馮志成 李柏槐

（四川大學(xué) 旅游學(xué)院，四川 成都610000）

一、引 言

作為經(jīng)濟(jì)增長的三駕馬車之一，消費(fèi)在我國經(jīng)濟(jì)增長中的作用越來越突出，而作為消費(fèi)的重要組成部分，旅游在經(jīng)濟(jì)社會(huì)發(fā)展中的地位也越來越重要。 2018年，我國旅游總收入高達(dá)5.97 萬億元，在GDP 的占比也達(dá)到了6.64%，旅游發(fā)展對我國經(jīng)濟(jì)增長的貢獻(xiàn)不言而喻。 而且，旅游業(yè)作為一種關(guān)聯(lián)性強(qiáng)的產(chǎn)業(yè)，遍及食、住、行、游、娛、購等多個(gè)方面，其不僅直接對經(jīng)濟(jì)增長產(chǎn)生影響，還會(huì)通過相關(guān)產(chǎn)業(yè)對經(jīng)濟(jì)增長產(chǎn)生影響。 隨著我國旅游業(yè)的不斷發(fā)展，旅游發(fā)展對經(jīng)濟(jì)增長的影響將越來越大，正是基于這樣的背景，旅游發(fā)展對經(jīng)濟(jì)增長影響的探討在學(xué)界也越來越多。

目前，TLGH 假說，即“旅游導(dǎo)向型經(jīng)濟(jì)增長假說”在國內(nèi)得到了比較多的認(rèn)同，這一點(diǎn)在國內(nèi)各級政府出臺(tái)的旅游業(yè)發(fā)展規(guī)劃中可見一斑，如國務(wù)院出臺(tái)的《“十三五”旅游業(yè)發(fā)展規(guī)劃》明確指出，在“十三五”期間要實(shí)現(xiàn)旅游業(yè)對國民經(jīng)濟(jì)的綜合貢獻(xiàn)度達(dá)到12%的目標(biāo)。 不過，與理論假說探討和實(shí)踐活動(dòng)形成鮮明對比的是，在國內(nèi)，關(guān)于旅游產(chǎn)業(yè)經(jīng)濟(jì)現(xiàn)象的實(shí)證檢驗(yàn)卻嚴(yán)重地滯后于理論探討和實(shí)踐活動(dòng)。 而且，在現(xiàn)有的對旅游發(fā)展與經(jīng)濟(jì)增長關(guān)系的實(shí)證研究中，絕大多數(shù)的學(xué)者都是采用線性研究的方法。 然而，像旅游產(chǎn)業(yè)這種先天產(chǎn)業(yè)融合度高、關(guān)聯(lián)部門眾多的產(chǎn)業(yè)，其發(fā)展對經(jīng)濟(jì)增長的影響明顯不應(yīng)該局限于線性研究的范疇，而在現(xiàn)有的文獻(xiàn)中，用非線性的方法來研究旅游發(fā)展對經(jīng)濟(jì)增長影響的學(xué)者還相對比較少。

所以，出于對使用線性方法來研究旅游發(fā)展對經(jīng)濟(jì)影響的反思，本文借鑒Hansen（1999）、Chang（2012）和趙磊等（2013）的研究思路，使用門檻回歸作為非線性計(jì)量方法，基于中國省際面板數(shù)據(jù)，通過建立面板門檻回歸模型和構(gòu)建不同的門檻變量，來實(shí)證分析旅游發(fā)展對經(jīng)濟(jì)增長的非線性影響，探討了在在不同發(fā)展階段，旅游發(fā)展對經(jīng)濟(jì)增長影響的作用機(jī)制。

二、文獻(xiàn)綜述

旅游發(fā)展和經(jīng)濟(jì)增長的關(guān)系一直是學(xué)界關(guān)心的熱點(diǎn)話題。 學(xué)界對該話題的研究眾多，觀點(diǎn)也不少，我們可以把旅游發(fā)展對經(jīng)濟(jì)增長影響的觀點(diǎn)大致分為促進(jìn)論、抑制論和環(huán)境決定論三類。 下面筆者就以這三類觀點(diǎn)進(jìn)行文獻(xiàn)綜述。

