張自強，徐 平

(貴州大學 旅游與文化產業(yè)學院，貴州 貴陽 550025)

隨著現代交通條件的改善和通信技術的發(fā)展，居民消費快速轉型升級，非常住地的旅游生活成為重要的生活方式。據《中國旅游業(yè)統(tǒng)計公報(2015年)》顯示，旅游業(yè)綜合貢獻占GDP的10.8%，旅行社營業(yè)收入占旅游業(yè)總收入的10.14%。旅行社業(yè)作為中國旅游業(yè)的重要組成部分取得了快速發(fā)展，對全國GDP的綜合貢獻程度不斷提高。然而，旅游業(yè)也處于矛盾凸顯期，隨著全球旅行競爭程度的加劇，特別是信息化的推進弱化了旅行社的中介功能，利潤率下降惡化了旅行社業(yè)的生存環(huán)境[1]。旅行社產品單一、同質的旅游產品無法滿足多元化、個性化的旅游消費需求。旅游產品供給跟不上消費升級的需求，政府管理和服務水平跟不上旅游業(yè)快速發(fā)展的形勢。旅游經濟結構的不合理造成旅游經濟脆弱，表現為相對性、隱蔽性和動態(tài)性[2]。中國旅游發(fā)展對資源依附的經濟脆弱性反映了旅游業(yè)“資源詛咒”現象的存在[3]。結構性過剩與結構性短缺并存的局面致使旅游“供給側改革”成為當下中國旅游業(yè)面臨的一個重要命題[4]。旅行社業(yè)的供給側改革主要圍繞產品轉型升級和技術創(chuàng)新進行，改進旅游產品供給的科技、技術創(chuàng)新成為供給側改革的重要內容。對此，我們有必要測算旅行社業(yè)技術進步及其貢獻，反映技術進步及其變化對旅行社業(yè)乃至旅游業(yè)發(fā)展的影響。

1 文獻綜述

對技術進步的討論，一直是經濟增長研究領域中的一項重要內容。以往的旅游產業(yè)過度依賴旅游資源稟賦與要素投入的粗放式經營，而忽視了旅游創(chuàng)新在旅游產業(yè)發(fā)展中的作用[5]。盡管中國對資源依賴的“旅游詛咒”確實存在，但借助技術進步和制度質量可規(guī)避負面影響[6]。技術進步下的旅游產品供給創(chuàng)新成為旅行社競爭力提升與可持續(xù)經營的關鍵因素[7]。然而，旅游業(yè)中關于酒店經營效率等方面受到了廣泛關注，針對旅行社的相關研究比較少見[8]。國外較早對旅行社經營效率進行了研究，測算方法包括數據包絡分析法(DEA)和隨機前沿生產函數法(SFA)。基于2000—2004年葡萄牙旅行社的統(tǒng)計數據，從成本最小化的視角，通過隨機前沿生產函數測算了旅行社經營效率和技術效率[9]。其實，這種估計方法在未知真實技術條件下很難確定一個合適的參數估計模型[10]。DEA不需要設定具體的參數估計模型，因而運用廣泛?；赟ABI數據庫(數據關于葡萄牙與西班牙)，通過DEA測算發(fā)現旅行社經營的平均技術效率值為0.435 3[11]。然而，Bell較早發(fā)現了傳統(tǒng)DEA不考慮成本因素的缺陷，提出分配數據包絡分析(ADEA)，利用31個不同旅游部門的數據測算得出，旅行社的技術效率水平比較低[8]16。盡管如此，DEA測算的效率值仍難以規(guī)避對異常值的敏感性，DEA與SFA均存在一定的不足。對此，Anderson再次利用Bell分析的樣本數據，通過DEA和SFA兩種方法測算對比發(fā)現，SFA測算的技術效率更為平穩(wěn)，總體水平更高[12]。

