旅游业是产业结构变迁的动力吗?来自中国的经验证据

吴雪飞 赵 磊

(1.浙江旅游职业学院,浙江杭州 311231; 2.浙江工业大学管理学院,浙江杭州 310023)

0 引言

在经济增长过程中,“Kuznets典型事实”强调不同部门产值比例存在系统性变化,并且生产要素会随着经济的增长在部门之间重新配置(Kuznets,1973)。改革开放以来,中国经济演变的一个重要特征便是产业结构的动态变迁,主要表现为资源由农业部门向非农部门转移流动而产生的配置优化效应和生产率提升效应。若将经济学史拉长来看,产业结构变迁已成为驱动中国经济增长的重要引擎(Peneder,2003;严成樑 等,2016)。当前,“结构性减速”倒逼中国经济进入新常态,如何加快推进产业结构优化升级,是破解中国经济因“结构扭曲”所致增长乏力之困,从而获取未来增长新动能,乃至于助推跨越“中等收入陷阱”的核心要义。

党的十九大报告提出,中国社会现阶段主要矛盾已经转化为人民日益增长的美好生活需要和不平衡不充分的发展之间的矛盾,其中所隐含的道理是,市场多样化产品的供给速度无法匹配公众差异性需求的转换速度。事实上,随着工业化带来的收入水平提高和身心压力陡增,人们愈发表现出对以高层次精神愉悦体验为“硬核”的美好生活的强烈需求和迫切向往,而与之相对的高品质休闲服务业态的有效供给相对不足,却成为上述矛盾的集中写照。需要特别强调的是,作为可以显著拉动经济增长的产业,服务人民美好生活的幸福产业,旅游业对产业结构变迁的影响长期以来在经济学理论研究中被低估。然而,一方面,从现实来看,2016年中国旅游业对国民经济综合贡献率达11%,2015年人均出游率超过3次,已达到发达国家国民旅游权利普及水平(国家旅游局,2017)。另一方面,Kongsamut等(2001)认为,旅游业也可分别从需求和供给两端通过绝对收入效应和要素产出效应影响产业结构变迁。具体地,在非位似偏好假设下,伴随着潜在市场可支配收入水平的提高,现代旅游或休闲需求收入弹性上升,导致相关资源要素向此类部门流动而引起产业结构变迁(Hori et al.,2004)。除此以外,随着后工业文明和消费时代来临,以优质旅游为引领的现代服务业的要素边际产出弹性显著提升,从而直接诱使资源要素在部门间重新配置而驱动产业结构变迁(Alvarez-Cuadrado et al.,2017)。正如Herrendorf等(2013)所指,关于产业结构变迁根本动力的学术讨论还未达成共识,而根据以上理论逻辑,旅游业能否成为题中应有之义还有待系统地进行理论解析和经验论证。

从文献演进和分布来看,无论是Lanza等(1995)和Cooper等(2008)分别从内生经济增长和凯恩斯乘数效应视角尝试性进行理论探索,还是以Balaguer等(2002)为代表对“旅游导向型增长(Tourism-Led Growth,TLG)假说”进行初次实证检验,旅游业与经济增长的关系始终是国内外旅游经济学关注的重点研究取向,并且相关文献持续涌现。另外,早期的学术争辩中,产业结构变迁即被认为是促进经济增长的重要源泉(Chenery et al.,1968;Chenery et al.,1980),随后又出现了一支专门讨论产业结构变迁动力的文献,但主要还是倾向于从投资、生产率和产业集聚等供给侧方面给予相应解释(Ngai et al.,2007;Acemoglu et al.,2008;焦勇,2015),而从消费者偏好角度进行的需求端考察则略显薄弱。实际上,与技术供给引起的要素产出效应和相对价格效应相比,由消费需求引致的绝对收入效应和产业关联效应对产业结构变迁的贡献程度同等重要,甚至后者效力更大(Boppart,2014;Comin et al.,2015),而旅游业作为典型的需求导向型和产业关联性产业(Talaya et al.,1996;Lee et al.,2011),却鲜有将旅游业与产业结构变迁相结合,系统考察旅游业对产业结构变迁影响及作用机制的文献。

与已有研究相比,本文试图从旅游业的研究视角来解读中国产业结构变迁的动力因素,可能的边际贡献在于:其一,鉴于学术界对旅游业和产业结构变迁关系尚缺乏深入认识,本文除了对旅游业影响产业结构变迁进行理论层面的探讨之外,同时对其予以实证检验,进而丰富和深化了旅游业对经济增长影响的研究领域。其二,本文分别从产业结构合理化和高级化视角,对旅游业影响产业结构变迁进行详细考察,在拓展产业经济学中有关旅游业在经济结构调整领域的解释效力的同时,也为充实产业结构变迁的影响因素提供了新证据。其三,基于基础性和拓展性的理论推设,本文除了首次对旅游业影响产业结构变迁进行实证研究之外,还对其中的影响机制进行了相应检验,初步构建了较为完整的旅游业影响产业结构变迁的逻辑研究框架。

1 理论分析与研究假说

1.1 基础性理论假说

20世纪80年代,旅游业被视作国家重要创汇行业,90年代,成为国民经济新的增长点,进入21世纪,被定位为国民经济的战略性支柱产业,旅游业对国民经济的综合贡献与日俱增。不仅如此,在地方官员“政治锦标赛”中,上级政府不断降低官员晋升与经济发展挂钩的激励权重,而是倾向建立“绿色考核体系”,尤其要提升环境成本和社会民生指标在地方官员晋升和考核中的评价权重。在此政府治理背景下,旅游业因具备在产业关联、投资促进、就业刺激、文化推广和精神愉悦等方面的综合比较优势,理所当然地成为地方官员积极发展的合意产业。因此,地方官员基于自身政治和经济利益双重考量,在属地辖区内鼓励发展旅游业的热情不断高涨,并将相关要素配置到旅游业的主观能动性得以加强。据国家旅游局提供的数据显示,2016年,中国旅游业对国民经济综合贡献率已达11%,全年旅游总收入同比增长13.6%,而以收入所衡量的产业规模扩张速度也明显高于同期经济增长速度,正如时任联合国世界旅游组织秘书长塔勒布·瑞法依所言:“中国旅游业的发展成绩令人瞩目,并为世界旅游业发展提供了范例(1)http://www.xinhuanet.com/world/2016-04/27/c_128935495.htm.。”可以预见,旅游业正在对要素市场配置、产业体系构建和经济结构转型产生无法忽视的作用。