持有促進(jìn)論觀點(diǎn)的學(xué)者認(rèn)為旅游發(fā)展對經(jīng)濟(jì)增長具有顯著的促進(jìn)作用（TLGH 假說），目前國內(nèi)持該觀點(diǎn)的學(xué)者占多數(shù)，國外學(xué)者Pablo-Romero M P（2013）在對國外關(guān)于該主題的評述中也有類似結(jié)論，在其綜述的87 篇國外文獻(xiàn)中有63%的文獻(xiàn)支持TLGH 假說。促進(jìn)論的研究認(rèn)為旅游發(fā)展對經(jīng)濟(jì)增長影響的具體表現(xiàn)在增加外匯收入外匯、促進(jìn)國內(nèi)就業(yè)、增加政府稅收、拉動(dòng)投資以及刺激消費(fèi)等方面。McKinnon （1966）最早提出“旅游創(chuàng)匯假說”，隨后被眾多學(xué)者進(jìn)行了實(shí)證分析所證實(shí)，戴魁早（2010）、劉桂玉（2008）等用不同時(shí)期桂林市的面板數(shù)據(jù)做實(shí)證分析，均得出地方旅游發(fā)展能夠有效促進(jìn)地區(qū)經(jīng)濟(jì)增長的結(jié)論。李其原（2014）基于四川省1995-2010年的面板數(shù)據(jù)，運(yùn)用協(xié)方差分析模型，得出“旅游外匯收入每增加1 億元，地區(qū)生產(chǎn)總值將增加224.42 億元”的結(jié)論。 郭沙（2016）使用Panel-Data 模型對我國30 個(gè)省區(qū)旅游消費(fèi)對經(jīng)濟(jì)增長的影響進(jìn)行分析發(fā)現(xiàn)，旅游消費(fèi)對地區(qū)經(jīng)濟(jì)增長具有較為顯著的拉動(dòng)作用。 除了宏觀層面，微觀層面的研究也有證實(shí)TLGH 假說的，張華杰（2019）通過研究旅游景區(qū)商品的流通性，發(fā)現(xiàn)旅游景區(qū)商品的快速流通能夠?yàn)榫皡^(qū)周邊地區(qū)經(jīng)濟(jì)發(fā)展帶來的積極影響。 馮志成（2020）通過研究成都市近30年來旅游外匯收入與經(jīng)濟(jì)增長的關(guān)系，發(fā)現(xiàn)旅游外匯收入與經(jīng)濟(jì)增長存在長期的穩(wěn)定協(xié)整關(guān)系。 旅游發(fā)展對增加地區(qū)就業(yè)的促進(jìn)作用也得到了學(xué)者的廣泛認(rèn)同。 左冰（2002）利用投入產(chǎn)出法，對我國的旅游就業(yè)人數(shù)進(jìn)行測算，得出我國綜合旅游就業(yè)乘數(shù)為1.69 的結(jié)論。柳思維（2008）等使用彈性和協(xié)整檢驗(yàn)兩者相結(jié)合的研究方法，以湘鄂渝黔邊區(qū)為研究對象，發(fā)現(xiàn)旅游發(fā)展和旅游就業(yè)之間存在長期協(xié)整關(guān)系，同時(shí)測算出旅游的就業(yè)彈性系數(shù)為0.52。 王建喜（2010）以南京為案例地，通過研究鄉(xiāng)村旅游對當(dāng)?shù)剞r(nóng)民的影響，發(fā)現(xiàn)鄉(xiāng)村旅游對農(nóng)村就業(yè)結(jié)果的升級有一定的促進(jìn)作用。 何穎怡等（2013）使用就業(yè)彈性系數(shù)和旅游人次作為觀察指標(biāo)，對張家界的旅游就業(yè)層次進(jìn)行了分析，發(fā)現(xiàn)旅游規(guī)模與地區(qū)旅游就業(yè)層次之間存在明顯的相關(guān)性。 此外，葛夕良（2008）、王如東（2009）和楊建春（2010）分別在旅游發(fā)展對增加政府稅收、拉動(dòng)投資和刺激消費(fèi)方面等方面做了研究。

促進(jìn)論在不斷發(fā)展的同時(shí)，抑制論的聲音也不可忽視。 持抑制論的學(xué)者認(rèn)為旅游發(fā)展對經(jīng)濟(jì)增長有比較多的負(fù)面影響，主要表現(xiàn)在去工業(yè)化（De-industrialization）、“荷蘭病”效應(yīng)和負(fù)向溢出效應(yīng)等三方面。 Copeland（1991）認(rèn)為旅游業(yè)的發(fā)展可以改善地方的貿(mào)易條件，但資源配置的資本縮減過程實(shí)際上會(huì)導(dǎo)致匯率上升，最終使得旅游目的地在實(shí)現(xiàn)短期的市場繁榮之后卻出現(xiàn)長期經(jīng)濟(jì)增長潛力下降的情況。 左冰（2015）以我國桂林市為研究對象，用VAR 方法實(shí)證分析之后也得出了“在不受干預(yù)的條件下,旅游業(yè)的擴(kuò)張會(huì)擠出目的地工業(yè)投資資本”的結(jié)論。 “荷蘭病”效應(yīng)的觀點(diǎn)跟“去工業(yè)化”的觀點(diǎn)有異曲同工之妙，最早由Chao（2006）提出，他認(rèn)為旅游業(yè)的發(fā)展可能會(huì)在中短期增加目的地居民的福利，但是隨著游客的涌入會(huì)抬高當(dāng)?shù)氐奈飪r(jià)水平，從而使得長期目的地居民福利下降，變相影響了當(dāng)?shù)亟?jīng)濟(jì)的長期發(fā)展。 國內(nèi)學(xué)者韓春鮮（2009）、韓瓊慧（2011）、馬仁鋒（2015）和吳楊（2016）等人對我國新疆維吾爾族自治區(qū)、四川省涼山州、浙江省和上海等地區(qū)進(jìn)行了實(shí)地調(diào)查研究，發(fā)現(xiàn)這些地區(qū)確實(shí)存在"荷蘭病"效應(yīng)。負(fù)溢出效應(yīng)的主要觀點(diǎn)是旅游發(fā)展會(huì)阻礙當(dāng)?shù)氐募夹g(shù)進(jìn)步和造成資本擠出。 饒品樣（2012）、肖明（2014）和毛潤澤（2014）等學(xué)者也是持該觀點(diǎn)，他們認(rèn)為技術(shù)進(jìn)步對經(jīng)濟(jì)增長貢獻(xiàn)率極低，有些時(shí)候甚至?xí)璧K經(jīng)濟(jì)增長。 毛艷華等（2016）通過研究“自由行”對澳門旅游業(yè)的影響，發(fā)現(xiàn)“自由行”政策對澳門旅游經(jīng)濟(jì)的影響被高估。

