趙 磊 ，方 成

(1. 上海財經大學 國際工商管理學院，上海200433; 2. 上海財經大學 金融學院，上海200433;3. 浙江財經學院 數學與統(tǒng)計學院，浙江 杭州310018)

一、引 言

旅游發(fā)展對經濟增長影響的非線性思維來自于Brau 等［1］(2007)的實證發(fā)現，主要觀點是指在不同經濟發(fā)展水平和旅游專業(yè)化水平的地區(qū)，上述影響效應并非線性，主要表現出一定的門檻特征。由是觀之，目的地經濟性特征儼然成為旅游發(fā)展對經濟影響效應變動特征的基本因素，根據上述約束條件追根溯源，在經濟增長理論中，基礎設施作為推動地區(qū)經濟增長的關鍵因素，一定程度上能夠綜合展現出目的地的經濟性特征。從更為客觀的角度上講，對此的判斷出于兩方面解釋，一方面，隨著中國基礎設施所實現的跨越式發(fā)展，其對經濟增長的溢出效應優(yōu)勢明顯，自從Aschauer［2］(1989)首次運用新古典經濟增長模型研究發(fā)現，基礎設施對經濟增長具有積極促進作用之后，圍繞基礎設施與經濟增長關系的研究文獻屢見不鮮;另一方面，基礎設施之于旅游發(fā)展的重要性早已不言而喻，早期研究主要是以交通基礎設施為主，此后，隨著旅游產業(yè)發(fā)展的不斷深化與產業(yè)屬性的逐步顯現，信息基礎設施與能源基礎設施在旅游發(fā)展中的作用逐漸引起人們重視。上述基本邏輯脈絡是，基礎設施通過短期塑造旅游目的地可達性與旅游客源流動性，從而在長期中獲得旅游產業(yè)競爭力(Hall，1999)［3］，更進一步，旅游產業(yè)依賴其產業(yè)融合內在本質與乘數效應外在表現，使得其對經濟增長的影響效應不容小覷。綜上可知，基礎設施在中國旅游發(fā)展對經濟增長影響過程中存在無法回避的本原性要義需要揭示。

旅游發(fā)展對經濟增長影響效應的非線性思維是指在不同經濟發(fā)展水平和旅游專業(yè)化水平的地區(qū)，上述影響效應表現出一定的門檻特征。由是觀之，目的地經濟性特征儼然成為旅游發(fā)展對經濟影響效應變動特征的基本因素，根據上述約束條件追根溯源，在經濟增長理論中，基礎設施作為推動地區(qū)經濟增長的關鍵因素，一定程度上能夠綜合展現出目的地的經濟性特征。從更為客觀的角度上講，對此的判斷出于兩方面解釋，一方面，隨著中國基礎設施所實現的跨越式發(fā)展，其對經濟增長的溢出效應優(yōu)勢明顯;另一方面，基礎設施之于旅游發(fā)展的重要性早已不言而喻，早期研究主要是以交通基礎設施為主，此后，隨著旅游產業(yè)發(fā)展的不斷深化與產業(yè)屬性的逐步顯現，信息基礎設施與能源基礎設施在旅游發(fā)展中的作用逐漸引起人們重視。上述基本邏輯脈絡是，基礎設施通過短期塑造旅游目的地可達性與旅游客源流動性，從而在長期中獲得旅游產業(yè)競爭力，更進一步，旅游產業(yè)依賴其產業(yè)融合內在本質與乘數效應外在表現，使得其對經濟增長的影響效應不容小覷。綜上可知，基礎設施在中國旅游發(fā)展對經濟增長影響過程中存在無法回避的本原性要義需要揭示。

