郭鑫
(安陽學院 河南安陽 455000)
旅游業(yè)一貫被認為是綠色無煙產(chǎn)業(yè),但實際上旅游業(yè)是碳排放大戶,而且既有研究表明旅游業(yè)對全球氣候變暖的貢獻率已達5%~14%[1],預測2035年前旅游業(yè)碳排放將以年均2.5%的速度增長[2],故旅游業(yè)碳排放問題不容忽視。新發(fā)展階段,推進旅游業(yè)節(jié)能減排、實現(xiàn)CO2排放最小化勢在必行。實踐證明,科技創(chuàng)新能有效減緩氣候變暖,提高碳排放效率[3];綠色科技創(chuàng)新是提高旅游業(yè)碳排放效率的關鍵手段[4]。在創(chuàng)新驅動背景下,客觀識別綠色科技創(chuàng)新對旅游業(yè)碳排放效率的影響并探究其區(qū)域差異,對我國高效推進低碳旅游,實現(xiàn)經(jīng)濟綠色轉型大有裨益。
國內(nèi)外研究主要有旅游業(yè)碳排放效率的測度評價[5-6]、時空特征分析[7-8]、影響因素識別[9-13]。主要影響因素中科技創(chuàng)新最為有效[14]。相關學者就綠色科技創(chuàng)新對碳排放的影響展開了諸多研究,如Tobelmann等(2020)[15]發(fā)現(xiàn),環(huán)境科技創(chuàng)新利于減少CO2排放量,一般性創(chuàng)新活動并未減少CO2排放量;屈小娥等(2021)[16]研究發(fā)現(xiàn),綠色技術創(chuàng)新對碳排放產(chǎn)生負作用;許可等(2021)[17]表明,綠色科技創(chuàng)新能夠降低碳排放強度,益于環(huán)境改善;王鑫靜等(2019)[18]表明科技創(chuàng)新顯著促進了碳排放效率提升;劉仁厚等(2021)[19]闡述了科技創(chuàng)新對碳減排的支撐,并剖析了其影響機制。綠色科技創(chuàng)新對碳排放影響的相關成果為碳排放效率研究提供了有益借鑒。如查建平(2016)[20]認為節(jié)能減排技術的發(fā)展有效提高了旅游業(yè)碳排放效率;岳立等(2020)[13]發(fā)現(xiàn)旅游業(yè)技術創(chuàng)新對旅游業(yè)高質量發(fā)展與碳排放效率提升具有積極作用;Sun等(2021)[21]認為生態(tài)科技創(chuàng)新成為緩解旅游業(yè)高碳排放現(xiàn)狀的潛在方案;王坤等(2015)[9]表示技術效應是提升旅游業(yè)碳排放效率的關鍵因素;賀臘梅等(2016)[22]發(fā)現(xiàn)環(huán)境技術的進步顯著提高了湖北省旅游業(yè)碳排放效率;Wang等(2016)[23]認為技術進步能顯著促進旅游業(yè)碳排放效率的提升;Yue等(2021)[24]發(fā)現(xiàn)綠色技術創(chuàng)新可以降低旅游業(yè)碳排放并改善環(huán)境質量。
縱觀已有研究仍存在不足:一是將視角聚焦于旅游業(yè)碳排放效率的研究文獻仍顯不足;二是鮮有學者深入剖析其內(nèi)在傳導機制;三是實證分析亟待補充區(qū)域異質性的探討。鑒于此,本文擬在系統(tǒng)分析綠色科技創(chuàng)新對旅游業(yè)碳排放效率作用的基礎上,厘清二者的內(nèi)在傳導機制;借助面板回歸模型實證分析綠色科技創(chuàng)新對旅游業(yè)碳排放效率的直接影響;引入產(chǎn)業(yè)結構升級、旅游經(jīng)濟規(guī)模擴張為中介變量,探究全國及各區(qū)域各變量間可能存在的中介傳導效應。
科技創(chuàng)新作為創(chuàng)新體系的重要組成部分,可以節(jié)能減排和治理污染[25]。綠色科技創(chuàng)新一方面能夠提高資源利用率,在產(chǎn)出不變的條件下間接減少碳排放量;另一方面,借助循環(huán)利用技術,可有效促進旅游業(yè)綠色低碳轉型,促進旅游產(chǎn)業(yè)結構不斷優(yōu)化,提高煤炭利用率和經(jīng)濟價值,促進旅游業(yè)碳排放效率提升[17]。也有研究認為,不同地區(qū)的科技創(chuàng)新對碳排放影響強度也存在差異[16,18]。據(jù)此提出如下假設:
H1:綠色科技創(chuàng)新能夠促進旅游業(yè)碳排放效率提升。