近年來，隨著實(shí)證研究的深入，一些學(xué)者發(fā)現(xiàn)由于不同地區(qū)的先天稟賦差異較大，還有地區(qū)發(fā)展也受到不同的社會(huì)因素影響，因此旅游發(fā)展對經(jīng)濟(jì)增長的影響并不能一概而論，而要結(jié)合當(dāng)?shù)氐膶?shí)際情況，客觀看待旅游發(fā)展在當(dāng)?shù)亟?jīng)濟(jì)增長中所扮演的角色，于是形成了第三類觀點(diǎn)——環(huán)境決定論。 楊勇（2007）用我國的旅游外匯收入數(shù)據(jù)和經(jīng)濟(jì)增長數(shù)據(jù)進(jìn)行了兩者的實(shí)證分析，旅游外匯收入對經(jīng)濟(jì)增長的影響在不同的省份之間存在很大差異，他認(rèn)為旅游促進(jìn)經(jīng)濟(jì)增長的問題要結(jié)合各地實(shí)際情況進(jìn)一步商榷。 張麗峰等（2009）的研究發(fā)現(xiàn)，我國城鎮(zhèn)居民旅游消費(fèi)對經(jīng)濟(jì)增長的作用于農(nóng)村居民旅游消費(fèi)對經(jīng)濟(jì)增長的作用存在明顯差異。 鄧祝仁（2010）認(rèn)為要客觀看待旅游在促進(jìn)財(cái)政收入和經(jīng)濟(jì)增長中的作用，不能死扣旅游的貢獻(xiàn)率。 田盛圭等（2010）通過分析我國三大都市經(jīng)濟(jì)圈的旅游經(jīng)濟(jì)增長影響因素發(fā)現(xiàn)，由于旅游稟賦的差異，不同經(jīng)濟(jì)圈的旅游經(jīng)濟(jì)增長影響因素存在較大差異。 高維忠（2016）的研究發(fā)現(xiàn)，不同地區(qū)的旅游經(jīng)濟(jì)增長與當(dāng)?shù)氐某鞘谢酱嬖谳^強(qiáng)的相關(guān)性。 楊天英等（2017）的研究發(fā)現(xiàn)，旅游自然資源對旅游經(jīng)濟(jì)增長的影響是最明顯的，而由于不同地區(qū)旅游自然資源存在明顯差異，不同地區(qū)旅游自然資源對旅游經(jīng)濟(jì)增長的影響也存在顯著差異。

綜上所述，旅游發(fā)展對經(jīng)濟(jì)增長的影響學(xué)界并沒有統(tǒng)一的定論，但目前學(xué)者比較多的支持TLGH 假說。 本文也從TLGH 假說出發(fā)，用非線性研究的方法探究旅游發(fā)展對經(jīng)濟(jì)增長的影響，突破傳統(tǒng)線性研究的局限。 雖然目前國內(nèi)也有少量的非線性研究文獻(xiàn)，但多為簡單的分組檢驗(yàn)和使用TAR（Threshold Auto regression）門檻自回歸方法。 與之不同的是，本文引入Hansen（1999）面板門檻回歸模型，用門檻檢驗(yàn)的方法估計(jì)出門檻值，內(nèi)生地劃分樣本區(qū)制（regime），從而研究旅游發(fā)展與經(jīng)濟(jì)增長之間的非線性門檻特征。

三、作用原理與研究假設(shè)

旅游產(chǎn)業(yè)是涵蓋行、住、食、游、購、娛等的綜合性大產(chǎn)業(yè)，因此，旅游發(fā)展對經(jīng)濟(jì)增長的作用機(jī)制也是受多因素制約的。

收入是消費(fèi)的前提和基礎(chǔ)，其中，衡量居民收入情況的一個(gè)重要指標(biāo)就是人均可支配收入。 保羅·薩繆爾森（2012）在其書中提到人均可支配收入通常被認(rèn)為是消費(fèi)開支的最重要的決定性因素，是衡量一國生活水平變化情況的常用指標(biāo)。 人均可支配收入的變化會(huì)直接影響人們的出行意愿和旅游途中的消費(fèi)能力，而旅游產(chǎn)業(yè)的發(fā)展又與人們的出行意愿和消費(fèi)能力密切相關(guān)。 不同的旅游產(chǎn)業(yè)的規(guī)模和發(fā)展水又對經(jīng)濟(jì)增長的影響是不一樣的。

