譚 娜 朱妮娜

（1.上海立信會計金融學院國際經(jīng)貿(mào)學院，上海 200135；2.上海對外經(jīng)貿(mào)大學會展與傳播學院，上海 201613）

0 引言

旅游對就業(yè)的巨大拉動作用在實踐層面與理論層面均已得到諸多證實。旅游業(yè)具有就業(yè)門檻低，包容性強，勞動力需求層次多等特點，在解決就業(yè)方面具有顯著的優(yōu)勢，尤其是在吸納婦女就業(yè)，促進無工作經(jīng)驗的年輕人就業(yè)，扶貧和轉移農(nóng)村剩余勞動力就業(yè)（柳百萍 等，2014），擴大新增就業(yè)（石培華，2003），以及促進非正規(guī)就業(yè)（郭為 等，2014）等方面具有積極作用。根據(jù)世界旅游組織（UNWTO）及世界旅游業(yè)理事會（WTTC）發(fā)布的數(shù)據(jù)，2020 年Covid-19 大流行之前，國際旅游業(yè)以4.2%的平均增速實現(xiàn)十年持續(xù)增長。2019 年全球超過3.19 億人的就業(yè)崗位由旅游業(yè)提供，約占所有就業(yè)人口的10%①WTTC 報告.2019 各國旅游業(yè)對經(jīng)濟的影響和趨勢［EB/OL］.（2019-05-10）［2022-03-21］.https：//www.sohu.com/a/313226360_759368？sec=wd.。在全球旅游市場中，中國雖然屬于“后來者”，但依托豐富的旅游資源和悠久的文化傳統(tǒng)，中國旅游經(jīng)濟實現(xiàn)了持續(xù)快速增長（Yang et al.，2010）。2019 年中國旅游直接和間接就業(yè)7987 萬人，占全國就業(yè)總人口的10.31%②文化和旅游部.2019 年旅游市場基本情況［EB/OL］.（2020-03-10）［2022-03-21］.https：//www.mct.gov.cn/whzx/whyw/202003/t20200310_851786.htm.。2023 年全球旅游業(yè)強勁復蘇，旅游對就業(yè)的巨大拉動作用重新顯現(xiàn)，這對于持續(xù)面臨較大就業(yè)壓力的中國具有積極意義。因此，如何通過旅游業(yè)帶動就業(yè)增長，已成為各地擴大就業(yè)，吸納勞動力的重要關注點之一。

旅游資源作為旅游活動的對象與客體，是旅游業(yè)發(fā)展的重要基礎。但一個地區(qū)單有旅游資源并不意味著就能發(fā)展高水平的旅游業(yè)，一些旅游資源稟賦差的地區(qū)也可依托區(qū)位或經(jīng)濟優(yōu)勢開發(fā)全新的旅游產(chǎn)品。那么，如何全面衡量旅游資源先天稟賦和后天旅游產(chǎn)品開發(fā)的綜合效應，并以此為基礎考察其對就業(yè)的影響？各類名勝景區(qū)、自然與文化遺產(chǎn)名錄為我們提供了絕佳的數(shù)據(jù)樣本，原因有二：其一，各類名錄的評選標準綜合考慮了旅游吸引物質量、旅游設施與服務質量等多方面因素，如中國5A 景區(qū)評選標準就包括景觀質量、服務與環(huán)境質量和游客意見評分三項，故各類名目評選結果能較好地反映地區(qū)旅游資源天然稟賦和后天開發(fā)的綜合成效。其二，各類名錄評選的初衷是保護地區(qū)自然與文化資源，其對地區(qū)就業(yè)來說具有外生性，以此為基礎估計其對地區(qū)就業(yè)的拉動，能有效地緩解當前旅游經(jīng)濟研究中常存在的內(nèi)生性問題?；诖耍覀兺ㄟ^梳理國內(nèi)外相關文獻選取了世界遺產(chǎn)名錄、國家級風景名勝區(qū)名錄和國家5A 級景區(qū)名錄3 個典型名錄，并據(jù)此構建“旅游資源保護”指標，用于指代某地旅游資源天然稟賦豐富程度和后天打造力度的綜合效應，并在此基礎上匹配2000—2019 年的地市級面板數(shù)據(jù)，實證分析旅游資源保護的就業(yè)增長效應及其背后的機制。

本文的安排如下：第一部分基于文獻梳理，提出3個待檢驗的假設；第二部分是實證策略與數(shù)據(jù)樣本介紹；第三部分是基準回歸、產(chǎn)業(yè)異質性及基于空間計量模型等的穩(wěn)健性分析；第四部分是調節(jié)效應的進一步分析；最后一部分是結論和建議。

1 文獻綜述與研究假說

當前旅游與就業(yè)的研究主要從兩個方面展開：一是對旅游的就業(yè)總量、直接就業(yè)與間接就業(yè)量、就業(yè)乘數(shù)或彈性等進行測算。Archer（1977）首次提出旅游乘數(shù)概念，國內(nèi)外眾多研究者在此概念的基礎上針對不同地區(qū)進行了相關測算（石培華，2003；厲新建，2004；依紹華，2005；魏衛(wèi) 等，2006；Osterhaven et al.，2006；劉曉欣等，2011；鄢慧麗，2015；左冰，2018）。這部分研究主要基于投入產(chǎn)出框架，測算方法已相對成熟。近年來，隨著數(shù)據(jù)可得性的增強與計量技術的進步，逐漸出現(xiàn)第二類主要借鑒經(jīng)濟學的因果推斷方法實證檢驗旅游對就業(yè)的影響研究。例如：Shukla等（2013）估計發(fā)現(xiàn)，每100萬印度盧比的旅游投資創(chuàng)造約90個就業(yè)機會，外國游客旅游消費支出每增加1 萬印度盧比，食品和飲料行業(yè)將增加直接和間接就業(yè)崗位0.63個；麻學鋒等（2017）在對張家界的研究中，用當?shù)芈糜纹髽I(yè)數(shù)量指代旅游產(chǎn)業(yè)生成，認為其是城鎮(zhèn)化、就業(yè)吸納的單向格蘭杰原因?？梢钥吹?，以上研究對旅游就業(yè)分析的切入點分別從旅游投資、旅游企業(yè)數(shù)量等方面展開。