旅游业影响产业结构变迁的理论机制可以精炼为3种核心的传导途径:

(1) 旅游业孕育动态产业集聚。根据新结构经济学,由要素禀赋结构和市场消费结构变化所形成的产业集聚是驱使经济结构调整的重要因素(林毅夫,2012)。已有文献侧重于探究制造业集聚对产业结构升级的影响机理,而由于服务业生产率相对降低的缘故,忽视了服务业的集聚活动对产业结构升级所可能产生的潜在影响(Drucker et al.,2012;Drucker,2013;宋铮,2016)。关于旅游业动态集聚的一般性,同样遵循Marshall(1920)对外部性是产业集聚源泉的理论规律判定,其形成过程本质上是旅游业依赖于富有比较优势的关联产业融合势能(Goodall et al.,1988),进而不断催生新型产品或业态,通过满足旅游市场需求异质偏好,拓展旅游企业潜在利润区间,以获得旅游业集聚经济。旅游业动态集聚对产业结构调整的作用原理可以理解为:一方面,在旅游业集聚初期,首先以旅游业内部行业企业专业化集中所产生的外部性为原发动力,并伴随产业关联效应,旅游业跨产业间企业集中所产生的多样化外部性驱使旅游关联产业动态集聚,由此所产生的劳动要素流动、人力资本积累、基础设施改善和创新能力提升等要素禀赋结构方面的内生动力相应驱动产业形态出现转型升级;另一方面,旅游业动态集聚所形成的规模经济会在需求与成本关联、中间投入品共享和“本地市场效应”方面拓宽市场广度,而旅游需求的差异性和旅游体验的综合性又会引导旅游产业链向市场深度延展,市场范围的扩大会进一步促进产业分工,分工的日益精细化又会推动产业结构转型。

(2) 旅游业引发广义资本深化。随着旅游业在国民经济体系中的战略性地位日益凸显,中国旅游业迎来新一轮发展黄金期,旅游业投融资环境持续向好,以国务院办公厅印发《关于进一步促进旅游投资和消费的若干意见》为标志,大量国有资本、社会资本和民营企业开始转向旅游业。根据原国家旅游局发布的《2016中国旅游投资报告》,2016年全国旅游业实际完成投资12997亿元,同比增长29%,比第三产业和固定资产投资增速分别高18%和21%,在当前经济下行压力加大的情况下,全国旅游投资继续保持逆势上扬态势,成为全社会投资的新热点领域。不仅如此,若再考虑旅游业投资乘数效应和跨产业关联投资乘数效应双重叠加,由旅游业直接和间接所带动的全社会投资规模还将大幅攀升,进而促进全社会资本深化。旅游业对产业结构变迁的影响主要体现在3个方面:① 现代旅游业作为新兴服务业部门,较高的边际生产率吸引原本依附于传统工业的生产要素流向与旅游业相关的优势或高端服务业,不仅使得产业间的资源要素趋于优化配置,产业结构更具合理化,而且也从整体上促使产业结构由传统制造业向新兴服务业转变。② 在需求端,旅游业引发广义资本深化直接带来旅游业及其延伸产业内资本劳动比上升。如果假定资本劳动替代弹性较大,企业则会倾向使用价格相对较低的资本要素,那么资本深化就可以延缓资本的边际产出递减趋势,而如果在旅游业直接和间接受雇佣的劳动力相对价格提高,“效率工资”就会激励劳动生产率积极改善,即所谓的“卡尔多-凡顿效应”(Kaldor,1975),随之而产生的工资收入水平提升又会促进消费结构升级,进而也会刺激产业结构向高层次新兴产业转化。③ 在供给端,技术进步给我们提供了一个解释旅游业广义资本深化影响产业结构升级的恰当视角。一方面,沿袭上述假定条件,旅游业相关企业会通过主动进行技术革新或改善的途径以替代相对价格较高的劳动要素(Hicks,1932);另一方面,随着旅游消费主体的高品质体验要求和旅游业与信息技术的深度融合,旅游产品业态愈发强调知识创新性所产生的高层次精神愉悦效用,加之此类旅游产品形式符合未来旅游市场发展趋势,并且产品收入价格弹性空间较大,所以诸多企业具备较高的研发动力。

(3) 旅游业诱使土地选择出让。事实上,新常态下,土地作为旅游业发展的基础要素,国家和地方政府为了鼓励其发展,在陆续出台的相关政策文件中,旅游业用地问题均被着重提及。例如,在国家层面,国务院关于《加快发展旅游业的意见》(国发〔2009〕41号)(2)http://www.gov.cn/zwgk/2009-12/03/content_1479523.htm.首次提出:年度土地供应要适当增加旅游业发展用地。积极支持利用荒地、荒坡、荒滩、垃圾场、废弃矿山、边远海岛和可以开发利用的石漠化土地等开发旅游项目。支持企事业单位利用存量房产、土地资源兴办旅游业。《关于支持旅游业发展用地政策的意见》(国土资规〔2015〕10 号)(3)http://www.jxgtt.gov.cn/News.shtml?p5=52030737.分别在旅游业用地分类管理、综合利用、供应方式、服务监管和新业态用地政策等方面进行了较为系统的规定阐述。在地方层面,2012年,国土资源部会同国家旅游局,在全国旅游综合改革试点城市成都、秦皇岛、舟山、张家界、桂林配套开展了旅游业用地综合改革试点。《北京市“十三五”时期旅游和会展业发展规划》(4)http://whlyj.beijing.gov.cn/cycj/ghjh/index.htm.指出,“落实旅游业用地保障”“改革完善旅游用地管理制度,推动土地差别化管理与引导旅游供给结构调整相结合”。分税制改革后,土地征用和出让由于可以创造可观的地方政府预算和非预算收入,进而赢得为了获取晋升优势的地方政府官员的不断青睐(周飞舟,2010)。基于土地财政视角,旅游业影响产业结构变迁的逻辑机制有二:一是,工业化初期,在经济增长为政绩考核指标导向下,地方政府以土地优惠政策进行招商引资竞争,较低的工业用地成本促进了制造业发展,而进入到工业化中后期,工业化所产生的经济增长效应使得居民可支配收入水平显著提升,于是居民旅游消费需求层次不断升级,休闲度假、文娱社交、购物体验和康养健身等现代高端旅游产品业态在市场中持续涌现,从而激发多元旅游产品供给主体在土地招拍挂市场交易中表现活跃,再加之各级政府或部门已经颁发的旅游业用地优惠政策,所以旅游业及其跨产业商业服务用地比例开始上升。另一方面,随着工业化发展,不仅土地价格不断上涨,而且扭曲的用地价格补贴和模糊的产业准入门槛直接导致土地资源严重错配,进而倒逼地方政府逐渐淘汰中、低端制造业,而转向土地出让性收益较高的跨上述新型旅游产品业态的商业和服务业多样化集中所形成的综合体或集聚区,这也是一种破解因土地资源配置扭曲而抑制产业结构优化升级的有益尝试。二是,政府给予旅游业及其跨产业商业服务用地的税收优惠,将会改变所扶持优势产业的比价关系,尤其是通过为其创造价格调整的比较利益,从而会刺激优势产业内企业扩大投资,此类旅游业用地发生机制所引起的产业比价关系则会直接诱发产业结构调整(陶长琪 等,2017)。另一方面,旅游业变相获得要素价格补贴,不仅可以推动旅游产品消费者预算线外移,以增加产品实际需求量,而且也因为直接降低了旅游产品相对价格,又会释放出价格敏感型旅游产品消费者的潜在需求量,从而促进了以现代旅游业为代表的高端服务业发展。基于以上分析,提出以下假设:

假设1:在上述3种机制作用下,旅游业对产业结构变迁将会产生直接的积极影响。

1.2 拓展性理论假说

1.2.1 市场化

中国正处于计划体制向市场经济转轨时期,由市场外部性、不完全竞争和信息不对称等因素所导致的“失灵”限制了市场的资源配置作用,进而致使经济结构失衡,如产能过剩和产业波动,而产业政策能够提供市场信号和信号甄别,可以有效控制产业结构变动的不确定性。近年来,为了鼓励并保持旅游业快速、有序和健康发展,从国家层面颁布的《加快发展旅游业的意见》到各地纷纷出台的《加快旅游业发展的决定》,旅游业一揽子政策通过对市场的干预,不仅有效转移了工业过剩生产要素,而且也增强了服务业生产要素的边际生产力,从而对产业结构优化和升级产生了积极作用。

实际上,在制度不健全的转轨国家,市场化可以有效增强市场在资源配置中的优化作用,并且同时抑制政府干预对产业结构调整的扭曲程度,促使产业结构持续优化升级(黄启新,2017;江胜名 等,2017)。如上推设,倘若旅游业可以积极推动产业结构变迁,那么市场化则会具备直接作用和单项调节两种机制。一方面,众所周知,旅游资源所有权归国家所有,并且由于行政分割和部门交叉而导致的旅游资源产权不明晰情况极为普遍,因而导致旅游景区经营效率低下,旅游业市场化程度不高,严重束缚了中国旅游市场的发展潜力和竞争能力,而随着近年来国家深化“放管服”改革,旅游市场化进程也在不断推进,表现在旅游投资主体多元化、旅游融资渠道多途径、旅游产品业态多样性和旅游制度建设多维度等方面,“多管齐下”式的旅游业市场化治理,显著改善了旅游业发展质量,进而也会增强旅游业对产业结构变迁的驱动力。另一方面,产品市场和要素市场的发育程度在旅游业影响产业结构变迁中的作用不能忽视。首先,由游客短期大规模流入而对目的地商品价格体系造成的外部需求冲击,在因旅游业及其关联行业所属产品市场和要素市场地方保护主义而致使供给相对短缺的状态下被放大,但若目的地产品市场和要素市场发育程度较高,则可以有效抑制旅游业外部需求冲击对商品价格体系的扭曲效应,尤其是避免由“旅游资源诅咒”而产生的目的地产业结构的“逆库兹涅茨化”现象(蔡昉,2015)。其次,长期以来,国内旅游资源开发的投资方式主要以政府主导的财政直接投资为主,并且同时面临资金约束和非市场化运作两方面掣肘,而“金融业的竞争”和“信贷资金分配的市场化”则有利于创新旅游业融资方式,比如,旅游资产证券化、BOT融资和PPP融资等,进而有效缓解了旅游业及其关联行业融资约束,并且通过强烈释放旅游产业势能而对产业结构变迁产生持续影响。此外,“劳动力流动性”增强不仅有助于旅游业获得充裕的就业人口,而且为旅游业吸引高端技能人员创造了条件,旅游业人力资本不断积累并通过聚集和溢出传导机制作用于产业结构。基于以上分析,提出以下假设:

假设2:市场化在旅游业对产业结构变迁影响过程中具有正向调节作用,市场化水平越高,旅游业对产业结构变迁的影响程度愈强。

1.2.2 城镇化

结构经济学理论认为,产业结构调整和城镇化是经济活动时空演进的两个基本维度,产业结构优化升级必然伴随着城镇化水平的提高,城镇化是产业结构调整的空间依托(刘永萍 等,2014)。从理论上看,Mullins(1991)以福特主义(fordism)时期和后福特主义(postfordism)时期的高工资和大众享乐消费为切入点,首先对旅游城镇化的形成机制给予了经济学和社会学解释,而赵磊等(2016)则从现代旅游消费视角对旅游业影响城镇化的路径予以阐述,并认为旅游业可对城镇功能形态、城镇空间结构、城镇发展活力和城镇视觉环境等方面施加作用。再进一步理解,既然城镇化可以通过优化农民需求结构和提高农村生产效率促进农业产业结构升级,同时伴随着城镇规模的持续扩大,其所孕育的巨大市场需求所迸发出的集聚经济和规模经济效应有力地推动和牵引了新型工业化和现代服务业升级。其中,以非物质、享受性和体验化为特征的现代旅游消费活动大行其道,不断向城镇“非旅游消费场所”(交通、居住、商务和公共文化空间)渗透,并使其发生转变、重叠和混合。于是,为了提供旅游服务消费链,以“泛旅游生产”为表征的现代服务业体系成为城镇演进发展的新动力,而以传统制造业为主的生产功能开始弱化。