因此，本文提出假設(shè)H1：旅游發(fā)展對經(jīng)濟(jì)增長的影響受到人均可支配收入的制約。

城市化水平是衡量一個(gè)城市發(fā)展情況的重要指標(biāo)。 城市化水平的提升不僅意味著城市人口的增加，更意味著城市相關(guān)基礎(chǔ)設(shè)施，如交通、醫(yī)療、水電、住宿等的完善。 這些基礎(chǔ)設(shè)施的完善將對旅游發(fā)展產(chǎn)生重要的影響。 同時(shí)，城市化的發(fā)展會(huì)提升城市的經(jīng)濟(jì)、文化等發(fā)展水平，也會(huì)在一定程度上提升城市形象和城市知名度，這會(huì)為為城市旅游發(fā)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會(huì)受之影響，從而影響旅游發(fā)展，也由之影響到旅游對經(jīng)濟(jì)增長的作用。

鑒于以上論述，本文提出第二個(gè)假設(shè)H2：旅游發(fā)展對經(jīng)濟(jì)增長的影響受城市化水平的影響。

旅游是一個(gè)勞動(dòng)力密集型的產(chǎn)業(yè)，旅游發(fā)展水平與勞動(dòng)力素質(zhì)息息相關(guān)。 作為現(xiàn)代服務(wù)業(yè)的重要組成部分，旅游發(fā)展對勞動(dòng)力素質(zhì)的要求越來越高，高素質(zhì)的勞動(dòng)力成為旅游業(yè)快速發(fā)展的必要條件之一。 旅游業(yè)的接待特點(diǎn)具有高接觸性的特征，旅游從業(yè)人員在與游客的接觸中會(huì)影響客人的滿意度，毫無疑問，高素質(zhì)的勞動(dòng)力會(huì)對提高游客的滿意度，從而提升旅游業(yè)的發(fā)展水平，而旅游業(yè)發(fā)展水平的變化會(huì)影響到其在經(jīng)濟(jì)增長中的作用。

因此，本文提出第三個(gè)假設(shè)H3：旅游發(fā)展對經(jīng)濟(jì)增長的影響受勞動(dòng)力素質(zhì)的制約。

四、研究設(shè)計(jì)

（一）門檻模型的建構(gòu)

為了驗(yàn)證假設(shè)H1-H3，本文借鑒Hansen（1999）文中所提的門檻面板回歸模型，引入相關(guān)的門檻變量和控制變量，構(gòu)建旅游發(fā)展和經(jīng)濟(jì)增長的多重門檻回歸模型。

模型1，以人均可支配收入作為門檻變量：

模型2，以城市化水平作為門檻變量：

模型3，以勞動(dòng)力素質(zhì)作為門檻變量：

其中，qit 為門檻變量，分別代表人均可支配收入pcdi、城市化水平urb、勞動(dòng)力素質(zhì)lab，γ1、γ1、…γn為n+1個(gè)門檻區(qū)制下的門檻值，β1、β2、…βn+1為不同門檻區(qū)制下的估計(jì)系數(shù)；Ⅰ（·）為示性函數(shù)，當(dāng)門檻變量滿足條件時(shí)，該示性函數(shù)為1，否則為0；tourit為為門檻依賴變量；Xit為一組控制變量；εit～iid（0，δ2）為隨機(jī)擾動(dòng)項(xiàng)。

使用Hansen（1999）所提的“格柵搜索法”先找出候選門檻γi，使用0.0025 的格柵化水平對候選門檻值范圍進(jìn)行格柵化處理。 最終得到模型殘差平方和最小值S1（γ）所對應(yīng)的門檻值γi 作為真實(shí)門檻值γ^。

（二）門檻效應(yīng)檢驗(yàn)

門檻效應(yīng)檢驗(yàn)通常為兩步走。

第一，門檻效應(yīng)的顯著性檢驗(yàn)。 這是為了檢驗(yàn)門檻值是否存在，也即看回歸結(jié)果中的β1與β2是否有顯著差異。對回歸模型施加約束條件β1=β2，跟著進(jìn)行Wald 檢驗(yàn)。若Wald 檢驗(yàn)的統(tǒng)計(jì)量置信概率小于0.05，則拒絕原假設(shè)，表明β1與β2存在顯著差異，也即門檻效應(yīng)顯著。 反之，門檻效應(yīng)不顯著。

第二，門檻值檢驗(yàn)。 即檢驗(yàn)門檻估計(jì)值是否等于其真實(shí)值。 原假設(shè)為H0：γ=γ0,借鑒Hansen（1996）的方法，用極大似然估計(jì)量來檢驗(yàn)門檻值，建構(gòu)LR 統(tǒng)計(jì)量：

