○徐 政 黃柳君

旅游業(yè)所具有的產(chǎn)業(yè)關聯(lián)性已得到廣泛認可，旅游發(fā)展與經(jīng)濟增長、產(chǎn)業(yè)結構升級、貧困減緩的關系成為學術界探討的熱點。作為發(fā)展最快的產(chǎn)業(yè)之一，旅游業(yè)在全球范圍內(nèi)提供了大量的就業(yè)機會。2017年旅游業(yè)增加值占全球GDP的10.4%，提供了3.13億份工作崗位，占全球工作崗位的9.9%(1)世界旅行與旅游理事會(WTTC)：《2018旅行與旅游全球經(jīng)濟影響報告》。。隨著旅游業(yè)產(chǎn)業(yè)規(guī)模的擴大，以及旅游業(yè)和經(jīng)濟社會融合程度的加深，其對全球減貧的貢獻越來越受到人們關注。因其可產(chǎn)生外匯收入、吸引國際投資、增加稅收、減緩貧困等(2)趙磊、方成、毛聰玲：《旅游業(yè)與貧困減緩——來自中國的經(jīng)驗證據(jù)》，《旅游學刊》2018年第5期，第13—25頁。，被認為是促進經(jīng)濟增長和貧困減緩的重要工具。20世紀80年代以來，中國大規(guī)模推進扶貧開發(fā)工作，取得了顯著成效。到2017年貧困率已降至3.1%，低于全球水平，對全世界人口的減貧貢獻率超過70%(3)張原：《“中國式扶貧”可輸出嗎——中國對發(fā)展中國家援助及投資的減貧效應研究》，《武漢大學學報(哲學社會科學版)》2019年第3期，第185—200頁。。其中僅通過鄉(xiāng)村旅游一項，中國已帶動1 000萬(占貧困人口比重超過10%)以上貧困人口脫貧(4)世界旅游聯(lián)盟：《世界旅游發(fā)展報告2018——旅游促進減貧的全球進程和時代訴求》，(2018-09-25)[2019-12-26]，http://www.ctaweb.org/html/2018-9/2018-9-25-14-58-30700.html 。。因此，旅游業(yè)作為中國國民經(jīng)濟的戰(zhàn)略性支柱產(chǎn)業(yè)以及減貧作用突出的產(chǎn)業(yè)，在中國的減貧事業(yè)中起著重要的作用。2020年農(nóng)村貧困人口實現(xiàn)脫貧、全面建成小康社會的目標要求即將完成，國家進入脫貧攻堅和鄉(xiāng)村振興戰(zhàn)略的交匯期。探討如何實現(xiàn)脫貧攻堅與旅游發(fā)展有機銜接，對于實現(xiàn)“兩個百年中國夢”的奮斗目標有著重大意義。

現(xiàn)有研究表明，旅游發(fā)展、產(chǎn)業(yè)結構與貧困減緩的關系因研究區(qū)域和研究時間段的不同出現(xiàn)顯著差異。然而在旅游減貧的研究中往往忽略了結構主義學派所推崇的產(chǎn)業(yè)結構變遷因素在其中所發(fā)揮的作用(5)趙磊、方成：《旅游業(yè)與經(jīng)濟增長的非線性門檻效應——基于面板平滑轉(zhuǎn)換回歸模型的實證分析》，《旅游學刊》2017年第4期，第20—32頁。。為此，本文構建面板門檻回歸模型，全面考察和分析產(chǎn)業(yè)結構升級視角下旅游發(fā)展對貧困減緩的影響效應，并進一步分析其影響的區(qū)域異質(zhì)性，這對于促進旅游減貧及經(jīng)濟增長具有重要的現(xiàn)實價值。