國內文獻集中于旅行社經營效率的測算，研究主要側重于DEA方法的運用。通過DEA-Mqlmquist指數法測算得出，2000—2009年中國旅行社業(yè)全要素生產率增長主要源于技術進步[13]。技術進步對旅行社業(yè)效率改進的作用得到進一步驗證，但東部、中部和西部存在差異[14]。進一步分解旅行社業(yè)全要素生產率發(fā)現，2000—2009年間技術進步和技術效率分別年均提升2.6%和0.6%[15]。實際上，對技術進步或效率的測算運用較早的方法是C-D生產函數及其擴展。更多運用于旅游經濟中技術進步的測算，如基于2005—2009年全國22個城市的數據，通過C-D生產函數估計得出，技術進步對旅游業(yè)增長影響顯著，貢獻略低于資本投入[16]。

可以看出，旅行社業(yè)乃至旅游業(yè)發(fā)展中科技進步的測算及其貢獻受到了廣泛關注，由于數據選擇、研究對象和測算方法的差異，在技術進步的研究結論上有所不同，但對經濟增長的貢獻得到了廣泛肯定，需要完善的是：一是技術變化并不是一個平穩(wěn)有序的過程，技術變革往往具有突發(fā)性，DEA與SFA估計仍然難以準確反映技術變化；二是C-D生產函數關于要素替代彈性為1的假設嚴重脫離實際。對此，有研究提出通過加入時間趨勢項A(t)和改變要素彈性以規(guī)避生產函數對技術固定假設的不足[17]。另外，鮑莫爾—富克斯假說在中國服務業(yè)得到了廣泛檢驗[18]。本文借鑒改進的多投入要素二級CES生產函數，運用1999—2013年全國31個省份的面板數據，以旅行社為研究對象，構造相應的估計模型，測算技術進步的速度及其貢獻率，進一步分析服務業(yè)中旅行社業(yè)的鮑莫爾“成本病”問題。

2 模型設定與數據來源

2.1 模型設定

技術進步對旅行社效率的影響關鍵在于能夠降低要素邊際報酬規(guī)律對生產效率的影響。勞動力或資本的邊際報酬遞減規(guī)律前提條件是生產設備和技術不發(fā)生改變，增加其他生產要素時發(fā)生的效益遞減。技術進步引致生產效率的提高可以防止邊際遞減的發(fā)生。經濟增長對技術的依賴如同制度，新制度經濟學派甚至認為，經濟增長的要素只是制度安排的結果或表征，一個提供有效激勵的產權制度安排才是經濟增長的關鍵。在產權制度不清晰、法律制度不完善、市場規(guī)則不健全的情況下：一方面，壟斷與惡性競爭會擾亂市場秩序，降低經營效率和消費者福利；另一方面，豐裕的旅游資源還會誘使資源使用的“機會主義”行為及尋租活動的產生，造成大量的資源浪費和掠奪性開采，影響旅行社業(yè)乃至旅游業(yè)的發(fā)展效率與發(fā)展水平。集權化的旅行社管理不利于效率提升[19]。以樊綱編制的市場化指數衡量制度質量來反映制度變遷對旅游經濟增長的正向作用得到了廣泛論證[20-21]。對此，本文以市場化為制度要素結合技術進步，分析多要素投入對旅行社業(yè)發(fā)展的影響，將二級CES生產函數引入到旅行社業(yè)的分析中。

一級CES生產函數難以描述不同要素之間替代彈性不同的特征，二級CES生產函數對此進行了改進，引入旅行社行業(yè)中投入與產出各要素的改進二級三要素CES生產函數，表述形式如下：

(1)

(2)

其中，i表示省份，i=1，2，……，31；t表示年份，t=1999，2002，……，2013。Yit1表示第一階段生產函數值，是生產投入要素的合成，Yit表示第i個省份t年的旅行社營業(yè)收入，Kit、Lit和Mit分別表示第i個省份t年旅行社經營的固定資產原值投入、旅行社就業(yè)人數投入和市場化指數，α、β分別表示要素投入對旅行社營業(yè)收入的影響系數，即待估參數。在第一級生產函數中，A表示綜合效益指數，包括要素質量與管理水平提高對旅行社營業(yè)收入的作用，γ表示旅行社業(yè)經營的年技術進步速度，Aeγt則表示由技術水平提高帶來產出增長的倍數。θ為分配系數，表示第一級生產函數值與物質要素的替代參數。m為規(guī)模報酬系數，即m>1時，旅行社業(yè)經營呈規(guī)模報酬遞增；m<1，則呈規(guī)模報酬遞減；m=1表示規(guī)模報酬不變。eε為隨機誤差項。