其中，S1（γ）是在原假設(shè)H0下做參數(shù)估計(jì)得到的殘差平方和為原假設(shè)H0下做參數(shù)估計(jì)得到的殘差方差。 當(dāng)時(shí)，拒絕原假設(shè)H0，LR 統(tǒng)計(jì)量的臨界值為7.3523。

（三）數(shù)據(jù)來源和數(shù)據(jù)處理

本文實(shí)證分析使用的樣本數(shù)據(jù)覆蓋2009-2018年中國大陸31 個(gè)省（自治區(qū)、直轄市），共獲得310 個(gè)研宄樣本。 相關(guān)研宄數(shù)據(jù)整理自2010-2019年的《中國旅游統(tǒng)計(jì)年鑒》、各省（自治區(qū)、直轄市）的《統(tǒng)計(jì)年鑒》、各省（自治區(qū)、直轄市）的《國民經(jīng)濟(jì)和社會(huì)發(fā)展統(tǒng)計(jì)公報(bào)》。

因?yàn)榻y(tǒng)計(jì)單位的不同很可能造成數(shù)據(jù)的劇烈波動(dòng)，從而形成的異方差。 為了使時(shí)間序列平穩(wěn)，對相應(yīng)變量做了自然對數(shù)處理（變量是比重的數(shù)據(jù)除外）。 同時(shí)，對以美元為單位的統(tǒng)計(jì)數(shù)據(jù)，參考當(dāng)年中國人民銀行公布的中美平均匯率，統(tǒng)一換算為人民幣，保留小數(shù)點(diǎn)后兩位。 另外，為了消除價(jià)格因素的影響，對所有計(jì)價(jià)數(shù)據(jù)以2009年為基期（2009年=100），采用當(dāng)年的GDP 平減指數(shù)對相應(yīng)的數(shù)據(jù)進(jìn)行平減。

（四）變量說明

1. 被解釋變量

經(jīng)濟(jì)增長（lngdp）：用各省（自治區(qū)、直轄市）的GDP 以2009年為基期平減后取對數(shù)表示。

2. 解釋變量

旅游發(fā)展（tour）：借鑒Fayissa （2011）和趙磊（2013）等的做法，采用旅游專業(yè)化（tourism specialization），也就是當(dāng)?shù)芈糜伟l(fā)展總收入與當(dāng)?shù)谿DP 的比來作為旅游發(fā)展的代理變量。

3. 控制變量

（1）外貿(mào)依存度（ftd）。 外貿(mào)依存度是衡量一個(gè)國家或地區(qū)對外經(jīng)濟(jì)開放水平的主要指標(biāo)。 自從加入WTO之后，中國的外貿(mào)依存度一直較高，雖然中國經(jīng)濟(jì)加入“新常態(tài)”后外貿(mào)依存度有所回調(diào)，但2018年中國的外貿(mào)依存度仍然高達(dá)33.7%，依舊是經(jīng)濟(jì)增長的重要來源。因此，在考慮對經(jīng)濟(jì)增長的影響因素時(shí)，對外依存度作為控制變量之一是合理的。在衡量指標(biāo)方面，本文采用進(jìn)出口總額占GDP 的比重來衡量。進(jìn)出口總額數(shù)據(jù)來源于《中國統(tǒng)計(jì)年鑒》，用央行公布的當(dāng)年人民幣兌美元平均匯率統(tǒng)一換算成人民幣計(jì)算。

（2）社會(huì)投資（si）。作為拉動(dòng)經(jīng)濟(jì)增長的三駕馬車之一，投資對經(jīng)濟(jì)增長的影響是不可忽視的。投資通過流入生產(chǎn)部門，擴(kuò)大產(chǎn)品供給，從而最終實(shí)現(xiàn)經(jīng)濟(jì)規(guī)模的擴(kuò)張。 本文用《中國統(tǒng)計(jì)年鑒》公布的歷年全社會(huì)固定資產(chǎn)投資作為代理變量。

（3）消費(fèi)（cons）。 消費(fèi)也是拉動(dòng)我國經(jīng)濟(jì)增長的三大馬車之一，尤其是2008年國際金融危機(jī)爆發(fā)之后，我國政府就開始著力提振國內(nèi)消費(fèi)以保持經(jīng)濟(jì)的平穩(wěn)運(yùn)行，消費(fèi)的作業(yè)自然是不容小覷的。 本文以社會(huì)零售品消費(fèi)總額作為代理變量，數(shù)據(jù)來源于《中國統(tǒng)計(jì)年鑒》。

（4）政府規(guī)模（gov）。 本文采用政府財(cái)政支出占GDP 的比重來來作為政府規(guī)模代理變量，相關(guān)數(shù)據(jù)來源于《中國統(tǒng)計(jì)年鑒》，該指標(biāo)表示的是政府對經(jīng)濟(jì)活動(dòng)的干預(yù)程度。 通常當(dāng)經(jīng)濟(jì)過熱時(shí)政府會(huì)縮減財(cái)政支出以給經(jīng)濟(jì)降溫。 而當(dāng)經(jīng)濟(jì)下行壓力大時(shí)，政府通常會(huì)增長財(cái)政支出以刺激經(jīng)濟(jì)增長。

