援疆政策对新疆旅游经济增长的影响研究

胡静轩， 白洋

新疆历史文化旅游可持续发展重点实验室/新疆大学 旅游学院， 乌鲁木齐 830046

经济非平衡化发展是中国边疆治理的最大挑战之一[1]， 新疆维吾尔自治区(简称新疆)作为中国陆地面积最大的省区， 地处亚欧大陆腹地和祖国西北边陲， 由于经济起点低、 交通成本高等因素， 其发展程度与发达省市相比还有一定差距． 边疆民族地区的治理质效关乎国家领土主权完整和国家治理质效[2]， 为加快经济增长步伐、 缩小区域发展差距， 自1996年起党中央启动对口援疆工作． 早期援疆工作以干部援疆为主， 后期逐渐转向经济、 科技、 教育等全方位对口援助[3]． 2010年新一轮对口援疆工作全面展开， 建立国家部委、 19个省市全面对口援疆的完整政策系统， 是改革开放以来规模最大、 涉及领域最广的援助[4]． 由于旅游业具有强大的经济乘数效应和就业规模效应， 且新疆旅游资源禀赋优越， 旅游业具有发展成为新疆战略性支柱产业的潜能和优势， 故首次中央新疆工作座谈会提出要把新疆建设成我国重要的旅游目的地， 国家文化和旅游部也将旅游援疆放在全国旅游工作全局中推进．

省域间的对口支援发轫于中国， 具有鲜明中国特色， 关注的学者和案例地多来自于中国． 实践证明， 对口援助明显缓解中国区域间发展不均衡的问题， 为共同富裕的实现做出了巨大贡献． 现今学术界有关对口支援的研究主要集中于灾后援助和对经济发展处于弱势地位地区的对口援助， 前者以灾区重建[5]和心理援助[6]为主， 后者以新疆和西藏自治区(简称西藏)作为典型案例地， 研究内容主要分为政策评估[7]、 产业援助[8-10]、 人才援助[11]等． 早期研究方法以定性分析为主， 多为政策描述[12]和具体援助方式的模式探索[13]； 随着援助政策实施的深入， 研究方式逐渐走向定量， 双重差分法、 合成控制法、 Logistic模型等被广泛应用． 作为中国情境下的特殊政策， 援疆与旅游的相关研究整体关注度偏低， 具有代表性的是对旅游援疆模式的探讨[14]和援疆背景下旅游客源市场的分析[15]， 关于援疆政策对旅游经济影响的研究， 鲜有学者涉足．

新疆旅游业的快速发展与援疆政策的实施息息相关， 二者互相影响、 相辅相成． 一方面， 援疆全方位提高新疆的交通、 医疗、 教育等基础设施水平； 另一方面， 旅游业是援疆工作的重要载体和有效路径． 援疆政策对新疆旅游经济增长的影响效果和驱动机制， 成为学界和业界亟待解决的现实问题． 评估公共政策是政策制定和决策中不可或缺的步骤[16]， 合成控制法[17]和双重差分法[18]作为政策效果评估的重要利器， 经常同时出现， 相互补充， 使研究内容更加全面和深入[19]， 广泛应用于多个研究领域． 本文以援疆政策构造准自然实验， 选择合成控制法和倾向得分匹配结合双重差分模型(PSM-DID)， 以2010年作为新一轮援疆政策的实施起点， 从省域、 市域两个层面研究援疆政策对新疆旅游经济增长的影响效果及其驱动机制．

1 研究设计

1.1 合成控制法

(1)

式中，δt为影响所有省区旅游经济增长的时间固定效应；θt为未知参数向量；Zi指不受援疆政策影响且能影响旅游经济增长的r×1维控制变量；λt是1×F维无法观测到的公共因子向量；μi指F×1维无法观测到的省域固定效应；εit是不能观测且均值为0的随机扰动项．

假定第一个省区实施援疆政策(i=1)， 为构造其合成对象， 需从未受援疆政策影响的其他省区中确定合适的权重合成控制组． 设定1×N维的权重向量W=(w2，w3， …，wN+1)(wi≥0)， 且w2+w3+…+wN+1=1， 得到合成控制模型．

(2)