事實上，雖然旅游發(fā)展對經濟增長具有積極影響這一結論性認識存在理論與實證方面的支持，但從部分實證檢驗結果來看，仍存在對此成立的質疑觀點，主要立論基礎是并不存在旅游發(fā)展對經濟增長積極影響的穩(wěn)定均衡關系(Katircioglu，2009;Jin，2011)［4－5］。這一爭議的出現，自然引申出旅游發(fā)展對經濟增長的溢出會受到外部約束因素影響，而在中國漸進市場化改革背景中，基礎設施的投資建設成為地區(qū)獲取經濟增長優(yōu)勢的主要途徑，同時鑒于基礎設施對于旅游發(fā)展的必要性，本文嘗試在立足于基礎設施的視角，就旅游發(fā)展對經濟增長溢出進行深入探討。之所以選擇基礎設施視角，除去理論層面的認知外，同時也考慮到經濟發(fā)展的現實。以交通基礎設施為例，改革開放之初，中國鐵路和公路里程分別只有5.17萬公里和89.02萬公里，截止2009年，全國鐵路和公路里程分別達到8.55萬公里和386.08萬公里，分別位居世界第三位和第二位，全國省區(qū)交通基礎設施密度之和由1999年的10.32上升到2009年的25.52，提高了約1.5倍。因此，在此情況下，如果不考慮基礎設施這一約束變量，顯然并不能客觀反映出旅游發(fā)展對經濟增長的影響過程，所以本文將旅游發(fā)展、基礎設施與經濟增長納入同一研究框架中進行分析。但迄今為止，既有文獻對于旅游發(fā)展影響經濟增長的考察，主要是在線性模型框架下展開，并沒有考慮到這一經濟現象發(fā)生過程中外部約束變量變化所導致的非線性特征，本文認為非線性面板模型能很好地描述經濟系統(tǒng)中的非線性現象，因而對現實經濟發(fā)生過程具有較強解釋力。

二、文獻綜述與理論分析

(一)旅游發(fā)展與基礎設施

1. 旅游發(fā)展與交通基礎設施。交通基礎設施在旅游發(fā)展中具有重要作用已形成基本共識(Gunn，1988;Inskeep，1991)［6－7］。Kaul(1985)［8］最早明確交通基礎設施對旅游發(fā)展的重要意義，指出交通基礎設施建設可以存進旅游吸引物的開發(fā)與游客數量的增加。交通基礎設施之于旅游發(fā)展的重要性邏脈絡構主要沿著兩個向度展開:理論分析與經驗考察。就前者而言，豐富的研究文獻鞏固了這一預設前提，該預設的意義在于，其作為本文研究內容的邏輯起點。交通基礎設施作為旅游發(fā)展的先決條件(Chew，1987)［9］，這一理論貢獻發(fā)跡于對旅游目的地規(guī)劃(Crouch 和Ritchie，1999)［10］、旅游系統(tǒng)組成(Murphy 等，2000)［11］、旅游需求影響(Witt 和Witt，1995)［12］、旅游流動性(Prideaux，2000)［13］與旅游產品設計(Smith，1994)［14］分析框架構建過程中。另有一些案例研究文獻特別指出，政府投資的交通基礎設施對于旅游目的地發(fā)展尤為重要(Kozak 和Rimmimgton，2000)［15］。在經驗考察部分，亦出現了對此問題更具說服力的研究文獻。主要實證檢驗內容聚焦于交通基礎設施在旅游流動性決定要素方面。比如，Eilat 和Einav(2004)［16］、Naudee 和Saayman(2005)［17］、Khadaroo 和Seetanah(2008)［18］等研究。國內學者王淑新等(2012)對中國西部地區(qū)旅游業(yè)全要素生產效率進行計量分析，發(fā)現旅游基礎設施投入(以等級公路密度水平表示)彈性系數高于資本和勞動投入系數，意味著以等級公路為主的旅游服務設計建設在促進西部地區(qū)旅游經濟發(fā)展中發(fā)揮著較為重要的作用［19］。

2. 旅游發(fā)展與信息基礎設施。自從上世紀80年代以來，技術進步與旅游發(fā)展融合共進，毫無疑問，信息通信技術(Information Communication Technologies，ICTs)對全球旅游業(yè)帶來革命性沖擊，不僅改變了旅游業(yè)發(fā)展的經營戰(zhàn)略與方式，同時也引發(fā)了外界對于旅游業(yè)性質的重新審視(Buhalis 和Law，2008)［20］。ICTs 對旅游發(fā)展的革命性影響主要表現在其對旅游供需方行為模式的改變。論前者，熟練知識型旅游者的逐漸涌現，借助ICTs 不僅有助于消除旅游過程中的風險與不確定性，在提高旅游產品體驗質量的同時增強了旅游滿意度(Fodness 和Murray，1997)［21］，更重要的是，減少了旅游者在旅游市場中所付出的旅游產品搜索成本，從而改變了旅游者的消費行為結構(Mills 和Law，2004)［22］。還有另外一點需注意，ICTs 提高了潛在旅游者的信息甄別能力，有效激發(fā)這一群體的出游動機，由此拓寬了旅游客源市場容量范圍(Buhalis，1998)［23］。言后者，ICTs 有益于旅游產品供給質量提升，主要影響途徑是:ICTs 通過形成以產品和服務差異化與成本管理為主導的業(yè)務變革力量，促進旅游企業(yè)經營戰(zhàn)略實施效率，從而增強旅游企業(yè)競爭優(yōu)勢(Buhalis 和O'Connor，2005)［24］。特別地，ICTs 尤其在旅游產品市場營銷、分銷、促銷以及供給主體經營協(xié)同方面發(fā)揮重要作用，這種由現實過程重塑所形成的范式轉變，改變了整個旅游產業(yè)發(fā)展結構(Buhalis 等，1997)［25］。

