■ 高維忠 副教授（韶關學院旅游與地理學院 廣東韶關 512005）

引言

產業(yè)結構的優(yōu)化升級是“十二五”期間中國經濟結構調整的重要內容和轉變經濟發(fā)展方式的關鍵環(huán)節(jié)。“十二五”規(guī)劃綱要也明確指出，要把推動服務業(yè)大發(fā)展作為產業(yè)結構優(yōu)化升級的戰(zhàn)略重點。在此背景下，已經被確立為中國國民經濟戰(zhàn)略性支柱產業(yè)的旅游業(yè)，由于其持續(xù)快速發(fā)展的態(tài)勢和與其他產業(yè)間的強關聯(lián)性特征，被各級政府寄予了更多地促進區(qū)域產業(yè)結構優(yōu)化升級的期盼。無論是國家旅游局還是省級地方政府，都不約而同地強調要充分發(fā)揮旅游業(yè)在“擴內需、調結構、保增長、惠民生”中的積極作用，期望通過大力發(fā)展旅游業(yè)來快速促進區(qū)域產業(yè)結構的優(yōu)化升級。那么，這種愿望能夠實現(xiàn)嗎？顯然，要回答這一問題，不僅需要對旅游業(yè)發(fā)展促進區(qū)域產業(yè)結構優(yōu)化升級的作用機理做定性、規(guī)范的解釋，更需要對旅游業(yè)是否促進了相關區(qū)域產業(yè)結構優(yōu)化升級做定量、實證的檢驗。

盡管國內外相關研究文獻大多傾向于肯定旅游業(yè)發(fā)展對區(qū)域產業(yè)結構的優(yōu)化升級效應，但是由于資源的普遍稀缺性，旅游業(yè)發(fā)展對區(qū)域內其他產業(yè)發(fā)展產生“擠出效應”的可能依然存在，也很有可能導致區(qū)域產業(yè)結構出現(xiàn)不合理的高度化。此外，旅游業(yè)發(fā)展對區(qū)域產業(yè)結構優(yōu)化的實際效應還會受到旅游收入“漏損”的影響，區(qū)域旅游收入的直接或間接“漏損”越大，對區(qū)域產業(yè)結構調整的實際效應會越小，而旅游收入“漏損”的大小又取決于旅游目的地原有的產業(yè)結構和所采取的旅游業(yè)發(fā)展方式等因素。因此，旅游業(yè)發(fā)展對區(qū)域旅游產業(yè)結構的優(yōu)化升級作用可能并不是自然而然的，預期未來旅游業(yè)發(fā)展對中國這種大型發(fā)展中經濟體的產業(yè)結構優(yōu)化效應，僅有理論分析是不夠的，還需要更多、更直接的經驗證據(jù)。為此，本文采用面板數(shù)據(jù)協(xié)整分析等方法，對我國旅游業(yè)發(fā)展的區(qū)域產業(yè)結構優(yōu)化升級效應進行實證研究，并對旅游業(yè)發(fā)展是否是我國區(qū)域產業(yè)結構優(yōu)化升級的格蘭杰原因進行檢驗。

實證研究的總體設計

（一）研究方法和基本思路

作為一種計量經濟學工具，協(xié)整和格蘭杰因果分析已經被大量運用到旅游業(yè)發(fā)展與整個國民經濟或其他產業(yè)部門經濟增長的關系研究之中，但目前尚未有人使用這種方法對旅游業(yè)發(fā)展的區(qū)域產業(yè)結構優(yōu)化升級效應進行實證研究。本文根據(jù)協(xié)整理論和格蘭杰因果關系分析原理，選擇使用可測量的、能分別代表區(qū)域旅游業(yè)發(fā)展水平和產業(yè)結構優(yōu)化升級程度的時間序列指標，通過檢驗這些時間序列之間是否存在穩(wěn)定的協(xié)整和格蘭杰因果關系，以一種更為直接的方式實證說明，改革開放以來旅游業(yè)發(fā)展對中國區(qū)域產業(yè)結構優(yōu)化升級所產生的長期和短期效應。由于可獲取的有關中國旅游業(yè)發(fā)展水平方面的數(shù)據(jù)年限較短，本文采用分省面板數(shù)據(jù)來增加樣本空間，并提高參數(shù)估計結果的可靠性。實證分析中所借助的計量經濟學軟件有Eviews6.0和WinRats7.0。