只有使援疆政策实施前的旅游经济增长指标、 协变量与合成对象的对应指标相等， 才能有效通过合成控制法进行反事实结果的模拟， 即权重需满足：

(3)

(4)

1.2 PSM-DID

为进一步分析援疆政策的实施效果， 从市域层面剖析其对新疆旅游经济增长的影响效应， 以实施援疆政策的地州市为实验组， 未实施的地州市为控制组， 进行PSM-DID检验．

参考相关学者研究[21-22]， 通过PSM-DID能够有效找出与实验组最相似但未实施援疆政策的地州市， 并验证援疆政策实施效果． 通过Stata 16.0软件中的Probit模型计算新疆各地州市倾向得分值， 在控制组中找到与实验组i概率值最接近的地州市j， 使xi=xj．

Probit(DZSi=1)=e+βXi+ιi

(5)

式中，DZSi为援疆政策的哑变量， 即2010年开始实施援疆政策的地州市赋值为1， 未实施的地州市赋值为0；Xi表示影响地州市实施援疆政策的因素．

根据倾向匹配结果， 利用DID模型分析援疆政策对新疆旅游经济增长影响．

y=k0+k1bt+k2bc+k3(btbc)+k4o+d

(6)

式中，y为新疆旅游经济增长；bt表示时间虚拟变量， 援疆政策实施后受其影响的地州市对应时间虚拟变量赋值为1， 其余为0；bc表示市域虚拟变量， 受援疆政策影响的地州市赋值为1， 否则为0；k3作为核心解释变量的交互项系数， 表示援疆政策对市域旅游经济增长的净影响；o是控制变量．

1.3 样本选取

省域层面研究样本选取经济发展水平相对接近的我国西部12个省区市， 鉴于西藏同样受到对口援助帮扶、 重庆市与其他省区样本量差异较大， 予以剔除， 最终选择除西藏、 重庆市以外的9个省区作为新疆的控制组； 市域层面研究样本为新疆14个地州市， 以2010年开始受援疆政策扶持的12个地州市为实验组， 未受扶持的乌鲁木齐市和克拉玛依市为控制组． 新疆首府乌鲁木齐市受到党和国家的整体支援， 克拉玛依市2015年起受到上海市长宁区的人才援助， 但二者本身经济基础较好， 在旅游业发展过程中更多依赖于自身条件， 因此在通过平行趋势检验的前提下， 可将二者作为控制组进行对比分析．

1.4 变量描述和数据来源

为保证研究时间一致性和统计数据有效性， 合理评估新疆与西部其他9个省区(未含西藏、 重庆市)、 新疆各地州市间的经济非均衡化发展， 样本时间选取2006-2019年， 变量以2006年为基期计算增长率．

基于刘瑞明等研究成果[23-24]， 省域层面以旅游总收入(入境和国内旅游收入总和)为被解释变量， 能够直接反映援疆政策对旅游经济增长的影响程度； 控制变量为人均地区生产总值、 服务业发展水平(第三产业增加值/GDP)、 高等教育普及率(普通高中在校生数/年末人口数)、 每万人出租车数、 信息化水平(邮电业务总量/年末人口数)、 旅行社数、 星级宾馆数和旅游从业人数． 由于旅游总收入是单一指标无法反映旅游经济综合质量， 为进一步衡量市域层面旅游业发展情况， 选取旅游总收入、 旅游人次、 星级宾馆数等指标通过熵权法的计算结果作为被解释变量， 整体表征新疆旅游经济综合质量， 指标权重大小均值排序为： 星级宾馆数>旅游人次>旅游总收入， 随着时间的推移， 旅游总收入、 旅游人次的权重呈上升态势， 二者占比整体高于星级宾馆数； 核心解释变量为援疆政策实施时间和地区的交互项； 控制变量为投资水平(固定资产投资/GDP)、 人均地区生产总值、 服务业发展水平、 人均教育投资额(教育投资额/年末人口数)、 旅游接待能力(选取旅行社数量和3A级及以上景区数通过熵权法的合成结果)、 对外开放程度(进出口贸易总额/GDP)． 同时， 市域层面研究可作为省域层面研究的稳健性检验， 深入探究援疆政策对新疆旅游经济增长的影响．