一 文獻綜述

旅游發(fā)展和經(jīng)濟增長均會改變貧困人口的數(shù)量與程度，但其作用機制和改變方式較為復雜。本文主要從以下幾方面進行研究。

(一)旅游發(fā)展與經(jīng)濟增長、貧困減緩

旅游業(yè)可通過為貧困地區(qū)注入外匯、增加稅收、創(chuàng)造就業(yè)和提升福利等傳導途徑來直接減緩貧困(6)Sugiyarto G, Blake A, Sinclair M T. Tourism and globalization: Economic impact in Indonesia. Annals of Tourism Research, 2003, 30(3), pp. 683-701.。Kevin認為通過價格和政府收入渠道等，旅游業(yè)可有助于減少貧困(7)Kevin X Li, M Jin, W Shi. Tourism as an important impetus to promoting economic growth: A critical review. Tourism Management Perspectives, 2018,( 26), pp. 135-142.。Banerjee實證研究發(fā)現(xiàn)旅游投資使海地南部地區(qū)失業(yè)率由26%降至23%，貧困率下降了1.6%(8)Banerjee O, Cicowiez M, Gachot S. A quantitative framework for assessing public investment in tourism : An application to Haiti. Tourism Management, 2015,( 51), pp. 157-173.。然而，旅游發(fā)展并非總是對貧困減緩產(chǎn)生積極作用，經(jīng)濟漏損、生態(tài)環(huán)境破壞和“旅游飛地”等問題的存在，使旅游發(fā)展拉大了貧富差距、加劇了相對貧困。Sharpley認為對于一些極端貧困的國家，人均收入隨著旅游發(fā)展而不斷降低，貧困人口比以前更為貧困(9)Sharpley Richard.Tourism and development challenges in the least developed countries: The case of the Gambia. Current Issues in Tourism, 2009, 12(4), pp. 337-358.。Wattanakuljarus發(fā)現(xiàn)泰國旅游業(yè)的擴張削弱了貧困人口賴以生存的貿(mào)易部門的盈利能力，從而擴大了貧富差距(10)Wattanakuljarus A, Coxhead I. Is tourism-based development good for the poor? A general equilibrium analysis for Thailand. Journal of Policy Modeling, 2008, 30(6), pp. 929-955.。

此外，旅游業(yè)對貧困減緩的作用受其他因素影響，存在非線性門檻效應。趙磊利用面板平滑轉(zhuǎn)換回歸模型技術，發(fā)現(xiàn)旅游業(yè)和貧困減緩之間存在非線性關系，旅游業(yè)可顯著減緩貧困(11)趙磊、方成、毛聰玲：《旅游業(yè)與貧困減緩——來自中國的經(jīng)驗證據(jù)》，《旅游學刊》2018年第5期，第13—25頁。。張晨運用門檻回歸模型進行實證研究，認為旅游減貧效應的發(fā)揮受地區(qū)經(jīng)濟、交通、產(chǎn)業(yè)環(huán)境的制約(12)張晨：《旅游業(yè)促進貧困減緩(TLPR)假說實證研究》，杭州：浙江工業(yè)大學經(jīng)貿(mào)管理學院，2017年。。郭魯芳研究發(fā)現(xiàn)在不同經(jīng)濟發(fā)展水平、不同旅游資源稟賦和不同交通便利程度下中國旅游發(fā)展與貧困減緩之間存在顯著門檻效應(13)郭魯芳、李如友：《旅游減貧效應的門檻特征分析及實證檢驗——基于中國省際面板數(shù)據(jù)的研究》，《商業(yè)經(jīng)濟與管理》2016年第6期，第81—91頁。。

(二)產(chǎn)業(yè)結構與旅游發(fā)展、貧困減緩

從減貧路徑上看，越來越多的研究證實經(jīng)濟增長的“涓滴效應”并不會無條件惠及窮人(14)蓋凱程、周永昇：《所有制、涓滴效應與共享發(fā)展:一個政治經(jīng)濟學分析》，《政治經(jīng)濟學評論》2020年第6期，第95—115頁。，其減貧效應的充分發(fā)揮與當?shù)禺a(chǎn)業(yè)結構狀況和經(jīng)濟增長模式密切相關。這使得單純依靠經(jīng)濟發(fā)展推進減貧的思路亟待轉(zhuǎn)移到綜合考慮旅游發(fā)展及產(chǎn)業(yè)結構影響以促進減貧的方向上來。

經(jīng)濟增長能對貧困減緩發(fā)揮影響力，但在經(jīng)濟增長的多元化減貧機制中，經(jīng)濟增長的產(chǎn)業(yè)構成對貧困減緩具有顯著異質(zhì)性。不同產(chǎn)業(yè)的生產(chǎn)率和收入分配效應不同，若經(jīng)濟增長集中于貧困群體難以受益的產(chǎn)業(yè)部門，那么將會抑制貧困人口所得，甚至會擴大貧困群體的范圍(15)郭勁光、俎邵靜：《參與式模式下貧困農(nóng)民內(nèi)生發(fā)展能力培育研究》，《華僑大學學報(哲學社會科學版)》2018年第4期，第117—127頁。。目前不少學者對產(chǎn)業(yè)減貧的異質(zhì)性效應進行了實證探索(16)李東坤、尹忠明：《中國西部民族地區(qū)產(chǎn)業(yè)結構優(yōu)化升級的城鎮(zhèn)減貧效應研究》，《云南財經(jīng)大學學報》2019年第1期，第100—112頁。。Montalvo探討中國經(jīng)濟增長模式與減貧的關系，認為第一產(chǎn)業(yè)一直是減貧的主要推動力(17)Montalvo J, Ravallion M. The pattern of growth and poverty reduction in China. Journal of Comparative Economics, 2010, 38(1), pp.2-16.；Datt和Ravallion認為第三產(chǎn)業(yè)的增長對貧困的影響比第一產(chǎn)業(yè)的更大，而第二產(chǎn)業(yè)幾乎沒有給印度的窮人帶來直接收益(18)Datt G, Ravallion M. Has India’s post-reform economic growth left the poor behind. Journal of Economic Perspectives, 2002, (16), pp. 89-108.。單德朋發(fā)現(xiàn)第一產(chǎn)業(yè)和第三產(chǎn)業(yè)對貧困減緩的影響較大，第二產(chǎn)業(yè)的作用較小(19)單德朋：《產(chǎn)業(yè)結構、勞動密集度與西部地區(qū)貧困減緩——基于動態(tài)面板系統(tǒng)廣義距方法的分析》，《中南財經(jīng)政法大學學報》2012年第6期，第106—112頁。。