（二）指標選擇和模型構建

本文選擇使用國際旅游總收入（TI）和產業(yè)結構層次指數(shù)（SI）兩個指標來分別代表和測度區(qū)域旅游業(yè)發(fā)展水平和區(qū)域產業(yè)結構優(yōu)化升級程度。所謂國際旅游總收入，是指一定時期內旅游目的地國家或地區(qū)通過向外國游客提供旅游產品和勞務所取得的外國貨幣收入的總額，也是外國游客入境后的全部消費支出總額。一般來說，某一區(qū)域國際旅游收入越多，該區(qū)域旅游業(yè)發(fā)展水平也越高。所謂產業(yè)結構層次指數(shù)，是一個用以定量測度某一國家或地區(qū)產業(yè)結構優(yōu)化升級程度的綜合指標。如果某一區(qū)域有n個產業(yè)，將這些產業(yè)由高層次向低層次加以排列，所得的比例分別記為q（j），則該區(qū)域的產業(yè)結構層次指數(shù)SI的計算公式為：

產業(yè)結構層次指數(shù)不但能反映產業(yè)結構變動速度，而且能反映產業(yè)結構優(yōu)化升級的信息，綜合考慮了一、二、三次產業(yè)的狀況，兼顧了產業(yè)結構的合理化和高度化測度。SI的值在100到300之間，SI值越大，產業(yè)結構優(yōu)化升級程度越高。

為了分析一定區(qū)域內國際旅游收入對產業(yè)結構層次水平的長期影響效應，根據(jù)面板協(xié)整關系的基本模型，本文建立如式（2）所示的以國際旅游收入為自變量、產業(yè)結構層次指數(shù)為因變量的變截距面板協(xié)整模型：

式（2）是某一區(qū)域考慮國際旅游收入和產業(yè)結構層次指數(shù)在N個個體及T個時點上的變動關系，下標i和t分別表示不同的省份和年份，α為截距項，β為協(xié)整向量系數(shù)（待估參數(shù)），u為隨機誤差項。LnSI和LnTI分別代表產業(yè)結構指數(shù)和國際旅游收入的自然對數(shù)值。通過估計和分析β值的大小及其顯著性程度，可以判斷以國際旅游收入為代表的旅游業(yè)發(fā)展對區(qū)域產業(yè)結構優(yōu)化升級的長期效應：如果該式中的β顯著不為零，則產業(yè)結構層次指數(shù)和國際旅游收入之間存在顯著的長期穩(wěn)定關系—協(xié)整關系；如果該式中的β顯著大于零，則國際旅游收入對產業(yè)結構優(yōu)化升級具有長期正向推動效應；如果該式中的β顯著小于零，則國際旅游收入對產業(yè)結構優(yōu)化升級具有長期負向推動效應。通過比較不同區(qū)域β值的情況，就可以比較旅游業(yè)發(fā)展對產業(yè)結構優(yōu)化升級長期效應的區(qū)域差異。

利用式（2），通過協(xié)整關系檢驗和協(xié)整向量估計，只能驗證國際旅游收入增長對區(qū)域產業(yè)結構優(yōu)化升級的長期靜態(tài)影響。為了彌補長期靜態(tài)分析的不足，可以進一步通過構建短期動態(tài)模型來反映短期偏離長期均衡的修正機制，進而分析國際旅游收入增長對區(qū)域產業(yè)結構優(yōu)化升級的短期效應。借鑒毛其淋等人的研究，本文建立考慮誤差修正機制的短期動態(tài)效應模型，如式（3）所示：

式（3）中的差分序列反映各變量的波動，γ表示短期彈性，誤差修正項ecmit-1即為式（2）估計后所得到的殘差，εit為隨機誤差項。式（3）表明區(qū)域產業(yè)結構層次指數(shù)的短期波動不僅會受到國際旅游收入短期波動的影響，還會受到產業(yè)結構層次指數(shù)偏離均衡趨勢程度的影響。根據(jù)式（3）所估計的γ的大小和方向，可以判斷國際旅游收入對產業(yè)結構優(yōu)化升級的短期動態(tài)效應及其區(qū)域差異。

