高立，楊靖蕓，宋宇

（1.中國石油大學(xué) 經(jīng)濟管理學(xué)院，北京102249；2.河南農(nóng)業(yè)大學(xué) 經(jīng)濟管理學(xué)院，河南 鄭州 450046）

近年來，旅游扶貧作為中國貧困地區(qū)脫貧攻堅產(chǎn)業(yè)扶貧的重要組成部分，已成為農(nóng)民增收、農(nóng)村振興的重要力量。2011年中國政府頒布《中國農(nóng)村扶貧開發(fā)綱要（2011-2020年）》，首次將“旅游扶貧”的概念納入“產(chǎn)業(yè)扶貧”的范疇，提出“充分發(fā)揮貧困地區(qū)生態(tài)環(huán)境和自然資源優(yōu)勢，推廣先進實用技術(shù)，培植壯大特色支柱產(chǎn)業(yè)，大力推進旅游扶貧”。2013年開始實施精準扶貧戰(zhàn)略，而旅游扶貧正是精準扶貧的重要組成部分。截至2020年11月，832個國家級貧困縣全部脫貧摘帽，全國脫貧攻堅目標任務(wù)已經(jīng)完成，實現(xiàn)了現(xiàn)行標準下的脫真貧、真脫貧。貧困地區(qū)憑借其資源優(yōu)勢，因地制宜發(fā)展旅游產(chǎn)業(yè)，已成為區(qū)域發(fā)展的重要引擎。那么，旅游扶貧的效率如何？旅游扶貧效率對地區(qū)經(jīng)濟增長有何影響？對于以上問題的探討，不僅有助于深化認識旅游扶貧機制，而且對于探求我國貧困地區(qū)經(jīng)濟發(fā)展和改革的路徑具有極大的啟發(fā)意義。

旅游扶貧是世界性、長期性的議題。繼英國國際開發(fā)署（DFID）提出“面向貧困人口旅游扶貧（Pro-poor tourism，PPT）”和世界旅游組織（WTO）提出“可持續(xù)旅游消除貧困計劃（sustainable tourism-eliminating poverty，SETP）”后，學(xué)術(shù)界對旅游業(yè)和貧困減緩的關(guān)系進行了深入研究。

從研究方法上看，現(xiàn)有文獻大多采用宏觀經(jīng)濟微觀模擬模型測量旅游減貧的效果，如Croes等采用投入產(chǎn)出模型測算了加勒比海阿魯巴島嶼旅游減貧的直接效應(yīng)和間接效應(yīng)［1］；Muchapondwa等通過社會核算矩陣測算旅游業(yè)對南非、博茨瓦納和納米比亞的經(jīng)濟貢獻［2］。但此類研究忽略了旅游業(yè)長期積累帶來的動態(tài)變化，可能導(dǎo)致對旅游扶貧結(jié)論的片面化，而深入剖析旅游減貧的動態(tài)效應(yīng)，才能全面揭示旅游業(yè)影響貧困減緩的“黑箱”［3］。計量經(jīng)濟模型與宏觀經(jīng)濟微觀模擬模型相比，同時包含了時間和空間的信息，可以更準確地把握旅游減貧的長期動態(tài)效益和總體效益。如Kim等對69個發(fā)展中國家1995-2012年的面板數(shù)據(jù)進行回歸分析，發(fā)現(xiàn)在某個國家收入水平達到一定閾值后，旅游減貧效應(yīng)由積極轉(zhuǎn)變?yōu)橄麡O［4］。

從研究結(jié)論上看，當前對于旅游減貧效應(yīng)的結(jié)論不一，部分研究發(fā)現(xiàn)旅游發(fā)展減緩了貧困［5-7］；然而，其他研究的結(jié)果則顯示旅游發(fā)展加劇了貧困［8］；此外，有研究認為旅游發(fā)展與減緩貧困無必然聯(lián)系［9］?！奥糜螠p緩貧困論”認為旅游業(yè)發(fā)展可以改善勞動力閑置問題，通過造血式扶貧，促進貧困人口增收致富，降低當?shù)刎毨С潭?；“旅游加劇貧困論”認為低收入人群在旅游業(yè)發(fā)展中獲益較少，使得社會貧富差距加大；“旅游與減貧無關(guān)論”認為旅游減貧效果與旅游開展區(qū)域、旅游業(yè)的發(fā)展模式、旅游地政策等因素有關(guān)。由于學(xué)術(shù)界對旅游扶貧效應(yīng)存在較大爭議，且國內(nèi)尚缺乏科學(xué)嚴謹?shù)亩垦芯?，因此有必要進一步深入探討在旅游扶貧背景下我國旅游業(yè)發(fā)展的減貧效果。

