旅游发展对经济增长的门槛效应研究
——基于中国省际面板数据

冯志成 李柏槐

（四川大学 旅游学院，四川 成都610000）

一、引 言

作为经济增长的三驾马车之一，消费在我国经济增长中的作用越来越突出，而作为消费的重要组成部分，旅游在经济社会发展中的地位也越来越重要。 2018年，我国旅游总收入高达5.97 万亿元，在GDP 的占比也达到了6.64%，旅游发展对我国经济增长的贡献不言而喻。 而且，旅游业作为一种关联性强的产业，遍及食、住、行、游、娱、购等多个方面，其不仅直接对经济增长产生影响，还会通过相关产业对经济增长产生影响。 随着我国旅游业的不断发展，旅游发展对经济增长的影响将越来越大，正是基于这样的背景，旅游发展对经济增长影响的探讨在学界也越来越多。

目前，TLGH 假说，即“旅游导向型经济增长假说”在国内得到了比较多的认同，这一点在国内各级政府出台的旅游业发展规划中可见一斑，如国务院出台的《“十三五”旅游业发展规划》明确指出，在“十三五”期间要实现旅游业对国民经济的综合贡献度达到12%的目标。 不过，与理论假说探讨和实践活动形成鲜明对比的是，在国内，关于旅游产业经济现象的实证检验却严重地滞后于理论探讨和实践活动。 而且，在现有的对旅游发展与经济增长关系的实证研究中，绝大多数的学者都是采用线性研究的方法。 然而，像旅游产业这种先天产业融合度高、关联部门众多的产业，其发展对经济增长的影响明显不应该局限于线性研究的范畴，而在现有的文献中，用非线性的方法来研究旅游发展对经济增长影响的学者还相对比较少。

所以，出于对使用线性方法来研究旅游发展对经济影响的反思，本文借鉴Hansen（1999）、Chang（2012）和赵磊等（2013）的研究思路，使用门槛回归作为非线性计量方法，基于中国省际面板数据，通过建立面板门槛回归模型和构建不同的门槛变量，来实证分析旅游发展对经济增长的非线性影响，探讨了在在不同发展阶段，旅游发展对经济增长影响的作用机制。

二、文献综述

旅游发展和经济增长的关系一直是学界关心的热点话题。 学界对该话题的研究众多，观点也不少，我们可以把旅游发展对经济增长影响的观点大致分为促进论、抑制论和环境决定论三类。 下面笔者就以这三类观点进行文献综述。

持有促进论观点的学者认为旅游发展对经济增长具有显著的促进作用（TLGH 假说），目前国内持该观点的学者占多数，国外学者Pablo-Romero M P（2013）在对国外关于该主题的评述中也有类似结论，在其综述的87 篇国外文献中有63%的文献支持TLGH 假说。促进论的研究认为旅游发展对经济增长影响的具体表现在增加外汇收入外汇、促进国内就业、增加政府税收、拉动投资以及刺激消费等方面。McKinnon （1966）最早提出“旅游创汇假说”，随后被众多学者进行了实证分析所证实，戴魁早（2010）、刘桂玉（2008）等用不同时期桂林市的面板数据做实证分析，均得出地方旅游发展能够有效促进地区经济增长的结论。李其原（2014）基于四川省1995-2010年的面板数据，运用协方差分析模型，得出“旅游外汇收入每增加1 亿元，地区生产总值将增加224.42 亿元”的结论。 郭沙（2016）使用Panel-Data 模型对我国30 个省区旅游消费对经济增长的影响进行分析发现，旅游消费对地区经济增长具有较为显著的拉动作用。 除了宏观层面，微观层面的研究也有证实TLGH 假说的，张华杰（2019）通过研究旅游景区商品的流通性，发现旅游景区商品的快速流通能够为景区周边地区经济发展带来的积极影响。 冯志成（2020）通过研究成都市近30年来旅游外汇收入与经济增长的关系，发现旅游外汇收入与经济增长存在长期的稳定协整关系。 旅游发展对增加地区就业的促进作用也得到了学者的广泛认同。 左冰（2002）利用投入产出法，对我国的旅游就业人数进行测算，得出我国综合旅游就业乘数为1.69 的结论。柳思维（2008）等使用弹性和协整检验两者相结合的研究方法，以湘鄂渝黔边区为研究对象，发现旅游发展和旅游就业之间存在长期协整关系，同时测算出旅游的就业弹性系数为0.52。 王建喜（2010）以南京为案例地，通过研究乡村旅游对当地农民的影响，发现乡村旅游对农村就业结果的升级有一定的促进作用。 何颖怡等（2013）使用就业弹性系数和旅游人次作为观察指标，对张家界的旅游就业层次进行了分析，发现旅游规模与地区旅游就业层次之间存在明显的相关性。 此外，葛夕良（2008）、王如东（2009）和杨建春（2010）分别在旅游发展对增加政府税收、拉动投资和刺激消费方面等方面做了研究。