表1 三大地區(qū)面板序列單位根檢驗結果

表2 三大地區(qū)面板序列協(xié)整關系檢驗結果

如果基于面板數(shù)據(jù)的時間變量產業(yè)結構層次指數(shù)和國際旅游收入之間的協(xié)整關系得到確證，那么至少會存在一個方向上的格蘭杰因果關系。目前，檢驗面板時間變量之間因果關系最常用的方法是建立和使用面板誤差修正模型。為了檢驗國際旅游收入增長是否是區(qū)域產業(yè)結構優(yōu)化升級的長期或短期原因，本文參照胡軍峰等人的研究思路，在式（2）所估計結果的基礎上，建立如式（4）所示的面板誤差修正模型：

式（4）中的△依舊表示差分，ecmit-1仍為式（2）估計所得的殘差，εit為隨機誤差項，k為滯后階數(shù)。如果式（4）中系數(shù)θ2K的聯(lián)合Wald-F檢驗顯著不為零，則表明短期國際旅游收入增長就是區(qū)域產業(yè)結構層次指數(shù)提高的格蘭杰原因；反之，則不是。同樣，對系數(shù)λ的F檢驗可以說明國際旅游收入增長是否是區(qū)域產業(yè)結構層次指數(shù)變動的長期格蘭杰原因。

（三）區(qū)域界定和數(shù)據(jù)來源

鑒于中國疆域面積遼闊，不同省份旅游業(yè)發(fā)展和產業(yè)結構狀況差異顯著，本文沿用傳統(tǒng)方法，將除了港澳臺以外的內地劃分為東部、中部和西部三大地區(qū)，進行分區(qū)域研究。東部地區(qū)包括了遼寧、北京、天津、河北、上海、江蘇、浙江、山東、福建、廣東和海南共11個省份，中部地區(qū)包括了吉林、黑龍江、山西、安徽、江西、河南、湖南和湖北共8個省份，西部地區(qū)包括了內蒙古、陜西、寧夏、甘肅、新疆、青海、西藏、重慶、四川、云南、貴州和廣西共12個省份。由于我國某些省區(qū)最早的國際旅游收入統(tǒng)計數(shù)據(jù)始于1986年，因此本文研究的時間跨度設定為1986年至2010年，共25年。所有省區(qū)的國際旅游收入數(shù)據(jù)和計算各省區(qū)產業(yè)結構層次指數(shù)所需的一、二、三次產業(yè)增加值數(shù)據(jù)均來源于新中國60年統(tǒng)計資料匯編、2010年中國統(tǒng)計年鑒和2011年各省區(qū)國民經濟和社會發(fā)展統(tǒng)計公報。為了消除匯率變動對國際旅游收入的影響，各省區(qū)各年的國際旅游收入均按當年美元對人民幣的平均匯率換算為人民幣收入。為了消除價格變動的影響，國際旅游收入和三次產業(yè)增加值均以1986年為基期進行了消脹。各省區(qū)歷年產業(yè)結構層次指數(shù)依據(jù)式（1）計算獲得。

實證研究過程及結果

（一）面板序列單位根檢驗

判斷變量序列的平穩(wěn)性及其單整階數(shù)的單位根檢驗是進行變量協(xié)整關系檢驗的前提。為保證檢驗結果的穩(wěn)健性，本文同時采用了Eviews6.0提供的5種面板數(shù)據(jù)單位根檢驗方法，各種檢驗方法及其結果如表1所示。

表1顯示，東、中、西部地區(qū)面板序列LnSI和LnTI的水平值都是不平穩(wěn)的，而其一階差分都是平穩(wěn)的，說明兩序列均為一階單整序列，有存在協(xié)整關系的可能，可以直接對其進行面板協(xié)整關系檢驗。