不仅如此,城镇化也是旅游业影响产业结构变迁的重要条件。现代意义上的旅游本质,已从观光游览过渡到休闲度假,相较于过去仅依靠单一旅游吸引物招徕游客的传统旅游发展模式,随着游客消费需求理念的转变,如何为游客创造综合性的体验效用成为现代旅游目的地竞争的主要手段,而核心竞争优势则体现在目的地所属城镇是否具备相对完整的消费业态、文化基础、配套设施和保障条件等。城镇化为旅游业创造供给基础,而旅游业则为城镇化提供需求条件,旅游业与城镇化耦合共生、互动发展,都成为地区经济增长的主要内容。从微观上看,城镇化对旅游业影响产业结构变迁的作用机理表现在:其一,收入效应。城镇化凭借人口集聚效应增加了进城务工人员收入水平,从而为“人的城镇化”,特别是生产和生活方式转型创造了收入基础,进而相应提高了对城镇公共服务的需求规模,尤其是在基本公共服务逐渐均等化的前提下,进一步对游憩或休闲等公共品的需求弹性增强,而随着公众精神需求的引导和财政支出结构的变化,城镇产业体系出现服务化倾向。其二,消费效应。随着城镇化水平的提升,城镇中所蕴含的商品和服务业态渐次丰富,从而为旅游消费向城镇的“非旅游消费空间”内部渗透提供了基本条件,并引发旅游类消费化现象,而为了迎合游客对“城镇空间”的消费偏好,城镇原本具有非旅游消费功能的“非旅游消费空间”从被动接受旅游消费的“自发性渗透”到“能动性混合”,旅游消费诱发城镇泛旅游要素在空间上的合理配置与集聚,从而对城镇产业体系的升级或重塑产生积极作用。基于以上分析,提出以下假设:

假设3:旅游业和城镇化在对产业结构变迁影响过程中具有相互正向调节作用。

2 产业结构变迁测度与说明

2.1 产业结构跨期变迁

基于海明距离的传统Moore指数对产业结构变迁进行定量测算,尽管可以反映产业结构的动态变迁,但弱点在于无法刻画产业结构变迁的升级趋势。所以,为了同时兼顾产业结构变迁的动态性和方向性,本文借鉴张勇等(2015)和孙叶飞等(2016)对传统Moore指数的拓展策略,改进的Moore指数测度公式为:

(1)

(2)

2.2 产业结构合理化测度

产业结构合理化的目标是实现要素资源在产业间优化配置,以使产业相互协调发展。因此,一般采用结构偏离度对产业结构合理化进行度量,测度公式为:

(3)

式(3)中,E为产业结构偏离度;Y为国内生产总值,L为就业人数,i为某类产业,n为产业数。根据古典经济学假设,经济体若最终处于均衡状态,各产业部门生产率水平应相同。定义Y/L为生产率,当经济体处于均衡状态时,各产业部门生产率与经济体总生产率水平相等,即Yi/Li=Y/L,E=0。同时,E反映经济体偏离均衡状态的程度,其值越大,表示经济体偏离均衡状态的程度越大,即产业结构越不合理。实质而言,经济体很难实现其理想均衡状态,而经济非均衡则是一种普遍常态,这一经济现象尤其在发展中国家表现异常突出(Chenery et al.,1968),也即E≠0。然而,产业结构的偏离度测量方式忽略了产业部门在经济体中的相对重要地位,所以存在较大测量偏差。

为克服上述缺陷,按照干春晖等(2011)的思路,选择重新构造泰尔指数的方法来度量产业结构合理化指标。测度公式为:

(4)

若经济体处于均衡状态,则TL=0,不仅可以兼顾相关产业部门在国民经济中的相对重要性,同时亦可保留产业结构偏离度的理论内涵和经济意义;而若TL≠0,则表明产业结构不合理,偏离均衡状态;TL数值越大,说明经济体越偏离均衡状态。

2.3 产业结构高级化

产业结构高级化是产业结构升级的一种表征形式,反映产业结构由低级到高级的动态变迁。遵循付凌晖(2010)的测度思路,本文以三次产业增加值占比与其所对应坐标体系夹角的变化来度量产业高级化指标。定义夹角计算公式如下:

(5)

式(5)中,θj为第j个产业增加值占国内生产总值比值与所对应坐标体系夹角;xi为产业增加值占国内生产总值比值;以每一产业增加值占比作为空间向量的一个分量,从而构建一组三维向量X0=(x1,0,x2,0,x3,0),依次分别计算X0与产业由低层次到高层次排列的向量X1=(1,0,0),X2=(0,1,0),X3=(0,0,1)的夹角θ1、θ2和θ3,定义三次产业综合转移效应TS=π-θ2-θ3,其值越大,表示产业之间综合转移水平越高。

2.4 产业结构变迁基本事实

图1在全国整体层面上较为清晰地刻画出产业结构的历史变迁情况。一方面,据式(1)和式(2)测算可知,修正Moore指数变化呈现分段式上升趋势,说明全国产业结构不仅相对上一期产业结构的高级化变迁趋势整体平稳,而且产业结构跨期变迁速度具备阶梯跃进特征。例如,2001年之前,Moore指数低于2.25;2002—2008年,Moore指数处于2.27到2.29之间;2009—2014年,Moore指数升至2.30到2.32之间。另一方面,据式(3)和式(4)测算反映,以泰尔指数所表征的产业结构合理化基本保持一致下降趋势,表明产业结构变动愈发合理,同期产业结构则在微弱波动中向高级化延伸变迁。

图1 中国产业结构变迁和跨期Moore指数

另外,分地区产业结构跨期变迁不仅存在动态波动性,同时也具备地区差异性。例如,样本期内,北京产业结构变迁Moore平均指数最高为2.6923,上海次之为2.5315,海南产业结构变迁Moore平均指数最低为2.1205,河南次之为2.1356,表明北京和上海产业结构变迁速度相对最快,而海南和河南则相对最慢。造成上述差异可能的原因是,北京和上海第三产业发展拥有良好的制度环境,较大的市场潜力和较高的技术创新水平,而第二产业除了梯度转移加速之外,也正在向新型高端制造业和生产性服务业转型。

3 模型、变量和数据

3.1 模型设定

基于上述理论分析,旅游业与产业结构变迁之间在学理上存在可能的内在逻辑关系,所以为了检验旅游业对产业结构变迁的影响,构造如下计量模型:

IUi,t=β0+β1TOUR+ΘXi,t+ρi+νt+ζi,t

(6)