3. 旅游發(fā)展與能源基礎設施。通過文獻檢索，存在一個顯著的現象，即有關旅游發(fā)展與能源基礎設施的相關文獻主要集聚于國外，而國內對此并未有所涉及?？v觀國外文獻，一個普遍形成的共識是，旅游發(fā)展所產生的能源消費需求主要來自于旅游產品體驗過程中的交通(Macintosh 和Wallace，2009)［26］、住宿(Deng 和Burnett，2000)［27］、景區(qū)旅游活動(Becken 和Simmons，2002)［28］347以及其他輔助配套設施(Becken，2002)［29］。需要重申的是，交通是旅游發(fā)展能源消費需求的主要因素(Gossling，2002)［30］。從全球能源消費來看，世界能源消費85%主要是化石燃料(Biesiot 和Noorman)［31］，而作為世界經濟體中最重要的國際旅游業(yè)，其發(fā)展主要是依賴于對化石燃料的能源消費(Gossling 等，2005)［32］。毋庸置疑，能源消費已然貫穿于旅游發(fā)展整個過程。通過對國外旅游發(fā)展與能源消費相關文獻縷析發(fā)現，對此問題的研究主要側重點包括旅游目的地空間尺度(Nepal，2008)［33］;旅游發(fā)展能源消費模式，如酒店、旅游吸引物與參與性旅游活動(Becken 等，2001;Becken 和Simmons，2002)［34］［28］350;旅游者類型(Becken 等，2003)［35］以及出游方式選擇(Kelly 等，2007)［36］等方面。由此可見，旅游業(yè)實際上屬于能源密集型(energy-intensive)產業(yè)(Tamirisa等，1997;Neto，2003)［37－38］，所以旅游發(fā)展需要能源基礎設施建設支持。

(二)旅游發(fā)展、基礎設施與經濟增長

1. 基礎設施拓寬旅游產品消費空間?；A設施作為旅游流動的物理載體，是旅游發(fā)展的基本保證。主要含義包括以下三點:其一，就單純運輸功能而言，基礎設施對旅游發(fā)展的從屬服務功能具有先導性，通過實現旅游客源地與目的地對接來完成基本的旅游產品交易過程;其二，基礎設施降低了旅游產品供求雙方的搜尋成本，主要表現為旅游者對于旅游產品相關信息的搜尋成本以及旅游產品供給者對于旅游客源市場的搜尋成本;其三，從更深層次上考慮，以基礎設施為支撐建立的旅游客源流動網絡，有效地降低了旅游客源流動的時空與物質成本，如若反向思考，實際上是通過拓寬目的地旅游資源吸引力的覆蓋范圍，而有效地增大了旅游產品的運輸距離，從生產—消費系統(tǒng)看，基礎設施作為間接投入惠及旅游產品供求雙方。

2. 基礎設施提高旅游產品生產效率。在新經濟地理學框架內，基礎設施對旅游生產效率的影響機制主要分為兩方面:一方面，基礎設施會提高旅游產品生產要素(勞動力和其他資本)的產出率，例如，基礎設施所反映出的社會技術進步，顯著推動了旅游產品經營主體的知識創(chuàng)新、技術創(chuàng)新與服務創(chuàng)新，使得旅游產品生產更接近于其產品生產前沿面，由此導致旅游產品生產要素產出率的提高;另一方面，基礎設施促進旅游產業(yè)集聚效應，打破了新古典框架下完全競爭市場、規(guī)模報酬不變以及企業(yè)區(qū)位選擇決定因素的傳統(tǒng)假設，旅游產品生產規(guī)模報酬遞增實現了其價值增值，從而產生旅游產業(yè)集聚經濟現象，并通過投入共享、知識外溢以及本地市場效應等外部性收益提高旅游產品生產效率。