（二）變量協(xié)整關系檢驗

在單位根檢驗基礎上進行的變量協(xié)整檢驗可以直接確證變量之間是否存在長期穩(wěn)定的“均衡”關系。目前常用的協(xié)整檢驗方法有Pedroni基于殘差的7指標檢驗法和Kao基于殘差的ADF檢驗法兩種。本文同時使用這兩種方法分別對三大區(qū)域產業(yè)結構層次指數(shù)和國際旅游收入面板序列是否存在協(xié)整關系進行檢驗，具體結果如表2所示。

表2顯示，Pedroni 基于殘差的協(xié)整檢驗中，只有東部地區(qū)的Group rho-Statistic 一個指標的T統(tǒng)計量未通過顯著性檢驗，三大地區(qū)其余所有指標至少都在10%的顯著水平下拒絕了“不存在協(xié)整”的原假設，其中更為可靠的Panel ADF-Statistic 和 Group ADF-Statistic 兩指標均在1%顯著水平下拒絕了原假設。同時，Kao基于殘差的ADF 協(xié)整檢驗結果顯示，三大地區(qū)中只有西部地區(qū)在 10% 的顯著水平下拒絕原假設，其余兩大地區(qū)均在1%顯著水平下拒絕原假設。因此，兩種方法檢驗的結果都表明，三大地區(qū)產業(yè)結構層次指數(shù)和國際旅游收入之間存在面板協(xié)整關系。

（三）長期靜態(tài)效應估計

在三大地區(qū)產業(yè)結構層次指數(shù)和國際旅游收入之間存在面板協(xié)整關系的基礎上，可以利用前文所建立的面板協(xié)整模型（2）來估計各區(qū)域國際旅游收入增長對產業(yè)結構層次指數(shù)變動的長期靜態(tài)影響。由于直接對面板協(xié)整方程進行普通最小二乘法估計可能有偏差，本文采納相關文獻建議，同時采用廣義最小二乘（EGLS）、完全修正最小二乘（FMOLS）和動態(tài)最小二乘（DOLS）三種估計方法對協(xié)整方程式（2）進行回歸，得到長期彈性系數(shù)β的值及其顯著性結果，如表3所示。

表3 三大地區(qū)長期靜態(tài)效應估計結果

表4 三大地區(qū)短期動態(tài)效應估計結果

表5 三大地區(qū)格蘭杰因果關系檢驗結果

由表3可知，采用EGLS、FMOLS和DOLS三種方法對三大區(qū)域協(xié)整方程回歸的結果相當一致。各區(qū)域的β值全部為正，說明在長期中，國際旅游收入增長對產業(yè)結構層次指數(shù)的提高都產生了正向推動作用，以入境旅游為代表的旅游業(yè)發(fā)展的確促進了中國各大區(qū)域產業(yè)的結構優(yōu)化升級。具體來說，國際旅游收入增加1%，可導致東、中、西部地區(qū)產業(yè)結構層次指數(shù)分別提高約0.03%、0.02%和0.03%，各區(qū)域長期彈性系數(shù)都較小，東部和西部地區(qū)的長期效應相當，而中部地區(qū)略低。

（四）短期動態(tài)效應估計

由于三種估計方法的回歸結果基本一致，本文將EGLS法估計后所產生的殘差序列作為誤差修正項，并將其代入前文建立的式（3）中，進行國際旅游收入增長對產業(yè)結構優(yōu)化升級的短期動態(tài)效應估計，得到的主要回歸結果如表4所示。

表4顯示，三大地區(qū)誤差修正項系數(shù)的值全部為負且均在1%水平下顯著，說明短期脫離長期均衡后的反向修正機制會發(fā)揮作用，也進一步證明前文式（2）的合理性。系數(shù) 具體反映了短期內國際旅游收入的波動對區(qū)域產業(yè)結構層次指數(shù)的影響，其中東部地區(qū)的短期效應為正向促進，而中、西部地區(qū)的短期效應為反向抑制，說明在短期內，旅游業(yè)發(fā)展不一定會促進產業(yè)結構的優(yōu)化升級。但是，和長期效應相比，旅游業(yè)發(fā)展對中國各大區(qū)域產業(yè)結構調整的短期效應顯然更小，各地區(qū)短期彈性系數(shù) 的值大約只是相應地區(qū)長期彈性系數(shù)β值的十分之一，且其統(tǒng)計量的顯著性都不高，說明旅游業(yè)發(fā)展對區(qū)域產業(yè)結構優(yōu)化升級的促進效應主要體現(xiàn)在長期而非短期。