無論是旅游發(fā)展還是貧困減緩，都與產(chǎn)業(yè)結構有密切聯(lián)系。旅游業(yè)作為第三產(chǎn)業(yè)的重要組成部分，能通過產(chǎn)業(yè)鏈延伸和輻射效應帶動相關產(chǎn)業(yè)發(fā)展，促進產(chǎn)業(yè)結構升級和人均GDP的增長，提高貧困人群收入(20)麻學鋒：《張家界旅游業(yè)發(fā)展、區(qū)域經(jīng)濟增長及產(chǎn)業(yè)結構升級》，《旅游學刊》2010年第11期，第20—25頁。。而產(chǎn)業(yè)結構變遷對其潛力的釋放和提升有著重要的驅(qū)動力。趙磊研究發(fā)現(xiàn)產(chǎn)業(yè)結構欠缺合理化抑制了旅游業(yè)對經(jīng)濟增長的影響效應，而產(chǎn)業(yè)結構高級化可正向調(diào)節(jié)旅游業(yè)對經(jīng)濟增長的影響效應(21)趙磊、唐承財：《產(chǎn)業(yè)結構變遷、旅游業(yè)與經(jīng)濟增長——來自中國的經(jīng)驗證據(jù)》，《資源科學》2017年第10期，第1 918—1 929頁。。張晨認為產(chǎn)業(yè)結構變遷促進產(chǎn)業(yè)融合以及滋生新興業(yè)態(tài)，在此過程中形成的非正規(guī)部門就業(yè)對于解決貧困人口就業(yè)具有優(yōu)勢，而旅游非正規(guī)部門則吸納了大量超額供給的城市勞動力(22)張晨：《旅游業(yè)促進貧困減緩(TLPR)假說實證研究》，杭州：浙江工業(yè)大學經(jīng)貿(mào)管理學院，2017年。。

總體而言，現(xiàn)有關于產(chǎn)業(yè)結構減貧效應的研究多是基于三大產(chǎn)業(yè)進行分類的，這在一定程度上忽視了產(chǎn)業(yè)之間的互動聯(lián)系(23)單德朋、王英、鄭長德：《專業(yè)化、多樣化與產(chǎn)業(yè)結構減貧效應的動態(tài)異質(zhì)表現(xiàn)研究》，《中國人口·資源與環(huán)境》2017年第7期，第157—168頁。，難以有效捕捉中國各地區(qū)產(chǎn)業(yè)結構優(yōu)化升級的水平與特征，更難以充分揭示產(chǎn)業(yè)結構優(yōu)化升級可能的減貧效應。此外，現(xiàn)有研究多集中于旅游發(fā)展對貧困減緩的單一視角，且學者更多側(cè)重于線性分析，而忽視了非線性特征。為此，本文將基于產(chǎn)業(yè)結構升級視角，從產(chǎn)業(yè)結構合理化和高度化兩方面探討旅游發(fā)展對貧困減緩的作用效應。本文的創(chuàng)新之處在于：研究視角上，側(cè)重產(chǎn)業(yè)結構升級視角，分析中國旅游發(fā)展在不同產(chǎn)業(yè)結構升級差異下的減貧效應。研究方法上，首先，本文運用固定效應模型研究中國旅游發(fā)展在減貧中的實際作用；其次，進一步運用面板門檻回歸模型從非線性角度來探究旅游發(fā)展的減貧效應是否存在異質(zhì)性。

二 研究方法

(一)數(shù)據(jù)來源及變量選取

數(shù)據(jù)來源于《中國統(tǒng)計年鑒》《中國旅游年鑒》《中國勞動統(tǒng)計年鑒》、各省份統(tǒng)計公報、中國統(tǒng)計數(shù)據(jù)應用支持系統(tǒng)、EPS數(shù)據(jù)庫。變量選取如下：