3. 基礎設施優(yōu)化旅游空間地域結構?；A設施不僅保留了傳統(tǒng)意義上以旅游資源為導向的旅游地域結構，同時由于基礎設施有力地提升了旅游客源流動性強度，“時空壓縮”作為主要動力機制，使得現代意義上的旅游產品區(qū)位選擇更接近于客源市場，例如，主題公園、節(jié)事會展、文娛演藝等。按照旅游學的基本觀點，從旅游資源不可移動性這一層面上理解，基礎設施內化于旅游產品附加值生成過程中，意味著許多依賴于特殊場所的旅游形式逐漸被具有高度的場所替代性和低成本的組織化旅游所替代，旅游者流動的時空路徑被重新組織，資本也從更大的規(guī)模經濟和更低的價格中受益，旅游發(fā)展的空間結構和經濟形勢因此不斷變化和調整(左冰，2010)［39］。除此之外，基礎設施所提供的負熵流注入旅游地域空間，極大地提高了旅游產品生產效能，旅游經營個體異質性所誘發(fā)的旅游經濟發(fā)展非均衡性通過旅游經濟增長點的集聚擴散功能，以要素流動為主要形式的產業(yè)梯度轉移以及經濟涓滴效應，可以實現旅游經濟發(fā)展的區(qū)域收斂。補充而言，基礎設施服務空間組織上的穩(wěn)定性與持續(xù)性導致旅游經濟活動在地域空間上形成了固定的形態(tài)或模式，如旅游經濟發(fā)展的地域“增長極”模式、“點—軸”模式、“核心—邊緣”模式等。

4. 基礎設施重塑旅游經濟空間形態(tài)?？臻g收斂與集聚是基礎設施對于旅游空間形態(tài)產生的基本效應，主要存在三種表現形式:第一，費用—空間收斂。基礎設施降低了旅游產品生產銷售成本，增強了旅游目的地旅游產品競爭能力，擴大了旅游目的地的產品市場服務范圍，伴隨出現的基本現象則是旅游區(qū)、旅游帶以及旅游圈等差異化旅游空間形態(tài)。第二，時間—空間收斂。正如前文所言，基礎設施帶來了旅游經濟發(fā)展的時空溢出，時空轉變優(yōu)勢激發(fā)了旅游經濟資本積累的積極主動性，旅游經濟的此種時空擴張過程，有助于旅游經營主體獲取相應的利潤率。第三，旅游—經濟收斂。進言之，這實際上是一種旅游經濟與宏觀經濟的雙重疊加收斂，旅游經濟收斂在前文中已相應論及，而宏觀經濟收斂也是由旅游經濟收斂經過旅游產業(yè)融合機制與相關產業(yè)之間的前后向關聯，結合基礎設施對區(qū)域經濟影響的服務網絡化效應，增強了異質性經濟個體的多元化空間活動能力，進而從廣度上加強了相互之間的聯系強度。

三、計量模型、變量與數據

(一)門檻回歸方法及模型設定

為了進一步檢驗中國旅游發(fā)展經濟增長溢出與基礎設施之間的非線性關系，本文采用門檻回歸方法進行實證研究。設單一門檻模型為:

其中，i 和t 分別表示地區(qū)和時期，qit為門檻變量，γ 為特定門檻值，I(qit≤γ)和I(qit＞γ)為示性函數，ui反映個體未觀測特征，εit～iid(0，σ2)為堆積擾動項。采用矩陣形式可表示為:

將所有的觀測值累積，則可將式(3)變化為矩陣形式:

對任一給定的γ，可通過OLS 估計式(4)得到β 的估計值:

相應殘差平方和為:

進一步地，采用逐步搜索法最小化S1(γ)來求得對應的門檻值:

門檻模型檢驗包括門檻效應的顯著性檢驗與門檻估計值的真實性檢驗。檢驗過程分別運用“自助抽樣法(Bootstrap)”構建漸進分布和似然比統(tǒng)計量LR。上述參數估計和假設檢驗都是針對單一門檻模型，若有兩個及以上門檻值，則重復上述步驟以搜尋第二個門檻值，此處不贅述。

本文參照Po 和Huang(2008)［40］5536、Chang 等(2009)［41］21的研究，同時借鑒Hansen(1999)［42］351門檻模型的設計思路，根據數據本身的特點來內生地劃分區(qū)間，構建中國旅游發(fā)展經濟增長溢出基于基礎設施的基準門檻回歸模型:

pgdp 為人均GDP，反映經濟增長水平;tum 為旅游專業(yè)化，反映旅游發(fā)展水平;Xit為其他影響經濟增長的控制變量，包括物質資本(k)、人力資本(hum)、產業(yè)結構(str)、政府支出(gov)、城市化率(urb)與對外開放(tra);ifs 為門檻變量基礎設施。

(二)變量說明

1. 經濟增長(pgdp)。用省際居民人均GDP 表示，并采用GDP 平減指數以1999年為基期進行折算得到實際值。

2. 旅游發(fā)展(tum)。遵循Adamou 和Clerides(2009)［43］、Fayissa 等(2011)［44］的做法，采用旅游專業(yè)化(tourism specialization)，即地區(qū)旅游發(fā)展總收入與GDP 之比，作為旅游發(fā)展的代理變量。