本文研究数据以EPS数据库和CEIC数据库为主， 缺失数据通过西部各省区统计年鉴、 新疆各地州市的统计年鉴、 国民经济和社会发展统计公报补齐．

2 省域层面援疆政策对新疆旅游经济增长的影响研究

2.1 基于合成控制法的省域层面分析

通过Stata 16.0软件进行合成控制法计算： 新疆旅游经济增长率的合成值由98.1%的四川省和1.9%的云南省组成， 为有效排除线性内推可能性[25]， 将四川省和云南省分别作为实验组计算其合成值， 结果显示参与合成的省区、 权重并不相同， 故新疆与四川省和云南省无线性关系．

援疆政策实施前新疆旅游经济增长率的真实值与合成值各变量对比情况如表1所示， 二者在人均地区生产总值、 服务业发展水平、 高等教育普及率等控制变量的差异均低于0.14． 为有效检验援疆政策实施前新疆旅游经济增长率的真实值与合成值的拟合情况， 对比2007-2009年旅游经济增长率， 其值变化幅度较小． 新疆旅游经济增长率的真实值与合成值的控制变量具有高度相似性， 被解释变量的拟合程度较高， 说明通过合成控制法能够合理测度援疆政策对新疆旅游经济增长的影响．

表1 预测变量真实值与合成值的对比

对比样本期内新疆旅游经济增长率的真实值与合成值(图1)及其潜在差距的变化趋势(图2)． 2010年以前， 新疆旅游经济增长率的真实值与合成值变化趋势几乎完全重合， 差值在0上下轻微浮动， 说明合成值能够很好地拟合新疆旅游经济增长路径； 2010年援疆政策实施后， 在顶层设计与高位推动下， 新疆旅游经济增长率真实值开始高于合成值， 潜在差距差值在[-1， 0.5]区间变动． 2014年由于重大事件导致新疆旅游经济增长率明显下跌， 旅游经济增长率的合成值比真实值高0.920． 2015年全国旅游援疆工作会议召开， 得益于政策实施的经验积累和稳定红利的持续释放， 新疆旅游经济增长率的真实值与合成值差距逐渐拉大， 2019年其差值超过10， 新疆旅游经济增长率从政策实施前西部省区排名靠后开始跃迁到正数第4位， 充分说明援疆政策实施能够推动新疆旅游经济增长， 深刻改变新疆旅游经济发展进程．

图1 新疆旅游经济增长率的真实值与合成值

图2 新疆旅游经济增长率的真实值与合成值的潜在差距

2.2 稳健性检验

为进一步验证新疆旅游经济增长主要是基于援疆政策实施而非其他因素影响， 确保分析结果的可靠性， 故对其进行稳健性检验．

2.2.1 随机置换检验

借鉴有关学者做法[26-27]， 对新疆旅游经济增长率的合成值中权重最大的四川省和权重为0的内蒙古自治区(简称内蒙古)分别使用合成控制法得到其合成值， 比较其在2010年前后的旅游经济增长率(图3、 图4)． 从图中可知， 四川省和内蒙古旅游经济增长率的真实值均低于其合成值， 佐证援疆政策促进新疆旅游经济实现跨越式发展的观点， 援疆政策能够优化新疆旅游经济的发展路径， 提高其旅游经济增长速度， 使新疆旅游经济增长率在西部地区名列前茅．

图3 四川旅游经济增长率的真实值与合成值

图4 内蒙古旅游经济增长率的真实值与合成值

2.2.2 反事实检验

为消除援疆政策实施以外其他外生因素的干扰， 证明新疆旅游经济高速增长的重要原因是2010年起开始实施的援疆政策， 通过假设改变援疆政策实施时间的方式进行反事实检验， 验证援疆政策实施时间改变后的新疆旅游经济增长率拟合结果(图5)． 由图5可知， 假设援疆政策始于2009年， 截至2017年新疆旅游经济增长率的真实值依旧低于其合成值， 说明近年来新疆旅游经济发展速度加快是援疆政策实施的必然结果．

图5 援疆政策实施时间改变后的新疆旅游经济增长率拟合结果

3 市域层面援疆政策对新疆旅游经济增长的影响研究

3.1 基于PSM-DID的市域层面分析

通过平行趋势检验是使用双重差分模型的必要条件． 根据熵权法计算结果， 政策实施前实验组和控制组的新疆旅游经济综合质量增长率变化趋势基本拟合(图6)． 以2010年为断裂点， 二者差值逐渐增加， 实验组的增长率明显高于控制组． 随着援疆政策的实施和旅游援疆战略的推进， 实验组和控制组间增长率差距逐渐增大， 2019年增长率差值为6.193．