為彌補現(xiàn)有研究的不足，本研究以中國四川省為例，分析旅游扶貧背景下旅游扶貧效率對經(jīng)濟增長的影響機制。近年來，四川省通過基礎(chǔ)保障、景區(qū)帶動、對口支援、智慧推動等措施積極落實旅游扶貧工作，已成功打造共28個區(qū)縣市進入國家全域旅游示范區(qū)創(chuàng)建名單，創(chuàng)建單位數(shù)量在全國排名第二；積極創(chuàng)建旅游扶貧示范區(qū)（縣）、旅游扶貧示范村、鄉(xiāng)村旅游合作社、鄉(xiāng)村民宿達標戶等；率先設(shè)立四大片區(qū)旅游扶貧促進中心，有力增強貧困縣的產(chǎn)業(yè)扶貧造血能力。以四川省縣級行政單位作為研究對象主要有以下兩層含義：一是四川省“四大片區(qū)”作為貧困地區(qū)的代表，有效開展旅游扶貧，對全國旅游扶貧相關(guān)政策和戰(zhàn)略的制定具有指導(dǎo)性意義；二是縣域經(jīng)濟作為國民經(jīng)濟的基本單元，發(fā)展縣域經(jīng)濟已成為扶貧的重要推手，從縣級行政單位出發(fā)能夠增強政策建議的有效性。

本研究基于2011-2018年四川省163個縣級行政單位的面板數(shù)據(jù)，首先運用數(shù)據(jù)包絡(luò)分析（DEA）測算旅游扶貧效率，分析現(xiàn)有旅游扶貧戰(zhàn)略實施的有效性；其次建立面板回歸模型識別旅游扶貧效率對經(jīng)濟增長的靜態(tài)效應(yīng)；最后利用空間計量模型分析旅游扶貧效率對經(jīng)濟增長的溢出效應(yīng)。實證研究結(jié)果顯示，四川省旅游扶貧效率緩慢增長，但仍存在較大效率提升空間，且區(qū)域間差異大；旅游扶貧效率對經(jīng)濟增長具有顯著的促進作用，即靜態(tài)效應(yīng)顯著；相較于非貧困縣，貧困縣旅游扶貧效率與經(jīng)濟增長具有更強的正相關(guān)關(guān)系，即靜態(tài)效應(yīng)更強；對于區(qū)域整體，旅游扶貧效率對經(jīng)濟發(fā)展具有溢出效應(yīng)；而貧困縣旅游扶貧效率促進鄰近區(qū)域經(jīng)濟增長的溢出效應(yīng)更為明顯。

本研究主要的邊際貢獻如下：第一，合理測算旅游扶貧效率，分析現(xiàn)有旅游扶貧戰(zhàn)略實施的有效性；第二，測算旅游扶貧效率對經(jīng)濟增長的靜態(tài)效應(yīng)，并對貧困縣與非貧困縣進行比較，以充實旅游減貧效應(yīng)的研究文獻；第三，分析旅游扶貧效率對經(jīng)濟增長的溢出效應(yīng)，以深入探究旅游減貧機理，更好地為實現(xiàn)從脫貧攻堅轉(zhuǎn)向鄉(xiāng)村振興提供建議，為鞏固扶貧效果、防止返貧以及實現(xiàn)共同富裕提供實踐參考。

一、文獻綜述與研究假設(shè)