3. 基礎設施(ifs)。根據世界銀行關于基礎設施的定義，基礎設施涉及很多方面，如果只是選取單一指標來衡量一國的基礎設施水平顯然不合理。為了更為全面和準確地度量中國各地區(qū)基礎設施水平，借鑒Demurger(2001)［45］構建思路，考慮以下三個指標:一是交通基礎設施(tsprt)，包括三類:即鐵路里程、公路里程和內河航道里程，為了使各省份在不同年份的交通基礎設施存量上具有可比性，通過對這三類交通基礎設施進行加總，然后除以各省份的國土面積得到交通基礎設施密度，并以此來度量各地區(qū)的交通基礎設施水平;二是信息基礎設施(irmin)，采用郵電業(yè)務總量這一個比較綜合的指標來反映各地區(qū)的信息基礎設施存量;三是能源基礎設施(enegy)，采用各地區(qū)人均能源消費總量來度量。

由于上述三類度量基礎設施指標的單位不同，因此不能進行簡單加總，本文采用主成分分析方法對其進行加權，如此便可得到一個在整體意義上更為綜合反映各地區(qū)基礎設施建設水平的綜合指數，從而避免以往研究中可能存在的測量誤差。具體做法如下:首先對各地區(qū)三類基礎設施指標分別進行如下標準化處理:

其中，TSPRT、IRMIN 和ENEGY 分別表示經標準化后的交通基礎設施、信息基礎設施與能源基礎設施，xmin和xmax分別表示考察期內指標的最小值和最大值，然后根據主成分分析法來確定各變量的權重Wk(k=T，I，E)，從而得出最終的基礎設施綜合指數:

4. 控制變量。本文中控制變量X 包含的變量如下:(1)物質資本(k)。首先進行初始資本存量的估計，按照Keller(2000)［46］的做法，利用K0=I0/(g+δ)進行估算，I0為初始年份投資量，g 為其后數年投資的平均增長速度，δ 為資本折舊率，按照張軍等(2004)的估算，取值為9.6%，然后以1999為基期的固定投資價格指數對歷年固定資本形成總額進行折算，最后按照永續(xù)盤存法，利用Kt=(1－δ)Kt－1+It，計算相應年份的物質資本存量。(2)人力資本(hum)。采用平均受教育年限來衡量人力資本，educ =6h1+9h2+12h3+16h4，其中h8(i=1，2，3，4)分別表示6歲及以上人口中小學、初中、高中、大專以上程度教育人數所占的比重。(3)產業(yè)結構(str)。用地區(qū)第三產業(yè)產值占GDP 比重來衡量。(4)政府支出(gov)。用政府財政支出占GDP 比重來表示，該指標可以反映一個地區(qū)的政府對經濟活動的干預程度。(5)城市化率(urb)。用非農人口在總人口中的比重來衡量。(6)外貿依存度(tra)。用地區(qū)進出口貿易總額占GDP 比重來衡量。

(三)數據來源

本文研究研究采用的是30個省、市、區(qū)時間跨度為1999－2009年的面板數據，由于西藏部分指標缺失，為了保持變量的完整性，在樣本中予以剔除。其中，旅游統(tǒng)計數據來源于《中國旅游年鑒》;受教育程度構成比例來源于《中國勞動統(tǒng)計年鑒》。為保持樣本數據的一致性，如果不做特別說明，本文中的其他數據基本上分別來自《中國統(tǒng)計年鑒》、《新中國六十年統(tǒng)計資料匯編》以及中經網統(tǒng)計數據庫。

四、實證結果及分析

(一)門檻效應檢驗

根據Hansen(1999)［42］358的思路，首先對門檻效應進行檢驗，目的是需要識別門檻的個數，以便確定門檻模型的設定形式。以基礎設施作為門檻變量，依次在不存在門檻、單一門檻與雙重門檻的設定下對式(8)進行估計，表1報告了門檻檢驗的F 統(tǒng)計量和采用“自抽樣法(Bootstrap)”模擬得到的P 值。由表1可見，單門檻效應與雙門檻效應分別通過1%和10%顯著性檢驗，而三重門檻效應則并不顯著。因此，下文將基于雙重門檻模型進行分析。

門檻效應檢驗過后，需要對雙重門檻模型的兩個門檻值進行識別，主要采用基于最小二乘的似然比統(tǒng)計量LR 對相應門檻值進行識別。LR 可表示為:

