旅游发展与县域经济增长：机制分析与空间效应

蒋 莉

(1.湖南大学 经济与贸易学院，湖南 长沙 410079；2.湘南学院 经济与管理学院，湖南 郴州 423000)

一、引言

党的十九届五中全会和党的二十大报告中均明确提出：“加快构建以国内大循环为主体、国内国际双循环相互促进的新发展格局。”这是党中央基于国内外形势对我国经济发展战略作出的重大调整。县域经济以县城为中心、乡镇为纽带、农村为腹地，既是承载我国经济发展格局的微观基础，也是城乡经济融合发展的重要桥梁，在“双循环”格局下更加具有能动性和可塑性，同时也面临着诸多挑战[1]。在此背景下，如何因地制宜发展县域经济，对促进城乡融合、推进新型城镇化和乡村振兴具有重要意义。与城市经济相比，县域经济发展面临工业增长乏力与农业产业化不足的双重困境，但同时也拥有得天独厚的生态禀赋。因此，不少地区把旅游业作为县域经济的主导产业来培育。2022年5月，中共中央办公厅、国务院办公厅印发《关于推进以县城为重要载体的城镇化建设的意见》，指出要支持具有资源、交通等优势的县城发挥专业特长，培育发展特色经济和支柱产业，发展成为先进制造、商贸流通、文化旅游等专业功能县城。这为新时期“旅游立县”“旅游兴县”战略指明了方向。

经济增长始终是宏观经济学的研究热点。学界关于旅游发展与经济增长关系的理论探讨始于20世纪末期，Lanza和Pigliaru(1995)[2]开拓性地将卢卡斯的内生增长模型应用到旅游发展对经济增长影响的研究中，为之后考察二者关系提供了理论基础。进入到21世纪，相关实证研究逐渐丰富，但研究结论尚未达成共识。主流观点是Shan和Wilson(2001)[3]提出的“旅游导向型经济增长假说(tourism-led growth hypothesis，TLGH)”，即旅游发展能促进经济增长。有学者研究发现旅游发展可以通过创收外汇、增加就业、刺激消费等形式对地区经济增长产生正向影响[4][5]，由此形成了TLGH理论。大量实证研究也验证了该理论存在的合理性[6][7]。反面观点源于资源诅咒理论，认为旅游业的繁荣会导致本地经济去工业化[8]，阻碍技术进步[9]，产生“荷兰病”现象[10]，从而抑制地区经济增长。另有学者研究旅游发展与经济增长的非线性关系，提出了倒“U”型[11]、“N”型[12]等多种形态的关系。

总体上看，以往研究成果丰硕，但还存在一些有待推进的问题。第一，多数研究仅关注旅游发展对经济增长影响的显著性问题，较少用计量方法严谨分析旅游发展通过何种机制影响地区经济增长。第二，旅游发展与经济增长之间的双向因果关系会导致估计偏误，需要采用合理的方法去解决内生性问题。第三，已有研究较少考虑旅游发展影响经济增长的空间溢出效应，而旅游活动的一个重要特征就是可以形成从客源地到目的地的大规模旅游流，故有必要在研究内容上进行拓展，探究二者之间的空间关系。第四，实证研究多基于省级或市级面板数据，针对县域层面的研究则较少。但县域经济有其自身特点，在新发展格局下具有研究的现实意义。因此，本文以湖南省县级面板数据为样本，实证考察旅游发展对县域经济增长的影响机制、异质性以及空间效应。可能的边际贡献在于：其一，运用计量手段，分析旅游发展影响县域经济增长的渠道和机制，丰富旅游经济领域的实证证据。其二，借助工具变量法处理内生性问题，提高研究结论的稳健性。其三，利用空间杜宾模型研究旅游发展影响县域经济增长的空间效应，为利用旅游业辐射带动跨区域经济增长提供理论支撑。其四，县域经济是国民经济的基本组成单元，将研究尺度缩小至县域，能够更加具体地识别旅游发展与经济增长的深层次问题。