H2:不同區(qū)域綠色科技創(chuàng)新對旅游業(yè)碳排放效率提升的影響存在異質性。
產(chǎn)業(yè)結構升級過程中合理化與高級化共進。由科技創(chuàng)新引發(fā)的技術進步有助于積極促進產(chǎn)業(yè)結構升級[26]。一方面,綠色科技創(chuàng)新與旅游業(yè)其他創(chuàng)新實現(xiàn)互補,能夠降低旅游業(yè)生產(chǎn)成本,提高旅游生產(chǎn)率[27],推動旅游業(yè)技術進步,最終實現(xiàn)轉型升級;另一方面,綠色科技創(chuàng)新在滿足旅游者多樣化綠色消費需求的同時,可以持續(xù)激活市場新需求,引領產(chǎn)業(yè)結構優(yōu)化調整[19,28]。此外,也有研究發(fā)現(xiàn),產(chǎn)業(yè)結構優(yōu)化升級加快了創(chuàng)新要素的流動與配置,產(chǎn)業(yè)結構升級對旅游業(yè)碳排放效率的提升存在積極影響[29,30]。據(jù)此提出如下假設:
H3:綠色科技創(chuàng)新推動了產(chǎn)業(yè)結構的轉型升級。
H4:綠色科技創(chuàng)新通過影響產(chǎn)業(yè)結構升級,最終對旅游業(yè)碳排放效率的提升產(chǎn)生影響。
在高質量發(fā)展背景下,旅游經(jīng)濟規(guī)模擴張是旅游供需作用的結果。創(chuàng)新是第一生產(chǎn)力,在旅游經(jīng)濟規(guī)模擴張時,綠色科技創(chuàng)新為其提供了不竭動力[31,32]。同時,綠色科技創(chuàng)新有助于旅游業(yè)實現(xiàn)綠色化、智慧化和高端化[33]。一是綠色科技創(chuàng)新通過較高的旅游供給效率間接降低碳排放,推動旅游業(yè)可持續(xù)低碳發(fā)展[34];二是旅游經(jīng)濟規(guī)模擴張帶來的“惡性競爭”等加劇了環(huán)境污染[35],但創(chuàng)新驅動型規(guī)模經(jīng)濟的實現(xiàn),利于區(qū)域設施共享與綠色科技創(chuàng)新的積極外溢,能夠提高旅游業(yè)碳排放效率[36]。同時,旅游經(jīng)濟規(guī)模擴張增強了其應對污染挑戰(zhàn)的能力,為清潔能源的使用提供了更多支持,從而促進旅游業(yè)碳排放效率提升[16]。據(jù)此提出如下假設:
H5:綠色科技創(chuàng)新能夠促進旅游經(jīng)濟規(guī)模擴張。
H6:綠色科技創(chuàng)新通過影響旅游經(jīng)濟規(guī)模擴張,進而影響旅游業(yè)碳排放效率的提升。
2.1.1 Super-SBM模型
本文采用Tone[37]的Super-SBM(Slack-Based Measure)模型,公式為:
式(1)(2)中:ρ為旅游業(yè)碳排放效率(0<ρ≤1)。x、y、b分別表示投入、期望產(chǎn)出和非期望產(chǎn)出。、、分別表示第n個投入、第m個期望產(chǎn)出和第i個非期望產(chǎn)出的松弛度(n=1,2,…,N;m=1,2,…,M;i=1,2,…,I)。表示第k個決策單元在t時期的權重;、、分別表示第k個決策單元在第t時期的投入值、期望產(chǎn)出值和非期望產(chǎn)出值;、、分別表示第k,個決策單元在t,時期的投入值、期望產(chǎn)出值和非期望產(chǎn)出值;t表示時期(t=1,2,…,T);k表示決策單元(k=1, 2,…,K)。
2.1.2 中介效應檢驗
中介模型即是通過中介變量全面闡釋自變量對因變量的作用[38]。模型為:
式(3)~(5)中:a為自變量X對因變量Y的總效應;α為自變量X對中介變量M的影響效應;a’為X對Y的間接效應;β為控制X后M對Y的影響效應;αβ為M對Y的中介效應,且a=a’+αβ。
選用Bootstrap法檢驗中介效應,以保證回歸結果準確。
2.1.3 綠色科技創(chuàng)新對旅游業(yè)碳排放效率的直接影響
式(6)中:下標p為省份、t為時期;C為旅游業(yè)碳排放效率;G為綠色科技創(chuàng)新;0α為常數(shù)項;1α和α分別為解釋變量G和控制變量X(環(huán)境規(guī)制、旅游業(yè)能源消費結構、政府管控程度和對外開放水平)的待估系數(shù);pν為地區(qū)固定效應,tλ為時間固定效應;ε為隨機誤差項。