旅游扶貧，即通過開發(fā)貧困地區(qū)的資源發(fā)展旅游業(yè)，帶動貧困人口脫貧并防止返貧。學(xué)術(shù)界對旅游扶貧的研究主要聚焦在以下幾個方面：一是基于特定的旅游減貧案例對旅游扶貧模式、路徑及運行機制展開研究。楊德進等構(gòu)建了民族地區(qū)負責(zé)任旅游扶貧開發(fā)的旅游者驅(qū)動和社會型旅游企業(yè)帶動兩種模式［10］，王東琴等總結(jié)了云南傳統(tǒng)農(nóng)耕文明區(qū)的四種旅游扶貧模式，并探索了開發(fā)實踐的有效路徑［11］。二是對旅游扶貧效應(yīng)的測度與評估。主流的分析方法有數(shù)據(jù)包絡(luò)分析［12］、層次分析法［13］、回歸分析［14］等。三是分析旅游扶貧效應(yīng)與其他因素之間的關(guān)系。李剛等構(gòu)建了影響我國可持續(xù)旅游扶貧效益的因子分析框架［15］，秦趣等探究了旅游扶貧與生態(tài)環(huán)境之間的耦合協(xié)調(diào)關(guān)系［16］，王凱等揭示了產(chǎn)業(yè)結(jié)構(gòu)轉(zhuǎn)型升級水平與旅游扶貧效率耦合協(xié)調(diào)關(guān)系的時空演化特征［17］。

Mitchel等系統(tǒng)地將旅游業(yè)減貧的路徑歸納為三類效應(yīng)，分別為直接效應(yīng)（Direct Effects）、次級效應(yīng)（Secondary Effects）和動態(tài)效應(yīng)（Dynamic Effects）［18］。直接效應(yīng)指來自于游客在旅游地購買商品和服務(wù)的直接消費。次級效應(yīng)則主要源于再分配的收入，旅游企業(yè)向上下游企業(yè)購買原材料和銷售產(chǎn)品，以及獲益群眾在旅游地消費，這些旅游消費在長期的乘數(shù)效應(yīng)下，產(chǎn)生更多的稅收收入、轉(zhuǎn)移支付等。動態(tài)效應(yīng)來自于旅游業(yè)對減貧的長期作用以及對其他部門的帶動作用。該理論已被廣泛運用于旅游扶貧的相關(guān)研究中，如余利紅基于湖北省恩施市龍鳳鎮(zhèn)青堡村和白楊坪鄉(xiāng)麂子渡村農(nóng)戶的問卷調(diào)查數(shù)據(jù)，識別了鄉(xiāng)村旅游對貧困減緩的直接效應(yīng)，發(fā)現(xiàn)鄉(xiāng)村旅游扶貧對農(nóng)戶增收具有顯著作用［19］。李凱等基于西南連片特困地區(qū)235個村莊的基礎(chǔ)信息數(shù)據(jù)，識別了旅游減貧的直接效應(yīng)和間接效應(yīng)，發(fā)現(xiàn)鄉(xiāng)村旅游開發(fā)的整體減貧效應(yīng)明顯［14］。但目前多數(shù)文獻只對其中一類或兩類旅游減貧效應(yīng)加以分析，缺乏從整體上將三者分別加以識別的定量研究。

出于數(shù)據(jù)可得性及有效識別旅游減貧機制的目的，本研究借鑒Mitchell等提出的旅游減貧路徑框架，將直接效應(yīng)和次級效應(yīng)統(tǒng)稱為靜態(tài)效應(yīng)，而對于影響目的地外貧困戶的動態(tài)效應(yīng)，本研究主要關(guān)注旅游地對鄰近地區(qū)的溢出效應(yīng)，從而將旅游扶貧對經(jīng)濟增長的影響歸納為靜態(tài)效應(yīng)和溢出效應(yīng)兩大路徑，如圖1所示。旅游扶貧的靜態(tài)效應(yīng)一方面來自于游客在旅游地消費帶來的直接影響，即游客在旅游地購買商品和服務(wù)，這些消費轉(zhuǎn)化成當?shù)刎毨丝诘氖杖耄▌趧訄蟪?、餐飲業(yè)收入等工資性收入和經(jīng)營性凈收入，以及租金、特許權(quán)使用費等財產(chǎn)性凈收入；另一方面來自于產(chǎn)業(yè)鏈活動帶來的間接影響，即當?shù)芈糜螛I(yè)發(fā)展，帶動了產(chǎn)業(yè)鏈中其他行業(yè)的交易和發(fā)展，使得旅游消費支出增加，并在乘數(shù)效應(yīng)的長期作用下，增加當?shù)刎毨丝诘亩愂辗颠€、補貼等轉(zhuǎn)移性凈收入。綜合上述，提出以下假設(shè)：