從名錄數(shù)據(jù)入手考察旅游對就業(yè)增長的影響研究目前還不多，但已有研究證實世界文化遺產(chǎn)名錄（WHL）顯著正向影響中國的國內(nèi)外游客流量（Yang et al.，2010）。從全球層面來看WHL對游客的吸引力同樣顯著，這一結論依然穩(wěn)健（Su et al.，2014）。其背后的機制主要是WHL會提高旅游資源的知名度和認知度，形成品牌效應，增加城市休閑娛樂的吸引力（Tan et al.，2023）。正是基于此邏輯，擁有較好旅游資源稟賦的地區(qū)傾向于對當?shù)靥厣奈幕坝^、自然景觀、人文活動等進行積極挖掘、建設和申報，以此提高當?shù)芈糜钨Y源質量和知名度，進而吸引更多的游客前來。在旅游資源的建設和申報過程中會產(chǎn)生大量就業(yè)需求，而當游客到來后，住宿、餐飲等相關服務行業(yè)勞動力需求可能持續(xù)擴大。另外，現(xiàn)在很多旅游地都在致力于通過留住游客，提供更優(yōu)美的住宿環(huán)境，增加更多的游覽項目以延長游覽時間，進而增加旅游收入，這些舉措都意味著對勞動服務就業(yè)的更多需求。因此我們推斷，各地受到各類名錄保護和認可的旅游資源越多，即旅游資源保護程度越高，將會引致更多的人員在相關行業(yè)就業(yè)?；诖?，本文提出第一個假說：

H1：受到各類名錄保護和認可的旅游資源越多，即旅游資源保護程度越高，當?shù)氐木蜆I(yè)水平越高。

如果第一個假設得證，接下來我們關心的是旅游資源保護的就業(yè)增長效應是否存在產(chǎn)業(yè)異質性。旅游產(chǎn)業(yè)是由核心旅游服務業(yè)及與其直接相關的行業(yè)和部門共同構成的綜合性產(chǎn)業(yè)，是一個由眾多行業(yè)鏈組成的產(chǎn)業(yè)群體，這決定了其就業(yè)增長效應可能在各個產(chǎn)業(yè)中存在不同影響。中國國家發(fā)改委課題研究組界定旅游服務業(yè)本身涵蓋第三產(chǎn)業(yè)中12 個直接行業(yè)及23 個間接行業(yè)。另有與旅游服務業(yè)直接、間接相關的行業(yè)和部門共35 個，其中1 個屬于第一產(chǎn)業(yè)，16 個屬于第二產(chǎn)業(yè)，18 個屬于第三產(chǎn)業(yè)（石培華，2003）。目前的旅游就業(yè)測算研究大多將旅游就業(yè)劃分為直接就業(yè)、直接相關產(chǎn)業(yè)就業(yè)和間接就業(yè)等范疇。雖然不同旅游就業(yè)的測算標準存在細微差別，但可以看出達成共識的一點是，旅游的就業(yè)增長效應不僅存在于第三產(chǎn)業(yè)，也存在于第二產(chǎn)業(yè)甚至部分第一產(chǎn)業(yè)。已有研究表明，旅游產(chǎn)業(yè)關聯(lián)度強的特點導致旅游就業(yè)主要以旅游經(jīng)濟帶來的相關部門就業(yè)對旅游業(yè)的就業(yè)互補效應來推動業(yè)內(nèi)就業(yè)（魏翔，2006），但由于旅游產(chǎn)業(yè)功能升級不足，旅游產(chǎn)業(yè)升級的就業(yè)創(chuàng)造效應主要來源于規(guī)模擴張和結構變動（左冰，2018）。因此可見，旅游產(chǎn)業(yè)關聯(lián)度強及依靠規(guī)模效應的特點決定了旅游資源保護會涉及多個產(chǎn)業(yè)的聯(lián)動，并且其巨大的就業(yè)效應可能恰恰來自產(chǎn)業(yè)之間的互補與聯(lián)動。通過以上文獻梳理可知，旅游對就業(yè)的拉動效果可能在不同產(chǎn)業(yè)中存在差異，我們推斷以名錄數(shù)據(jù)為基礎衡量的旅游資源保護程度對不同產(chǎn)業(yè)就業(yè)的影響也可能存在異質性。基于此，本文提出第二個假設：

H2：旅游資源保護對不同產(chǎn)業(yè)就業(yè)的影響存在異質性。

接下來我們需關注的問題是旅游資源保護拉動就業(yè)增長這一舉措是否在各地均可以有效實施？換句話說，哪些因素可能會對旅游資源保護的就業(yè)增長效應起到調節(jié)和支撐作用？對這些調節(jié)機制的深入研究是各地能夠因地制宜制定高效可行旅游政策的重要前提。通過文獻研究及事實觀察，我們認為可能影響旅游資源保護就業(yè)增長效應發(fā)揮的主要因素有兩方面：第一，制度環(huán)境。由于旅游活動是人們在閑暇時間和經(jīng)濟條件不斷上升情況下所產(chǎn)生的一種娛樂休閑活動，屬于人們對精神文化消費的需求。很多研究和實踐表明，以往由于受到傳統(tǒng)體制的束縛，中國的旅游市場活力不足，未能得到有效發(fā)展（Yang et al.，2010），但“文化體制改革”這類市場制度改革激發(fā)了市場活力，帶動了地區(qū)旅游業(yè)的發(fā)展（劉瑞明 等，2020）?；诖?，我們認為制度環(huán)境越完善的地方，旅游資源保護的就業(yè)增長效應也越好。第二，基礎設施條件。隨著當前“深度旅游”“體驗性旅游”的快速發(fā)展，游客在選擇旅游目的地時對當?shù)芈糜闻涮自O施的便利程度愈發(fā)重視。發(fā)達的基礎配套設施能通過延長旅游時間，增加旅游消費進而提升旅游收入。另外，便利的交通條件直接影響旅游景點的可達性，往往也是游客前往旅游目的地時考慮的重要因素。因此，我們認為基礎設施條件越好的地方，旅游資源保護的就業(yè)拉動效應可能越好。綜上，本文提出第三個假設：

