上行波动和下行波动并存，尤其受2003年非典的影响，以及2008年以来全球金融危机导致的国外经济增速放缓，使得入境旅游表现为显著的下行波动。这将会从两个方面对贫困人口收入提升产生负面作用，一方面入境旅游人次和收入的下降将会通过就业岗位的减少和对经济增长贡献的减少，从直接和间接两方面影响贫困状况；另一方面在上行波动和下行波动并存的情况下，旅游企业和包括贫困人口在内的旅游从业人员将会形成适应性预期，在各项经济决策的前端纳入入境旅游下行波动的预期，采取适当行为规避下行波动的风险，从而带来额外的交易成本，降低旅游发展的减贫绩效。

因此，旅游波动确实能够影响旅游发展的减贫效应，如果在实证研究中遗漏该变量，将会导致模型误设和旅游发展减贫效应参数估计值的偏误。这也是既往实证研究中旅游减贫效应存在争议的可能原因，未来的理论和实证研究应将旅游波动纳入旅游的减贫效应分析。同时，政策层面也应意识到国内旅游波动和入境旅游波动对于旅游减贫效应的影响，不仅应该缓解和规避旅游下行波动的负面影响，更为关键的是在政策的制定和实施过程中理解贫困人口的稳定预期对贫困减缓的重要意义。

4.2.2旅游发展影响贫困减缓的门限效应

通过对于门限效应的检验，旅游发展对贫困状况的影响存在两个门限值。接下来对旅游发展减贫效应的分析将基于双重门限模型进行，门限变量为真实旅游收入的自然对数值，两个门限值分别为3677 0和5455 4，折算为真实旅游总收入为395亿元和233亿元。从模型六的结果来看，当真实旅游总收入小于395亿元时，旅游发展的参数估计值为-0033 5，但无法在常用显著性水平上统计显著。当真实旅游总收入介于395亿元和233亿元之间时，旅游发展的减贫效应开始增强，参数估计值为-0072 1，真实旅游收入每增加10%，贫困状况将会下降07%，并且能够在5%的显著性水平上统计显著。当真实旅游总收入达到或者超过第二个门限值233亿元时，旅游发展的减贫效应开始下降，参数估计值下降为-0058 8，但依然能够在5%的显著性水平上统计显著。结合模型七中的参数估计值，我们认为旅游发展对贫困减缓的门限效应集中表现为三段式：第一，在旅游发展的初始阶段，旅游发展并不会体现出显著的减贫效应，甚至受旅游波动和旅游漏损的影响而不利于减贫；第二，在旅游发展超过第一个门限值之后，旅游发展体现出较为显著的减贫作用；第三，随着旅游发展规模的不断扩大，超过第二个门限值之后，虽然旅游发展依然能够促进贫困减缓，但旅游发展的减贫绩效呈现出递减特征。本文的研究结论与杨霞和刘晓鹰的研究结果相一致，他们也认为旅游发展只有经过某一门槛值后才能产生有效的减贫效应。但与他们研究不同的是，本文不仅明确计算出了旅游发展的门限值，而且基于门限面板模型判定了双重门限值和旅游减贫绩效递减的特征，更为契合经验观察。

根据计算出的两个门限值，我们可以对各地区旅游发展与贫困减缓关系的当前阶段进行识别。在所有的434个样本中，处于第一阶段、第二阶段和第三阶段的样本分别有30个、96个和308个。2013年的31个截面样本中，所有地区真实旅游总收入的自然对数值都超过了3677 0。介于两个门限值之间，处于旅游发展第二阶段的样本有3个，分别是宁夏、青海和西藏，其余28个地区真实旅游总收入的自然对数值都大于5455 4，处于旅游发展的第三个阶段。而在2000年，宁夏、青海、西藏和甘肃4个省区同处于旅游发展的第一阶段，内蒙古和云南等14个省区处于第二阶段，其余13个省区处于旅游发展的第三阶段。因此，为了客观认识旅游发展的减贫效应，应秉持辩证和动态视角，一方面基于当前阶段本地区旅游与减贫的关系制定旅游扶贫政策，另一方面还应意识到旅游减贫效应趋于变动的客观事实。由于当前大多数地区的旅游发展已经越过了第二个门限值，在制定旅游减贫相关政策时，应意识到旅游减贫效应已经步入递减区间，此时的政策导向应该是通过对旅游波动的干预，和精准扶贫政策的使用来提升旅游减贫绩效。

4.2.3控制变量与贫困减缓的关系

模型七的实证结果显示，经济增长与贫困减缓呈非线性关系，二次项和一次项的参数估计值分别为007和-1643 8，在经济发展的初始阶段，经济增长具有显著的减贫效应，但随着经济发展水平的持续提升，经济增长的减贫绩效递减。二次产业和三次产业比重的参数估计值为负值，产业结构非农化虽然体现出贫困减缓的效应，但统计意义并不显著，其主要原因在于产业结构非农化进程往往伴生着收入分配情况的变化，从而对贫困减缓产生不确定性。国际贸易体现出不利于贫困减缓的特征，并且统计显著，主要原因在于贫困人口参与国际贸易的机会较少，尤其是在垂直专业化的全球贸易背景下，国际贸易更多的是需要中等以及上技能的劳动力，这显然与贫困人口的资源禀赋不符。受教育回报扭曲、教育质量等因素的影响，受教育年限与减贫的关系更为不确定。

5结语与政策启示

在全面建设小康社会的攻坚阶段，寻找财务和生态可持续的减贫动力来源是重要的现实问题。旅游发展能够有效匹配贫困人口的资源禀赋，是产业扶贫的重要支撑。但理论和实证层面对旅游发展与贫困减缓的关联机制和影响方向并不确定。基于更好地发挥旅游减贫效用的考量，本文引入旅游波动和风险管理的视角对现有理论研究思路进行了统一，使用门限面板模型对2000—2013年我国省级面板数据进行了实证检验。本文的主要结论为：