圖1 旅游扶貧減貧機制

假設(shè)1：旅游扶貧效率對經(jīng)濟增長具有顯著的正向促進作用，具有靜態(tài)效應(yīng)。

Croes通過誤差修正模型比較尼加拉瓜和哥斯達黎加旅游發(fā)展的減貧效應(yīng)，發(fā)現(xiàn)旅游發(fā)展對經(jīng)濟條件更差的窮人影響更大［7］。旅游行業(yè)中的大部分工作門檻較低，易為當?shù)刂R水平較低、工作技能不熟練的貧困人群所獲取。一般而言，貧困縣在發(fā)展旅游業(yè)之前，主要通過農(nóng)業(yè)維持生計，且收入水平較低。發(fā)展旅游業(yè)能使當?shù)刎毨丝谠诘玫揭环菪鹿ぷ鞯耐瑫r，也得到了更高的勞動報酬［20］。對于非貧困縣來說，其平均收入水平更高，就業(yè)回報作用更小，使得減貧效應(yīng)有限。在產(chǎn)業(yè)鏈方面，貧困縣的產(chǎn)業(yè)結(jié)構(gòu)相對單一，發(fā)展?jié)摿Υ?，旅游業(yè)的發(fā)展對經(jīng)濟的帶動作用更強。而非貧困縣本身產(chǎn)業(yè)發(fā)展較均衡，增長難度較大，使得旅游減貧效應(yīng)較弱。綜合上述，提出以下假設(shè)：

假設(shè)2：相較于非貧困縣，貧困縣旅游扶貧效率對經(jīng)濟增長的靜態(tài)效應(yīng)更強。

旅游發(fā)展的空間相關(guān)性和空間異質(zhì)性效應(yīng)也受到了學(xué)者們的極大關(guān)注。王良健等利用空間計量模型研究中國省域旅游業(yè)發(fā)展與經(jīng)濟增長，發(fā)現(xiàn)省域經(jīng)濟增長受到本區(qū)域和鄰近區(qū)域的旅游業(yè)發(fā)展水平的共同影響［21］。而旅游扶貧的溢出效應(yīng)主要源于不同地區(qū)之間旅游業(yè)發(fā)展水平的差異性［22］。隨著時間的推移，資金、技術(shù)、人才等要素會從旅游業(yè)產(chǎn)業(yè)化水平高或發(fā)展好的地區(qū)流動到旅游業(yè)發(fā)展較落后的地區(qū)，從而改變各地區(qū)的旅游發(fā)展要素組合，甚至可能改變其產(chǎn)業(yè)結(jié)構(gòu)或經(jīng)濟發(fā)展模式。綜合上述，提出以下假設(shè)：

假設(shè)3：旅游扶貧效率影響鄰近區(qū)域的經(jīng)濟增長，具有溢出效應(yīng)。

一般而言，生產(chǎn)要素的流動遵循價值規(guī)律，其流動方向是利潤高、勞動生產(chǎn)率高的地區(qū)。由于貧困地區(qū)缺乏推動生產(chǎn)要素流動的能力和條件，容易產(chǎn)生要素流動阻滯現(xiàn)象，從而阻礙經(jīng)濟發(fā)展進程［23］。而旅游業(yè)的發(fā)展有利于活躍貧困地區(qū)的生產(chǎn)要素，推動要素在城鄉(xiāng)間自由流動，發(fā)揮旅游業(yè)對鄰近貧困地區(qū)其他產(chǎn)業(yè)的輻射帶動作用，從而實現(xiàn)城鄉(xiāng)間經(jīng)濟協(xié)調(diào)發(fā)展。綜合上述，提出以下假設(shè)：

假設(shè)4：相較于非貧困縣，貧困縣旅游扶貧效率對鄰近區(qū)域經(jīng)濟增長的溢出效應(yīng)更強。

二、模型構(gòu)建及數(shù)據(jù)說明

（一）樣本選擇與數(shù)據(jù)來源

本研究以大規(guī)模開展旅游扶貧且扶貧效果顯著的四川省作為研究對象。四川省位于中國西部，是全國6個重點扶貧省份之一。由于四川省脫貧攻堅的“四大片區(qū)”存在貧困人口多、貧困區(qū)域廣、貧困程度深等問題，扶貧工作面臨嚴峻的挑戰(zhàn)。截至目前，其扶貧成效巨大，已實現(xiàn)全省88個貧困縣脫貧摘帽，旅游扶貧在這其中發(fā)揮了巨大的作用。據(jù)統(tǒng)計，四川省接待國內(nèi)旅游人數(shù)由2011年的3.5億人次增至2019年的7.51億人次，實現(xiàn)旅游總收入由2011年的3280.3億元增至2019年的11 594.32億元，如圖2所示。