1.因變量與解釋變量。(1)貧困水平(POV)：常用的貧困測度指標有貧困發(fā)生率、貧困距、Sen指數(shù)和可分解FGT指數(shù)等。國內(nèi)較多從收入和支出角度來測度，如人均消費水平、人均收入等，國際上也有學者使用人類發(fā)展指數(shù)、新生兒死亡率等來衡量貧困水平(24)Bosede C, Henry O, Muyiwa O, et al. Human capital and poverty reduction in OPEC member-countries. Heliyon, 2019, 5(8),pp.1-7.。但考慮到對中國的適用性和數(shù)據(jù)可得性，同時減貧效應是指對貧困的減緩程度，主要表現(xiàn)為居民收入的增加，本文借鑒李慧玲的做法(25)李慧玲、徐妍：《交通基礎設施、產(chǎn)業(yè)結構與減貧效應研究——基于面板VAR模型》，《技術經(jīng)濟與管理研究》2016年第8期，第25—30頁。，由于農(nóng)村地區(qū)貧困程度占絕大部分，因此采用農(nóng)村家庭人均純收入來衡量貧困水平。(2)旅游發(fā)展(TOUR)：借鑒趙磊的做法(26)趙磊、方成、毛聰玲：《旅游業(yè)與貧困減緩——來自中國的經(jīng)驗證據(jù)》，《旅游學刊》2018年第5期，第13—25頁。，用旅游專業(yè)化(旅游收入占GDP比)來表示。

2.門檻變量。一般來說，產(chǎn)業(yè)結構優(yōu)化升級主要體現(xiàn)在兩個維度：產(chǎn)業(yè)結構高級化和產(chǎn)業(yè)結構合理化。產(chǎn)業(yè)結構所對應的經(jīng)濟發(fā)展方式轉(zhuǎn)變是影響貧困的重要因素。同時，在模型中引入產(chǎn)業(yè)結構還能夠最大限度規(guī)避收入分配對旅游減貧效應的擾動。產(chǎn)業(yè)結構高級化(TS)：呈現(xiàn)為產(chǎn)業(yè)結構“量”的提升，用第三產(chǎn)業(yè)與第二產(chǎn)業(yè)產(chǎn)值之比來衡量；產(chǎn)業(yè)結構合理化(TL)：指較強的產(chǎn)業(yè)結構轉(zhuǎn)換能力并帶來最佳效益的產(chǎn)業(yè)結構，具體表現(xiàn)為產(chǎn)業(yè)之間的數(shù)量比例關系，表現(xiàn)為產(chǎn)業(yè)結構“質(zhì)”的調(diào)整。通常用產(chǎn)業(yè)結構偏離度來衡量，參考干春暉等的研究(27)干春暉、鄭若谷、余典范：《中國產(chǎn)業(yè)結構變遷對經(jīng)濟增長和波動的影響》，《經(jīng)濟研究》2011年第5期，第4—16，31頁。，本文引入修正的泰爾指數(shù)來衡量產(chǎn)業(yè)結構水平。具體為：

其中，TL為修正的泰爾指數(shù)，Yi表示產(chǎn)業(yè)i的產(chǎn)值，Li為產(chǎn)業(yè)i就業(yè)人口數(shù)，i代表一國產(chǎn)業(yè)部門的數(shù)量。Yi/Y表示產(chǎn)出結構，Li/L表示就業(yè)結構。泰爾指數(shù)與產(chǎn)業(yè)結構合理化水平成反比，如果TL≠0，表明產(chǎn)業(yè)結構偏離了均衡狀態(tài)，數(shù)值越大表明產(chǎn)業(yè)結構越不合理；TL越接近0，說明產(chǎn)業(yè)結構合理化程度越高；當TL為0時表明產(chǎn)業(yè)結構達到均衡狀態(tài)(28)李東坤、尹忠明：《中國西部民族地區(qū)產(chǎn)業(yè)結構優(yōu)化升級的城鎮(zhèn)減貧效應研究》，《云南財經(jīng)大學學報》2019年第1 期，第100—112頁。。

3.控制變量。經(jīng)濟發(fā)展水平：用人均GDP表示；交通基礎設施：用交通密度來表示，交通密度指數(shù)越高，表明交通網(wǎng)絡越密集，可達性越強(29)李如友、黃常州：《中國交通基礎設施對區(qū)域旅游發(fā)展的影響研究——基于門檻回歸模型的證據(jù)》，《旅游科學》2015年第2期，第1—13，27頁。。roadi=Li/Ai，Li為地區(qū)交通線長度，通過該地區(qū)公路里程和鐵路里程數(shù)相加獲得，Ai為地區(qū)國土面積。對外開放度：出口貿(mào)易有效拓寬了國內(nèi)產(chǎn)品市場需求規(guī)模，采用進出口貿(mào)易總額占GDP比值度量；外商直接投資：外商直接投資能促進經(jīng)濟增長，而其對經(jīng)濟增長的這些好處可能會因此降低貧困率(30)Dhrifi A, Jaziri R, Alnahdi S. Does foreign direct investment and environmental degradation matter for poverty? Evidence from developing countries. Structural Change and Economic Dynamics, 2020, (52), pp.13-21.；人力資本：每萬人中高等學校在校大學生人數(shù)；政府規(guī)模：政府財政支出占GDP比重，反映一個地區(qū)政府對經(jīng)濟活動的干預程度。