2.1.4 綠色科技創(chuàng)新對旅游業(yè)碳排放效率的中介機制
式(7)~(10)中:S為產(chǎn)業(yè)結構升級;E為旅游經(jīng)濟規(guī)模擴張;a0—d0代表各常數(shù)項;a1代表綠色科技創(chuàng)新對旅游業(yè)碳排放效率的總效應;b1、c1分別為綠色科技創(chuàng)新對產(chǎn)業(yè)結構升級與旅游經(jīng)濟規(guī)模擴張的影響系數(shù);d1代表綠色科技創(chuàng)新對旅游業(yè)碳排放效率的直接效應;e為待估系數(shù),Y為中介變量,包括S和E;其他符號的含義同上文。
2.2.1 被解釋變量
旅游業(yè)碳排放效率(C)。本文參考王凱等(2018)[41]的研究,選取相應指標核算旅游業(yè)碳排放效率。采用先分解再加總的“自上而下”法計算旅游業(yè)能源消耗量和二氧化碳排放量[41]。
2.2.2 核心解釋變量
綠色科技創(chuàng)新(G)。該變量是綠色發(fā)展模式的重要載體。故以綠色發(fā)明專利與實用型專利授權數(shù)之和表示[26]。
2.2.3 中介變量
①產(chǎn)業(yè)結構升級(S)。產(chǎn)業(yè)結構升級是結構合理化與高級化共同作用的結果,采用第三產(chǎn)業(yè)增加值/第二產(chǎn)業(yè)增加值衡量[42];②旅游經(jīng)濟規(guī)模擴張(E)。該變量反映了旅游業(yè)的生產(chǎn)能力,采用人均旅游收入衡量[16]。
2.2.4 控制變量
①能源消費結構(es)。能源結構直接體現(xiàn)了旅游業(yè)的能耗現(xiàn)狀,以旅游業(yè)煤炭消耗/總能源消耗表示[16,43];②環(huán)境規(guī)制(erl)。政府對環(huán)境問題的重視程度和治理水平,影響旅游業(yè)碳排放效率,以環(huán)境污染治理投資額/地區(qū)GDP表示[44];③對外開放水平(open)。對外交流引入領先科技,促進旅游業(yè)碳排放效率的提升。以進出口總額/地區(qū)GDP表示[12];④人口密度(peo)。人口密度代表了地區(qū)勞動力狀況,以總人口/市閾面積表示;⑤經(jīng)濟發(fā)展水平(pgdp)。經(jīng)濟發(fā)達地區(qū)對旅游業(yè)節(jié)能減排投入力度更大,以地區(qū)人均GDP表示[43]。
考慮到數(shù)據(jù)的連續(xù)可得性,同時避免非典沖擊和新冠疫情影響,并保持五年規(guī)劃期限的合理性,本文以2005—2019年中國30個省份(未含西藏與港澳臺地區(qū))的面板數(shù)據(jù)展開研究。旅游業(yè)數(shù)據(jù)來自歷年《中國旅游統(tǒng)計年鑒》《中國文化和旅游統(tǒng)計年鑒》《中國文化文物和旅游統(tǒng)計年鑒》;各宏觀指標數(shù)據(jù)來自《中國統(tǒng)計年鑒(2006—2020)》《中國科技統(tǒng)計年鑒(2006—2020)》《中國環(huán)境統(tǒng)計年鑒》《中國能源統(tǒng)計年鑒》《中國第三產(chǎn)業(yè)統(tǒng)計年鑒》。極少缺失值來自對應年份各省份統(tǒng)計年鑒和國民經(jīng)濟與社會發(fā)展統(tǒng)計公報。
借助前文Super-SBM模型可知,研究期內(nèi)旅游業(yè)碳排放效率均值由0.4525增至0.8051,年均增長率為3.9156%,可見旅游業(yè)碳排放效率實現(xiàn)了較大突破。具體分析,2005—2010年增長了0.0627;2010—2015年增長了0.1470;2015—2019年增長了0.1428。
通過面板回歸模型,對綠色科技創(chuàng)新與旅游業(yè)碳排放效率進行回歸。綠色科技創(chuàng)新的回歸系數(shù)為0.2303,在1%水平下顯著,即綠色科技創(chuàng)新顯著提升了旅游業(yè)碳排放效率。故H1得到驗證。
