管制型制度环境、旅游投资与区域旅游经济增长——来自贵州旅发大会的证据

孙小龙，郜 捷，林璧属，李 磊

(1.贵州师范大学国际旅游文化学院，贵州 贵阳 550025；2.贵州师范学院旅游文化学院，贵州 贵阳 550018；3.厦门大学管理学院，福建 厦门 361005；4.南京师范大学地理科学学院，江苏 南京 210023)

旅游业已经成为新常态下拉动中国经济增长的新动力，对区域经济发展具有积极的贡献作用，如何促进旅游经济高质量增长则受到学术界长期关注．已有研究表明，旅游经济的增长机制主要来自于3个途径：一是基于投入产出理论的人力、资本及技术等结构要素对旅游经济增长的影响[1-2]；二是产业化特征对旅游经济增长的推动，包括旅游交通、接待设施、旅游资源禀赋等[3-5];三是从制度、创新等视角[6-8]探讨其对旅游经济增长的影响．面对新冠病毒等不确定性的外部环境，积极探索旅游业发展的内在驱动机制对于旅游经济高质量增长具有重要意义．在这其中，旅游制度对于地区旅游经济增长的影响受到进一步关注[8-11]．例如，Saha等[7]的研究表明,地区政策与经济自由度对旅游发展具有积极促进作用．此外，制度质量也是提升地区间双边旅游流的重要因素[12]，直接影响入境旅游流规模[1]．综上，制度作为一种内生的动力机制，其对于地区旅游经济增长的影响是多层次和多主体的，既面向消费者与旅游企业，也面向整个区域的旅游产业发展环境．

值得注意的是，已有旅游制度研究主要从测量、时空演变及变迁等视角展开[8,13-14]，忽略了旅游制度的环境差异对地区旅游经济增长的影响．制度对于区域经济发展的重要性不言而喻，而制度效用的关键在于构建有针对性的制度环境[15]．作为凸显政府规制或管制维度的制度环境类型[16-17]，旅游产业发展大会(简称旅发大会)优化了承办地的制度环境，能够以正式制度的约束方式对地区旅游经济增长产生影响．结合我国旅游制度执行的“至上而下”模式，旅发大会可以有效集聚各职能部门的资源和政策优势，对举办地旅游产业结构调整、产品建设等方面有显著促进作用．因此，深入探讨以旅发大会为代表的管制型制度环境对旅游经济增长的影响效用及其理论机制具有重要意义．

本研究以贵州省9个城市为研究样本，探索和检验以旅发大会为代表的管制型制度环境对中小尺度地区旅游经济增长的影响效应，进一步分析了旅游投资所承担的机制角色．

1 制度背景与理论假说

1.1 制度背景

旅发大会是中国情景下管制型制度环境建设的独特表现．作为一种正式的专项旅游制度，旅发大会由各省市自治区政府独立举办．在发展历程方面，我国大陆地区有28个省份先后举办过旅发大会．在区域分布上，举办旅发大会的省份主要集中在西南地区，其中连续举办旅发大会次数超过10届的省市有贵州、北京、湖北和云南．为规范和加强旅发大会的制度执行效力，各地以省级政府的名义明确出台了旅发大会申办办法，用来指导旅发大会的选址申办、资金投入及政策扶持等，并明确指出通过旅发大会的实施推进举办地旅游业高质量发展．例如，贵州省要求“召开一次旅发大会，对当地基础设施建设效能提前五年，对旅游产业发展提前五年，对环境建设提前五年”．但由于地区产业转型、经济结构调整等原因，部分省份的旅发大会未能连续举办．例如，国内最早举办旅发大会的四川省，从2003年起连续召开四届大会后停办．在制度职能及效用方面，旅发大会发挥了对地方旅游产业升级转型和区域旅游创新发展的激励与约束作用，并具体表现为对地区旅游基础设施投入、旅游项目推介与投资、旅游示范创建、旅游地宣传推广等4个方面的积极推进作用．