促进论在不断发展的同时，抑制论的声音也不可忽视。 持抑制论的学者认为旅游发展对经济增长有比较多的负面影响，主要表现在去工业化（De-industrialization）、“荷兰病”效应和负向溢出效应等三方面。 Copeland（1991）认为旅游业的发展可以改善地方的贸易条件，但资源配置的资本缩减过程实际上会导致汇率上升，最终使得旅游目的地在实现短期的市场繁荣之后却出现长期经济增长潜力下降的情况。 左冰（2015）以我国桂林市为研究对象，用VAR 方法实证分析之后也得出了“在不受干预的条件下,旅游业的扩张会挤出目的地工业投资资本”的结论。 “荷兰病”效应的观点跟“去工业化”的观点有异曲同工之妙，最早由Chao（2006）提出，他认为旅游业的发展可能会在中短期增加目的地居民的福利，但是随着游客的涌入会抬高当地的物价水平，从而使得长期目的地居民福利下降，变相影响了当地经济的长期发展。 国内学者韩春鲜（2009）、韩琼慧（2011）、马仁锋（2015）和吴杨（2016）等人对我国新疆维吾尔族自治区、四川省凉山州、浙江省和上海等地区进行了实地调查研究，发现这些地区确实存在"荷兰病"效应。负溢出效应的主要观点是旅游发展会阻碍当地的技术进步和造成资本挤出。 饶品样（2012）、肖明（2014）和毛润泽（2014）等学者也是持该观点，他们认为技术进步对经济增长贡献率极低，有些时候甚至会阻碍经济增长。 毛艳华等（2016）通过研究“自由行”对澳门旅游业的影响，发现“自由行”政策对澳门旅游经济的影响被高估。

近年来，随着实证研究的深入，一些学者发现由于不同地区的先天禀赋差异较大，还有地区发展也受到不同的社会因素影响，因此旅游发展对经济增长的影响并不能一概而论，而要结合当地的实际情况，客观看待旅游发展在当地经济增长中所扮演的角色，于是形成了第三类观点——环境决定论。 杨勇（2007）用我国的旅游外汇收入数据和经济增长数据进行了两者的实证分析，旅游外汇收入对经济增长的影响在不同的省份之间存在很大差异，他认为旅游促进经济增长的问题要结合各地实际情况进一步商榷。 张丽峰等（2009）的研究发现，我国城镇居民旅游消费对经济增长的作用于农村居民旅游消费对经济增长的作用存在明显差异。 邓祝仁（2010）认为要客观看待旅游在促进财政收入和经济增长中的作用，不能死扣旅游的贡献率。 田盛圭等（2010）通过分析我国三大都市经济圈的旅游经济增长影响因素发现，由于旅游禀赋的差异，不同经济圈的旅游经济增长影响因素存在较大差异。 高维忠（2016）的研究发现，不同地区的旅游经济增长与当地的城市化水平存在较强的相关性。 杨天英等（2017）的研究发现，旅游自然资源对旅游经济增长的影响是最明显的，而由于不同地区旅游自然资源存在明显差异，不同地区旅游自然资源对旅游经济增长的影响也存在显著差异。