图6 新疆旅游经济综合质量增长率的平行趋势检验

参考郭金忠等[28]的倾向得分匹配分析， 设置观测时间为2009年， 以Probit模型估计倾向得分后确定实验组为昌吉回族自治州， 控制组为乌鲁木齐市． 通过双重差分模型， 采用逐步回归方式分析援疆政策对新疆旅游经济综合质量增长率的影响效果(表2)．

表2 援疆政策对新疆旅游经济综合质量增长率的回归结果

模型(1)内交互项反映援疆政策对新疆旅游经济综合质量增长率的净影响， 模型(2)至(7)表示加入相关控制变量后的回归结果， DID系数普遍在1%水平上显著为正， 说明援疆政策实施对新疆旅游经济综合质量增长率有明显带动效应， 随着控制变量数量的不断增多， 交互项系数整体呈下降趋势． 投资水平系数多数情况下显著为负， 未能有效提升新疆旅游经济综合质量增长率， 投资水平与旅游经济的关联度减弱， 表明新疆旅游经济发展模式正从传统的投资驱动向数字驱动、 科技赋能转变， 科技援疆需要发挥更大作用． 对外开放程度系数不显著为负， 应与旅游宣传力度欠佳、 旅游产品类型单一、 邻近地区经济较弱有关． 控制变量系数均显著为正的排序为： 服务业发展水平(3.376)>人均地区生产总值(1.441)>人均教育投资额(0.536)>旅游接待能力(0.148)． 服务业发展水平提高游客的出行效率， 使潜在游客有效转化为现实旅游者； 人均地区生产总值的增加扩大本地居民对旅游的需求， 激发游客的消费欲望； 人均教育投资额的多寡代表地区对教育的重视程度， 教育水平的提高改变人民群众的知识结构和旅游素养， 为旅游业发展提供专业人才储备并助力文明旅游环境； 旅游接待能力的高低关系游客的旅游体验， 新疆旅游资源丰富且禀赋较高， 但旅游景区间距离远、 旅途时间长， 提高旅游从业者服务能力能够有效缓解游客在旅游过程中的消极情绪．

3.2 稳健性检验

3.2.1 替换因变量检验

分析表明援疆政策有助于提高新疆旅游经济综合质量增长速度， 将旅游经济综合质量增长率替换为人均旅游接待人次增长率后重新回归， 进行稳健性检验(表3)．

表3 援疆政策对人均旅游接待人次增长率的回归结果

由表3可知， 回归结果中DID交互项系数、 各控制变量系数的变化趋势与旅游经济综合质量增长率的回归结果基本保持一致， 具有稳健性． 总体而言， DID交互项系数维持在1%～5%的正向显著水平， 说明援疆政策对新疆人均旅游接待人次增长率同样具有正向影响， 随着控制变量数量不断增加， 交互项系数整体亦呈下降趋势． 投资水平系数显著为负， 为改善现状， 需要通过项目投资完善新疆旅游公共服务体系建设， 如高速铁路、 高速公路、 旅游厕所等． 可将投资项目与旅游业相互关联， 调整投资结构， 如将医疗投资成果转化为康养旅游资源， 结合新疆沙疗等特色项目开发康养旅游． 旅游接待能力和对外开放程度不显著， 现有旅游接待能力难以满足游客的多样化需求， 需要打造专业化、 高水平的旅游服务团队， 优化、 升级现有旅游资源结构， 提升旅游景区的吸引力和竞争力． 新疆正在建设全方位多层次的开放格局， 2021年塔城等边境旅游试验区的开放是其积极发展入境旅游的重要体现， 未来需要通过推动落地签证、 72小时免签等措施保障新疆入境旅游经济的发展． 正向显著控制变量中， 服务业发展水平(4.659)系数最大， 是影响人均旅游接待人次增长率的重要因素． 人均地区生产总值排名第二， 该指标的高低反映地区的基础设施水平和城市建设情况， 影响游客旅游目的地选择． 人均教育投资额(0.167)系数最小， 教育影响旅游从业者素质和居民文化水平， 与游客旅游体验和区域旅游形象正向关联．