（5）人口規(guī)模（pop）。 人類之所以能夠一代代地持續(xù)著，就在于人類自身的繁衍生息活動(dòng)，就在于人類周而復(fù)始地生產(chǎn)出人類自己。 恩格斯把人類的這種活動(dòng)稱之為社會(huì)的第二種再生產(chǎn)，它與第一種再生產(chǎn)（物質(zhì)再生產(chǎn)）之間的關(guān)系是相互平行和相互制約。 物質(zhì)再生產(chǎn)過程是人口再生產(chǎn)過程的物質(zhì)基礎(chǔ)，而人口是人類社會(huì)活動(dòng)的主體，人口再生產(chǎn)過程反過來為物質(zhì)再生產(chǎn)程的提供前提和條件。 因此，在經(jīng)濟(jì)增長中，人口規(guī)模也是重要的影響因素。 本文把年末人口總量作為人口規(guī)模的代理變量，數(shù)據(jù)來源自《中國統(tǒng)計(jì)年鑒》。

4. 門檻變量

（1）人均可支配收入（pcdi）。 它通常被認(rèn)為是消費(fèi)開支的最重要的決定性因素，對影響旅游發(fā)展的水平和規(guī)模。 數(shù)據(jù)來源于各省（自治區(qū)、直轄市）的《國民經(jīng)濟(jì)和社會(huì)發(fā)展統(tǒng)計(jì)公報(bào)》。

（2）城市化水平（urb）。伴隨城市化變化的是相關(guān)的基礎(chǔ)設(shè)施，而這些基礎(chǔ)設(shè)施的變化會(huì)對旅游發(fā)展產(chǎn)生重要影響，基礎(chǔ)設(shè)施的完善與否會(huì)直接影響旅游目的地的接待能力和吸引力，進(jìn)而影響旅游發(fā)展，最終影響經(jīng)濟(jì)增長。 本文使用城市化率作為代理變量，即城市人口占總?cè)丝诘谋戎?，?shù)據(jù)來源于《中國統(tǒng)計(jì)年鑒》。

（3）勞動(dòng)力素質(zhì)（lab）。勞動(dòng)力素質(zhì)高低會(huì)直接影響產(chǎn)出效率。當(dāng)然，勞動(dòng)力素質(zhì)的衡量涉及多個(gè)維度，目前也沒有形成一個(gè)公認(rèn)的指標(biāo)。 通常來說， 受過高等教育的勞動(dòng)力才對經(jīng)濟(jì)增長的效率產(chǎn)生顯著促進(jìn)作用（Vandenbussche 等，2006；朱承亮等，2011）。參考前人研究，本文使用每萬人在校大學(xué)生人數(shù)作為勞動(dòng)力素質(zhì)的代理變量，數(shù)據(jù)來自《中國統(tǒng)計(jì)年鑒》。

五、實(shí)證分析

（一）門檻效應(yīng)檢驗(yàn)

根據(jù)Hansen（1999）門檻回歸的基本思路，首先進(jìn)行門檻效應(yīng)檢驗(yàn)用以確定門檻類型。 本文用stata 分析軟件，采用自抽樣（Bootstrap）方法，重復(fù)抽樣300 次，獲得相應(yīng)門檻假設(shè)下的F 值和P 值。 具體結(jié)果參見表1。

如表1 所示，當(dāng)以人均可支配收入作為門檻變量時(shí)，單一門檻和雙重門檻分別通過了5%和10%的顯著性水平檢驗(yàn)，而三重門檻效應(yīng)不顯著。 當(dāng)以城市化水平作為門檻變量時(shí)，單一門檻和雙重門檻分別也通過了1%和10%的顯著性水平檢驗(yàn)，同時(shí)，三重門檻效應(yīng)不顯著。當(dāng)以勞動(dòng)力素質(zhì)作為門檻變量時(shí)，僅通過了單一門檻5%的顯著性水平檢驗(yàn)， 雙重門檻和三重門檻的門檻效應(yīng)不顯著。 后文將基于雙重門檻模型（人均可支配收入、城市化水平）和單一門檻模型（勞動(dòng)力素質(zhì)）來進(jìn)行門檻特征分析。

表1 門檻效應(yīng)檢驗(yàn)結(jié)果

表2 各門檻變量的門檻估計(jì)值及其置信區(qū)間

圖1 人均可支配收入雙門檻識(shí)別圖

圖2 城市化水平雙重門檻識(shí)別圖

圖3 勞動(dòng)力素質(zhì)單一門檻識(shí)別圖

綜上，人均可支配收入、城市化水平和勞動(dòng)力素質(zhì)三個(gè)門檻變量的門檻效應(yīng)均在不同顯著性水平顯著，也即存在非線性關(guān)系，故本文所提的H1-H3 三個(gè)假設(shè)均成立。 由此推斷， 在上述三個(gè)門檻變量的影響條件下， 我國的旅游發(fā)展與經(jīng)濟(jì)增長之間是存在非線性關(guān)系的。 所以，我國旅游發(fā)展對經(jīng)濟(jì)增長的影響受上述三個(gè)門檻變量所制約。