為確保模型估計的有效性和變量處理一致性，對相關變量進行對數(shù)處理。

(二)模型設定與研究假設

由于宏觀經(jīng)濟變量的時變性，旅游發(fā)展對貧困減緩的影響效應可能呈現(xiàn)出復雜的非線性機制。Hansen的面板門檻模型是根據(jù)數(shù)據(jù)本身的特點來內(nèi)生地劃分區(qū)間并找出門檻值，因此可有效避免人為劃分樣本區(qū)間或二次項模型帶來的偏誤(31)Hansen B. Threshold Effects in Non-dynamic Panel: Estimation, Testing and Inference. Journal of Econometrics, 1999, (93), pp.345-368.。單一門檻回歸模型如下：

yit=β2xitI(qit≤γ)+β2xitI(qit>γ)+ui+εit

(1)

式中，i表示地區(qū)，t表示時間，qit為門檻變量，γ表示特定門檻值；I(·)為示性函數(shù)；ui反映個體未觀測特征，εit～iid(0,σ2)為堆積擾動項。采用矩陣形式可表示為：

門檻模型需解決三個問題：一是估計門檻值γ和參數(shù)β；二是進行假設檢驗；三是確定門檻個數(shù)。

yit*=β1xit*I(qit≤γ)+β2xit*I(qit>γ)+εit*

(2)

將所有的觀測值累積，則可將式(2)變換為矩陣形式：

Y*=X*(γ)β+e*

對特定的門檻值γ，可采用OLS方法估計得到β估計值：

估計的殘差平方和為：

門檻模型檢驗包括門檻效應的顯著性檢驗與門檻估計值的真實性檢驗。檢驗過程分別運用“自助抽樣法(Bootstrap)”構建漸進分布和似然比統(tǒng)計量LR。上述參數(shù)估計和假設檢驗都是針對單一門檻模型，若有兩個及以上門檻值，則重復上述步驟以搜尋第二個門檻值。

旅游發(fā)展減貧效應受到外界相關因素的制約。旅游發(fā)展對貧困減緩的影響機理與效果在不同門檻條件下可能會發(fā)生動態(tài)性變化，而產(chǎn)業(yè)結構升級對于旅游發(fā)展影響貧困減緩起到重要的調(diào)節(jié)作用，構成了其主要門檻條件。研究假設如下：

假設1：產(chǎn)業(yè)結構高級化對貧困減緩具有促進作用；

假設2：以泰爾指數(shù)反向衡量的產(chǎn)業(yè)結構合理化對貧困減緩具有抑制作用；

假設3：旅游發(fā)展的減貧效應受產(chǎn)業(yè)結構高級化的影響；

假設4：旅游發(fā)展的減貧效應受產(chǎn)業(yè)結構合理化的影響。

基于此，針對提出的研究假設，為有效驗證旅游發(fā)展對貧困減緩的非線性影響，本文將Hansen提出的面板門檻回歸模型拓展為分別以產(chǎn)業(yè)結構高級化(TS)與產(chǎn)業(yè)結構合理化(TL)為門檻變量的多重門檻面板模型。模型設計如下：

(1)產(chǎn)業(yè)結構高級化作為門檻變量

lnPOVit=μi+α11TOURit+α12TIit+β11TOURitI(TSit≤γ1)+β12TOURitI(γ1γn)+δXit+εit

(3)

(2)產(chǎn)業(yè)結構合理化作為門檻變量

lnPOVit=μi+α21TOURit+α22TIit+β21TOURitI(TSit≤γ1)+β22TOURitI(γ1γn)+δXit+εit

(4)

式中，lnTSit、lnTLit為門檻變量，γ1、γ2、…、γn-1、γn為n+1個門檻區(qū)間下的門檻值，β11、β12、…、β4,n-1和β4,n為不同門檻區(qū)間下的估計系數(shù)，I(·)為指標函數(shù)，若門檻變量滿足條件則該指標函數(shù)值為1，否則為0，εit～iid(0,σ2)。Xit為控制變量，具體包括經(jīng)濟發(fā)展水平(lnPGDP)、交通基礎設施(TI)、對外開放度(OPEN)、外商直接投資(lnFDI)、政府規(guī)模(GOV)、人力資本(lnEDU)。