對二級CES生產函數進行對數線性化處理，只寫出數理形態(tài)，不包括隨機誤差項，首先對式(2)取對數可得：

(3)

(4)

其次，采用相同的方式對式(1)進行對數線性化處理，再在θ1=0處進行二階Taylor級數展開可得：

(5)

將式(5)代入式(4)并進行整理，加入隨機誤差項ε，可得出最終的回歸分析模型[17]。

(6)

式(6)中各投入要素與營業(yè)產出的關系多樣，為了簡化回歸方程和估計，對式(6)中的相關變量進行置換(如表1所示)，對此，轉換為：

(7)

資料來源：作者整理。

使用1999—2013年全國31省份的數據對式(7)進行估計，估計模型包括混合效應模型、固定效應模型和隨機效應模型，首先混合效應模型與固定效應模型之間的選擇通過F檢驗來判斷，如果采用固定效應模型，再進一步通過Hausman檢驗來判斷是否采用固定效應模型或隨機效應模型，通過廣義最小二乘法(GLS)估計式(7)，得出待估參數和測算變量的具體數值，進而測算技術進步對旅行社業(yè)營業(yè)收入增長的貢獻程度：

(8)

式(8)中，Cit表示第i個省份第t年技術進步對旅行社業(yè)營業(yè)收入增長的貢獻率，γit和Zit分別表示第i個省份第t年的技術進步和旅行社業(yè)營業(yè)收入的年均增長率，Yi0表示第i個省份基期的旅行社業(yè)營業(yè)收入。

2.2 數據來源

以旅行社營業(yè)收入表示產出，通過居民消費價格指數(CPI)剔除價格因素的影響，以1998年為基期。要素投入中，旅行社固定資產原值和旅行社就業(yè)人數分別表示資本和勞動力要素，3項指標的數據均來源于《中國旅游統(tǒng)計年鑒(正本)(2000—2014年)》；市場化指數反映制度變遷要素，數據來源于《中國市場化指數：各省區(qū)市場化相對進程2011年度報告》，其中2011—2013年的市場化指數根據《中國市場化指數報告(2015年)》中的數據進行推算得出①。根據表1中各變量的對應項，可以計算出式(7)中各變量的轉換值(如表2)。

表2 變量描述性統(tǒng)計

數據來源：作者計算。

3 實證結果與分析

3.1 總體估計結果分析

基于1999—2013年全國31個省份的數據，對式(7)分別進行混合效應估計、固定效應估計和隨機效應估計，通過模型檢驗可以發(fā)現，固定效應檢驗F值在1%的顯著水平下拒絕混合模型的原假設，即應該選擇固定效應模型；再進一步通過Huasman檢驗發(fā)現，模型在1%的顯著水平下拒絕個體隨機效應，即選擇固定效應模型更為合理，3個模型通過GLS的估計結果如表3。

表3 模型總體估計結果

注：***、**、*分別表示1%、5%、10%的顯著水平。

數據來源：作者計算。

由于式(7)反映了投入要素與產出之間的非線性關系，估計參數只是表示投入要素與產出之間的正向或負向影響，不能反映彈性，對此，需要對要素的產出彈性進行測算，分別對式(7)中的旅行社固定資產原值K、旅行社就業(yè)人數L和市場化指數M求偏導，得出各要素的產出彈性：

從總體估計結果看，投入要素中，旅行社固定資產、就業(yè)人數和市場化指數對旅行社營業(yè)收入均具有顯著的正向影響。各投入要素的平均產出彈性如表4所示。通過測算投入要素的彈性可以發(fā)現，1999—2013年，一是要素產出彈性相對最高的依舊是旅行社就業(yè)人數，各省的年均L彈性均超過了0.17，即旅行社就業(yè)人數年均增長一個百分點，旅行社營業(yè)收入年均增長17個百分點，其中江西的年均L彈性最高達到了0.201 0。北京最低為0.171 5。二是旅行社固定資產要素K的產出彈性較高，各省的年均K彈性均超過了0.1，即旅行社固定資產年均增長一個百分點，旅行社營業(yè)收入年均增長10個百分點，其中，寧夏年均K彈性最高，為0.171 7，西藏最低，為0.105 8。三是3個投入要素中市場化指數M的產出彈性相對最低，年均M彈性高于0.1的地區(qū)不多，其中，西藏的年均M彈性最高，為0.142 6，寧夏的最低，為0.052 6。