H3：良好的制度環(huán)境和基礎設施條件對旅游資源保護的就業(yè)增長效應有正向調節(jié)作用。

2 實證策略與數(shù)據(jù)樣本

為了驗證以上假設，本文利用中國地級市2000—2019 年的面板數(shù)據(jù)構建以下基準模型進行實證分析：

式（1）中，Employmentij為被解釋變量，即第i個地級市第j年的就業(yè)量。Tourismij為核心解釋變量，表示第i個地級市第j年受到各類名錄保護的旅游資源，即旅游資源保護程度，其估計系數(shù)β1度量了旅游資源保護的就業(yè)增長凈效應。另外，為了減輕估計中可能存在的遺漏變量偏誤，我們在模型中盡可能控制城市層面可能影響就業(yè)的其他特征變量（Controlsij）、時間效應（year）和地區(qū)效應（city）。ε是誤差項。各變量與數(shù)據(jù)選取詳述如下：

首先，為了全面考察旅游資源保護的就業(yè)增長效應及其產(chǎn)業(yè)異質性，我們在估計中主要使用總就業(yè)量及第一、二、三產(chǎn)業(yè)的就業(yè)量作為被解釋變量，并在產(chǎn)業(yè)異質性檢驗中將第二、三產(chǎn)業(yè)的細分行業(yè)作為被解釋變量進行了進一步分析。

其次，在核心解釋變量上，我們通過梳理國內(nèi)外相關文獻提取出3個典型的評選名錄，構建能綜合反映旅游資源稟賦豐富程度和后天打造力度的“旅游資源保護”指標。國際上普遍認可的旅游名錄是聯(lián)合國教科文組織（UNESCO）設立的“世界遺產(chǎn)名錄”（WHC），基于此名錄的研究成果眾多（Yang et al.，2010；Su et al.，2014）；劉瑞明等（2018）借助“國家級風景名勝區(qū)”名錄數(shù)據(jù)驗證了景點評選對地區(qū)旅游經(jīng)濟發(fā)展的影響。另外，為了驗證地區(qū)旅游資源稟賦在文化體制改革促進旅游發(fā)展效應中的影響，劉瑞明等（2020）選取了“世界文化遺產(chǎn)”和“國家5A級景區(qū)”中的歷史文化景區(qū)作為地區(qū)旅游資源的代理變量；郭爽等（2017）的研究中也曾使用“A 級景區(qū)面積”衡量山西旅游業(yè)發(fā)展程度。綜上，我們選取了世界遺產(chǎn)名錄、國家級風景名勝區(qū)名錄以及國家5A 級景區(qū)名錄三類名錄，并將三類合并取值衡量“旅游資源保護”這一核心解釋變量。即某地某年如果已獲評三類名錄其中之一，則取值為1，否則為0。此取值方式避免了名錄的重復計算，也較全面地涵蓋了自然景觀、遺址遺跡、人文活動等各類旅游資源。

最后，雖然本文使用固定效應模型控制了城市層面?zhèn)€體因素的影響，但為了盡可能地減少遺漏變量問題，我們參考已有的就業(yè)影響因素文獻，進一步控制了以下變量：（1）大量針對各國的實證研究已經(jīng)證實，進出口貿(mào)易的發(fā)展對當?shù)氐木蜆I(yè)市場產(chǎn)生了廣泛的影響，針對中國的研究也表明貿(mào)易直接影響當?shù)刂圃鞓I(yè)就業(yè)增長（毛日昇，2009；張川川，2015），故本文選取外商直接投資額衡量地區(qū)對外開放程度，并對其加以控制；（2）教育的回報作用已被很多經(jīng)濟學文獻所證實，其中高等教育對就業(yè)率的提升也得到驗證（姚先國 等，2013），故我們選取政府教育預算支出衡量當?shù)氐慕逃?，并對其加以控制；?）中國是典型的城鄉(xiāng)二元結構，城市化水平對就業(yè)量及就業(yè)結構的影響非常顯著（楊宜勇，2000；李林杰 等，2006），因此我們控制了各地的城鎮(zhèn)化率以減輕城市化對就業(yè)的影響；（4）由于我們選取的自變量為總就業(yè)量，故我們進一步控制了各地區(qū)人口規(guī)模對總就業(yè)量的影響；（5）前文綜述中提到，制度環(huán)境和基礎設施水平作為地區(qū)經(jīng)濟發(fā)展兩大重要支撐可能會對旅游資源保護的就業(yè)增長效應起調節(jié)作用。后文我們將采用某地是否進行文化體制改革、固定資產(chǎn)投資額和是否有高鐵開通3 個指標用于調節(jié)效應的檢驗。朱家祥等（2021）認為，調節(jié)變量應納入到基準回歸中以避免遺漏變量偏誤。因此，我們將以上3個調節(jié)變量納入控制變量。

本文收集整理了中國293 個地級市及4 個直轄市2000—2019 年的面板數(shù)據(jù)，其中拉薩市、巢湖市、銅仁市、畢節(jié)市、海東市、日喀則市、吐魯番市、山南市、那曲市、哈密市、昌都市、林芝市12 個樣本地市的就業(yè)相關數(shù)據(jù)缺失過多，予以剔除。所使用數(shù)據(jù)均來源于《中國城市統(tǒng)計年鑒》《中國區(qū)域經(jīng)濟統(tǒng)計年鑒》及中國、各?。▍^(qū)）、地市統(tǒng)計年鑒。剔除缺失數(shù)據(jù)樣本，并進行數(shù)據(jù)1%縮尾處理剔除極端數(shù)據(jù)后，原始數(shù)據(jù)描述性統(tǒng)計如表1所示。