二、理论分析与研究假说

(一)旅游发展对县域经济增长的直接影响

根据要素禀赋理论，要发展壮大县域经济，首先要立足于县域实际，发展县域内比较优势明显的产业。与城市相比，县域尤其是中西部县域对资金、技术、人才等资源的吸引力不强，但是县域面积广阔、生态优良、自然资源丰富，具有发展旅游业的先天优势。同时随着大众旅游的纵深化发展，我国一二线城市的旅游渗透率渐入稳态，正在崛起的县域旅游市场成为国内旅游需求增长的重要支撑。因此因地制宜发展特色旅游业，有望给县域经济带来红利。首先，在市场经济的网络中，经济资源总是过度集中于网络中心的沿海地区和大中城市，致使网络末端的内陆地区、边远地区始终难以完成资本的原始积累。然而，旅游业具有“用脚投票”的特点[13]，奇山异水和民俗文化吸引着游客远道而来，使经济资源由市场中心向市场末端流动，进而形成末端市场。其次，发展旅游业必然对“吃、住、行、游、购、娱”等提出更高的要求，促使政府以提升旅游承载力为切入点，夯实城乡基础设施和公共服务设施建设，从而加快县域经济社会的发展。再者，旅游发展有助于塑造地方形象，改善地方投资环境，提高政府服务水平，吸引更多资金投入县域旅游开发。

由此，本文提出假说1：旅游发展能显著促进县域经济增长。

(二)旅游发展对县域经济增长的机制作用

1.拉动效应——城乡居民消费

消费、投资、出口是拉动经济增长的三驾马车，但是近年来，经济全球化遭遇逆流，国际经济循环格局发生深度调整，新冠疫情更是加剧了世界各国的内顾倾向，因此我国经济增长动力从投资或出口主导驱动转向消费主导驱动是大势所趋[14]。当前，县域人口约占全国总人口的74%①，在构建以内循环为主体的发展格局下，县域作为拉动我国消费的新战场，市场潜力巨大。随着人们生活水平的提高，旅游日渐成为一项国民刚需，而在疫情反复的情况下，县域旅游成为国内旅游中韧性最强的板块。发展县域旅游能有效激活县乡消费市场需求，扩大消费领域，进而拉动县域经济增长。一方面，旅游消费作为GDP的组成部分，其增长直接表现为GDP的增长[15]；另一方面，旅游业关联性强，带动相关行业产生新的消费需求，增加就业岗位和就业人数，产生积极的就业效应，从而促进经济增长[16]。

2.推动效应——产业结构升级

根据配第-克拉克定理，产业结构升级表现为国民经济重心由第一产业向第二产业，进而向第三产业的演变过程。国内外很多学者支持“结构红利假说”，认为产业结构的优化调整是经济增长的动因[17]。这是因为随着产业结构的不断优化与升级，生产要素会由劳动生产率低的产业向劳动生产率高的产业转移，通过资源的合理流动，促进资源的优化配置和利用效率的提高，进而带来地区经济的增长[18]。旅游业作为第三产业的重要组成部分，能通过产业链的延伸和辐射效应带动相关产业发展，起到“产业反哺”的作用[19]。发展旅游业，可以改变县域经济中三大产业的结构布局，实现产业结构的升级换代，推动县域经济从资源消耗型向资源节约型和环境友好型转化，保障经济社会的可持续、高质量发展[20]。

综上，本文提出假说2：旅游发展通过拉动城乡居民消费和推动产业结构升级促进县域经济增长。

(三)旅游发展对县域经济增长的空间溢出效应

新经济地理学强调空间溢出效应在区域经济增长中的关键作用。旅游业作为综合性产业，产业链条长、关联度高，具有很强的正外部性。一方面旅游活动的跨区域流动性增加了资金、技术、人才等要素的广泛互动，促进了区域资源交换与整合，强大的产业外溢效应将辐射带动周边地区协同发展。另一方面，旅游致富的典型县域能够对其他地区产生“示范效应”并提供经验借鉴[21]，带动旅游欠发达地区学习跟进，从而达到促进落后县域经济增长的目的。

基于此，本文提出假说3：旅游发展对县域经济增长存在空间溢出效应。

三、研究设计

(一)模型构建

为检验旅游发展对县域经济增长的影响效果，本文构建如下基准模型：

lnPGDPit=β0+β1TSit+βXit+λi+μt+εit

(1)

其中，下标i、t分别表示县城和年份，PGDP表示经济增长水平，TS表示旅游发展水平，X为一系列控制变量，λ为地区固定效应，μ为年份固定效应，ε为随机误差项。

为进一步检验旅游发展对县域经济增长的影响机制，本文借鉴江艇[22]的方法，设定模型如下：

Mit=α0+α1TSit+αXit+λi+μt+εit

(2)

其中，Mit为机制变量，其余变量与(1)式一致，不再赘述。α1是机制变量对旅游发展的回归系数，若α1通过了显著性检验，说明旅游发展对机制变量有显著影响。

(二)变量说明

1.被解释变量

经济增长水平(PGDP)：参考既有文献的做法[23]，选取各县人均实际GDP来度量县域经济增长水平，并以各县实际GDP作为替代指标进行稳健性检验。

2.核心解释变量

旅游发展水平(TS)：借鉴张大鹏和陈池波(2020)[24]的做法，使用旅游专业化，即旅游总收入占GDP的比重来衡量旅游发展水平。此外，本文在稳健性检验部分还使用人均旅游收入(PTI)替代旅游发展水平进行回归。