式(6)中,i和t分别表示地区和时间,ρ和ν分别表示地区和年份固定效应;TOUR表示旅游业发展水平;IU表示产业结构变迁程度,由于产业结构变迁具有两个基本动态维度,故而同时采用产业结构合理化指标(TL)和产业结构高级化指标(TS)予以反映;X为控制变量集;Θ为控制变量集的估计系数；ζ表示随机误差项。回归系数β1为模型主要关注的待估计参数,衡量旅游业对产业结构变迁的影响。需要指出的是,在下文分析中,如无特殊说明,除比例型变量之外,所有连续数值型变量均做对数化处理后再进入计量模型。

3.2 变量说明

作为本文被解释变量,产业结构变迁是指生产要素在经济体中部门或产业之间动态再配置,以及分布产值的比重变化(Kuznets,1957)。学术界通常从产业结构的合理化和高级化视角对产业结构变迁进行理解。前者反映产业间产值的配置均衡比例和投入产出结构的耦合质量;后者表征主导产业由低生产率产业向高生产率产业动态演进,即传统产业向新兴产业升级,测算公式见式(4)和式(5)。

旅游业是核心解释变量,本文采用可以反映旅游者活动强度和流动规模的旅游人次比(tourists as population proportion)作为度量指标,以旅游总人次(国内和入境旅游人次之和)占年末地区人口数比重度量(Kim et al.,2006;Cortés-Jiménez,2008;Sequeira et al.,2008)。

为尽可能减小遗漏变量造成的估计结果偏误,关于控制变量选取,本文借鉴韩永辉等(2017)、陈淑云等(2017)及赵云鹏等(2018)的做法,构建以下控制变量集:(1) 经济发展(PerGDP)。在地区经济增长中,三次产业具备非均衡增长特征,是导致产业结构变迁的重要因素,采用人均国内生产总值度量。(2) 人力资本(Human)。人力资本积累是动态竞争优势的核心源泉,可通过知识外部性影响产业结构优化,采用劳动力人均受教育年限度量。(3) 对外开放(FDI)。外商直接投资技术溢出通过示范效应、竞争效应和人力资本流动效应对产业结构优化存在积极效应和催化作用,采用实际利用外商直接投资占国内生产总值比值度量。(4) 金融深化(Finance)。金融通过提高储蓄投资转化率,缓解企业信贷约束,改进资本配置效率,激励产业技术创新,从而促进产业结构升级,采用金融机构年末存贷款余额占国内生产总值比值度量。(5) 政府干预(Govern)。财政政策是政府实施宏观经济调控的主要手段,财政支出通过提高农业部门和非农业部门全要素生产率引起劳动力在部门间流动,采用财政支出占国内生产总值比值度量。(6) 基础设施(Infra)。基础设施通过降低产品交易成本,增强生产要素流动,而对企业生产率存在正外部性,从而可以加速产业结构优化升级,采用交通基础设施密度度量。(7) 非农就业(Labor)。经济社会劳动力密度直接反映出产业结构的变动方向,采用非农就业人口与地区面积比值度量。

3.3 数据来源与描述性统计

考虑到数据可得性和一致性,本文采用1999—2014年中国大陆30个省、市、自治区(西藏除外)平衡面板数据。以1999年为研究起点,是因为1998年12月召开的中央经济工作会议,旅游业被确定为国民经济新的增长点。旅游业数据来源于《中国旅游年鉴》(2000—2015),其他原始数据分别来源于《中国统计年鉴》(2000—2015)、《新中国六十年统计资料汇编》、国研网统计数据库和中经网统计数据库。

表1 主要变量描述性统计

为了便于在直观上先验判断旅游业与产业结构变迁之间的关系存在形式,图2分别描绘出旅游业与产业结构合理化、产业结构高级化之间的散点图。由图可知,旅游业与产业结构合理化呈反向变动关系,而与产业结构高级化呈正向变动关系,初步判断旅游业发展水平越高,产业结构愈发呈现合理化和高级化趋势。当然,为了客观地揭示旅游业对产业结构变迁的影响,还需要提供“一篮子”严谨性的计量统计检验予以论证。

4 实证结果分析

4.1 基准回归结果

为避免多重共线性对计量模型的干扰,我们采用逐步纳入变量回归的方式进行全样本的基准模型估计,回归结果列于表2。第(1)列～第(4)列为旅游业对产业结构合理化影响的回归结果,第(5)列～第(8)列为旅游业对产业结构高级化影响的回归结果。第(1)列是以产业结构合理化为被解释变量,且不包含任何控制变量的普通最小二乘(OLS)回归结果,核心解释变量旅游业回归系数为-0.027,在1%统计水平显著,与预期相符,说明旅游业对以泰尔指数所定义的产业结构合理化具有正向作用。然而,考虑到地区差异及时间趋势的影响,从第(2)列开始控制省份和年份固定效应,并且逐步引入其他控制变量,回归结果显示,旅游业回归系数依然显著为负,但绝对值依次递减,说明若忽视省份差异和时间趋势,以及产业结构合理化的可能影响因素,则会高估旅游业对产业结构合理化的影响效应。第(4)列报告出旅游业回归系数为-0.004,在10%统计水平显著,说明在其他条件不变的情况下,旅游业上升1个标准差,产业结构合理化改善0.004个标准差,即0.001个百分点。上述实证发现表明,旅游业依靠产业关联与波及效应和短期较高的要素边际生产力,对保持产业链跨部门均衡协调和优化资源有效配置贡献甚微。

图2 旅游业与产业结构合理化、产业结构高级化散点图

相似的估计策略,以产业高级化为被解释变量,第(5)列～第(8)列回归结果显示,旅游业回归系数统计显著性并未发生改变,均通过1%统计水平显著性检验,并且回归系数也相继变小,第(8)列报告了旅游业回归系数为0.036,表示在其他条件不变的情况下,旅游业上升1个标准差,产业结构高级化提升0.036个标准差,即0.015个百分点,说明旅游业可以正向促进经济结构“服务化”,进而有利于实现产业结构升级。