表4 總體估計的平均要素產出彈性

數據來源：作者計算。

旅游作為第三產業(yè)，勞動力投入是服務產業(yè)發(fā)展或增長的關鍵要素，不同于第一產業(yè)和第二產業(yè)，可以通過資本替代勞動力不足以避免“用工荒”的困境，旅行社業(yè)作為旅游業(yè)重要的組成部分，具有很強的服務特征，產品生產與消費同時進行，使得該行業(yè)對勞動力數量與素質的要求相對于其他行業(yè)更為突出，從旅行社就業(yè)人數的產出彈性也反映了旅行社對勞動力依賴性較強的特征，L彈性明顯高于K彈性，即旅行社固定資產對營業(yè)收入的影響明顯較低。而且，隨著大眾旅游由觀光旅游向體驗式旅游的轉型，旅行社的發(fā)展乃至旅游業(yè)的發(fā)展對勞動力的需求不僅在量，更強調素質的提升，人力資本的影響可能更為明顯。另外，盡管市場化要素的產出彈性較低，但東部沿海地區(qū)的年均M彈性普遍在0.1以上，明顯高于其他地區(qū)的年均M彈性，反映了地區(qū)市場開發(fā)程度的差異會影響旅行社業(yè)的發(fā)展。值得注意的是，西藏的年均M彈性高達0.142 6，這與該地區(qū)基礎市場化水平較低有關，西藏的市場化水平明顯低于全國其他省份，市場化進程較慢甚至出現倒退的情況，從要素的邊際報酬遞減規(guī)律看，當投入要素處于較低水平時，隨著投入要素的增加，產出增長的幅度相對較高；由于西藏市場化水平較低，小幅提高都能明顯改善產出水平。

根據估計結果，結合參數對應關系，可以測算出1999—2013年改進二級CES生產函數中的相關參數，進而確定二級CES生產函數的具體形式(如表5所示)。可以看出，γ=0.122，表明從1999年到2013年，全國31個省份旅行社業(yè)的技術進步速度為12.2%，1999年和2013年全國的旅行社營業(yè)收入分別為323.97億元和35 991.43億元，年均增長速度為40%，根據式(8)可以測算出旅行社業(yè)的技術進步對其營業(yè)收入的貢獻率為30.5%，表明包括旅行社產品開發(fā)、營銷平臺和服務方面的硬件技術進步以及旅行社管理制度、經營方式等方面創(chuàng)新，對旅行社營業(yè)收入具有明顯的促進作用。m值為0.425，小于1，即旅行社業(yè)發(fā)展總體呈規(guī)模報酬遞減特征。

表5 模型總體估計參數值與對應項測算值

數據來源：作者整理。

3.2 分時段估計結果分析

伴隨著中國改革開放與市場化改革，中國旅行社業(yè)發(fā)展也經歷了歷史性的變遷進程。以1978年中國實行改革開放為起點，可將旅行社業(yè)的發(fā)展劃分為4個階段：1978—1989年，初步形成階段；1990—1994年，快速增長階段；1995—2001年，結構調整階段；2002年后全面開放階段[22]。特別是中國加入WTO，旅行社發(fā)展由國內市場逐步走向國際市場，從樊綱編制的《中國市場化指數報告》看，從2001年后中國各地區(qū)的市場化指數明顯提高。中國市場化改革被認為是中國經濟奇跡的關鍵，甚至是決定性的，盡管旅行社市場的開放不是一步到位，而是漸進式、有條件的逐步到位，但基于制度經濟學的理論，經濟增長和技術進步都是制度安排的結果，加入世貿、推進市場化改革為技術引進、管理經驗借鑒提供了國際平臺，也為中國旅行社業(yè)的發(fā)展奠定了制度基礎。談判是在《中外合資旅行社試點暫行管理辦法》基礎上進行，旅行社市場的開發(fā)是逐漸降低國外資本的進入門檻，包括合作方式、經營范圍和經營內容等。需要強調的是，2003年中國遭遇了SARS危機，國內恐慌的氛圍嚴重影響了旅行社乃至旅游業(yè)的發(fā)展②，考慮到影響的滯后性以及加入世貿的市場化改革的制度影響，將旅行社發(fā)展的開放階段進一步細分為兩個時段：第一時段為1999—2004年，第二時段為2005—2013年，分階段對式(7)進行估計，測算旅行社業(yè)發(fā)展中技術進步速度與貢獻度以及各投入要素影響在不同階段的差異。