综上所述，旅游发展对经济增长的影响学界并没有统一的定论，但目前学者比较多的支持TLGH 假说。 本文也从TLGH 假说出发，用非线性研究的方法探究旅游发展对经济增长的影响，突破传统线性研究的局限。 虽然目前国内也有少量的非线性研究文献，但多为简单的分组检验和使用TAR（Threshold Auto regression）门槛自回归方法。 与之不同的是，本文引入Hansen（1999）面板门槛回归模型，用门槛检验的方法估计出门槛值，内生地划分样本区制（regime），从而研究旅游发展与经济增长之间的非线性门槛特征。

三、作用原理与研究假设

旅游产业是涵盖行、住、食、游、购、娱等的综合性大产业，因此，旅游发展对经济增长的作用机制也是受多因素制约的。

收入是消费的前提和基础，其中，衡量居民收入情况的一个重要指标就是人均可支配收入。 保罗·萨缪尔森（2012）在其书中提到人均可支配收入通常被认为是消费开支的最重要的决定性因素，是衡量一国生活水平变化情况的常用指标。 人均可支配收入的变化会直接影响人们的出行意愿和旅游途中的消费能力，而旅游产业的发展又与人们的出行意愿和消费能力密切相关。 不同的旅游产业的规模和发展水又对经济增长的影响是不一样的。

因此，本文提出假设H1：旅游发展对经济增长的影响受到人均可支配收入的制约。

城市化水平是衡量一个城市发展情况的重要指标。 城市化水平的提升不仅意味着城市人口的增加，更意味着城市相关基础设施，如交通、医疗、水电、住宿等的完善。 这些基础设施的完善将对旅游发展产生重要的影响。 同时，城市化的发展会提升城市的经济、文化等发展水平，也会在一定程度上提升城市形象和城市知名度，这会为为城市旅游发展增添新的活力。 反之，若城市化水平偏低，城市知名度和吸引力可能会受之影响，从而影响旅游发展，也由之影响到旅游对经济增长的作用。

鉴于以上论述，本文提出第二个假设H2：旅游发展对经济增长的影响受城市化水平的影响。

旅游是一个劳动力密集型的产业，旅游发展水平与劳动力素质息息相关。 作为现代服务业的重要组成部分，旅游发展对劳动力素质的要求越来越高，高素质的劳动力成为旅游业快速发展的必要条件之一。 旅游业的接待特点具有高接触性的特征，旅游从业人员在与游客的接触中会影响客人的满意度，毫无疑问，高素质的劳动力会对提高游客的满意度，从而提升旅游业的发展水平，而旅游业发展水平的变化会影响到其在经济增长中的作用。

因此，本文提出第三个假设H3：旅游发展对经济增长的影响受劳动力素质的制约。

四、研究设计

（一）门槛模型的建构

为了验证假设H1-H3，本文借鉴Hansen（1999）文中所提的门槛面板回归模型，引入相关的门槛变量和控制变量，构建旅游发展和经济增长的多重门槛回归模型。

模型1，以人均可支配收入作为门槛变量：

模型2，以城市化水平作为门槛变量：

模型3，以劳动力素质作为门槛变量：

其中，qit 为门槛变量，分别代表人均可支配收入pcdi、城市化水平urb、劳动力素质lab，γ1、γ1、…γn为n+1个门槛区制下的门槛值，β1、β2、…βn+1为不同门槛区制下的估计系数；Ⅰ（·）为示性函数，当门槛变量满足条件时，该示性函数为1，否则为0；tourit为为门槛依赖变量；Xit为一组控制变量；εit～iid（0，δ2）为随机扰动项。

使用Hansen（1999）所提的“格栅搜索法”先找出候选门槛γi，使用0.0025 的格栅化水平对候选门槛值范围进行格栅化处理。 最终得到模型残差平方和最小值S1（γ）所对应的门槛值γi 作为真实门槛值γ^。

（二）门槛效应检验

门槛效应检验通常为两步走。

第一，门槛效应的显著性检验。 这是为了检验门槛值是否存在，也即看回归结果中的β1与β2是否有显著差异。对回归模型施加约束条件β1=β2，跟着进行Wald 检验。若Wald 检验的统计量置信概率小于0.05，则拒绝原假设，表明β1与β2存在显著差异，也即门槛效应显著。 反之，门槛效应不显著。