（二）門檻值檢驗(yàn)

下面， 我們采用人均可支配收入、城市化水平和勞動(dòng)力素質(zhì)分別作為門檻變量， 分別對各門檻模型的門檻值進(jìn)行識(shí)別。 用最小二乘的LR 統(tǒng)計(jì)量（似然比統(tǒng)計(jì)量）對門檻進(jìn)行識(shí)別，利用LR 統(tǒng)計(jì)量建構(gòu)出γ的置信區(qū)間，具體結(jié)果如表2 所示。表2 中分別列出人均可支配收入雙重門檻估計(jì)值為9.476 和10.047；城市化水平雙重門檻估計(jì)值為0.480和0.580；勞動(dòng)力素質(zhì)單一門檻值為4.969。

借助各門檻變量的似然比函數(shù)圖， 我們可以更為清晰地看到各門檻值的估計(jì)和置信區(qū)間的構(gòu)造過程。 各圖中的虛線代表似然比統(tǒng)計(jì)量的臨界值。 圖1 為人均可支配收入作為門檻變量時(shí)的雙重門檻識(shí)別圖；圖2 為城市化水平作為門檻變量時(shí)的雙重門檻識(shí)別圖；圖3 為勞動(dòng)力素質(zhì)作為門檻變量時(shí)的單一門檻識(shí)別圖。

表3 門檻回歸結(jié)果對比表

（三）實(shí)證結(jié)果分析

從表3 的對比分析中我們可以看到，以人均可支配收入作為模型估計(jì)的門檻變量時(shí)，我國旅游發(fā)展對經(jīng)濟(jì)增長影響呈現(xiàn)出基于人均可支配收入的顯著正向雙重門檻特征。 人均可支配收入雙重門檻估計(jì)值將樣本分為三個(gè)區(qū)制，旅游發(fā)展估計(jì)系數(shù)在每個(gè)區(qū)制內(nèi)顯著為正，且在低、中、高區(qū)制分別在5%、1%和1%水平上顯著，這就說明旅游發(fā)展對經(jīng)濟(jì)增長存在顯著促進(jìn)作用。 另外，三個(gè)區(qū)制內(nèi)旅游發(fā)展估計(jì)系數(shù)分別為0.0279、0.0698 和0.0493，旅游發(fā)展對經(jīng)濟(jì)增長的影響效呈現(xiàn)倒“V”型結(jié)構(gòu)，當(dāng)人均可支配收入跨越第一道門檻時(shí)，旅游發(fā)展對經(jīng)濟(jì)增長的促進(jìn)作用明顯增強(qiáng)。 當(dāng)人均可支配收入跨越第二道門檻時(shí)，旅游發(fā)展對經(jīng)濟(jì)增長的促進(jìn)作用有所放緩。 究其原因很可能是隨著地區(qū)經(jīng)濟(jì)的發(fā)展，當(dāng)?shù)亟?jīng)濟(jì)增長的驅(qū)動(dòng)力可能會(huì)變得多元化，尤其是在我國， 隨著經(jīng)濟(jì)水平的發(fā)展，地方政府為了避免產(chǎn)業(yè)結(jié)構(gòu)單一化，經(jīng)常會(huì)出臺(tái)相應(yīng)的產(chǎn)業(yè)刺激政策以促進(jìn)經(jīng)濟(jì)結(jié)構(gòu)的改善，這樣旅游產(chǎn)業(yè)對經(jīng)濟(jì)增長的貢獻(xiàn)就會(huì)受限。

當(dāng)以城市化水平作為模型估計(jì)的門檻變量時(shí)，我國旅游發(fā)展對經(jīng)濟(jì)增長影響呈現(xiàn)出基于城市化水平的雙重門檻特征，在低區(qū)制和高區(qū)制具有顯著促進(jìn)作用，對應(yīng)的估計(jì)系數(shù)分別為0.1702 和0.2662，在中區(qū)制為負(fù)向抑制作用但統(tǒng)計(jì)上并不顯著。 這說明當(dāng)城市化水平跨過第一道門檻尚未跨過第二道門檻時(shí)，旅游發(fā)展對經(jīng)濟(jì)增長影響基于城市化水平的作用是不確定的，這很可能是城市化加速過程中會(huì)出現(xiàn)各類“城市病”問題導(dǎo)致的，“城市病” 的存在很可能是旅游發(fā)展對經(jīng)濟(jì)增長的影響產(chǎn)生的不確定性。 但我們也注意到，當(dāng)城市化水平跨越第二道門檻時(shí)，旅游發(fā)展對經(jīng)濟(jì)增長影響的系數(shù)顯著為正且高于未跨過第一道門檻時(shí)的系數(shù)。 這說明隨著城市化水平的不斷提高，旅游基礎(chǔ)設(shè)施等也會(huì)相應(yīng)完善，此時(shí)，城市旅游吸引力會(huì)增強(qiáng)從而使得旅游發(fā)展對經(jīng)濟(jì)影響的正向作用擴(kuò)大。