作为西部旅游产业大省，贵州省自2006年举办首届旅发大会后，截止到2019年已连续举办十四届，并形成了集市州和区县一体的三级旅发大会制度体系．在制度经济效用方面，根据贵州省国民经济和社会发展统计公报数据，在举办旅发大会的14年期间，贵州省国内旅游收入和接待人次从2006年的377.79亿元、0.47亿人次增长到2019年的12 407.04亿元、11.3亿人次，国内旅游收入和接待人次的年均增长率分别达到31.8%、23%．

1.2 理论假说

1.2.1 管制型制度环境与旅游经济增长 制度创新理论认为造成地区经济长期增长差异的关键在于文化和制度等非结构因素的驱动[18]．作为人为设计的、对人际交往和社会演化的约束，制度环境是对主体间社会和经济行为的规则激励和行动规范，能够影响社会资源的分配[18]，从而推动地区经济发展．在制度环境类型方面，Scott[16]提出了三维制度环境类型，即管制、认知和规范制度环境．其中，管制型制度环境强调了以政府为主导的制度或政策，其以特定约束行为对个体及地区行业所产生的经济增长影响．此外，周春波[17]从宏观视角将制度环境分为政府规制和市场化改革2个类型，认为政府根据产业现状建立政府规制型制度环境，可以提升文旅行业竞争力和改善市场环境．由此推知，在旅游经济系统中，以政府为主导的制度环境建设(旅发大会)能够从市场环境优化和资源配置效率方面约束行为方式，推动地区旅游经济增长．

在理论层面上，旅发大会属于管制型旅游制度环境的现实代表．张言庆等[19]认为旅游制度环境作为以政府主导的对旅游产品生产者与消费者间互动关系的约束，有利于旅游秩序及其发展环境的塑造．对旅游者个体而言，旅发大会可以通过减弱“消费不确定性”和增强“旅游市场环境”来促进国内旅游消费[20]．对于旅游产业发展而言，旅游制度环境能够通过激励产业结构变革来影响区域经济活动[21]．就其激励路径来看，旅发大会推动并构建了以地方政府为主导的旅游产业发展营商环境．通过旅发大会制度优势所带来的社会资源分配效应，举办地城市推出一批优质旅游产品项目，并结合地方政府给予的扶持、奖励政策，促成与旅游投资企业的项目签约．同时，作为一项综合性的协调机制平台，旅发大会能够整合当地财政、发改及涉旅行政机构等多部门的专项资金，用于地方旅游项目的投资建设与进度推进．此外，通过举办旅发大会，地方政府通过各媒体平台对举办地进行大规模宣传报道，全面提升该地旅游形象及品牌效应，进而推动地区旅游经济增长[22]．进一步，从旅发大会的影响尺度来看，其目的在于集中力量提升承办地旅游产业格局及效能.因此，文中认为旅发大会对地区旅游经济的影响范围主要表现为中小尺度特征，即对地级城市层面的旅游经济增长影响．由此可见，旅发大会通过正式制度所赋予的规则激励和行动约束，直接影响着当地旅游业在产业发展格局、产品与基础设施、形象与品牌推广等方面的政策导向与资金投入，进而推动地区旅游经济增长．基于此，本研究提出假设：H1)旅发大会对区域旅游经济增长有显著的正向影响效用．

1.2.2 旅游投资与旅游经济增长 投资是地区经济高速增长的驱动力之一.作为促进和保障地区旅游经济增长的核心[23]，已有研究证实，旅游投资能够促进地区旅游经济增长[24-25]．如何有效提升地区旅游投资的规模与力度则成为旅游经济增长的关键．此外，由于旅游投资具有空间分布异质性特征，即旅游投资区域及规模表现为东中西部省份间的较大差距[23]，相比西部区域旅游投资则呈现出激烈的竞争态势．因此，优化旅游投资的投入机制及其环境氛围也成为地区旅游业高质量发展的核心．