综上对比分析,就旅游业对产业结构变迁两个维度的影响效应而言,旅游业对产业结构高级化的边际促进效应显然更大,说明旅游业促进产业结构高级化是旅游业推动产业结构整体变迁的主要源泉。以上研究结论表明:一方面,旅游业可以成为催化经济体要素投入结构和产出结构耦合的可行产业工具;另一方面,在传统旅游经济学理论体系中,旅游业由于专利属性弱,极易被模仿,长期被诟病为“低创新”部门(Hjalager,2002;Sundbo,2007),而本文的研究发现打破了上述静态固有思维,随着旅游业动态更新,除了产品、过程、管理、营销和制度创新在旅游业变革中日益得到重视以外,旅游市场对目的地高品质、个性化和复合型休闲度假产品的群体诉求与日俱增,而为了尽可能实现旅游市场供求的动态均衡,如此需求升级势必会倒逼目的地经济结构,亟须完善现代服务业创新体系(Hjalager,2010),申言之,旅游业对产业结构升级存在创新诱发效应。

表2 旅游业对产业结构变迁影响的基准回归结果

注:***、**和*分别表示在1%、5%和10%水平上显著;括号内为标准差。下表同。

产生上述结论的理论逻辑在于,现阶段中国旅游业正从要素驱动的大众旅游向创新引领的休闲度假转型,而旅游产品供给速度滞后于旅游需求变化速度的基本状况则是其中最大掣肘,并且也是致使旅游市场失衡的主要矛盾。从深层次上分析,在旅游业影响产业结构合理化的短期配置效应驱使下,旅游业所引发的供给要素配置在短期可以实现旅游市场均衡,而考虑到旅游市场需求的动态升级,旅游业影响产业结构高级化的长期匹配效应才有助于确保新型供给要素适时涌现,最终达到旅游市场长期供求均衡。

此外,从控制变量的考察来看,当前经济正处于由高速增长向高质量发展的转换期,相应折射出产业结构扭曲配置和创新乏力的基本事实。人力资本分布结构失衡及与产业结构适配性较弱是导致人力资本回归系数不显著的主要原因。对外开放对产业结构合理化影响不显著,而对产业结构高级化存在显著负向影响,原因在于政府为更好发挥劳动力资源禀赋比较优势,倾向于扶持劳动密集型出口制造企业,导致大量外商直接投资涌入,但由于中国制造企业大部分处于全球价值链低端,再加之生产性服务业受到政策约束,所以不仅扭曲了要素在产业间配置,而且抑制了产业结构服务化升级。金融深化回归系数符合预期,金融通过刺激储蓄向投资转化,改善企业和产业金融环境,提高资本配置效率和促进产业内技术创新、要素分配和管理创新促进产业结构转型升级。出于政治晋升竞争的考虑,地方政府过度支配产业要素流向,市场分割和过度补贴导致主导企业创新不足,使得产业结构调整偏离市场调配方向,最终造成政府干预失灵。基础设施有利于产业结构合理化,但对产业结构高级化影响不显著,是因为交通基础设施改善为国内贸易开展创造了便捷条件,而对产业结构服务化则具有滞后效应。非农就业对产业结构高级化影响不显著,根据配第一克拉克定理,经济发展中首先进行农村劳动力转移,但由于服务业劳动生产率低下使得吸纳劳动力就业能力下降,导致就业结构调整滞后于产业结构转型升级。上述控制变量估计结果与焦勇(2015)、张翠菊等(2015)、李勇刚等(2015)及李勇刚等(2017)的研究结论一致。

4.2 考虑区域异质性的回归结果

由于中国区域间存在典型的发展非均衡态势,省份间存在较为明显的个体差异,东部经济发达省份不仅旅游业发展水平相对较高,而且产业结构调整速度步伐较快,因而有必要考察区域间异质性对回归结果所产生的可能变化,所以按照中国区划划分标准,接下来将样本分为东、中和西部分别予以回归,回归结果展示在表3中。区域异质性回归结果显示,无论是产业结构合理化,抑或是产业结构高级化作为被解释变量,旅游业在区域子样本中的回归系数均显著,说明旅游业推动产业结构变迁的经验事实存在区域普遍性。然而,旅游业对产业结构变迁的影响效应存在显著的区域异质性,表现为东部地区旅游业对产业结构合理化和高级化的边际促进贡献要小于中西部地区,可能的解释是:其一,东部地区产业结构调整进入“深水区”,产业结构在优化改革过程中面临着如制度不完善、开放不彻底和竞争不充分等诸多不确定的复杂因素,进而会一定程度抵消旅游业对产业结构变迁的正向作用;其二,依托资源要素的初级开发驱动的旅游发展模式,东部地区旅游业在经历了高速扩张以后,所投入要素的边际生产力开始出现递减迹象,也会导致旅游业影响产业结构变迁的潜在政策效力减弱;其三,东部地区旅游业当前从高速增长向优质旅游过渡恰好与经济“新常态”下结构调整波动周期相互叠加,从而对旅游业对产业结构变迁的促进效应产生了暂时性抑制作用;其四,中西部地区依靠后发优势,在迅速承接东部地区产业转移过程中,同时吸取先进产业发展理念,尤其是现代非农产业体系的培育,不仅为处于规模报酬递增阶段的中西部地区旅游业配置到所需的资源要素,而且也不断萌发出优质旅游构建所必要的现代服务业元素,换言之,由大众旅游和优质旅游双轮驱动的中西部地区旅游业对产业结构变迁的影响更为深远。

表3 区域异质性基准回归结果

4.3 考虑时序异质性的回归结果

事实上,旅游经济周期与宏观经济周期不一定存在同步性,相反,两者之间可能会存在相反波动趋势(Chang et al.,2009;Smeral,2012)。另外,旅游业和产业结构在不同经济发展时期也会存在差异化的成长规模和变迁方式,因此,有必要分时序阶段对基准模型进行考察。考虑到2003年“非典事件”和2008年“金融危机”,本文分别以2003年和2008年为分界点,将样本划分为1999—2003年、2004—2008年和2009—2014年3个阶段,回归结果展示在表4中。时序异质性回归结果显示,旅游业回归系数显著,并且绝对值依次减小,表明旅游业对产业结构合理化和高级化具有正向作用,但影响程度有所减弱,意味着旅游业影响产业结构变迁存在时序差异性。原因可能在于两方面:一方面,经济发展进入“新常态”,为了实现高质量增长转向,产业结构变迁的动力来源日益多元化,加之劳动报酬比重下降造成相对收入不足,直接导致旅游市场需求疲软,二者共同对旅游业影响产业结构变迁产生了挤出效应;另一方面,随着时间推移,单纯依托“要素红利”所维持的传统旅游业发展模式逐渐暴露出行业内部结构失衡的弊端,观光式大众旅游对目的地产业要素的整合能力与利用效率及经济体系的带动作用相对薄弱,会在一定程度上约束旅游业对产业结构变迁的积极作用。