第二，门槛值检验。 即检验门槛估计值是否等于其真实值。 原假设为H0：γ=γ0,借鉴Hansen（1996）的方法，用极大似然估计量来检验门槛值，建构LR 统计量：

其中，S1（γ）是在原假设H0下做参数估计得到的残差平方和为原假设H0下做参数估计得到的残差方差。 当时，拒绝原假设H0，LR 统计量的临界值为7.3523。

（三）数据来源和数据处理

本文实证分析使用的样本数据覆盖2009-2018年中国大陆31 个省（自治区、直辖市），共获得310 个研宄样本。 相关研宄数据整理自2010-2019年的《中国旅游统计年鉴》、各省（自治区、直辖市）的《统计年鉴》、各省（自治区、直辖市）的《国民经济和社会发展统计公报》。

因为统计单位的不同很可能造成数据的剧烈波动，从而形成的异方差。 为了使时间序列平稳，对相应变量做了自然对数处理（变量是比重的数据除外）。 同时，对以美元为单位的统计数据，参考当年中国人民银行公布的中美平均汇率，统一换算为人民币，保留小数点后两位。 另外，为了消除价格因素的影响，对所有计价数据以2009年为基期（2009年=100），采用当年的GDP 平减指数对相应的数据进行平减。

（四）变量说明

1. 被解释变量

经济增长（lngdp）：用各省（自治区、直辖市）的GDP 以2009年为基期平减后取对数表示。

2. 解释变量

旅游发展（tour）：借鉴Fayissa （2011）和赵磊（2013）等的做法，采用旅游专业化（tourism specialization），也就是当地旅游发展总收入与当地GDP 的比来作为旅游发展的代理变量。

3. 控制变量

（1）外贸依存度（ftd）。 外贸依存度是衡量一个国家或地区对外经济开放水平的主要指标。 自从加入WTO之后，中国的外贸依存度一直较高，虽然中国经济加入“新常态”后外贸依存度有所回调，但2018年中国的外贸依存度仍然高达33.7%，依旧是经济增长的重要来源。因此，在考虑对经济增长的影响因素时，对外依存度作为控制变量之一是合理的。在衡量指标方面，本文采用进出口总额占GDP 的比重来衡量。进出口总额数据来源于《中国统计年鉴》，用央行公布的当年人民币兑美元平均汇率统一换算成人民币计算。

（2）社会投资（si）。作为拉动经济增长的三驾马车之一，投资对经济增长的影响是不可忽视的。投资通过流入生产部门，扩大产品供给，从而最终实现经济规模的扩张。 本文用《中国统计年鉴》公布的历年全社会固定资产投资作为代理变量。

（3）消费（cons）。 消费也是拉动我国经济增长的三大马车之一，尤其是2008年国际金融危机爆发之后，我国政府就开始着力提振国内消费以保持经济的平稳运行，消费的作业自然是不容小觑的。 本文以社会零售品消费总额作为代理变量，数据来源于《中国统计年鉴》。

（4）政府规模（gov）。 本文采用政府财政支出占GDP 的比重来来作为政府规模代理变量，相关数据来源于《中国统计年鉴》，该指标表示的是政府对经济活动的干预程度。 通常当经济过热时政府会缩减财政支出以给经济降温。 而当经济下行压力大时，政府通常会增长财政支出以刺激经济增长。

（5）人口规模（pop）。 人类之所以能够一代代地持续着，就在于人类自身的繁衍生息活动，就在于人类周而复始地生产出人类自己。 恩格斯把人类的这种活动称之为社会的第二种再生产，它与第一种再生产（物质再生产）之间的关系是相互平行和相互制约。 物质再生产过程是人口再生产过程的物质基础，而人口是人类社会活动的主体，人口再生产过程反过来为物质再生产程的提供前提和条件。 因此，在经济增长中，人口规模也是重要的影响因素。 本文把年末人口总量作为人口规模的代理变量，数据来源自《中国统计年鉴》。

4. 门槛变量

（1）人均可支配收入（pcdi）。 它通常被认为是消费开支的最重要的决定性因素，对影响旅游发展的水平和规模。 数据来源于各省（自治区、直辖市）的《国民经济和社会发展统计公报》。