圖2 2011-2019年四川省接待國內(nèi)游客人次和旅游總收入

本研究選取2011—2018年四川省163個縣級行政單位為樣本，該樣本剔除了省會成都市的20個縣級行政單位，故能使樣本經(jīng)濟發(fā)展狀況較為均衡，以更好地衡量其旅游扶貧效率。研究所需數(shù)據(jù)來自各年省級、市級、縣級統(tǒng)計年鑒，以及各市級、縣級國民經(jīng)濟和社會發(fā)展統(tǒng)計公報。

（二）實證模型

為考察貧困縣旅游扶貧效率對經(jīng)濟增長的靜態(tài)效應(yīng)和溢出效應(yīng)，驗證上文提出的研究假設(shè)，本研究分別建立面板回歸模型和空間計量模型。

1.面板模型

為考察貧困縣旅游扶貧效率對經(jīng)濟增長的靜態(tài)效應(yīng)，以四川省163個縣級行政單位為樣本，首先建立以下面板回歸模型：

其中，lnincome表示農(nóng)村居民人均可支配收入的對數(shù)；efficiency表示旅游扶貧效率，為本研究主要關(guān)注自變量；poverty為貧困縣虛擬變量，亦為efficiency對因變量的調(diào)節(jié)變量，交互項efficiency×poverty即代表調(diào)節(jié)效應(yīng)；X為控制變量集合；αi代表示縣域固定效應(yīng)；λt代表示時間固定效應(yīng)；εit表示隨機誤差項；θ、γ和βk為待估計參數(shù)。

2.空間計量模型

為考察貧困縣旅游扶貧效率對經(jīng)濟增長的溢出效應(yīng)，本研究通過空間自相關(guān)分析考察模型各變量在地理空間上的依賴關(guān)系?；跈z驗結(jié)果，分別以四川省163個縣級行政單位和88個貧困縣為樣本，建立空間杜賓模型（SDM），構(gòu)造回歸方程如下：

其中，In為N×1階單位矩陣，N為樣本量；W為空間權(quán)重矩陣；ρ為空間滯后系數(shù)；θ、βk和ωk為待估計參數(shù)。

對于空間權(quán)重矩陣W，本研究設(shè)置地理鄰接矩陣、地理距離矩陣和經(jīng)濟距離矩陣三種形式。地理鄰接矩陣遵循Queen相鄰規(guī)則，即兩個空間單元擁有共同的邊或點即視為鄰接。該權(quán)重矩陣定義如下：若i單元與j單元鄰接，則wij為1，否則為0。地理距離矩陣則以兩個空間單元的反距離來衡量相鄰關(guān)系。該權(quán)重矩陣定義如下：若i=j，wij=0；若i≠j，wij=1dij。其中d為兩個空間單元間的歐氏距離。經(jīng)濟距離矩陣則以區(qū)域間的發(fā)展水平差距來衡量空間相關(guān)性。該權(quán)重矩陣定義如下：若i=j，wij=0；若i≠j，wij=。其中Y為區(qū)域的經(jīng)濟發(fā)展水平，以人均GDP來衡量。本研究將在以上三種空間權(quán)重矩陣下分別進行空間面板回歸。若存在空間溢出效應(yīng)，該模型估計的θ2和ωk并不能真實反映空間效應(yīng)，故進一步用偏微分法對空間總效應(yīng)進行分解，得到直接效應(yīng)和間接效應(yīng)。直接效應(yīng)表示影響因素變化對區(qū)域自身經(jīng)濟增長的影響，間接效應(yīng)表示影響因素變化對其他區(qū)域經(jīng)濟增長的影響，總效用表示影響因素變化對所有區(qū)域經(jīng)濟增長的平均影響，且總效用等于直接效應(yīng)和間接效應(yīng)之和。對于分解結(jié)果，本研究主要關(guān)注間接效應(yīng)，若間接效應(yīng)系數(shù)顯著，則說明貧困縣旅游扶貧效率對經(jīng)濟增長具有溢出效應(yīng)，否則無明顯溢出效應(yīng)。