3.2.2 安慰剂检验

为证明旅游经济综合质量增长率有效提升主要是源于援疆政策的实施， 参考王良虎等[29]的研究， 通过虚假政策时间验证援疆政策实施的有效性． 将时间区间设置为2006-2011年， 假定2008年为援疆政策实施年份， 由于样本时间同时涵盖真实援疆政策发生时间， 故能够检验其有效性． 改变援疆政策实施时间后， DID交互项系数变化p值(0.458)不显著， 控制变量系数均不显著， 表明2010年开始实施的援疆政策真实有效， 具有稳健性．

4 结论与对策建议

4.1 结论

援疆政策对新疆旅游经济增长的影响具有显著的阶段性特征． 2010-2014年省域、 市域层面的旅游经济增长速度都较为缓慢， 年均变化幅度小； 随着援疆政策的深入实施， 全国旅游援疆工作会议的召开， 2015-2019年间援疆政策对新疆旅游经济发展进程的推动作用明显， 新疆旅游经济迈入高速度发展阶段．

从省域层面看， 新疆旅游经济增长率远高于其合成对象． 援疆政策实施前， 预测变量的真实值与合成值差异较小， 新疆旅游经济增长率的真实值与合成值拟合度较高； 援疆政策实施后， 政策为新疆旅游经济增长提供重要保障， 新疆旅游经济增长率提升， 2019年比其合成值高10.777， 新疆旅游经济增长速度在西部省区中跃居前列； 回归结果通过随机置换检验和反事实检验， 模型具有稳健性．

从市域层面看， 援疆政策的实施有助于缩小新疆内部经济差距． 实验组和控制组具备可比性， 新疆旅游经济综合质量增长率通过平行趋势检验； 援疆政策实施后， 受援地州市与未受援地州市的旅游经济综合质量增长率差距日趋明显， 截至2019年相差6.193； 人均地区生产总值和服务业发展水平是新疆旅游经济综合质量增长率的重要影响因素； 回归结果通过替换因变量检验和安慰剂检验， 模型具有稳健性．

4.2 对策建议

近年来， 援疆工作经历“输血→造血→活血”的嬗变， 结合研究结果与新疆实际， 针对援疆政策助推新疆旅游经济发展提出对策建议．

从国家层面看， 对口援疆作为国家战略， 具有阶段性发展特征， 旅游援疆专项政策的提出是新疆旅游经济增长速度提升的关键． 在党和国家做好旅游援疆顶层设计和整体规划的前提下， 需要宏观把控旅游援疆工作的前进方向和发展进程， 探寻旅游援疆与新疆旅游业的“完美结合点”和“最优发展模式”， 结合实践发展和现实需求， 不断调整旅游援疆政策， 促进新疆旅游经济高质量发展， 将新疆打造成为世界知名的旅游目的地．

从省域层面看， 一方面， 19个省市在援疆工作中应平衡好“输血和造血”的关系， 对经济发展水平较低的地州市以输血式支援为主， 优先解决“三难一不畅”等“急难愁盼”问题， 并通过智力援助等造血式支援助推新疆旅游经济发展； 另一方面， 作为受援方， 新疆应充分认识到自身的资源优势和旅游发展特征， 设立旅游援疆领导小组办公室， 制订区域旅游发展规划和旅游援疆专项方案， 纵向沟通反馈国家部委、 14个地州市和横向沟通交流19个省市， 各方力量主动作为、 各司其职、 各尽其责， 形成工作合力．

从市域层面看， 14个地州市应明确各自的旅游资源禀赋和错位发展方向， 充分利用新一轮对口援疆的战略机遇和政策红利， 将援疆政策有效转化为新疆旅游经济高质量发展的“活血剂”． 基于全域旅游视角， 建立健全受援地州市间的区域旅游合作机制， 在阿尔泰山千里画廊、 天山世界遗产带等旅游线路的基础上实现“高级别景区主导、 中小型景区参与”的旅游资源联动模式， 提高旅游吸引力和市场竞争力， 优化旅游产业布局， 拓展游客游览半径， 延长游客停留时间， 促进区域旅游经济的协调发展．