同理，對不同階段的3種模型估計進行檢驗，第一時段和第二時段估計的F值分別為17.88和52.69，均在1%的顯著水平上拒絕混合效應模型，而由Huasman檢驗發(fā)現，兩個時段的模型估計均在1%的顯著水平上拒絕了隨機效應模型，故而選擇固定效應模型(如表6所示)。

表6 分時段模型估計結果

注：***、**、*分別表示1%、5%、10%的顯著水平。

數據來源：作者計算。

從兩個時段的估計結果看，旅行社固定資產要素K、旅行社從業(yè)人員要素L和市場化要素M對旅行社營業(yè)收入的影響均保持正向，但第一時段中要素K和要素M的影響均不顯著，第二時段中僅有要素K的影響不顯著?？赡艿慕忉屖?，一是改革開放后旅行社業(yè)的粗放式發(fā)展，投資增加未能明顯改善經營效益。旅行社企業(yè)“小、散、弱、差”，未能實現規(guī)?；图瘓F化經營[23]。二是資本要素的產出貢獻有限。作為服務行業(yè)，旅行社經營高度依賴勞動力，資本累積的產出貢獻呈現遞減的趨勢，而專業(yè)分工能夠在一定程度上改善資本要素邊際報酬遞減的軌跡。三是第一時段的市場化進程較慢，作用不顯著，而在對外開放后明顯改善。從影響系數看，第二時段的M影響系數0.148 3高于第一時段的0.129 6。

另外，從各地區(qū)市場化要素的產出彈性看(如圖1所示)，總體上，第二時段的M彈性高于第一時段，表明對外開放加快了市場化進程，從而加強了旅行社行業(yè)的市場競爭以及要素的流動，提高資源的配置效率，市場化要素的產出彈性提高。年均M彈性中，兩個時段內西藏均保持最高，分別為0.203 7和0.213，新疆均最低，分別為0.133 9和0.155 3，而且從兩個時段的M彈性差值看，西藏地區(qū)的提升幅度較小，新疆地區(qū)的提升幅度較大，這在一定程度上反映了要素投入的邊際報酬遞減規(guī)律作用。從分時段的估計結果看，市場化的進一步提高仍有利于旅行社業(yè)營業(yè)收入的提高。

資料來源：作者整理。圖1 分時段不同地區(qū)市場化要素的年均彈性

根據式(7)分時段的估計結果，再結合參數的對應關系，可以測算出不同時段二級CES生產函數的參數值，并確定函數的具體形式(如表7所示)?？梢缘贸觯煌瑫r段各參數測算值存在一定差異，其中，第一時段和第二時段旅行社業(yè)發(fā)展中技術進步的速度分別為15.8%和10.9%，第一時段較總體估計的結果有一定提高，而第二時段有所下降。第一時段和第二時段全國旅行社業(yè)營業(yè)收入的年均增長率分別為25.73%和54.36%，第一時段的增長較總體有所下降，但第二時段的增長明顯提高。兩個時段技術進步對旅行社業(yè)營業(yè)收入的貢獻率分別為61.41%和42.36%，均高于總體估計的貢獻率?？赡艿慕忉專皇鞘袌龌母锘盍Φ尼尫?。20世紀90年代初期，包括要素、價格與服務的逐步市場化極大地激發(fā)了社會投入的積極性，促進了旅行社業(yè)的快速發(fā)展，技術進步及其貢獻程度明顯提高。然而隨著市場化的不斷深入，技術進步速度及其貢獻份額會有所下降。二是亞洲金融危機的影響。20世紀90年代末期爆發(fā)的亞洲金融危機挫傷了社會投資積極性，旅行社就業(yè)人數明顯下降，受資本與勞動力要素投入波動的影響，盡管技術水平不變，但貢獻份額會提高。三是市場經濟制度的不斷完善。盡管第二時段的技術進步低于總體估計的技術進步水平，但貢獻率明顯提高，在很大程度上得益于市場競爭規(guī)則的完善，由于技術進步具有外部性，知識產權保護強度的提高內化了外溢的技術效益，促進營業(yè)收益的增長。另外，兩個時段的m值分別為0.399和0.393，均小于1，即旅行社業(yè)發(fā)展表現為規(guī)模報酬遞減。