表1 數(shù)據(jù)描述性統(tǒng)計

3 實證分析結果

3.1 基準回歸

本文采用stata16.1 軟件進行計量分析。為了使數(shù)據(jù)服從正態(tài)分布，我們對序列性數(shù)據(jù)進行了取對數(shù)處理。首先依據(jù)模型（1）采用固定效應模型檢驗旅游資源保護對地區(qū)總就業(yè)量的影響，表2 報告了基準回歸結果。其中，列（1）～列（3）分別為三類名錄對就業(yè)總量的影響。可以發(fā)現(xiàn)，在加入所有控制變量后，三類名錄對地區(qū)總就業(yè)量的拉動效應均顯著為正。其中，國家級5A景區(qū)對當?shù)氐木蜆I(yè)增長效應最大，世界遺產(chǎn)次之。接下來，我們將三類名錄數(shù)據(jù)綜合構建的核心解釋變量“旅游資源保護”納入模型（1）進行回歸分析，表2中列（4）報告了這一結果?？梢钥吹剑糜钨Y源保護對當?shù)乜偩蜆I(yè)量的平均拉動效應約為3.7%左右。

表2 基準回歸

這一結果說明旅游資源保護對當?shù)氐目偩蜆I(yè)量提升確實起到了顯著的正向推動作用，假設1 得證。這也部分程度上解釋了為什么各地區(qū)都在不遺余力地爭取推選本地旅游資源獲得各類名錄認證。在名錄申報和評選過程中，原生態(tài)的旅游資源會按照名錄標準得以再挖掘和再建設，各類配套服務設施得以進一步加強。一旦入選，旅游地將獲得更多的補貼及知名度，大量游客的到來也使當?shù)厝巳旱玫礁嗟木蜆I(yè)機會。但值得注意的是，如果在旅游資源保護過程中，完全以拉動就業(yè)及獲取經(jīng)濟利益為目標，可能會稀釋旅游資源價值，帶來適得其反的效果。例如：2014 年獲評國家級5A 景區(qū)，2019 年就因“過度商業(yè)化導致旅游資源受損”而被摘牌的喬家大院是其中典型案例。

3.2 產(chǎn)業(yè)異質性分析

為了檢驗假設2，即旅游資源保護對不同產(chǎn)業(yè)的就業(yè)增長影響是否存在異質性，我們以“旅游資源保護”為核心解釋變量，將被解釋變量細分為第一、第二、第三產(chǎn)業(yè)就業(yè)量分別進行回歸，結果如表3所示。總體來看，旅游資源保護的第三產(chǎn)業(yè)就業(yè)增長效應顯著，但對所在地區(qū)第一、第二產(chǎn)業(yè)的就業(yè)增長拉動并不明顯。其中，其對第一產(chǎn)業(yè)就業(yè)無明顯拉動作用，符合一般認知。但是，對于第二、第三產(chǎn)業(yè)就業(yè)的影響異質性存在進一步探討的必要。因為第二、第三產(chǎn)業(yè)涵蓋子行業(yè)廣泛，不是所有子行業(yè)均與旅游業(yè)有較強關聯(lián)性，故我們推測以上產(chǎn)業(yè)異質性在第二、第三產(chǎn)業(yè)的不同細分行業(yè)中的表現(xiàn)可能仍有較大差異，故本文進一步將第三產(chǎn)業(yè)和第二產(chǎn)業(yè)中與旅游緊密相關的細分行業(yè)的就業(yè)量作為被解釋變量進行檢驗。

表3 產(chǎn)業(yè)異質性回歸結果

根據(jù)《國民經(jīng)濟行業(yè)分類》（GB/T 4754—2011）標準，第二產(chǎn)業(yè)包括制造業(yè)，建筑業(yè)，電力、熱力、燃氣及水生產(chǎn)和供應業(yè)（以下簡稱電力熱力）及采礦業(yè)等4大子行業(yè)。本文將被解釋變量分別替換為4大子行業(yè)的就業(yè)量進行回歸分析，結果顯示旅游資源保護對4大子行業(yè)就業(yè)增長效應均為正，其中對建筑業(yè)和電力熱力的就業(yè)影響通過1%水平顯著性檢驗。3個影響為正的子行業(yè)按照就業(yè)增長系數(shù)大小如圖1所示。但是，旅游資源保護對采礦業(yè)就業(yè)影響系數(shù)極小且不顯著，這可能也是造成表3中列（2）沒有得到顯著結果的重要原因。這說明旅游資源保護主要帶動第二產(chǎn)業(yè)中的建筑、電力熱力等行業(yè)就業(yè)，對制造業(yè)就業(yè)的影響相對不明顯。這一結論從側面顯示出中國在旅游資源保護過程中可能更重視旅游資源的再建設及配套設施酒店等地產(chǎn)項目的建設，與中國一些旅游城市的實際表現(xiàn)一致。例如：三亞作為著名的海濱旅游城市，大量游客前往催生了旅游地產(chǎn)的繁榮，但也因此缺乏剛性需求支持，在旅游低迷時期，建筑業(yè)等也同樣受到強烈沖擊。與Faber 等（2019）對墨西哥的研究結論不一致的是，中國旅游資源保護對當?shù)刂圃鞓I(yè)發(fā)展的推動作用有限，這可能與我國本身的產(chǎn)業(yè)結構特點有關。中國作為制造業(yè)大國一般具有相對成熟的制造業(yè)集聚地，而這類產(chǎn)業(yè)集聚地往往與旅游資源集聚地關聯(lián)性不強。