3.工具变量

旅游资源吸引力(RES)：借鉴潘秋玲等(2021)[25]的思路，使用各县A级至5A级景区数量，依据国家标准《旅游景区质量等级的划分与评定》(GB/T17775-2003)，以各等级景区需达到的最低分值作为其权重，加权求和后得到各县旅游资源吸引力。

4.机制变量

第一，城乡居民消费(PCU)。参考陈银娥和张德伟(2018)[26]的研究，用全体居民人均生活消费支出来表示城乡居民消费水平。第二，产业结构升级(UIS)。按照麻学峰(2010)[20]的思路，构造产业结构升级系数：UIS=I1+2I2+3I3(I1、I2、I3分别表示第一、二、三产业增加值占 GDP 的比重)。

5.控制变量

在数据可得的基础上，参考相关文献[27][28]，本文还控制了：人口密度(POP)，反映县域人口规模状况；市场规模(PCOE)，反映县域零售市场规模状况；城市化水平(URB)，刻画城市发展水平对经济增长的影响；第二产业占比(SEC)，反映县域工业化程度；固定资产投资(INV)，衡量投资对经济增长的影响；财政支出(FIS)，衡量地方政府对经济的干预程度。控制变量的取值情况见表1。

表1 变量描述性统计

(三)研究区概况与数据来源

湖南省南接闽粤，西接巴蜀，坐拥长江经济带中心位置，在我国中部地区扮演着重要角色。县域经济占据湖南省经济总量的半壁江山，同时，县域也集中了湖南省大部分优势旅游资源。因此以湖南省县域为实证分析的样本具有较强的现实意义。截止到 2023 年2月，湖南省共下辖36个市辖区、19个县级市、60个县、7个自治县，合计122个县级区划。鉴于市辖区的产业结构和经济密度与县或县级市有很大不同，故在剔除市辖区和数据缺失严重的县(市)后，本文构建了2013—2021年湖南省82个县(为方便表述简称为“县”，下同)的平衡面板数据。研究所用数据来源于《湖南省统计年鉴》《中国县域统计年鉴》、各县国民经济与社会发展统计公报、各县政府工作报告以及湖南省文化和旅游厅官网，少数缺失数据通过线性插值法进行填补。所有名义变量均以2013年为基期，借助价格指数进行平减，实证分析中对部分变量取自然对数处理。主要变量的描述性统计结果如表 1所示。

四、实证结果与分析

(一)基准回归结果

表2报告了基于式(1)的回归结果。第(1)列中只加入了核心解释变量，结果显示，旅游发展对县域经济增长的影响显著为正。第(2)列到第(7)列逐步加入控制变量，结果依然显著，表明旅游发展能显著促进湖南省县域经济增长，即假说1成立。控制变量中，人口密度、固定资产投资和财政支出对县域经济增长有负向影响。可能的原因是高人口密度导致人均资源占有量低，就业和老龄化问题突出，固定资产投资过热造成信贷扩张、赤字增加、产能过剩，而政府的过度干预限制了市场创新和活力，从而对县域经济造成不利影响。

表2 基准回归结果

(二)稳健性检验

1.内生性处理

考虑到旅游发展和地区经济增长之间可能存在双向因果关系，参考王松茂等(2020)[21]的研究，本文构建旅游资源吸引力作为工具变量，采用两阶段最小二乘法(2SLS)进行估计。理由有二：第一，旅游资源是旅游发展的前提，是旅游业的基础，满足相关性假定；第二，旅游资源是自然界和社会中客观存在的物质资源，其对地区经济增长的影响，也是通过人为的旅游开发起作用，满足外生性假定。工具变量检验结果如表3第(1)(2)列所示，在第一阶段回归中，旅游资源吸引力的系数在1%的水平上显著为正，说明旅游发展跟工具变量正相关。在第二阶段回归中，旅游发展的系数显著为正，Kleibergen-Paap rk LM统计量在1%的水平上强烈拒绝工具变量识别不足的原假设，Kleibergen-Paap rk Wald F统计量大于Stock-Yogo检验10%水平上的临界值16.38，拒绝弱工具变量的原假设，说明本文构建的工具变量合理有效。回归结果显示，在考虑了内生性问题后，旅游发展促进县域经济增长的结论依然成立。