（2）城市化水平（urb）。伴随城市化变化的是相关的基础设施，而这些基础设施的变化会对旅游发展产生重要影响，基础设施的完善与否会直接影响旅游目的地的接待能力和吸引力，进而影响旅游发展，最终影响经济增长。 本文使用城市化率作为代理变量，即城市人口占总人口的比重，数据来源于《中国统计年鉴》。

（3）劳动力素质（lab）。劳动力素质高低会直接影响产出效率。当然，劳动力素质的衡量涉及多个维度，目前也没有形成一个公认的指标。 通常来说， 受过高等教育的劳动力才对经济增长的效率产生显著促进作用（Vandenbussche 等，2006；朱承亮等，2011）。参考前人研究，本文使用每万人在校大学生人数作为劳动力素质的代理变量，数据来自《中国统计年鉴》。

五、实证分析

（一）门槛效应检验

根据Hansen（1999）门槛回归的基本思路，首先进行门槛效应检验用以确定门槛类型。 本文用stata 分析软件，采用自抽样（Bootstrap）方法，重复抽样300 次，获得相应门槛假设下的F 值和P 值。 具体结果参见表1。

如表1 所示，当以人均可支配收入作为门槛变量时，单一门槛和双重门槛分别通过了5%和10%的显著性水平检验，而三重门槛效应不显著。 当以城市化水平作为门槛变量时，单一门槛和双重门槛分别也通过了1%和10%的显著性水平检验，同时，三重门槛效应不显著。当以劳动力素质作为门槛变量时，仅通过了单一门槛5%的显著性水平检验， 双重门槛和三重门槛的门槛效应不显著。 后文将基于双重门槛模型（人均可支配收入、城市化水平）和单一门槛模型（劳动力素质）来进行门槛特征分析。

表1 门槛效应检验结果

表2 各门槛变量的门槛估计值及其置信区间

图1 人均可支配收入双门槛识别图

图2 城市化水平双重门槛识别图

图3 劳动力素质单一门槛识别图

综上，人均可支配收入、城市化水平和劳动力素质三个门槛变量的门槛效应均在不同显著性水平显著，也即存在非线性关系，故本文所提的H1-H3 三个假设均成立。 由此推断， 在上述三个门槛变量的影响条件下， 我国的旅游发展与经济增长之间是存在非线性关系的。 所以，我国旅游发展对经济增长的影响受上述三个门槛变量所制约。

（二）门槛值检验

下面， 我们采用人均可支配收入、城市化水平和劳动力素质分别作为门槛变量， 分别对各门槛模型的门槛值进行识别。 用最小二乘的LR 统计量（似然比统计量）对门槛进行识别，利用LR 统计量建构出γ的置信区间，具体结果如表2 所示。表2 中分别列出人均可支配收入双重门槛估计值为9.476 和10.047；城市化水平双重门槛估计值为0.480和0.580；劳动力素质单一门槛值为4.969。

借助各门槛变量的似然比函数图， 我们可以更为清晰地看到各门槛值的估计和置信区间的构造过程。 各图中的虚线代表似然比统计量的临界值。 图1 为人均可支配收入作为门槛变量时的双重门槛识别图；图2 为城市化水平作为门槛变量时的双重门槛识别图；图3 为劳动力素质作为门槛变量时的单一门槛识别图。

表3 门槛回归结果对比表

（三）实证结果分析

从表3 的对比分析中我们可以看到，以人均可支配收入作为模型估计的门槛变量时，我国旅游发展对经济增长影响呈现出基于人均可支配收入的显著正向双重门槛特征。 人均可支配收入双重门槛估计值将样本分为三个区制，旅游发展估计系数在每个区制内显著为正，且在低、中、高区制分别在5%、1%和1%水平上显著，这就说明旅游发展对经济增长存在显著促进作用。 另外，三个区制内旅游发展估计系数分别为0.0279、0.0698 和0.0493，旅游发展对经济增长的影响效呈现倒“V”型结构，当人均可支配收入跨越第一道门槛时，旅游发展对经济增长的促进作用明显增强。 当人均可支配收入跨越第二道门槛时，旅游发展对经济增长的促进作用有所放缓。 究其原因很可能是随着地区经济的发展，当地经济增长的驱动力可能会变得多元化，尤其是在我国， 随着经济水平的发展，地方政府为了避免产业结构单一化，经常会出台相应的产业刺激政策以促进经济结构的改善，这样旅游产业对经济增长的贡献就会受限。