圖1 旅游資源保護對第二產(chǎn)業(yè)細分行業(yè)就業(yè)增長系數(shù)圖示

第三產(chǎn)業(yè)包括批發(fā)和零售業(yè)，交通運輸、倉儲業(yè)和郵政業(yè)，住宿和餐飲業(yè)，信息傳輸、軟件和信息技術行業(yè)，金融業(yè)，房地產(chǎn)業(yè)，租賃和商務服務業(yè)，科學研究和技術服務業(yè)，水利、環(huán)境和公共設施管理業(yè)，居民服務、修理和其他服務業(yè)，教育，衛(wèi)生和社會工作，文化、體育和娛樂業(yè)，公共管理、社會保障和社會組織，國際組織等15個子行業(yè)①這里的15 個子行業(yè)不包含原第一產(chǎn)業(yè)中的“農(nóng)、林、牧、漁業(yè)”中的“農(nóng)、林、牧、漁服務業(yè)”，原第二產(chǎn)業(yè)中的“采礦業(yè)”中的“開采輔助活動”，以及“制造業(yè)”“金屬制品、機械和設備修理業(yè)”等三個大類。。我們將被解釋變量分別替換為15 個子行業(yè)就業(yè)量進行回歸分析，結果顯示旅游資源保護對住宿和餐飲業(yè)，文化、體育與娛樂業(yè)等7個第三產(chǎn)業(yè)的細分行業(yè)就業(yè)增長效應顯著為正，按照影響系數(shù)大小繪制圖2。其中就業(yè)增長效應最大的是住宿和餐飲業(yè)，這與現(xiàn)實情況相符。實際上，各地旅游業(yè)發(fā)展的最大收益行業(yè)均是住宿與餐飲，近年來過夜游的興起使住宿餐飲業(yè)收入實現(xiàn)有效提升（劉瑞明 等，2020）。旅游資源保護對當?shù)匚幕?、體育與娛樂業(yè)就業(yè)增長效應明顯，這也與事實較符合。另外，旅游資源保護對租賃與商務服務業(yè)，交通運輸、倉儲業(yè)和郵政業(yè)，水利、環(huán)境和公共設施管理業(yè)3 個子行業(yè)的影響均超過10%，而這三項均是與當?shù)芈糜未蟓h(huán)境息息相關的行業(yè)。最后，房地產(chǎn)業(yè)、批發(fā)和零售業(yè)就業(yè)也受到了顯著的正向影響，這可能與外來游客的大量到來有重要關系。

圖2 旅游資源保護對第三產(chǎn)業(yè)細分行業(yè)就業(yè)增長系數(shù)圖示

3.3 基于空間計量模型的穩(wěn)健性檢驗

在對旅游經(jīng)濟的研究中，很多研究發(fā)現(xiàn)旅游產(chǎn)出在空間上呈現(xiàn)出顯著的空間相關性及集群趨勢（吳玉鳴，2014）。相比普通面板模型來說，空間面板模型對內(nèi)生性和空間性的兼顧更優(yōu)（趙磊 等，2021）。因此，本文進一步采用空間計量模型實現(xiàn)穩(wěn)健性檢驗。由于空間計量模型需要無缺失的平衡面板數(shù)據(jù)，故我們采用插值或者線性增長率的方法對缺失數(shù)據(jù)進行補齊，對于數(shù)據(jù)嚴重缺失的地級市樣本予以刪除。在模型選擇上，由于Moran’s I值為0.0410，并且通過了1%的顯著性水平檢驗，說明就業(yè)量在空間上存在積極顯著的相關性，即周邊地區(qū)的就業(yè)量會對本地的就業(yè)產(chǎn)生影響?？臻g計量模型一般分為空間杜賓模型、空間滯后模型和空間誤差模型，在一定條件下，空間杜賓模型可以轉化為空間滯后模型或者空間誤差模型。根據(jù)Wald和LR檢驗結果，通過計算并比較LM和Robust LM 值的顯著性，本文最終選擇空間滯后模型。相關檢驗系數(shù)如表4所示。

表4 空間計量模型相關檢驗

本文利用空間滯后模型分別對基礎回歸和產(chǎn)業(yè)異質性進行分析，采用距離空間權重矩陣，即將兩地之間距離的倒數(shù)作為權重。Hausman 檢驗結果為548.1007，對應p值為0.0000，故我們采用固定效應進行估計?？臻g滯后模型的結果分別列于表5和表6。結果顯示，空間滯后模型中旅游資源保護對就業(yè)增長的系數(shù)符號及顯著性與非空間計量模型一致。特別是在產(chǎn)業(yè)異質性的空間分析中，旅游資源保護對第二產(chǎn)業(yè)就業(yè)增長的影響變得顯著，這說明在有效控制內(nèi)生性和空間效應的情況下，旅游資源保護對第二產(chǎn)業(yè)就業(yè)增長的影響更加明顯?？臻g估計與非空間估計結果基本一致，說明前述實證結果相對穩(wěn)健。

表5 空間計量結果

表6 產(chǎn)業(yè)異質性空間計量結果

另外，空間估計結果不僅驗證了基準回歸的穩(wěn)健性，也在理論含義上予以了更多啟示?？臻g滯后模型中的空間自回歸系數(shù)ρ均顯著為正，說明一個地區(qū)的就業(yè)增長存在顯著的空間溢出效應。也就是說，如果旅游資源保護能帶動當?shù)鼐蜆I(yè)增長，其效果往往不局限于本地區(qū)，還會對周邊地區(qū)的就業(yè)產(chǎn)生溢出性影響，即存在較強的空間輻射效應。這也解釋了為什么現(xiàn)代旅游業(yè)更提倡多地聯(lián)動合作，這不僅能使區(qū)域之間實現(xiàn)共同利益的最大化，也有利于消費者的旅游效用提升，進而形成良性循環(huán)。例如：“天下名山”黃山和被譽為“中國最美鄉(xiāng)村”的婺源縣，兩大旅游資源雖分別屬于黃山市和上饒市，但兩地早在2009 年就開始聯(lián)手打造區(qū)域一體化旅游，實現(xiàn)資源共享、信息互通，互相開放旅游市場和服務①江西省人民政府.婺源黃山聯(lián)手打造“徽文化”旅游［EB/OL］.（2009-01-13）［2022-03-21］.https：//www.jiangxi.gov.cn/art/2009/1/13/art_399_172150.html.，經(jīng)過十多年的發(fā)展，兩者強強聯(lián)合并帶動周邊的西遞、宏村、新江安等地共同發(fā)展，形成“徽文化”的最強旅游名片，多地依托旅游資源的聯(lián)合保護實現(xiàn)了就業(yè)及經(jīng)濟的長足發(fā)展。