表3 稳健性检验

2.其他稳健性检验

首先，剔除县级市。考虑到县级市在经济总量、人口规模等方面与其他县存在较大差别，本文将样本中的县级市剔除后进行回归，结果如表3第(3)列所示，核心解释变量的系数与显著性和基准回归的结论基本一致。其次，调整样本期。2020年新冠疫情暴发使全球旅游业和地方经济遭受重创，为避免其对实证结果产生干扰，本文剔除了2020年和2021年的数据后再进行回归，表3第(4)列的结果表明，旅游发展对县域经济增长的促进作用依旧成立。最后，替换变量。分别用各县实际GDP作为经济增长的替代变量，用人均旅游收入作为旅游发展的替代变量，重新进行回归。从表3后两列的结果来看，核心解释变量均在1%的水平上显著为正，说明本文的研究结论是可靠的。

(三)机制检验

表4第(1)(2)列汇报了县乡居民消费这一机制的检验结果。结果显示，不管是否加入控制变量，TS的估计系数都显著为正，说明发展旅游业能够有效激活城乡居民消费。现实来看，湖南是劳动力输出大省，尤其是县域大量劳动力在外务工，极大影响到县域的消费需求。发展县域旅游，一方面促使外出劳动力的返乡就业，扩大县域内需，使人口大省的人口优势得到发挥，县域消费需求得以增长；另一方面，开拓县乡下沉市场，通过完善消费政策、优化消费环境，充分释放城乡居民消费潜力，为县域经济增长提供强劲动力。

产业结构升级这一影响机制的检验结果如表4后2列所示。估计结果表明，加入控制变量后，旅游发展显著推动了县域产业结构升级。作为农业大省，优化产业结构一直是湖南县域经济发展的重要任务。近年来，湖南省各县通过实施“旅游+”战略，推动农业、工业、服务业与旅游业互通互融，培育旅游新业态。这既为旅游业自身发展拓展了空间，也为带动其他产业发展提供了巨大动能。例如宁乡市利用“旅游+”，跨界融合文化、康养、农业、工业等，打造了炭河古城、关山古镇、灰汤温泉等一批精品景区，实现从旅游资源大市向旅游经济强市的转变。

综上所述，旅游发展促进县域经济增长的两条路径均得以验证，假说2成立。

(四)异质性分析

1.区域异质性

根据湖南省对全面建设小康社会的区域划分，本文按各县归属的区域将全样本划分为长株潭地区、洞庭湖地区、湘南地区和大湘西地区四个子样本②，以比较旅游发展对四大地区经济增长影响的差异性。表5第(1)列至第(4)列汇报了区域异质性的回归结果。除洞庭湖地区外，旅游发展对其他三大地区的经济增长均有显著的促进作用，但作用强度存在差异，对长株潭地区作用最大，湘南地区次之，大湘西地区最小。原因可能是：长株潭地区是湖南文化旅游中心，也是我国中部地区重要的旅游集散地，区位和资源优势使旅游业对该地区的经济社会发展起到了锦上添花的作用。洞庭湖地区未通过显著性检验，可能是因为该地区对湖湘文化资源挖掘利用不足，旅游宣传投入少，旅游发展一直不温不火，因而对经济的贡献也有限。

表5 异质性分析

2.经济发展水平异质性

根据2014年国务院扶贫办确定的全国832个贫困县名单，将82个样本县划分为脱贫县和非贫困县两组，分别考察旅游发展对县域经济增长的影响。如表5后两列所示，旅游发展显著促进了脱贫县和非贫困县的经济增长，但对非贫困县的作用效果更大。一个合理的解释是：脱贫县由于区位、交通、人才、基础设施等问题，旅游发展受到制约，旅游减贫效率未达到最优化，一定程度上削弱了旅游业对地方经济的带动能力。而相较于脱贫县，非贫困县发展旅游业的客观条件更好，对于促进地方经济发展的作用也更明显。

(五)空间效应

为了进一步探索旅游发展的空间溢出效应，本文采用空间计量进行考察。首先，构建空间权重矩阵。为避免采用单一权重矩阵所产生的偶然性结果，本文设定三种常见的空间权重矩阵：(1)以两县地理位置相邻赋值为1，不相邻赋值为0构建邻接矩阵；(2)以两县地理距离的倒数构建反距离矩阵；(3)以两县人均实际GDP之差的绝对值的倒数构建经济距离矩阵。其次，运用全局莫兰指数Moran′s I分别对旅游发展水平和经济增长水平进行空间自相关检验。Moran′s I的取值范围为[-1，1]，正值表示空间正相关，负值表示空间负相关，0表示不存在空间自相关性。如表6所示，研究期内经济增长的 Moran′s I指数均通过了1%的显著性检验且为正值，而旅游发展的Moran′s I指数除2017年之外也都显著为正，说明核心解释变量和被解释变量均存在空间自相关。然后，依次进行 LM 检验和 LR 检验，同时考虑到随机效应的假定条件过于严格，最终确定采用双向固定效应的空间杜宾模型(SDM)来检验旅游发展对县域经济增长的溢出效应，模型设定如下：