表4 时序异质性基准回归结果

4.4 影响渠道检验

上文已检验,旅游业对促进产业结构变迁具有显著积极作用,为了客观揭示旅游业影响产业结构变迁的机制渠道,接下来我们通过对拓展性理论假说进行实证检验,进而分别考察市场化和城镇化在旅游业影响产业结构变迁中的经济作用。

为此,将市场化与旅游业的乘积项纳入到计量基准模型中进行估计,以寻找假设2的支持证据。市场化不仅可以直接促进资源的优化配置,并且也为旅游业影响产业结构合理化和高级化提供了相对公平的市场竞争条件和外部制度环境。对市场化程度(Market)的衡量,我们参考白俊红等(2018)的处理方法,综合采用樊纲等(2011)和王小鲁等(2017)测算的分省市场化指数,由于后者是以2008为基期,并且遴选指标有所变化,所以通过设置虚拟变量D对上述影响进行控制,2008年之前,取值为1,否则为0,即在基准模型中加入TOUR×Market×D。表5第(1)列、第(3)列回归结果显示,交叉项系数分别为-0.002和0.015,均在1%统计水平上显著,说明旅游业推动产业结构优化升级可以通过市场化程度的提升来实现,意味着旅游市场化越强或者旅游业所处市场化环境越优,其对产业结构变迁的促进作用越大,市场化可以正向调节旅游业对产业结构变迁的边际促进效应。由此说明,旅游业对产业结构变迁的影响存在市场化异质性特征。市场化不仅通过对资源要素的组合配置发挥决定性作用而对产业结构变迁产生直接影响,并且还可以通过变革旅游业而对产业结构变迁产生间接影响,表明旅游业对产业结构变迁的影响也会依赖于市场力量的约束作用,只有依托市场良性机制的旅游业发展方式才能有效促进产业结构变迁。

表5 影响渠道检验

另外,为检验理论假设3,同时也将城镇化与旅游业的乘积项纳入到计量基准模型中进行估计。按照惯例,城镇化(Urban)采用城镇人口占总人口比例进行衡量。如上拓展性理论解释,城镇化为旅游业影响产业结构变迁提供了必不可少的供需条件。表4第(2)列、第(4)列回归结果显示,交叉项系数分别为-0.021和0.253,并在5%和1%统计水平上显著,同样说明旅游业促进产业结构变迁可以通过提高城镇化水平来实现,城镇化进程越快,旅游业对产业结构变迁的影响程度越深,表明旅游业对产业结构变迁的影响也会取决于城镇化水平高低。此外,回归结果还报告出,当考虑城镇化因素后,旅游业回归系数在统计意义上不显著,说明若忽视城镇化建设,盲目发展旅游业可能对产业结构合理化和高级化影响甚微。

5 内生性问题与稳健性检验

5.1 内生性问题

旅游业对产业结构变迁的普通最小二乘估计可能会发生内生性风险,主要有3个来源:反向因果、遗漏变量和测量误差。在上述回归中,尽管采用面板数据在一定程度上克服了潜在的遗漏变量(区域异质性)问题,但仍可能会存在无法被上述变量所捕捉的某些因素,比如,产业政策变化可能会同时影响旅游业和产业结构变迁,而此类遗漏变量会同向地影响旅游业和产业结构变迁。而反向因果关系也可能导致内生性问题,即产业结构优化升级水平越高,越有利于旅游业发展。此外,旅游人次统计也可能存在测量误差问题。由此可见,内生性各种来源均可能导致OLS回归系数被低估。

因此,需要寻找到旅游业的合适工具变量,以缓解模型内生性的估计偏误问题,由于工具变量的遴选需同时满足与内生变量相关且与扰动项不相关的两个有效性条件,所以我们分别选取森林覆盖率作为旅游业的工具变量,然后再进行面板工具变量的两阶段最小二乘(2SLS)估计。上述工具变量选取的理由在于:其一,森林覆盖率的形成经历了长期的历史地质演变,其表征的是一个地理因素,并且不同地区自然植被类型禀赋条件也具备差异性,所以与地区产业结构的相关性不强,符合工具变量外生性的要求;其二,森林覆盖率可以反映地区生态环境状况,而生态环境优越是吸引旅游者开展旅游活动的前提条件,因而森林覆盖率又与旅游业相关,两者之间Pearson相关系数为0.7052,并且在1%水平上高度显著,所以符合工具变量相关性的要求。

表6报告出以森林覆盖率作为工具变量的两阶段最小二乘法回归结果,鉴于工具变量的有效性会直接影响回归结果的准确性,所以在分析回归结果之前,采用多种统计量对工具变量的有效性进行检验。Kleibergen-Paap rk LM统计量均在1%统计水平上显著拒绝“工具变量识别不足”的原假设;Kleibergen-Paap rk Wald F统计量和Cragg-Donald wald F统计量均大于10%水平的Stock-Yogo检验临界值(19.93),所以显著拒绝“工具变量弱识别”的原假设;Hansen J过度识别检验相伴概率分别为0.792和0.058,在5%统计水平上均无法拒绝“所有工具变量都是外生”的原假设,说明工具变量是外生的。综合来看,本文所选工具变量有效。表5显示,旅游业回归系数分别为-0.043和0.083,分别在1%和5%统计水平上显著,同基准回归结果比较,运用工具变量回归得到的旅游业对产业结构合理化和高级化的边际促进效应更大,进而说明利用普通最小二乘法回归估计出旅游业对产业结构变迁影响时,核心解释变量的内生性问题会导致回归结果产生明显的向下偏倚。

5.2 稳健性检验

以上回归结果初步验证了基本研究假设。接下来,我们通过变换被解释变量、核心解释变量、研究样本和估计方法进行稳健性检验,尽可能从多个方面对本文基准回归结果进行敏感性测试。