當(dāng)以勞動(dòng)力素質(zhì)作為模型估計(jì)的門檻變量時(shí)，我國旅游發(fā)展對經(jīng)濟(jì)增長影響呈現(xiàn)出基于勞動(dòng)力素質(zhì)的單一門檻特征。當(dāng)勞動(dòng)力素質(zhì)低于4.969 的門檻值時(shí)，旅游發(fā)展對經(jīng)濟(jì)增長影響基于勞動(dòng)力素質(zhì)的促進(jìn)作用并不十分明顯，但當(dāng)跨越這一門檻值是，其促進(jìn)作用變得非常顯著。 這說明，勞動(dòng)力素質(zhì)要對經(jīng)濟(jì)增長產(chǎn)生影響需要一個(gè)積累過程，在前期，勞動(dòng)力素質(zhì)對經(jīng)濟(jì)增長的促進(jìn)作用可能并不顯著，但當(dāng)?shù)貐^(qū)勞動(dòng)力素質(zhì)整體提高時(shí)，旅游發(fā)展對經(jīng)濟(jì)影響基于勞動(dòng)力素質(zhì)的作用會(huì)顯著增強(qiáng)。

六、研究結(jié)論與政策啟示

在旅游發(fā)展對經(jīng)濟(jì)增長影響關(guān)系的實(shí)證計(jì)量研究中， 前人大多數(shù)都是基于線性假設(shè)的條件下開展研究?？紤]到旅游部門是一個(gè)綜合性的部門，其對經(jīng)濟(jì)增長影響的過程是復(fù)雜的，因此，從線性的角度去研究很可能與實(shí)際不符。 為了更好的研究旅游發(fā)展對經(jīng)濟(jì)增長的實(shí)際影響，本文使用2009-2018年中國大陸31 個(gè)省份的面板數(shù)據(jù)，借鑒Hansen 提出的非線性門檻模型回歸方法，用不同的門檻變量構(gòu)建相應(yīng)的回歸模型，實(shí)證分析了旅游發(fā)展對經(jīng)濟(jì)增長的影響關(guān)系。

研究表明，我國旅游發(fā)展對經(jīng)濟(jì)增長影響呈現(xiàn)出基于人均可支配收入的顯著正向雙重門檻特征，影響變化呈現(xiàn)倒“V”型結(jié)構(gòu)；基于城市化水平呈現(xiàn)雙重門檻特征，其影響系數(shù)在低區(qū)制和高區(qū)制為正，在中區(qū)制為負(fù)；基于勞動(dòng)力素質(zhì)呈現(xiàn)單一門檻特征，當(dāng)跨越門檻值時(shí)，基于勞動(dòng)力素質(zhì)門檻的旅游發(fā)展對經(jīng)濟(jì)增長作用顯著增強(qiáng)。

基于上述結(jié)論，本文建議政府在制定旅游發(fā)展的相關(guān)政策時(shí)應(yīng)考慮如下內(nèi)容。 第一，旅游發(fā)展政策要與省情相結(jié)合，要立足本省的實(shí)際情況，切實(shí)做到實(shí)事求是。 同時(shí)，要時(shí)刻關(guān)注本省經(jīng)濟(jì)相關(guān)影響因素的動(dòng)態(tài)變化，政策要及時(shí)調(diào)整。 第二，人均可支配收入在不同的區(qū)制都能使旅游發(fā)展對經(jīng)濟(jì)增長具有正向促進(jìn)作用，在中區(qū)制的促進(jìn)作用更為明顯。 因此，人均可支配收入尚未進(jìn)入中區(qū)制的省份，如甘肅、寧夏等省份要加快經(jīng)濟(jì)發(fā)展步伐，努力提高人均可支配收入。 人均可支配收入在高區(qū)制的省份，要提高旅游發(fā)展質(zhì)量，提高旅游專業(yè)化程度，穩(wěn)定旅游發(fā)展對經(jīng)濟(jì)增長的貢獻(xiàn)。 第三，城市化水平在中區(qū)制時(shí)，旅游發(fā)展對經(jīng)濟(jì)增長的作用變得不確定。在這區(qū)制的省份（如貴州、云南等）要做好城市化的規(guī)劃工作，減少“城市病”的發(fā)生概率，同時(shí)努力使城市化水平邁過第二道門檻。 而對于城市化水平尚未邁過第一道門檻的省份（如西藏、甘肅等），則要加快城市化建設(shè)步伐，加快相關(guān)基礎(chǔ)設(shè)施的建設(shè)。 第四，勞動(dòng)力素質(zhì)尚未跨過單一門檻值得省份（如青海、西藏等）則要加大對高素質(zhì)人才的培育力度，加快省內(nèi)職業(yè)教育和高等教育的發(fā)展步伐，加快讓勞動(dòng)力素質(zhì)跨過單一門檻，從而使旅游發(fā)展對經(jīng)濟(jì)增長的促進(jìn)作用增強(qiáng)。