3.4 其他穩(wěn)健性檢驗

第一，變量替換。本文的核心解釋變量“旅游資源保護”是在世界遺產(chǎn)、國家級風景名勝區(qū)、國家5A級景區(qū)三類名錄數(shù)據(jù)基礎上構建形成的0-1虛擬變量，如九寨溝既是世界自然遺產(chǎn)，同時也是國家風景名勝區(qū)、國家5A 級景區(qū)，其取值仍為1。這樣的取值方式避免了某些旅游資源因同時擁有多個頭銜造成重復計算，但是否會低估多重旅游資源保護的就業(yè)影響效果，進而影響結果的穩(wěn)健性？基于此，本文將三項名錄數(shù)量直接加總構造“旅游資源保護#”替代原核心解釋變量進行穩(wěn)健性檢驗，檢驗結果如表7中列（1）～列（4）所示。對比前文表2和表3的分析結果可知，在進行變量替換后核心解釋變量對總就業(yè)量和第三產(chǎn)業(yè)就業(yè)量的影響仍顯著為正，且系數(shù)變化不大。因此，可以認為在考慮多重旅游資源保護情況下，前文基準回歸基本穩(wěn)健。

表7 變量替換的穩(wěn)健性檢驗

另外，由于產(chǎn)業(yè)就業(yè)水平與產(chǎn)業(yè)增加值緊密相關，故為了驗證被解釋變量數(shù)據(jù)取值的穩(wěn)健性，本文利用三大產(chǎn)業(yè)增加值替代原三大產(chǎn)業(yè)就業(yè)數(shù)進行了穩(wěn)健性檢驗，結果如表7中列（5）～列（7）所示。可以看到，相比基準回歸，旅游資源保護對三大產(chǎn)業(yè)增值的影響均有所降低，但總體趨勢與基準回歸保持一致。一方面說明前文分析結果具有一定的穩(wěn)健性，另一方面也說明產(chǎn)業(yè)增值不僅涉及就業(yè)，還需要其他很多相關要素的配合才能實現(xiàn)。

第二，更換空間模型權重矩陣。前文在空間滯后模型分析中采用了距離空間權重矩陣，即將兩地之間距離的倒數(shù)作為權重，這里進一步將權重矩陣更換為鄰接權重矩陣進行穩(wěn)健性檢驗，表8 顯示了這一穩(wěn)健性檢驗結果。在使用鄰接權重矩陣后，旅游資源保護對總就業(yè)量及第二、三產(chǎn)業(yè)就業(yè)量的影響仍顯著為正，且對二、三產(chǎn)業(yè)就業(yè)影響系數(shù)有一定的增大，另外ρ值仍顯著但系數(shù)明顯增加。這一方面說明前文結論具有一定的穩(wěn)健性，另一方面也說明如果地理位置鄰接，就業(yè)增長的空間溢出效應將越明顯，即旅游資源保護帶動當?shù)鼐蜆I(yè)增長的同時，對地理鄰接地區(qū)的就業(yè)增長有更強的溢出性影響。這一結論與旅游行為具有較強的地理關聯(lián)性的基本邏輯和現(xiàn)實相符。

表8 基于鄰接權重矩陣的穩(wěn)健性分析

4 調節(jié)效應

以上分析表明，旅游資源保護能有效帶動當?shù)鼐蜆I(yè)總量增長。分產(chǎn)業(yè)來看，其不僅能有效拉動第三產(chǎn)業(yè)就業(yè)增長，對第二產(chǎn)業(yè)中的建筑業(yè)等就業(yè)有明顯增長效應。那么，如何進一步提升旅游資源保護的就業(yè)增長效應呢？在假設3 中我們提出良好的制度環(huán)境和基礎設施條件可能會對旅游資源保護的就業(yè)增長效應有正向調節(jié)作用。結合調節(jié)變量的選取要求，一個好的調節(jié)變量本身應是相對外生的（江艇，2022），特別是其與處理變量之間應盡量不相關。我們針對制度環(huán)境選取“文化體制改革”這一外生政策沖擊，針對基礎設施選取“固定資產(chǎn)投資額”和“高鐵開通”兩個指標衡量整體基礎設施發(fā)展水平，將3 個指標以交叉項的形式分別納入普通面板回歸分析和空間面板回歸分析。另外本文還對3個調節(jié)變量進行了中心化處理，中心化處理不影響交叉項系數(shù)結果（見表9和表10）。