表7 分時段模型估計參數值與對應項測算值

數據來源：作者整理。

3.3 分區(qū)域估計結果與分析

中國地域廣闊，東部、中部和西部地區(qū)在自然地理條件、旅游資源類別和社會經濟發(fā)展程度上均存在明顯差異。以2013年為例，從旅游景區(qū)單位數來看，東部、中部、西部地區(qū)的總量分別為262個、228個和161個，從東部向西部不同級別景區(qū)的數量呈梯度式下降。對此，將全國從空間上劃分為東部、中部、西部3個區(qū)域，對比不同區(qū)域旅行社業(yè)發(fā)展中技術進步及其貢獻的差異。需要注意的是，劃分區(qū)域后，樣本數據結構發(fā)生變化，單個區(qū)域的面板數據中的時間單元大于橫截面單元，由原來的“短面板”數據變?yōu)椤伴L面板”數據，不同于短面板，為克服可能存在的組間異方差和組間同期相關，對于長面板數據的估計通常選擇“面板校正標準誤差”(簡稱PCSE)進行估計(如表8所示)?？梢钥闯?，模型估計整體擬合較好，東部區(qū)域的估計結果中，1999—2013年不同區(qū)域投入要素的影響結果存在明顯差異，這可能與不同區(qū)域自身的要素積累水平有關。當基礎要素水平較高時，單位要素投入的增加對產出的影響有限，如東部區(qū)域的3個投入要素均不顯著。由于市場規(guī)則、競爭方式和管理制度等方面的影響，旅行社業(yè)惡性競爭下的要素投入不僅難以促進收益增長，反而增加企業(yè)經營負擔，降低經營效率。我國旅行社普遍存在線路重疊、旅游方式單一的問題，而容易陷入價格爭奪的低水平競爭[24]。在市場化進程相對較慢的中部與西部地區(qū)的估計結果中，旅行社就業(yè)人數L和旅行社固定資本K的影響系數均為負，但不顯著，反映了新世紀以來旅行社的快速發(fā)展需要重視資源的配置效率，避免盲目擴張。

從不同區(qū)域市場化M要素的產出彈性看，東部區(qū)域明顯高于中部區(qū)域與西部區(qū)域，其中，東部與西部區(qū)域的M產出彈性相對較為平穩(wěn)，中部區(qū)域的M彈性波動較大(如圖2所示)。從年均M彈性的變動看，東部區(qū)域保持在0.35以上，西部區(qū)域在0.07～0.08之間，即東部地區(qū)市場化水平提高一個百分點，旅行社營業(yè)收入增加35%，產出影響是西部地區(qū)的4～5倍。中部區(qū)域最小為1999年的-0.084 7，最高為2009年的0.232 7。M彈性的區(qū)域差異在一定程度上反映了全國不同地區(qū)市場化進程的非均衡特征，1999—2013年，東部市場化進程較快，進入較為平穩(wěn)的過程，相反西部市場化較慢，總體水平較低，而隨著經濟增長方式轉向與區(qū)域經濟發(fā)展變遷，中部區(qū)域的市場化進程不斷提高。盡管市場化打破了中國旅行社業(yè)寡頭壟斷的局面，國旅、中旅和青旅市場集中度逐漸降低，但西部地區(qū)市場化水平較低，中小旅行社的“散、小、弱、差”的局面未得到明顯改善。中國旅行社業(yè)的競爭力結構表現為地區(qū)性的東中西部的差異，呈現比較明顯的非均衡態(tài)勢[25]。市場化的產出彈性也就表現為兩個極端，而居中的中部地區(qū)正經歷市場化變遷的震動，產出彈性波動較大，東部地區(qū)經濟發(fā)展程度較高，市場競爭趨于有序，要素變動對旅行社業(yè)營業(yè)收入的影響也趨于穩(wěn)定。主要在于：一是區(qū)域資源稟賦差異。旅行社技術進步及其要素彈性的區(qū)域差異不僅源于旅行社自身，還受制于其他相關基礎性支持因素，如基礎設施可達性等。東部地區(qū)經濟發(fā)達、技術先進、交通便利，充分利用有限資源使其達到最大的經濟效益。二是國家宏觀調控。東部地區(qū)第三產業(yè)比例快速增長的趨勢，東部地區(qū)無論在人力、物力、財力等都獲得了比西部更多的國家支持。