三 實證分析與結果

(一)面板數(shù)據(jù)平穩(wěn)性檢驗

Hansen認為門檻效應是否存在的假設前提是所有的變量都是平穩(wěn)的。本文利用LLC、IPS、FisherADF三種檢驗方法進行穩(wěn)定性分析，檢驗結果報告見表1。所有檢驗基本上都拒絕了存在單位根原假設，表明回歸數(shù)據(jù)是平穩(wěn)的。

表1 面板單位根檢驗

(二)門檻效應檢驗

模型門檻效應檢驗結果和門檻估計值及其置信區(qū)間分別如表2、表3所示。全樣本和中部地區(qū)均存在以TS為門檻變量的雙重門檻效應，以TL為門檻變量的單一門檻效應；東部地區(qū)和西部地區(qū)均存在以TS、TL為門檻變量的單一門檻效應。

表2 旅游發(fā)展門檻效應檢驗結果

表3 門檻估計值及其置信區(qū)間

(三)全樣本分析

基于固定效應模型和面板門檻回歸模型的全樣本實證結果見表4。由表4的模型1(固定效應模型)回歸結果可知：

(1)旅游發(fā)展對貧困減緩具有顯著促進作用，其值為0.636。旅游業(yè)可通過為貧困地區(qū)注入外匯、增加稅收、創(chuàng)造就業(yè)和提升福利等傳導途徑來直接減緩貧困(32)Sugiyarto G, Blake A, Sinclair M T. Tourism and globalization: Economic impact in Indonesia. Annals of Tourism Research, 2003, 30(3), pp.683-701.。因此不難看出，旅游業(yè)的快速發(fā)展能帶來顯著的經(jīng)濟效益，能直接作用于貧困人群，提高貧困人口就業(yè)，增加收入。

(2)產(chǎn)業(yè)結構高級化能促進貧困減緩，以泰爾指數(shù)反向度量的產(chǎn)業(yè)結構合理化對貧困減緩具有抑制作用。產(chǎn)業(yè)結構升級一方面能促進經(jīng)濟增長從而惠及貧困人群，另一方面又可對生產(chǎn)要素進行配置，產(chǎn)生就業(yè)效應，提升貧困人口收入，進而減少貧困。然而，由于目前要素未能完全進行合理配置，其產(chǎn)業(yè)結構不合理的非均衡效應會對經(jīng)濟增長產(chǎn)生顯著負向影響(33)趙磊、唐承財：《產(chǎn)業(yè)結構變遷、旅游業(yè)與經(jīng)濟增長——來自中國的經(jīng)驗證據(jù)》，《資源科學》2017年第10期，第1918—1929頁。(34)金培振、張亞斌、鄧孟平：《區(qū)域要素市場分割與要素配置效率的時空演變及關系》，《地理研究》2015年第5期，第953—966頁。，從而不利于貧困減緩。

表4 全樣本固定效應模型及面板門檻回歸模型結果

(3)經(jīng)濟發(fā)展水平和政府支出對貧困減緩具有顯著促進作用。經(jīng)濟發(fā)展水平越高、政府支出越多的地區(qū)，貧困人口可獲得較多的就業(yè)機會和較高的收入，從而有利于減緩貧困。

(4)貿(mào)易開放度和FDI均對貧困減緩的影響作用為負或不顯著。可能的原因是，貿(mào)易開放一方面可通過促進經(jīng)濟增長、增加就業(yè)等途徑來減緩貧困；另一方面，貿(mào)易自由化又會影響到進口競爭部門的生產(chǎn)與就業(yè)，同時造成一國或地區(qū)經(jīng)濟在外部沖擊的影響下變得不穩(wěn)定，從而不利于貧困減緩(35)郭魯芳、李如友：《旅游減貧效應的門檻特征分析及實證檢驗——基于中國省際面板數(shù)據(jù)的研究》，《商業(yè)經(jīng)濟與管理》2016年第6期，第81—91頁。。對于外商直接投資，一方面，F(xiàn)DI有可能增加熟練勞動力收入，從而增加相對貧困程度；另一方面，由于全球化、區(qū)域異質(zhì)性等，外商投資對貧困群體的影響可能是“非線性”的，即對不同收入階層的群體有不同影響，甚至可能不利于最貧困人口的發(fā)展(36)Pierre-Richard Agénor. Does globalization hurt the poor?. International Economics and Economic Policy, 2004, 1(1), pp.21-51.。