表9 制度環(huán)境的調節(jié)影響

表10 基礎設施條件的調節(jié)影響

表9 顯示了制度環(huán)境對旅游資源保護的就業(yè)增長效應具有正向調節(jié)作用。其中，列（1）和列（2）是基于普通面板的固定效應模型回歸結果，列（3）和列（4）為基于空間面板的空間滯后模型回歸結果?？梢园l(fā)現(xiàn)，除列（1）外，“旅游資源保護×文化體制改革”交叉項系數(shù)均顯著為正，說明文化體制改革對旅游資源保護的第二、第三產(chǎn)業(yè)就業(yè)增長有明顯正向調節(jié)作用，即在進行了文化體制改革的城市，利用旅游資源保護拉動當?shù)氐诙?、第三產(chǎn)業(yè)就業(yè)的效果更好。劉瑞明等（2020）的研究發(fā)現(xiàn)，文化體制改革的初衷并不是發(fā)展文化旅游產(chǎn)業(yè)，但其破除了僵化的制度并極大地釋放了底層創(chuàng)新，推動了文化旅游產(chǎn)業(yè)的繁榮。本文的研究則進一步證明，在文化體制改革的影響下，旅游資源保護行為將更好地推動當?shù)鼐蜆I(yè)增長。實際上，《中國旅游景區(qū)發(fā)展報告》①文化和旅游部.中國旅游景區(qū)發(fā)展報告（2019—2020）［EB/OL］.（2020-12-29）［2022-03-21］.https：//www.sohu.com/na/441254476_505583.也提出，市場化程度較高地區(qū)的A 級景區(qū)吸納直接就業(yè)能力較強，勞動密集程度較高的產(chǎn)業(yè)融合類和現(xiàn)代游樂類A 級景區(qū)就業(yè)吸納能力較強，而這類景區(qū)也多出現(xiàn)在文化體制改革較早的城市和地區(qū)。

接下來，我們將固定資產(chǎn)投資額和高鐵開通兩個指標與旅游資源保護的交叉項分別納入被解釋變量為第二產(chǎn)業(yè)和第三產(chǎn)業(yè)就業(yè)量的分析中，結果列于表10?？梢钥吹剑瑹o論是固定效應模型還是空間滯后模型，兩個指標與旅游資源保護的交叉項系數(shù)均為正，并且除了列（7）、列（8）外，均通過1%水平的顯著性檢驗①列（7）、列（8）不再顯著可能是由于高鐵開通與固定資產(chǎn)投資額兩個指標存在共線性造成，因此我們在剔除固定資產(chǎn)投資額情況下進行了再次檢驗，發(fā)現(xiàn)高鐵開通的調節(jié)作用均變得顯著。因此這里仍保留兩個指標用于調節(jié)效應檢驗。。這一結果說明固定資產(chǎn)投資越多、高鐵開通時間越早的地區(qū)，旅游資源保護對當?shù)氐牡诙?、第三產(chǎn)業(yè)就業(yè)增長效果越好。從交叉項系數(shù)大小上看，兩者均對第二產(chǎn)業(yè)的調節(jié)作用更大。換句話說，第二產(chǎn)業(yè)能否在當?shù)芈糜伟l(fā)展的同時獲得更大收益，很大程度上依賴于當?shù)氐幕A設施條件。這與事實也較為相符，現(xiàn)在很多旅游地都致力于通過延長游覽時間等措施來留住游客，從而增加旅游收入，而這些措施在交通條件好、固定資產(chǎn)投資規(guī)模大的地區(qū)更容易實現(xiàn)?；A設施建設同時會引起建筑業(yè)、電力熱力等第二產(chǎn)業(yè)規(guī)模擴大。例如：迪士尼之所以選址上海，就與上海便捷優(yōu)良的基礎設施條件息息相關。而迪士尼的建成也極大地帶動了上海旅游經(jīng)濟發(fā)展。據(jù)統(tǒng)計，上海迪士尼度假區(qū)自2016年開業(yè)以來，年均直接提供就業(yè)崗位1萬余個，年均間接提供就業(yè)崗位超過6萬人次②中國旅游研究院.共建美好生活·共享快樂旅游——上海迪士尼度假區(qū)快樂旅游趨勢報告［EB/OL］.（2021-05-19）［2022-03-21］.https：//sghexport.shobserver.com/html/baijiahao/2021/05/19/437687.html.。

5 結論與建議

本文以世界遺產(chǎn)名錄、國家級風景名勝區(qū)名錄、國家5A 級景區(qū)名錄數(shù)據(jù)為基礎，構建“旅游資源保護”指標，衡量某地旅游資源天然稟賦豐富程度和后天打造力度的綜合效應，并在此基礎上匹配2000—2019年的地市級面板數(shù)據(jù)，實證分析旅游資源保護的就業(yè)增長效應及其背后的機制。研究發(fā)現(xiàn)，旅游資源保護不僅能夠有效帶動住宿和餐飲業(yè)，文化、體育與娛樂業(yè)等第三產(chǎn)業(yè)的就業(yè)增長，對建筑業(yè)等部分第二產(chǎn)業(yè)的就業(yè)增長也具有明顯的拉動作用。利用空間滯后模型進行的拓展分析表明以上結論相對穩(wěn)健，并發(fā)現(xiàn)旅游資源保護的就業(yè)增長效應還會對周邊地區(qū)的就業(yè)具有溢出性影響，即存在較強的空間輻射效應。調節(jié)效應分析進一步發(fā)現(xiàn)，文化體制改革這類制度環(huán)境的優(yōu)化和基礎設施水平的提升對旅游資源保護的就業(yè)增長效應起到了正向調節(jié)作用。

本文的研究結論具有以下政策含義。第一，本文為各地積極挖掘、建設當?shù)芈糜钨Y源，申報各類旅游名錄，并利用這一旅游資源保護行為擴大當?shù)氐诙?、第三產(chǎn)業(yè)就業(yè)提供了實證支持。本文依托三類典型旅游名錄數(shù)據(jù)構建“旅游資源保護”指標，衡量地區(qū)旅游資源稟賦豐富程度和后天打造力度的綜合效應，不僅彌補當前旅游經(jīng)濟研究普遍采用“旅游收入或人數(shù)”等可能造成的內(nèi)生性問題，并且證實了世界遺產(chǎn)、5A 級景區(qū)及國家風景名勝區(qū)等旅游資源保護行為對就業(yè)的增長效應。因此，對于一些人口基數(shù)大、就業(yè)壓力大的地區(qū)，可以考慮通過旅游開發(fā)拉動當?shù)鼐蜆I(yè)與經(jīng)濟發(fā)展。如果當?shù)負碛休^豐富的自然生態(tài)、人文歷史、遺址遺跡等旅游資源稟賦，應適當加大對未進入名錄保護范圍旅游資源的進一步挖掘與保護力度，實現(xiàn)其與已進入名錄保護范疇的旅游資源聯(lián)動發(fā)展，形成地區(qū)旅游特色與品牌；對于旅游資源稟賦不高但仍有較大就業(yè)壓力的地區(qū)，則可以考慮引入修建娛樂消費型旅游景區(qū)，如迪士尼樂園、方特樂園等。