表1 門檻效應檢驗

表2 門檻估計值及其置信區(qū)間

圖1 門檻1 的估計值及其置信區(qū)間

圖2 門檻2 的估計值及其置信區(qū)間

(二)門檻估計結果分析

在考察通過影響某一變量從而對被解釋變量產生差異影響的因素時，一般研究通常采用分組檢驗或交互連乘檢驗方法。分組檢驗由于帶有較強主觀性而將總體樣本分成若干子樣本分別進行檢驗，面臨著分組標準的不確定性。在測度旅游發(fā)展對經濟增長影響機制時，往往是在模型中納入旅游發(fā)展與其他影響因素的交互變量，通過估計系數符號判別相關因素在旅游發(fā)展經濟增長溢出過程中的調節(jié)作用，這一方法的局限在于，只能觀察交互作用是單調遞增或遞減的，但事實通常并非如此。近年來，非線性計量經濟模型的發(fā)展為這一問題的研究提供了一種新思路，“門檻回歸”方法作為分組檢驗方法的擴展，針對上述兩種檢驗方法的局限進行了改進，在諸多研究領域得以廣泛應用。

本文在對式(8)進行門檻效應檢驗后，通過門檻變量基礎設施雙重門檻值的確定內生地劃分區(qū)間，表3報告出中國旅游發(fā)展經濟增長溢出的基礎設施雙重門檻模型參數估計結果。表3的輸出結果主要包括模型的參數估計、同方差設定下的標準差以及異方差設定下的標準差。

表3顯示，就控制變量而言，物質資本、政府支出與城市化率估計系數顯著為正，對經濟增長具有促進作用，這與經濟預期基本相符。值得注意的是，產業(yè)結構升級對經濟增長存在顯著負向影響，這在一定程度上說明在當前中國經濟漸進式轉軌過程中，產業(yè)結構配置仍存在一定的不合理性。截止2009年，我國第一、二、三產業(yè)產值在國民經濟中比重分別為10.3%、46.3%和43.4%，而歐美等發(fā)達國家均超過70%，生產要素在三次產業(yè)內投入狀況的不同，會影響自身的產出和配置效率，繼而影響經濟增長，這已被相關研究所證實(Oulton 和Srinivasan，2005)［47］。而在非完全市場化的國家，這種問題就更為普遍(韓立巖和王哲兵，2005)。外貿依存度對經濟增長存在微弱地顯著負向影響，按照凱恩斯學派觀點，出口作為拉動經濟增長的有效手段之一，盡管自改革開放后，中國通過加強對外貿易，逐漸從一個外匯儲備極度匱乏的國家發(fā)展為外匯儲備第一大國，外貿依存度也有1978年的9.7%上升到2009年的44.2%。需要強調的是，我國出口產品主要局限于低附加值與低創(chuàng)新含量的制造業(yè)勞動密集型產品，而隨著近年全球金融危機的影響以及我國所面臨的匯率壓力，再加之我國“人口紅利”逐漸消失，進而造成了上述現象。

下面我們重點對以基礎設施作為門檻變量的中國旅游發(fā)展經濟增長溢出效應進行分析。門檻效應檢驗顯示，旅游發(fā)展作為經濟增長過程的重要組成部分之一，其對經濟增長的溢出效應顯著地存在基于基礎設施的正向非單調性“雙門檻效應”，即中國旅游發(fā)展經濟增長溢出效應具有非線性特征。這一發(fā)現進一步證實了Po 和Huang(2008)［40］5541、Chang，et al. (2009)［41］38所提出的旅游發(fā)展導向型經濟增長假說(tourism-led growth hypothesis，TLGH)會因為相關因素的影響呈現非線性結論在中國同樣得以成立。進一步地，我們以門檻值為標準劃分不同區(qū)制。根據門檻回歸結果，可以得出如下結論:即隨著基礎設施建設，中國旅游發(fā)展經濟增長溢出效應呈“V”形關系。具體表現為:當一個地區(qū)基礎設施建設水平低于門檻值2.272時，旅游發(fā)展對經濟增長具有顯著積極影響，影響系數為0.072;當基礎設施建設水平進入門檻值2.272與2.527之間時，影響系數由0.072下降到0.047;而當該地區(qū)基礎設施建設水平跨越門檻值2.527時，影響系數又上升到0.065。顯然，在不同區(qū)制下旅游發(fā)展對經濟增長的影響程度不同，表現出顯著的門檻特征。