(5)交通基礎設施對貧困減緩的影響作用不顯著，但仍為正。交通基礎設施投資回報周期長，在建設初期需投入大量資金、人力物力，對經(jīng)濟環(huán)境變化的反應期比商業(yè)投資要長，對當?shù)丨h(huán)境和資源也會造成一定的影響。從長期來看，交通基礎設施能提高空間可達性，促進地區(qū)間經(jīng)貿(mào)往來，對貧困減緩產(chǎn)生一定的間接促進作用。

(6)人力資本對貧困減緩產(chǎn)生負向影響?？赡艿脑蚴牵^高的人力資本意味著較高的教育投入，貧困人口在滿足生活所需情況下仍需支付較高的教育支出，這在一定程度上加深其貧困程度。

表4的模型2、模型3分別為以產(chǎn)業(yè)結構高級化和產(chǎn)業(yè)結構合理化為門檻變量的旅游減貧效應門檻回歸結果。

由模型2可知，當產(chǎn)業(yè)結構高級化低于第一門檻值時，旅游發(fā)展對貧困減緩產(chǎn)生負向作用；當產(chǎn)業(yè)結構高級化跨越第一門檻值，處于區(qū)制間時，旅游發(fā)展對貧困減緩具有促進作用；而當產(chǎn)業(yè)結構高級化大于第二門檻值時，旅游減貧效應顯著增強。也就是說，旅游發(fā)展與貧困減緩之間存在以產(chǎn)業(yè)結構高級化為門檻變量的“U”型關系。

由模型3可知，當產(chǎn)業(yè)結構合理化低于門檻值時，旅游發(fā)展對貧困減緩具有顯著促進作用，其值為0.619；而當產(chǎn)業(yè)結構合理化跨越門檻值時，即產(chǎn)業(yè)結構越不合理，旅游減貧效應顯著減弱。

上述結果可能的原因是，產(chǎn)業(yè)結構高級化越低、產(chǎn)業(yè)結構越不合理，其發(fā)展越不利于活躍當?shù)氐谌a(chǎn)業(yè)，也可能加劇產(chǎn)業(yè)與資源分配的摩擦，甚至導致更多非熟練勞動力被擠出，進而增加貧困的發(fā)生。然而，隨著經(jīng)濟發(fā)展水平的提升，產(chǎn)業(yè)結構得到合理化與高級化配置并進一步優(yōu)化，旅游業(yè)也獲得良好的發(fā)展環(huán)境，其投入少、見效快、帶動性強的優(yōu)勢逐漸體現(xiàn)，旅游減貧潛能得到釋放，所帶來的財政稅收增加也為政府部分針對貧困人口的轉(zhuǎn)移支付提供資金支持。并且，以第三產(chǎn)業(yè)為依托的旅游業(yè)發(fā)揮著應有的就業(yè)拉動力(37)李如友、黃常州：《中國交通基礎設施對區(qū)域旅游發(fā)展的影響研究——基于門檻回歸模型的證據(jù)》，《旅游科學》2015年第2期，第1—13，27頁。。產(chǎn)業(yè)結構升級能夠重點釋放旅游產(chǎn)業(yè)真正的就業(yè)乘數(shù)效應，從而助力旅游業(yè)成為推動失業(yè)人員有效分流的支柱性產(chǎn)業(yè)(38)張晨：《旅游業(yè)促進貧困減緩(TLPR)假說實證研究》，杭州：浙江工業(yè)大學經(jīng)貿(mào)管理學院，2017年。。

(四)區(qū)域差異分析

全國水平上的分析很可能會掩蓋我國旅游發(fā)展、交通基礎設施減貧效應的區(qū)域差異，為此尚需從區(qū)域?qū)用孢M行異質(zhì)性分析。表5為東中西部地區(qū)旅游減貧的門檻回歸結果。

(1)以產(chǎn)業(yè)結構高級化為門檻變量的旅游減貧效應

由模型4、6、8可知，隨著產(chǎn)業(yè)結構高級化的提升，東部地區(qū)旅游減貧效應明顯并不斷增強，中部地區(qū)旅游減貧效應呈現(xiàn)“U”型特征，而西部地區(qū)旅游發(fā)展與貧困減緩之間為“V”型關系。

相對于中西部地區(qū)，東部地區(qū)產(chǎn)業(yè)結構的高級化水平高，結構較為合理，并且產(chǎn)業(yè)集中程度較高。這為旅游業(yè)的快速發(fā)展營造了良好的環(huán)境，旅游業(yè)以其強大的產(chǎn)業(yè)關聯(lián)性和聚集效應，促進了新增長極的形成，并進而推動區(qū)域經(jīng)濟總量的增長，促進人均GDP的增長，增加貧困人群收入。中西部地區(qū)仍處于工業(yè)化階段，以資源型第二產(chǎn)業(yè)為主，較低的產(chǎn)業(yè)結構高級化水平不利于旅游及其關聯(lián)產(chǎn)業(yè)勞動生產(chǎn)率水平和資源利用效率水平的提高。隨著產(chǎn)業(yè)結構高級化水平的提高，產(chǎn)業(yè)結構變遷促進了產(chǎn)業(yè)融合以及滋生新興業(yè)態(tài)，旅游非正規(guī)部門吸納了大量超額供給的城市勞動力，解決了部分貧困人口就業(yè)；較高的產(chǎn)業(yè)結構高級化水平促進了經(jīng)濟增長，中西部地區(qū)產(chǎn)業(yè)結構高級化的產(chǎn)出彈性份額較大，進而有利于增加該地區(qū)貧困人口收入。