当以城市化水平作为模型估计的门槛变量时，我国旅游发展对经济增长影响呈现出基于城市化水平的双重门槛特征，在低区制和高区制具有显著促进作用，对应的估计系数分别为0.1702 和0.2662，在中区制为负向抑制作用但统计上并不显著。 这说明当城市化水平跨过第一道门槛尚未跨过第二道门槛时，旅游发展对经济增长影响基于城市化水平的作用是不确定的，这很可能是城市化加速过程中会出现各类“城市病”问题导致的，“城市病” 的存在很可能是旅游发展对经济增长的影响产生的不确定性。 但我们也注意到，当城市化水平跨越第二道门槛时，旅游发展对经济增长影响的系数显著为正且高于未跨过第一道门槛时的系数。 这说明随着城市化水平的不断提高，旅游基础设施等也会相应完善，此时，城市旅游吸引力会增强从而使得旅游发展对经济影响的正向作用扩大。

当以劳动力素质作为模型估计的门槛变量时，我国旅游发展对经济增长影响呈现出基于劳动力素质的单一门槛特征。当劳动力素质低于4.969 的门槛值时，旅游发展对经济增长影响基于劳动力素质的促进作用并不十分明显，但当跨越这一门槛值是，其促进作用变得非常显著。 这说明，劳动力素质要对经济增长产生影响需要一个积累过程，在前期，劳动力素质对经济增长的促进作用可能并不显著，但当地区劳动力素质整体提高时，旅游发展对经济影响基于劳动力素质的作用会显著增强。

六、研究结论与政策启示

在旅游发展对经济增长影响关系的实证计量研究中， 前人大多数都是基于线性假设的条件下开展研究。考虑到旅游部门是一个综合性的部门，其对经济增长影响的过程是复杂的，因此，从线性的角度去研究很可能与实际不符。 为了更好的研究旅游发展对经济增长的实际影响，本文使用2009-2018年中国大陆31 个省份的面板数据，借鉴Hansen 提出的非线性门槛模型回归方法，用不同的门槛变量构建相应的回归模型，实证分析了旅游发展对经济增长的影响关系。

研究表明，我国旅游发展对经济增长影响呈现出基于人均可支配收入的显著正向双重门槛特征，影响变化呈现倒“V”型结构；基于城市化水平呈现双重门槛特征，其影响系数在低区制和高区制为正，在中区制为负；基于劳动力素质呈现单一门槛特征，当跨越门槛值时，基于劳动力素质门槛的旅游发展对经济增长作用显著增强。

基于上述结论，本文建议政府在制定旅游发展的相关政策时应考虑如下内容。 第一，旅游发展政策要与省情相结合，要立足本省的实际情况，切实做到实事求是。 同时，要时刻关注本省经济相关影响因素的动态变化，政策要及时调整。 第二，人均可支配收入在不同的区制都能使旅游发展对经济增长具有正向促进作用，在中区制的促进作用更为明显。 因此，人均可支配收入尚未进入中区制的省份，如甘肃、宁夏等省份要加快经济发展步伐，努力提高人均可支配收入。 人均可支配收入在高区制的省份，要提高旅游发展质量，提高旅游专业化程度，稳定旅游发展对经济增长的贡献。 第三，城市化水平在中区制时，旅游发展对经济增长的作用变得不确定。在这区制的省份（如贵州、云南等）要做好城市化的规划工作，减少“城市病”的发生概率，同时努力使城市化水平迈过第二道门槛。 而对于城市化水平尚未迈过第一道门槛的省份（如西藏、甘肃等），则要加快城市化建设步伐，加快相关基础设施的建设。 第四，劳动力素质尚未跨过单一门槛值得省份（如青海、西藏等）则要加大对高素质人才的培育力度，加快省内职业教育和高等教育的发展步伐，加快让劳动力素质跨过单一门槛，从而使旅游发展对经济增长的促进作用增强。