旅发大会作为以政府为主导的地方旅游产业发展平台，能够通过正式制度所赋予的权利构建良好的旅游业发展营商氛围．对于旅游投资而言，旅游产业发展大会能够营造良好的旅游投资环境[26]，基于制度所给予的行政激励手段，一方面能够促进以政府为主体的旅游资金投入，具体表现在旅游基础及公共服务设施方面的资金投入；另一方面，能够通过提供优惠的政策刺激来吸引社会资本投入到举办地旅游产品或项目开发中．以贵阳为例，在2016年举办的第七届旅发大会上，累计实现旅游产业投资金额达852.15亿元(数据来源于中国政府网)．由此可见，旅游产业发展大会能够创建良好的旅游投资环境，加大对举办地旅游业投资的投入规模及力度，促进地方旅游经济增长．基于此，本研究提出假设：H2)旅发大会通过旅游投资对区域旅游经济增长产生显著的正向影响效用．

2 研究设计

2.1 模型设定

作为制度环境异质化的一项自然实验，举办旅发大会属于典型的地方政策变化行为．在本研究中，由于各地首次举办旅发大会的时间不完全相同，因此采用渐进双重差分模型进行政策评估．模型设定如下[27]1649

Yi,t=β0+β1Xi,t+β2Zi,t+γt+μi+εi,t,

其中，Yi,t为被解释变量，代表地区i在t年的旅游经济增长水平;Xi,t为解释变量，代表地区i在t年是否举办旅发大会的虚拟变量，举办旅发大会取值为1，反之为0;Zi,t为一系列相关控制变量;β为估计系数;γt和μi分别代表时间和地区固定效应;εi,t为残差项．

2.2 变量定义

2.2.1 核心变量 以各地城市名称和旅游产业发展大会作为关键词，通过百度新闻搜索引擎手工检索各地每年各届旅发大会的举办年份，并以此作为度量旅发大会的代理指标.本研究参考刘瑞明等[10]对于旅游经济增长的度量，选取人均国内旅游人次、人均国内旅游收入作为度量旅游经济水平的代理指标．

2.2.2 控制变量 产业结构升级对当地经济发展具有重要影响[2]，区域第三产业比重能够反映当地旅游业发展程度及地方政府发展旅游的态度[8]，本研究选择第三产业占总产值的比重来度量区域产业结构．选择地区人均GDP来度量区域经济发展程度[8,10]，作自然对数处理．作为国内旅游的主要市场客源，本地居民数量可能对当地旅游业发展产生影响，选择年末城市常住人口总量占地区面积来度量区域人口密度[8]．本研究参考Zhang[28]的旅游资源加权指数来定义地区旅游资源水平，使用世界遗产数量(权重0.5)和5A景区数量来衡量当地旅游资源丰度．采用旅游接待设施数量来度量各地旅游接待能力[29]，选取星级酒店数量为代理指标，取对数处理．旅游交通已经成为影响游客目的地选择的主要因素，本研究选取公路里程在各区域中的覆盖率[30]来度量旅游通达性．高等教育人力资本对当地经济增长有促进作用[2,8]，本研究选取高等学校在校生人数来度量人力资本[2]，取对数处理．大规模旅游投资能够对当地旅游经济增长产生促进作用[8]，参考李光勤等[8]对旅游投资水平的度量，选择地区固定资产投资占GDP的比值作为旅游投资水平的代理变量．

2.3 样本数据筛选

本研究样本为贵州省所辖9个市州的2000—2018年面板数据，数据来源于《中国区域经济统计年鉴》和《中国城市统计年鉴》(2001—2014)、《贵州六十年(1949—2009)》、各城市国民经济和社会发展统计公报(2015—2018)．由于各城市入境旅游人数和收入数据存在较多年度的缺失，对其进行剔除,表1为各变量的描述性统计分析结果．

表1 描述性统计Tab1Summary of descriptive statistics

3 实证结果与分析

3.1 旅发大会对旅游经济增长的影响

根据模型设定，使用固定效应模型，采用聚类到地级市获得稳健性的标准差进行回归．表2考察了旅发大会对地区旅游发展的经济效应．第1、2列被解释变量为人均国内旅游接待人次，第1列控制了时间和城市固定效应，第2列进一步控制一系列控制变量，结果发现Post系数在1%和5%水平下显著为正．为进一步增加估计结果的稳健性，文中使用人均国内旅游收入作为被解释变量再次回归，第3、4列分别为控制时间城市固定效应和加入相关控制变量的回归结果，Post系数在1%和10%水平下均显著为正．表明旅发大会的举办使得当地旅游接待人次和收入提高，证明假设H1获得支持．