注：***、**、*分別表示1%、5%、10%的顯著水平。

數據來源：作者計算。

根據式(7)分區(qū)域的估計結果，再結合參數的對應關系，可以測算出不同區(qū)域二級CES生產函數的參數值，并確定函數的具體形式(如表9所示)。可以得出，不同區(qū)域各參數測算值存在一定差異。1999—2013年，東部、中部和西部地區(qū)旅行社業(yè)發(fā)展中技術進步的速度分別為10.9%、12.6%和11%，3個區(qū)域的旅行社營業(yè)收益年均增長速度分別為22.83%、47.33%和19.64%，3個區(qū)域旅行社業(yè)技術進步的貢獻率分別為47.74%、26.62%和56%。3個區(qū)域技術進步速度差異較小，其中中部地區(qū)最快，東部較慢，這可能與地區(qū)產業(yè)轉移和技術進步的區(qū)域外溢性有關，基數較小、增長較快。然而，3個區(qū)域的技術進步貢獻率存在明顯差異。東部和中部地區(qū)旅游景區(qū)總量較大，旅行社發(fā)展的區(qū)位優(yōu)勢比較明顯，在一定技術水平下，要素投入的產出效益較高，旅游營業(yè)收入增長較快，弱化了技術進步的貢獻份額，致使技術進步一定但貢獻率相對較低，而西部地區(qū)技術進步不高但貢獻率較高。技術進步由東部向中西部輻射，技術轉移和推廣促使西部地區(qū)有后發(fā)優(yōu)勢，改變對旅行社業(yè)的競爭環(huán)境。邊際生產率遞減引起生產要素流動，使區(qū)域經濟差異將縮小。根據擴散效應理論，東部地區(qū)發(fā)展起來之后對中部和西部地區(qū)商品和服務的需求增加，從而產生從該地區(qū)到其他地區(qū)的技術知識擴散，最終其他地區(qū)會通過這種擴散效應或溢出效應而受益[26]。另外，m值中僅有中部地區(qū)大于1，東部與西部地區(qū)的m值均小于1，即中部地區(qū)旅行社業(yè)發(fā)展呈規(guī)模報酬遞增而中部與西部地區(qū)呈規(guī)模報酬遞減，這也在一定程度上印證了技術進步及其貢獻率的地區(qū)差異表現。