5.2.1 稳健性检验Ⅰ:变换被解释变量

参考已有文献测度思路,我们尝试分别采用结构偏离度和“经济服务化”(第二、三次产业增加值比值)对产业结构合理化和高级化进行重新度量。究其因,一方面,结构偏离度也可以刻画要素投入和产出的耦合程度,反映资源要素的优化配置状况,能够在一定程度上表征产业结构的合理化(吴万宗等,2018);另一方面,在信息化推动下,经济结构的服务化倾向已成为产业结构升级的重要特征,而典型事实即第三产业增长率快于第二产业,所以采用第三产业产值与第二产业产值之比度量(干春晖 等,2011),具体回归结果见表7。由表可知,旅游业对结构偏离度和“经济服务化”影响的回归系数分别显著为负和正,进而再次说明旅游业发展有利于推动产业结构变迁。

表6 工具变量回归结果

注:()为标准差,[]为统计量P值;Kleibergen-Paap rk LM检验原假设为工具变量识别不足;Cragg-Donald wald F检验和Kleibergen-Paap rk Wald F检验原假设为工具变量弱识别;Hansen J检验原假设为工具变量过度识别。

表7 变换被解释变量的稳健性回归结果

5.2.2 稳健性检验Ⅱ:变换核心解释变量

在前文回归中,我们均采用旅游人次比衡量旅游业,但并未反映由旅游者消费支出而产生的旅游业收入因素,有鉴于此,我们进一步采用旅游密度作为旅游业的度量指标来进行稳健性检验。旅游密度(TOUR_density)是指年末地区人均旅游收入水平,该指标可以反映旅游业对地区发展的经济意义,采用地区年末旅游总收入(国内和入境旅游收入之和)与年末地区人口数的比值度量。表8第(1)、第(5)列回归结果显示,旅游深度系数分别在5%和1%统计水平上显著为负和正,说明在兼顾旅游业发展对地区经济普惠性增长意义之后,旅游业依然对产业结构变迁存在稳健的积极贡献。

5.2.3 稳健性检验Ⅲ:变换研究样本

为了避免样本数据极端值的干扰,我们对各变量按照上下1%进行Winsorize缩尾处理,然后再对基准模型进行回归,结果见表8第(2)、第(6)列。旅游业回归系数显著性与前期结果相似,进而说明变换样本数据并未改变基准回归结果。

表8 其他稳健性回归结果

5.2.4 稳健性检验Ⅳ:变换估计方法

产业结构变迁本质上是一个动态演进过程,并非一蹴而就,而是存在持续“惯性”,所以为了捕捉此种变化,我们在基准模型右边引入被解释变量滞后一期项,并将其扩展为动态面板数据模型,但无法排除被解释变量滞后一期项可能与随机扰动项相关而产生内生性困扰,从而使得OLS出现参数有偏估计(Baltagi,2008)。因此,为了获得参数无偏估计量,我们主要采用两步系统广义矩估计(SYS-GMM)方法对动态面板数据模型进行估计,回归结果报告在表8第(3)、第(7)列中。检验结果显示,一方面,Hansen 检验不能拒绝工具变量过度识别的原假设,说明工具变量联合有效;残差序列相关性检验表明,差分后的残差项只存在一阶序列相关而无二阶序列相关,可以判定误差项无序列相关性,因而说明SYS-GMM估计结果合理;另一方面,被解释变量滞后一期项的回归系数显著,说明产业结构变迁确实存在动态调整过程,有必要设置动态面板数据模型,尤其是旅游业对产业结构合理化和高级化的回归系数也分别显著为负和正,意味着基准回归结果不依赖于计量方法的变换。

6 结论与启示

产业结构变迁是驱动经济增长的基本来源,而产业结构的合理化和高级化趋势更是实现经济高质量增长的先决条件,所以在经济“新常态”下探寻产业结构变迁的动力因素成为重要的学术命题。本文是对服务业影响产业结构变迁相关文献的学术延伸,即基于现阶段产业规模扩张迅速的旅游业为研究视角,系统探讨了旅游业对产业结构合理化和高级化的影响机理,并在对产业结构合理化和高级化进行定量识别的基础上,利用1999—2014年省份面板数据,实证考察了旅游业对产业结构变迁的影响及影响渠道。

研究结果表明,一方面,中国旅游业可以积极促进产业结构合理化和高级化变动,并且旅游业对前者的影响效应要强于后者,这一核心结论在考虑区域和时序异质性条件,并处理了潜在的内生性问题,甚至包括在变换被解释变量和核心解释变量、计量研究方法及剔除部分极端值样本之后依然具备稳健性;另一方面,从影响机制上看,市场化和城镇化是旅游业影响产业结构变迁的两类重要渠道,并且根据交叉项系数可知,旅游业影响产业结构变迁的城镇化效应要强于市场化效应。

本文在一定程度上填补了关于旅游业与产业结构变迁研究的学术空白,以上研究结论有助于厘清并揭示旅游业影响产业结构变迁的理论机理,同时加深了对旅游业影响产业结构变迁传导渠道的认识与理解,尤其是为获取产业结构优化升级的实现方式增添了来自旅游业的创新视角,从而有助于通过有目的地发展旅游业来积极地推动产业结构变迁。本文可能蕴含的政策启示包括:其一,旅游业是推进产业结构变迁的动力因素,这为地区探索产业结构优化升级的可行路径提供了新的产业选择,以旅游业的规模扩张和优质战略为契机来优化资源要素配置和带动新兴产业发展;其二,鉴于市场化和城镇化对产业结构变迁不仅具有积极作用,而且也对旅游业影响产业结构变迁存在正向调节机制,所以为了更有效地推进产业结构变迁,还需强化市场化和城镇化与旅游业之间的相互配合与深度协调。具言之,除了要继续深化旅游业市场化改革之外,还需尽可能打破阻碍资源要素自由流动的行政障碍,尤其是要破除违背市场规律,为保护落后产业而主观造成资源要素配置扭曲的狭隘思想,尽可能发挥市场在资源要素配置中的决定性作用,通过规范和引导要素和产品市场在旅游业领域中的交易制度和方向,尽可能营造旅游业发展的良好市场化环境,有助于挖掘旅游业对要素市场的利用能力和产品市场的整合能力,进而对产业结构变迁产生积极影响。此外,我们需深刻认识到,旅游业与城镇化对产业结构变迁的影响存在互为调节作用,尤其是旅游业为城镇化推进产业结构变迁提供了必要的产业承载条件,而城镇化又可在供需两端决定旅游业的发展规模,所以适度采取以旅游业为导向的城镇化建设策略,不仅有助于丰富新型城镇化的探索途径,而且也对与城镇化相伴随的产业结构动态调整大有裨益。