表2 旅发大会对旅游人数和收入的影响Tab 2 Impact of tourism industry development conferenceon tourist trips and revenue

3.2 机制检验

在检验制度环境对地区旅游经济增长的中介机制中，本研究将旅游投资作为被解释变量，旅发大会作为解释变量，分析旅游产业发展大会的举办是否促进了当地旅游投资水平的增加．回归结果见表3，第1、2列分别为双重固定效应控制和增加相关控制变量后的回归结果，表3发现Post系数分别在1%和5%水平下显著为正．由此可见，举办旅发大会能够显著提高当年度该地旅游投入的资金规模，用于当地旅游产业发展建设，并反映为地区旅游接待人次和收入的增加，假设H2支持．

表3 旅游投资的中介作用Tab 3 Mediating role of tourism investment

3.3 稳健性检验

3.3.1 平行趋势及动态分解 参照Beck等[27]的分析方法，本研究对双重差分模型平行趋势进行检验，并进一步解析旅发大会对旅游经济增长的年度趋势效应．考察举办旅发大会前3年和后6年的周期变化，采用年份虚拟变量Fi和Ai作为解释变量进行回归分析，分别检验了人均国内旅游人次和收入的平行趋势．其中，Fi和Ai分别代表举办旅发大会前和后的年份，i代表时间．图1和图2表明，本研究所使用的双重差分模型满足平行趋势条件．在举办旅发大会之前，处理组与对照组在旅游经济增长方面的趋势一致．在旅发大会政策实施后，处理组旅游经济增长呈现出明显的增长趋势．

图1 人均国内旅游人次平行趋势Fig 1 Parallel trend of tourist trips

图2 人均国内旅游收入平行趋势Fig 2 Parallel trend of tourist revenue

在年度动态趋势效应分解方面，表4的结果表明，旅发大会对地区旅游经济增长的回归系数随年度的变化逐渐增加且越来越显著，在第6年达到最大值．分析结果表明，举办旅发大会对当地旅游经济增长的影响会随政策执行年度的推移而逐步增加，并呈现出累积和叠加的滞后效应．

表4 平行趋势与动态分解结果Tab 4 Result of parallel trend and dynamic impact

3.3.2 安慰剂检验 为避免由于遗漏变量或其他随机因素所造成的回归结果不稳健，本研究参考Li等、卢盛峰等[31-32]的方法，通过随机构造处理组的方式进行安慰剂检验．具体有，在2000—2018年内共有13个年份受到旅发大会政策的冲击，每年举办旅发大会的城市数量分别为(1,2,3,3,3,3,5,5,7,9,9,9,9)．在全样本区内随机抽取13年，并按照第1年有1个、第2年有2个城市为当年处理组的方式，依次类推，随机构造虚假的Treat和Post变量，计算交乘项Treat_Post．按照表2第2和4列，重复500次回归，观察Treat_Post的系数是否接近于均值为零的正态分布．

图3和图4分别为交乘项估计系数的分布，对人均国内旅游人次估计系数的均值为0.046 9，标准差为2.405 6；对人均国内旅游收入估计系数的均值为-0.050 6，标准差为2.235 3，都表现为均值接近于零的正态分布．结果表明，本研究的模型估计结果是稳健的．此外，本研究还采用改变被解释变量的测算方式及对被解释变量进行1%缩尾处理，分别进行两次回归分析，以验证研究结果稳健．结果表明，文中核心结论未发生实质性变化．

图3 对人均国内旅游人次的估计系数Fig 3 Estimated coefficients of tourist trips

图4 对人均国内旅游收入的估计系数Fig 4 Estimated coefficients of tourist revenue

4 结论与建议

4.1 结论

本研究以制度创新理论为视角，使用2000—2018年中国西部省份贵州的9个市州面板数据，运用渐进双重差分模型检验了旅发大会对中小尺度地区旅游经济增长的影响效应及旅游投资所发挥的机制作用．结论如下：