表9 分區(qū)域模型估計參數值與對應項測算值

數據來源：作者整理。

4 研究結論

基于1999—2013年全國31個省份的數據，利用改進的二級CES生產函數對旅行社業(yè)經營中技術進步的速度及其貢獻水平進行了實證分析。研究結果發(fā)現：第一，旅行社業(yè)經營中技術進步速度較快且貢獻率較高。通過模型估計和測算得出，1999—2013年全國31個省份的旅行社行業(yè)的技術速度達12.2%，對旅行社營業(yè)收入增長的貢獻率為30.5%。從投入要素的的估計與測算結果看，旅行社就業(yè)人數L彈性最高，反映了該行業(yè)勞動依賴較強的特征；旅行社固定資產原值K彈性稍低于L彈性，反映了不同于第一產業(yè)和第二產業(yè)的產業(yè)特征；市場化指數M彈性最低，可能與宏觀經濟環(huán)境相關，市場化進程本身也存在一定的波動。第二，對比1999—2004年和2005—2013年兩個時段發(fā)現，旅行社經營技術進步及其貢獻率存在明顯差異，但M彈性差異較小。加入WTO后，中國市場化進程加快，市場競爭規(guī)則不斷完善，但技術進步速度放緩，社會投資積極性的提高凸顯了要素產出的貢獻，相對弱化了技術進步的貢獻。兩個時段技術進步及其貢獻率分別下降了4.9%和19.05%。第三，由于中國區(qū)域的自然地理條件、社會經濟發(fā)展程度和旅游資源稟賦等方面存在差異，旅行社業(yè)經營的技術進步及其貢獻也存在差異。中部地區(qū)旅行社業(yè)的技術進步速度最快，但貢獻率最低；西部地區(qū)旅行社的技術進步較快，且貢獻率最高；東部地區(qū)兩項指標均處于居中水平。旅行社經營的技術進步及其貢獻率的地區(qū)差異，與技術開發(fā)與利用的宏觀環(huán)境和旅游業(yè)發(fā)展的基礎相關。第四，與其他行業(yè)對比看，旅行社業(yè)的技術進步貢獻水平有待提高。糧食生產中科技進步速度達0.76%，科技進步對糧食增產的貢獻率為51.7%[27]。2003-2009年工業(yè)部門中國企與私企的平均技術進步率分別為14.34%和17.84%，技術效率值分別為60.63%和73.92%[28]。可以看出，第一產業(yè)的技術進步速度最慢，但貢獻值很高，第二產業(yè)的技術進步及其貢獻率均較高。旅行社業(yè)的技術貢獻率較低，生產率相對滯后，表現出鮑莫爾認為的“成本病”跡象。由于服務業(yè)生產率相對滯后，名義工資的上升會使得服務業(yè)生產成本提高，若經濟均衡發(fā)展，則勞動力將會向服務業(yè)轉移，整體經濟增長率將下降[29]。實際上，進步部門的生產率相對快速增長將導致停滯部門出現相對成本不斷上升的問題。相對于制造業(yè)，服務業(yè)勞動生產率更難以提高，對此，旅行社業(yè)迫切需要通過體制創(chuàng)新和技術創(chuàng)新， 鼓勵市場競爭， 提高服務業(yè)生產率等措施來解決“成本病”問題。

我們可以得出幾點啟示：一是技術進步的“雙刃劍”效應。不可否認，技術進步是旅行社業(yè)、旅游業(yè)乃至經濟增長的關鍵要素，特別是“互聯網+”的技術革新降低了市場交易成本，提高了要素配置效率，與此同時，也對傳統(tǒng)旅行社造成了沖擊，造成弱化旅行社中介功能的風險而影響旅行社業(yè)的發(fā)展。將技術進步轉化為要素利用效率提升的途徑，避免“同質、單一、低價”的競爭循環(huán)，轉向“異質、個性、高品”的產品創(chuàng)新與服務升級。從供給側為消費者提供更多樣的產品和更深度的旅游體驗。二是技術進步與專業(yè)分工。分工不僅能提高勞動效率，還有利于技術進步，技術進步可以深化分工，縱向分工一直是中國旅行社業(yè)發(fā)展難題，市場化改革的產出彈性最低，反映了政府力量介入旅行社影響著產業(yè)分工推進與深化。盡管新時期互聯網技術的進步可以促進旅行社業(yè)實現縱向分工，然而行政管制影響了技術利用及其效率。三是西部地區(qū)技術進步的后發(fā)優(yōu)勢。西部地區(qū)具有豐富的旅游資源，包括景觀與文化方面，網絡服務平臺的擴張與信息化發(fā)展能夠促進旅游資源轉化為資本而產生經濟效益，誠然，基礎設施條件決定了旅游可進入性，制約資源效益的釋放，然而技術進步下服務延伸仍能打破資源利用的環(huán)境約束。

注釋

①《中國市場化指數報告(2015年)》最新公布的數據中僅有2008年、2010年、2012年、2014年的綜合市場化指數，并以2008年為基期進行了調整；根據這幾年市場化指數的增長率，以平均增長率來測算2011年、2012年、2013年的市場化指數。

②從國內旅游人次和旅游總花費看，2003年較2002年分別下降了800萬人次和436.1億元，之后呈現穩(wěn)定增長態(tài)勢(資料來源：《中國統(tǒng)計年鑒(2015年)》)。