表6 旅游发展和经济增长的全局莫兰指数

lnPGDPit=β0+ρWlnPGDPit+β1TSit+φWTSit+βXit+ηWXit+λi+μt+εit

(3)

其中，W为空间权重矩阵，WlnPGDPit、WTSit、WXit分别为经济增长、旅游发展和控制变量的空间滞后项，ρ、φ、η为对应的空间回归系数。

表7汇报了三种空间权重矩阵下的回归结果。可以看出，TS、W×TS的估计系数均显著为正，说明旅游发展存在空间正外部性。进一步采用偏微分方法将估计结果进行分解，如表7所示，不同空间权重矩阵下，旅游发展的直接效应、间接效应及总效应均为正且通过了显著性检验，表明发展旅游业不但能够促进本地区的经济增长，还能够打破空间束缚，对周边县域产生辐射与带动效应，进而推动区域经济的整体繁荣。假说3得以验证。

表7 空间溢出效应检验结果

五、结论与建议

郡县治则天下安，县域富则国家强。县域作为我国经济发展、社会治理、城乡统筹的基本单元，在国民经济发展中发挥着重要的作用。在疫情防控常态化和“以国民经济内循环为主体”的发展格局下，旅游业成为县域经济发展新的增长点。在此背景下，本文以2013—2021年湖南省82个县的面板数据为样本，运用双向固定效应模型和空间杜宾模型实证分析了旅游发展对县域经济增长的影响机制和空间效应，得出如下结论：旅游发展能够显著促进县域经济增长，拉动城乡居民消费和促进产业结构升级是其影响机制。异质性分析表明，旅游发展能显著促进长株潭地区、湘南地区和大湘西地区的经济增长，但对洞庭湖地区未产生显著影响；对脱贫县和非贫困县的经济增长均有显著的正向影响，但对非贫困县的作用效果更为明显。进一步空间效应检验发现，旅游发展具有正向空间溢出效应，在促进本地经济增长的同时，也带动了邻近县域的经济发展。此外，为确保研究结论稳健可靠，避免双向因果等问题所造成的内生性偏差，本文进一步采用工具变量法进行检验和处理，并通过剔除县级市、调整样本期、替换被解释变量和核心解释变量等方法来排除实证结果的偶然性，所有稳健性检验均支持了本文的研究结论。

基于上述分析，本文提出如下几点建议：第一，深刻认识旅游业在县域经济社会发展中的战略地位，坚持以“两山”理念为指引，以文旅融合为核心，努力把县乡的生态优势转化为旅游优势、把文化软实力转化为经济硬实力。第二，加大旅游基础设施的建设，特别是对旅游资源丰富的脱贫县域予以政策倾斜，完善县城和景区的公共服务设施，提升县域旅游综合承载力。第三，充分发挥旅游业的“推-拉”效应，夯实消费基础，优化消费环境，使旅游消费市场下沉至县城和乡镇，激发县域经济活力。大力推进“旅游+特色产业”融合发展，培育旅游新业态、新场景、新模式，加快推动县域产业结构转型升级，以做兴、做强、做优产业，增强经济发展后劲。第四，科学评估县域旅游资源和其它要素的本地特色和市场潜能，从区域旅游产品的整体性出发，在全省旅游发展蓝图中，找到自己的定位，实行错位发展，打造各具特色的县域旅游发展典范。利用旅游业的空间溢出效应，积极探索跨区域发展模式，通过道路互动、线路共推、标准共享、市场共建等方式深化县域合作，形成区域性旅游发展合力。

【注 释】

①数据来源：清华大学社会科学学院县域治理研究中心发布的《欠发达县域数字化就业价值研究报告》(2022年)。

②2013年，湖南省委、省政府出台《关于分类指导加快推进全面建成小康社会的意见》(湘发〔2013〕6号)，将全省划分为长株潭地区(长沙、株洲、湘潭)、洞庭湖地区(岳阳、常德、益阳)、湘南地区(衡阳、郴州、永州)、大湘西地区(湘西州、怀化、张家界、邵阳、娄底)四大板块。