就其原因，我們仍要回到對旅游發(fā)展與基礎設施關系的本體論思考這一邏輯路徑上來。但就旅游資源的不可移動性而言，旅游者與旅游產品生產地之間具有一定時空分離性(Towner，1988;Oppermann，1993)［48－49］，由此便會自然產生旅游流動現象，在這一過程中，時間空間化(spatialization of time)與空間時間化(temporalization of space)，最終形成旅游流動時空位移與旅游產品生產消費之間存在不可分割性，從旅游“商品化”的角度來看，基礎設施成為旅游發(fā)展促進經濟增長的重要載體?；A設施是旅游發(fā)展的必要條件，作為重要環(huán)節(jié)參與到旅游產品生產消費過程中間，在其建設初期，為了保證旅游產品交易過程的完整性，基礎設施具有不可或缺的作用，此時旅游產品生產要素的規(guī)模報酬遞增優(yōu)勢顯現，旅游產品生產率顯著提升，所以旅游發(fā)展對經濟增長的影響系數較大;隨著基礎設施建設深入，旅游目的地要素產品轉換速度與產品結構調整速度落后于基礎設施建設速度，旅游產品生產要素配置比例關系暫時性失調，導致旅游發(fā)展對經濟增長的影響系數相對下降;當基礎設施跨越第二個門檻值后，基礎設施作為現代商品經濟運行中微觀生產的免酬因素，它的作用是通過提高物質資本和人力資本利用強度反映在生產函數中，通過促進經濟增長從而強化旅游產品市場的供需能力，具體生成機制表現為經濟增長過程中旅游發(fā)展對其溢出能力的逐漸因果累積。

表3 雙重門檻模型參數估計結果

根據基礎設施兩個門檻估計值將中國30個省份內生地劃分三個區(qū)制，各年份三個不同區(qū)制的省份數量見表4。顯而易見，樣本期間內，大部分省份處于基礎設施欠發(fā)達區(qū)制內，但數量逐漸減少，與之相對，跨越門檻值2.527進入基礎設施發(fā)達區(qū)制內的省份數量逐漸增多，2009年跨過這一門檻值的省份有:北京、天津、山西、內蒙古、遼寧、上海、江蘇、山東、廣東以及寧夏，其中仍以東部沿海發(fā)達地區(qū)為主。

三個區(qū)制子樣本中國旅游發(fā)展經濟增長溢出估計結果列于表5。估計結果顯示，按基礎設施水平由低到高的區(qū)制排列，旅游發(fā)展對經濟增長的影響系數分別為0.052、0.391和0.212，其中基礎設施欠發(fā)達區(qū)制內旅游發(fā)展經濟增長溢出效應最小，對此不難解釋，一方面，基礎設施欠發(fā)達區(qū)制內省份由于基礎設施建設速度落后于旅游發(fā)展需求，并未實現旅游資源利用效益最大化，旅游市場交易均衡點并未在邊際成本與邊際收益均衡時實現;另一方面，基礎設施欠發(fā)達地區(qū)基本上屬于經濟欠發(fā)達地區(qū)，由于經濟增長要素投入能力有限，使得該地區(qū)旅游發(fā)展的本地市場需求與市場潛能受到約束。與此相異，基礎設施發(fā)達地區(qū)大多屬于東部沿海發(fā)達地區(qū)，由于旅游生產要素投入能力過剩，致使該地區(qū)大部分省份旅游產品生產要素逐漸進入規(guī)模報酬遞減階段，旅游發(fā)展經濟影響溢出效應遭遇瓶頸，更進一步寬泛而言，該地區(qū)基礎設施對經濟增長溢出的外部性強度要高于其單向對旅游發(fā)展的促進效力，從而導致并未出現旅游發(fā)展經濟增長溢出效應變動與基礎設施建設水平同步變動的情況。

表4 不同基礎設施水平區(qū)間內省份個數

表5 不同基礎設施水平下中國旅游發(fā)展經濟增長溢出估計結果

五、結論、啟示與展望

近年來，伴隨著中國旅游經濟規(guī)?？偭康某掷m(xù)擴大，其對經濟增長的溢出效應日益引起理論界的廣泛關注。本文以中國為例，在對旅游發(fā)展、基礎設施與經濟增長邏輯關系進行理論分析的基礎上，選取基礎設施作為門檻變量，采用1999－2009年中國30個地區(qū)的面板數據，運用Hansen 提出的門檻模型回歸方法實證檢驗了中國旅游發(fā)展經濟增長溢出效應的非線性特征，并得出如結論:

(1)本文采用主成分分析方法對交通基礎設施、信息基礎設施與能源基礎設施進行加權得到較為全面反映地區(qū)基礎設施水平的綜合指數作為基礎設施變量的代理指標作為模型門檻變量，實證結果顯示，中國旅游發(fā)展經濟增長溢出顯著地存在基于基礎設施的正向非單調性“雙門檻效應”，主要包含兩層意思:其一，基礎設施對于中國旅游發(fā)展經濟增長溢出具有顯著積極作用，一般來講，基礎設施建設水平越高，越有利于旅游發(fā)展對經濟增長的溢出，從而對上文中的理論分析部分予以驗證;其二，中國旅游發(fā)展經濟增長溢出與基礎設施間存在顯著的非線性關系，從而打破了以往對此部門研究局限于線性框架的假設條件，兩個門檻估計值將基礎設施水平劃分為基礎設施欠發(fā)達、中等和發(fā)達地區(qū)三個區(qū)制，在全國層面上，大部分省份仍處于基礎設施欠發(fā)達地區(qū)，此時旅游發(fā)展經濟增長溢出效應最大，意味著基礎設施在旅游發(fā)展經濟增長初期溢出效應過程中發(fā)揮重要作用;當基礎設施處于兩個門檻值區(qū)制內時，溢出效應有所降低;當跨過第二個門檻之時，溢出效應相應提升。

(2)通過對基礎設施門檻估計值所內生劃分地三個區(qū)制子樣本估計結果顯示，基礎設施中等區(qū)制內旅游發(fā)展經濟增長溢出效應最大，發(fā)達區(qū)制內次之，欠發(fā)達區(qū)制內最小，這也基本符合嘗試性判斷，基礎設施中等及以上區(qū)制內省份擁有旅游產業(yè)發(fā)展所需要的良好的內外環(huán)境，無論是旅游人力資本建設還是旅游生產要素邊際生產力，抑或旅游產品生產效率，都是欠發(fā)達區(qū)制內省份所與之無法相比的，同時我們還發(fā)現，并非基礎設施越發(fā)達的地區(qū)，旅游發(fā)展經濟增長溢出效應越大，這主要是由于旅游發(fā)展對經濟增長的影響過程是一個復雜系統(tǒng)，而由于旅游產業(yè)的無邊界性質，更使得這種復雜性包含了諸多不確定因素。除開這一層面的意思，基礎設施之于旅游產業(yè)發(fā)展的重要性固然客觀，然而基礎設施對于經濟增長的溢出效能更為強大，主要是因為基礎設施對于經濟體全要素生產率具有極為顯著的外部性。

(3)基于上述結論，我們得到的啟示是:無論是基礎設施的“公共投資效應”還是“網絡外溢效應”，其在旅游發(fā)展經濟增長溢出過程中的作用是無法忽視的，基礎設施建設的長效機制有利于旅游發(fā)展經濟價值的深化提升，同時在旅游產業(yè)發(fā)展過程中重視基礎設施的使用率也要值得重視。此外，還有一點值得思考，表5中除基礎設施欠發(fā)達區(qū)制子樣本外，基礎設施中等和發(fā)達區(qū)制子樣本內旅游發(fā)展經濟增長溢出效應顯然大于表3全國層面上的此項數值，而基礎設施欠發(fā)達區(qū)制內省份大部分位于西部地區(qū)，這就要求必須優(yōu)化基礎設施投資建設布局結構，重點強化基礎設施作為社會先行資本優(yōu)勢在西部地區(qū)的優(yōu)先確立，具體為積極拓寬西部地區(qū)基礎設施建投投融資渠道，建設基礎設施網絡化結構配置，并適度優(yōu)先給予西部地區(qū)基礎設施建設優(yōu)惠政策等。

本文的研究貢獻主要集中于兩方面:一方面，對旅游發(fā)展與基礎設施的三個分類指標關系分別進行了闡釋，然后就基礎設施對旅游發(fā)展的影響機理進行了著重分析，旨在從理論邏輯演進方面為基礎設施與旅游發(fā)展經濟增長溢出效應之間的正相關關系提供理論基礎，初步構建了一個旅游發(fā)展與基礎設施的理論分析框架;另一方面，在旅游發(fā)展經濟增長溢出可能會因為外部約束變量影響呈現非線性特征這一預設條件下，借鑒非線性門檻回歸模型實證研究發(fā)現，旅游發(fā)展對經濟增長的溢出會因為基礎設施水平不同而呈現出具有顯著雙門檻效應的非線性區(qū)間關系，這一研究發(fā)現充實了旅游經濟學的基本研究框架，并對既有文獻所支持的旅游發(fā)展經濟增長溢出的線性假設條件予以補充放寬，同時也為地區(qū)制定有效制定旅游產業(yè)發(fā)展戰(zhàn)略提供了理論依據。

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