第二，旅游資源保護的就業(yè)增長效應具有一定的產(chǎn)業(yè)異質性和行業(yè)異質性，這提示各地在利用旅游資源保護推動就業(yè)發(fā)展過程中，應明確當?shù)禺a(chǎn)業(yè)與行業(yè)發(fā)展目標，結合自身產(chǎn)業(yè)結構特征對癥下藥。本文的研究證實旅游資源保護主要對第三產(chǎn)業(yè)中的住宿和餐飲業(yè)，文化、體育與娛樂業(yè)，租賃與商務服務業(yè)等子行業(yè)，第二產(chǎn)業(yè)中的建筑業(yè)、電力熱力子行業(yè)就業(yè)增長影響較大。因此，首先，如果地區(qū)產(chǎn)業(yè)重點發(fā)展目標為住宿餐飲、文化、體育與娛樂業(yè)、建筑等行業(yè)，那么地方政府應積極推進旅游資源的挖掘與保護。相反，如果地區(qū)已形成較鮮明的產(chǎn)業(yè)結構特色，如一些制造業(yè)優(yōu)勢明顯的地區(qū)就不宜在旅游業(yè)的發(fā)展上投入過多，否則可能適得其反。其次，在保護當?shù)芈糜钨Y源的同時，應注重根據(jù)當?shù)芈糜钨Y源特色因勢利導，對于已形成的旅游景點，應對旅游景點周邊的住宿餐飲、文化、體育與娛樂業(yè)、租賃與商務服務、房地產(chǎn)等行業(yè)予以更多的政策和資金支持。最后，適當引進與當?shù)芈糜钨Y源相契合的第二產(chǎn)業(yè)項目，如旅游地產(chǎn)項目、相關旅游產(chǎn)品加工制造等，可有效助推當?shù)鼐蜆I(yè)增長與經(jīng)濟發(fā)展。

第三，調節(jié)效應分析結果表明，文化體制改革等制度環(huán)境的優(yōu)化和基礎設施水平的提升對旅游資源保護的就業(yè)增長效應起到了正向調節(jié)作用。其中文化制度環(huán)境對第三產(chǎn)業(yè)的調節(jié)作用更明顯，而基礎設施水平對第二產(chǎn)業(yè)就業(yè)增長的正向調節(jié)作用更大。這一結論提示各地在通過旅游資源保護推動當?shù)鼐蜆I(yè)與經(jīng)濟發(fā)展過程中，應特別注重激發(fā)文化市場活力，提升交通等當?shù)鼗A設施建設水平，形成以旅游資源為核心競爭力，多產(chǎn)業(yè)聯(lián)動發(fā)展的良性循環(huán)，實現(xiàn)政府、旅游企業(yè)和旅游消費者之間的良性互動（劉小蘭 等，2017）。需要進一步說明的是，文化體制改革本質上是為了激發(fā)市場活力，通過豐富文化旅游產(chǎn)品和服務、住宿餐飲等配套產(chǎn)業(yè)的發(fā)展，提高過夜旅客人數(shù)和收入，進而提升旅游發(fā)展水平。文化體制改革試點2003 年與2006 年分兩批在111 個城市實施（劉瑞明 等，2020），但隨著時代的快速發(fā)展，之前未實行文化體制改革的城市也已有足夠的市場條件和制度環(huán)境來充分激發(fā)市場活力，增強文旅企業(yè)的創(chuàng)新動力和資本投入。因此，各項有利于市場創(chuàng)新和文旅融合的制度環(huán)境才是真正能夠起到調節(jié)作用的力量。

第四，本文利用空間滯后模型進行的穩(wěn)健性檢驗結果進一步顯示，旅游資源保護帶動下的就業(yè)增長具有顯著的空間溢出效應。這說明旅游資源保護具有較強的空間輻射效應，較易形成多地、多產(chǎn)業(yè)聯(lián)動的就業(yè)增長和經(jīng)濟發(fā)展效果。這實際上又一次驗證了旅游業(yè)綜合性強、輻射面廣的特點。因此，旅游資源保護不僅是其所在城市的重要工作，也應更多將其納入到整個區(qū)域聯(lián)動發(fā)展的框架中來。這不僅是最大化發(fā)揮旅游資源各項拉動效應的重要模式，同時也是提高游客消費效用的有效措施。值得注意的是，在當前旅游資源保護區(qū)域聯(lián)動的發(fā)展案例中，各地已不僅局限于地理臨近區(qū)域之間的聯(lián)動與合作，還逐漸擴展到了非地理臨近區(qū)域的合作聯(lián)動。前文提到黃山和婺源聯(lián)動發(fā)展是臨近區(qū)域合作的典型案例，而黃山和杭州隸屬不同省份，地理不完全臨近，但均具有優(yōu)質自然生態(tài)和文化旅游資源優(yōu)勢，2022 年6 月共同簽署《杭黃世界級自然生態(tài)和文化旅游廊道建設方案》①國家發(fā)改委.杭黃世界級自然生態(tài)和文化旅游廊道建設方案印發(fā)實施［EB/OL］.（2020-07-05）［2022-03-21］.https：//www.ndrc.gov.cn/fzggw/jgsj/shs/sjdt/202207/t20220705_1330072.html.，通過流域共保、旅游共建、強強聯(lián)合來打造世界級自然生態(tài)和文化旅游廊道，這是跨區(qū)域與非臨近空間旅游聯(lián)動發(fā)展的新模式，其成效如何值得后續(xù)的進一步跟蹤研究。