就控制變量看,能源消費結構通過了1%的顯著性檢驗,系數(shù)為0.1158,說明能源消費結構越合理,越利于旅游業(yè)碳排放效率提升;環(huán)境規(guī)制通過了1%的顯著性檢驗,影響系數(shù)為2.9291,表明環(huán)境污染治理投資的增加顯著驅動了旅游業(yè)碳排放效率提升;對外開放水平對旅游業(yè)碳排放效率的提升存在消極影響,影響系數(shù)為-0.1119,旅游消費帶來了碳排放增加;人口密度的影響系數(shù)為-0.1792且在1%水平下顯著,說明人口密度增加對旅游服務碳消耗需求增加;經(jīng)濟發(fā)展水平影響系數(shù)為3.0669且在1%水平下顯著,說明旅游碳消耗降低。
通過以下方法檢驗。①考慮到科技創(chuàng)新的連續(xù)性、動態(tài)性與滯后性,將滯后一階的綠色科技創(chuàng)新納入模型;②調整估計區(qū)間,將研究年限縮短為2006—2019年,采用“十一五”起始年份研究;③為克服綠色科技創(chuàng)新與旅游業(yè)碳排放效率之間可能的內(nèi)生性,同時考慮到工具變量的嚴格外生性等,故選用教育投入作為工具變量進行GMM估計。
探究區(qū)域差異(見表1)。結果顯示,各區(qū)域的綠色科技創(chuàng)新與旅游業(yè)碳排放效率均為正向關聯(lián),各區(qū)域綠色科技創(chuàng)新的影響強度呈“東部地區(qū)(0.5010)>中部地區(qū)(0.4005)>西部地區(qū)(0.0081)”。故H2得到驗證。
表1 綠色科技創(chuàng)新對旅游業(yè)碳排放效率影響的區(qū)域異質性
就產(chǎn)業(yè)結構升級的中介傳導機制分析。首先,綠色科技創(chuàng)新對產(chǎn)業(yè)結構升級的影響系數(shù)為0.1662且顯著,表明綠色科技創(chuàng)新推動了產(chǎn)業(yè)結構優(yōu)化調整,故H3得到驗證;其次,鑒于產(chǎn)業(yè)結構升級對旅游業(yè)碳排放效率的影響系數(shù)為-0.9252,通過了Bootstrap中介效應顯著性檢驗,可以得到當產(chǎn)業(yè)結構升級為中介變量時,綠色科技創(chuàng)新對旅游業(yè)碳排放效率的間接效應系數(shù)顯著為-0.1538,直接效應系數(shù)與間接效應系數(shù)符號方向相異,可見變量間存在部分遮掩,總效應系數(shù)減小,故H4得到驗證。
就旅游經(jīng)濟規(guī)模擴張的中介傳導機制分析。首先,綠色科技創(chuàng)新對旅游經(jīng)濟規(guī)模擴張的影響系數(shù)為0.2864且顯著,表明綠色科技創(chuàng)新發(fā)展有力推動了旅游經(jīng)濟規(guī)模擴張,故H5得到驗證;其次,旅游經(jīng)濟規(guī)模對旅游業(yè)碳排放效率的影響通過了Bootstrap中介效應的顯著性檢驗,此時的間接效應系數(shù)為0.0499,直接效應系數(shù)顯著為正,與間接效應系數(shù)的符號方向相同,旅游經(jīng)濟規(guī)模擴張發(fā)揮著部分中介作用,故H6得到驗證(見表2)。
表2 中介效應檢驗估計結果
借助固定效應模型的逐步回歸進行進一步驗證和檢驗,估計結果的可靠性(見表3)。
表3 中介效應逐步回歸檢驗
由表3可知,逐步回歸結果的主要變量的符號方向與前文表3保持一致,說明中介效應結果穩(wěn)健。當產(chǎn)業(yè)結構升級和旅游經(jīng)濟規(guī)模擴張為中介變量時,綠色科技創(chuàng)新對中介變量的影響和中介變量對旅游業(yè)碳排放效率的影響結果均與前文Bootstrap檢驗一致。
研究期內(nèi),基準回歸中的綠色科技創(chuàng)新顯著提升了旅游業(yè)碳排放效率,說明綠色科技創(chuàng)新能直接提高旅游業(yè)碳排放效率。
就區(qū)域差異分析,各區(qū)域綠色科技創(chuàng)新均促進旅游業(yè)碳排放效率提升,影響強度呈“東部>中部>西部”的格局。
就中介效應檢驗分析,綠色科技創(chuàng)新通過促進產(chǎn)業(yè)結構升級顯著阻礙了旅游業(yè)碳排放效率提升,卻借助旅游經(jīng)濟規(guī)模擴張?zhí)嵘寺糜螛I(yè)碳排放效率。