（五）格蘭杰因果關系檢驗

根據(jù)對各區(qū)域式（4）的Log likelihood、Schwarzcriterion和Akaike infocriterion檢驗結果，各區(qū)域式（4）的最優(yōu)滯后階數(shù)均為2階。同時，將EGLS法估計式（2）后所產生的殘差序列作為誤差修正項，并代入式（4）中，對各區(qū)域誤差修正模型式（4）進行估計，并對回歸所得的系數(shù)θ2K和λ進行F檢驗，判斷國際旅游收入增長是否是各區(qū)域產業(yè)結構層次指數(shù)提高的格蘭杰原因，具體結果如表5所示。

根據(jù)表5，對東部地區(qū)而言，國際旅游收入增長既是產業(yè)結構優(yōu)化升級的長期格蘭杰原因，同時也是其短期格蘭杰原因。但對中、西部地區(qū)而言，國際旅游收入增長是產業(yè)結構優(yōu)化升級的長期格蘭杰原因而非短期格蘭杰原因。

結論

第一，區(qū)域國際旅游收入與產業(yè)結構層次指數(shù)之間存在長期穩(wěn)定關系，國際旅游收入的長期增長對區(qū)域產業(yè)結構層次指數(shù)的長期提高產生了一定的正向促進作用。

第二，區(qū)域國際旅游收入的短期波動對其產業(yè)結構層次指數(shù)的提高影響甚微，而且既有可能起正向促進作用，也有可能起反向抑制作用。

第三，國際旅游收入增長是區(qū)域產業(yè)結構層次指數(shù)提高的長期格蘭杰原因，但并不一定是其短期格蘭杰原因。

第四，旅游業(yè)發(fā)展的確對三大區(qū)域產業(yè)結構的優(yōu)化升級起到了一定促進作用，但其作用主要體現(xiàn)在長期而非短期。

本文通過協(xié)整回歸估計所獲得的，有關三大地區(qū)旅游業(yè)發(fā)展對產業(yè)結構優(yōu)化升級影響的長期和短期彈性系數(shù)值的大小和方向，為更加直接和客觀地認識旅游業(yè)發(fā)展的產業(yè)結構優(yōu)化升級效應和進一步制定相關的產業(yè)政策提供了基本依據(jù)。短期彈性相當之小而且可以為負的事實說明，期望通過超常規(guī)地發(fā)展旅游業(yè)，而在短期內迅速促進區(qū)域產業(yè)結構的高級化是不現(xiàn)實的，過度的旅游化很可能導致區(qū)域產業(yè)結構重演20世紀70年代加勒比地區(qū)式的悲劇。長期彈性雖小但各區(qū)域全部為正的事實又說明，旅游業(yè)發(fā)展仍然應該成為促進區(qū)域產業(yè)結構優(yōu)化升級的長期戰(zhàn)略，只是中國各地區(qū)需盡快轉變一直以來普遍實施的以“門票經濟”為重心的旅游產業(yè)發(fā)展模式，加快旅游產業(yè)的融合化發(fā)展，從而提高其對區(qū)域產業(yè)結構優(yōu)化升級的作用。

一般認為，旅游業(yè)在那些可選擇發(fā)展機會非常有限的欠發(fā)達邊遠地區(qū)顯得比其他產業(yè)更加有效，旅游業(yè)的各種經濟影響也可以得到充分發(fā)揮。但本文實證研究發(fā)現(xiàn)，在中國三大區(qū)域中，社會經濟相對落后的中、西部地區(qū)旅游業(yè)發(fā)展對區(qū)域產業(yè)結構的優(yōu)化升級作用并不比社會經濟相對發(fā)達的東部地區(qū)表現(xiàn)得更有效，其原因值得進一步探討。

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