1)举办旅发大会对区域旅游经济增长具有积极促进作用．与已有研究结论一致[8,10,11,33]，以制度为驱动的内在要素是旅游经济增长的关键．本研究认为：一方面管制型旅游制度环境能够影响社会资源的分配，并对区域旅游秩序及其产业发展环境进行塑造；另一方面管制型旅游制度环境能够提升社会资源配置和交易的效率[33]，提升旅游制度执行的综合效率，进而增强旅游目的地综合竞争力[11]．此外，以旅发大会为代表的制度环境能够通过正式制度赋予的激励和约束职能构建良好的旅游产业发展市场环境．基于这一理论作用机制，旅发大会通过旅游项目来带动资金投入和产品宣传推广等方式，推动举办地旅游产业发展的提质增效．进一步，在旅发大会的影响尺度上，本研究以地级城市为考察单位，研究结果也证实中小尺度城市举办旅发大会能够有效发挥制度环境对地区旅游经济增长的推动效用．相比省级层面旅发大会作用的“锦上添花”，中小尺度城市的地方政府能够充分发挥其制度环境建设的“地方性”作用，强化对市场环境与资源配置的约束，更有利于促进地区旅游经济增长．值得注意的是，研究发现旅发大会对地区旅游接待人次和旅游收入的影响表现出差异性，旅发大会对旅游接待人次的影响要高于旅游收入．本研究认为可能的原因在于旅游客源市场结构．在国内旅游市场中，当地居民是区域旅游市场的重要客源组成部分．在旅游消费支出上，当地游客减少了住宿、交通等占比较大的非必需旅游消费支出[34]，进而形成这一影响差异．

2)旅发大会对区域旅游经济增长的影响表现为累积叠加的滞后效应形式，旅发大会对地区旅游经济增长的影响效应随时间维度的推移在不断增强．从表4的结果来看，旅发大会对地区旅游经济增长的影响从第4个年度开始逐渐变为显著影响．与此同时，在旅发大会执行后的全部6个考察周期中，各年度影响系数逐年成倍递增．此外，这一影响效应也表现出国内旅游接待人次和旅游收入的差异．本研究认为造成这一现象的原因是：一方面旅游业具有投资规模大、周期长和回报慢的重资产特征，举办旅发大会能够带来旅游资金投入增加和政策扶持等优势，但体现在旅游经济增长上则会呈现出相对的时间滞后效应．另一方面，作为一项政策制度，旅发大会的执行具有时间上的持续性特点，即各地在每一年度均要举办旅发大会，进而在当年度均会产生相应的旅游投入等，同时结合旅发大会影响效应滞后的特征，最终形成制度执行效应的多年度累积和叠加效果．

3)旅发大会通过旅游投资对区域旅游经济增长产生积极影响作用．与Alam等、Banerjee等[24-25]的结论一致，旅游投资是旅游业发展的关键．需要指出的是，我国旅游投资具有典型的区域不均衡特质[23]，特别在西部地区，这一现实束缚了地方旅游产业发展．因此，优化和完善旅游投资的机制及环境是旅游业发展的必然之路．作为以制度性改善推动结构性调整的范式，以旅发大会为代表的制度环境是举办地旅游投资环境优化的重要方式之一，能够推动地区旅游投资结构的良性发展，不论是政府投入规模还是社会资本引入力度方面，旅发大会的举办有效的提升了当地旅游投资水平．

4.2 建议

基于以上结论，本研究提出如下政策建议．首先，建议更多的地方政府管理者根据其产业发展导向和旅游业发展情况，推广这一制度方式，并优先考虑选择旅游资源禀赋好、旅游产业潜力强的城市举办旅发大会，充分发挥旅发大会优化旅游产业发展环境的制度优势．其次，综观我国旅发大会举办的实际情况，多数省份旅发大会的举办均缺乏时间上的连续性．考虑到旅游业特征和旅发大会影响效应的累积滞后特点，持续性的执行这一制度是旅发大会促进地区旅游经济可持续和高质量增长的关键．第三，进一步发挥旅发大会综合协调机制平台作用，将各级涉及旅游产业和管理的部门纳入到大会机制中，作为该项制度的参与者，进而从旅游项目立项、投资、运营和宣传推广等层面给予全面的支持，以推动地区旅游业高质量增长．