(2)以產(chǎn)業(yè)結構合理化為門檻變量的旅游減貧效應

由模型5、7、9可知，當TL低于相應門檻值時，東中西部地區(qū)旅游發(fā)展均對貧困減緩具有顯著促進作用，西部地區(qū)尤為顯著；當TL高于門檻值時，東中西部地區(qū)旅游減貧效應并不顯著。

中西部地區(qū)的合理化程度遠小于東部地區(qū)的產(chǎn)業(yè)結構合理化程度，以西部地區(qū)為甚。雖然西部地區(qū)憑借具有比較優(yōu)勢的旅游資源稟賦，旅游規(guī)模得到了擴大，但是由于產(chǎn)業(yè)結構不合理，產(chǎn)業(yè)結構變遷對其潛力的釋放和提升以及旅游減貧效應都難以得到發(fā)揮。西部地區(qū)貧困人口相對集聚，貧困廣度和深度較高，隨著產(chǎn)業(yè)結構合理化水平的提高，旅游業(yè)邊際生產(chǎn)力得到持續(xù)增強，憑借其產(chǎn)業(yè)關聯(lián)效應和旅游乘數(shù)效應，為當?shù)鼐用駧砜捎^的經(jīng)濟效益和社會效益，從而有助于減緩貧困。

表5 分區(qū)域旅游發(fā)展對貧困減緩的門檻回歸結果

四 結論與啟示

本文基于產(chǎn)業(yè)結構升級視角，以產(chǎn)業(yè)結構合理化與產(chǎn)業(yè)結構高級化為門檻變量，構建面板門檻回歸模型，從線性和非線性角度研究了中國旅游發(fā)展對貧困減緩的作用關系。得出以下主要結論：

從全樣本分析結果來看：1.旅游發(fā)展、經(jīng)濟增長和政府支出均對貧困減緩具有顯著促進作用。2.產(chǎn)業(yè)結構高級化能促進貧困減緩，產(chǎn)業(yè)結構欠缺合理化會抑制貧困減緩。3.產(chǎn)業(yè)結構欠缺合理化抑制了旅游發(fā)展對貧困減緩的影響效應，旅游減貧效應顯著減弱；而產(chǎn)業(yè)結構高級化可正向調(diào)節(jié)旅游發(fā)展對貧困減緩的影響效應，旅游發(fā)展與貧困減緩之間存在以產(chǎn)業(yè)結構高級化為門檻變量的“U”型關系。從區(qū)域差異分析結果來看：1.隨著產(chǎn)業(yè)結構高級化的提升，東部地區(qū)旅游減貧效應顯著并不斷增強，中部地區(qū)旅游減貧效應呈現(xiàn)“U”型特征，而西部地區(qū)旅游發(fā)展與貧困減緩之間則呈現(xiàn)“V”型關系。2.隨著產(chǎn)業(yè)結構合理化的提升，東中西部地區(qū)旅游發(fā)展均對貧困減緩具有顯著促進作用，西部地區(qū)尤為顯著。

基于上述結論，本文提出以下建議：1.政府在進行產(chǎn)業(yè)結構調(diào)整時，除應著重強調(diào)產(chǎn)業(yè)結構高級化外，還需高度關注產(chǎn)業(yè)結構合理化，從而有效發(fā)揮旅游減貧和交通減貧效應；2.在“以國內(nèi)大循環(huán)為主體，國內(nèi)國際雙循環(huán)相互促進”的新發(fā)展格局下，在國內(nèi)開發(fā)旅游資源滿足國人的同時，也需要注重出境游和入境游的發(fā)展，提高旅游專業(yè)化水平，進而促進旅游減貧；3.西部地區(qū)應借助具有比較優(yōu)勢的旅游資源稟賦，注重提升地區(qū)產(chǎn)業(yè)結構合理化水平，實現(xiàn)旅游業(yè)發(fā)展所必需的要素資源在產(chǎn)業(yè)間優(yōu)化配置，使產(chǎn)業(yè)結構變遷對其潛力的釋放和提升以及旅游減貧效應得到發(fā)揮。