第一，旅游波动是影响旅游发展减贫效应的重要解释变量，涉及旅游发展和贫困减缓的实证研究应在实证检验中引入旅游波动，尤其是旅游人次波动。同时，研究结果显示国内旅游波动和入境旅游波动的减贫效应不同，国内旅游已经形成了持续增长的预期，有助于旅游企业和包括贫困人口在内的旅游从业者进行专业化供给，从而实现有效减贫。但入境旅游上行波动和下行波动并行，导致旅游从业者为了规避旅游下行波动的风险而产生额外交易成本，损失了旅游发展的部分减贫绩效。因此，未来的理论和实证研究应将旅游波动纳入旅游的减贫效应分析。同时，政策层面也应意识到国内旅游波动和入境旅游波动对于旅游减贫效应的影响，不仅应该通过主动、系统的风险管理缓解和规避旅游下行波动的负面影响，更为关键的是在政策的制定和实施过程中理解贫困人口的稳定预期对贫困减缓的重要意义。

第二，旅游发展的贫困减缓效应存在双重门槛特征。在旅游发展的初始阶段，旅游发展并不会体现出显著的减贫效应，甚至受旅游波动和旅游漏损的影响而不利于减贫；在旅游发展超过第一个门限值之后，旅游发展体现出较为显著的减贫作用；随着旅游发展规模越过第二个门限值之后，旅游发展的减贫绩效呈现出递减特征。因此，应秉持辩证和动态视角客观看待旅游发展与贫困减缓的关系，一方面基于当前阶段本地区旅游与减贫的关系制定旅游扶贫政策，另一方面还应意识到旅游减贫效应趋于变动的客观事实。由于当前大多数地区的旅游发展已经越过了第二个门限值，在制定旅游减贫相关政策时，应意识到旅游减贫效应已经步入递减区间，此时的政策导向应该是通过对旅游波动的干预和精准扶贫政策的使用来提升旅游减贫绩效。

本文可能的政策洞见为：旅游发展中的不确定性意味着在旅游减贫实践中风险与机会并存，而贫困人口的禀赋特征通常使其在面临风险时采取极大化极小策略回避风险，陷入“稳妥的贫困”。因此，在旅游扶贫的政策实践中要进行主动、系统、综合的风险管理，理解外部环境变化对旅游发展冲击的潜在结果，通过旅游需求结构和产业结构的调整提升贫困人口应对风险冲击的韧性，并通过互助、保险等风险应对手段，促进资源在不同风险状态之间的转移。

总之，旅游发展能够较好地契合贫困人口的资源禀赋和当前面临的生态硬约束现实，在经济增长的减贫绩效趋弱的背景下，旅游产业具备成为阶段性重要减贫动力来源的潜力。本文基于旅游波动视角对旅游发展与贫困减缓的关系进行了理论与实证研究，但碍于篇幅所限，本文的研究采取的是比较静态分析的思路。但事实上，旅游波动和旅游发展并非是严格的外生变量，旅游波动和旅游发展情况与目的地的经济发展水平以及旅游产品类型均存在内生关联可能。在下一步的研究中，我们将尝试从更为细致的角度刻画旅游发展的模式，并构建计量模型捕捉变量之间的交互关系。另外，我们还将借鉴价值链分析的思路和方法，对代表性地区和不同旅游发展模式的旅游收入在价值链的流通情况进行案例分析，从微观层面量化分析旅游发展对贫困减缓的影响，从而与宏观层面的实证研究形成补充。

（编辑：刘呈庆）

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AbstractTourism development can match up with the endowment of poverty efficiently. Government officials usually regard tourism as an important industry for poverty reduction. In order to produce the best possible results of tourism on poverty reduction， this paper unifies the diversity relationship between tourism development and poverty reduction logically based on the perspective of demand fluctuation and risk management. It also uses threshold panel model to test the nonlinear poverty reduction effect of Chinas tourism development in the period of 20002013. HP filtering method is also used to catchup the tourism demand fluctuation. The empirical evidence shows that： tourism fluctuation can influence the poverty reduction effect of tourism significantly. However， the poverty reduction effect of domestic tourism fluctuation and inbound tourism fluctuation is heterogeneity. Domestic tourism mainly appears to represent upstream fluctuation， which can promote tourism specialization and contribute to poverty reduction. However， inbound tourism coexists upstream fluctuation and downstream fluctuation. Poverty people have to pay trade cost to prevent the fluctuation risk which will reduce the poverty reduction efficiency of tourism. The poor will take maxmin strategy to prevent and mitigate risks. In other words， the poor people choose poverty on the safe side. The nonlinear poverty reduction effect of tourism has two thresholds which can divide the effect to three stages. Tourism cannot achieve poverty reduction significantly until tourism development surpasses the first threshold. But the poverty reduction effect will decrease in the third stage when tourism development surpasses the second threshold. So， tourism has the potential to be the significant poverty reduction motivator in the certain stage. However， we need to judge the poverty reduction effect of tourism dialectically and dynamically when we set and implement poverty reduction policy. Active， systematic and integrated risk management is a profitable complementary tool of poverty reduction policy. Right now， the poverty reduction efficiency of tourism development is decreasing in the most provinces. We should improve the ability of the poor to encounter with the fluctuation shocks. The antipoverty policy may focus on tourism fluctuation intervention by mutual assistance and insurance to redistribute income and loss in different risk stage， which will improve the poverty reduction efficiency of tourism development.

Key wordstourism development； poverty reduction； tourism fluctuation； threshold panel model