（三）指標選取與變量描述性統(tǒng)計

1.被解釋變量（income）

被解釋變量采用農(nóng)村居民人均可支配收入來衡量旅游扶貧背景下各縣（區(qū)、市）的經(jīng)濟發(fā)展狀況。當前研究主要以人均國內(nèi)生產(chǎn)總值衡量經(jīng)濟增長［24］；此外，有研究以國內(nèi)生產(chǎn)總值指數(shù)衡量經(jīng)濟增長［25］?？紤]到研究對象為縣級行政單位，且研究主題涉及扶貧，因此用農(nóng)村居民人均可支配收入能更好地揭示區(qū)域經(jīng)濟增長情況。

2.核心解釋變量（efficiency）

核心解釋變量為旅游扶貧效率，采用數(shù)據(jù)包絡(luò)分析（DEA）進行測算。DEA是根據(jù)已知數(shù)據(jù)得到相應(yīng)的生產(chǎn)前沿面，從而評價多投入、多產(chǎn)出的決策單元（Decision Making Unit，DMU）間相對有效性的一種系統(tǒng)分析方法。DEA常用模型主要有兩類，在規(guī)模報酬不變的前提下測量技術(shù)效率的CCR模型和在規(guī)模報酬可變的前提下測量綜合效率、純技術(shù)效率和規(guī)模效率的BCC模型。旅游扶貧效率宜在給定的投入水平下使得產(chǎn)出最大?？紤]到實際應(yīng)用中，規(guī)模收益會隨著投入要素的增加而發(fā)生改變，因此，選擇產(chǎn)出導(dǎo)向的BCC模型，并以模型測算出的純技術(shù)效率代表旅游扶貧效率。純技術(shù)效率衡量四川省各縣（區(qū)、市）旅游扶貧制度、管理、技術(shù)水平等因素帶來的效率。假設(shè)有n個DMUj，每個DMUj有i種投入，r種產(chǎn)出，建立模型如下：

其中xij表示第j個決策單元DMUj的第i個投入量，yrj表示第j個決策單元DMUj的第r個產(chǎn)出量；表示投入i的松弛變量，s+r表 示產(chǎn)出r的松弛變量；λj表示參照集內(nèi)各要素的權(quán)重。

參考已有研究，基于數(shù)據(jù)的可獲得性與可計算性，選取了2個投入指標和2個產(chǎn)出指標作為替代性指標來計算旅游扶貧效率。旅游扶貧的終極目的是增加當?shù)鼐用竦氖杖耄蛊涫杖敫哂诮^對貧困線，從而實現(xiàn)脫貧致富并持續(xù)受益。參考PPT理論，旅游扶貧的效應(yīng)主要體現(xiàn)在宏觀和微觀經(jīng)濟兩個層面，其中宏觀經(jīng)濟層面是提高整體社會經(jīng)濟發(fā)展水平，微觀經(jīng)濟層面是提高居民收入水平。因此，選取人均GDP和農(nóng)村居民人均可支配收入作為產(chǎn)出指標，人均旅游總收入和人均游客接待量作為投入指標。

3.控制變量

本研究選取的控制變量包括第二產(chǎn)業(yè)產(chǎn)值（industry2）、第三產(chǎn)業(yè)產(chǎn)值（industry3）、城鎮(zhèn)化率（prurban）、社會消費品零售總額（retslae）和全社會固定資產(chǎn)投資額（investfix），以控制產(chǎn)業(yè)發(fā)展、城鎮(zhèn)化和社會消費水平等因素對區(qū)經(jīng)濟增長的影響，使模型估計結(jié)果更加精確。

各變量的描述性統(tǒng)計如表1所示。

表1 變量描述性統(tǒng)計

三、實證分析與結(jié)果

（一）旅游扶貧效率的測量

基于產(chǎn)出導(dǎo)向的BCC模型，運用DEAP2.1軟件對四川省163個縣級行政單位2011-2018年的旅游扶貧效率進行測量，具體結(jié)果如表2所示。結(jié)果顯示，四川省縣級行政單位的整體旅游扶貧效率處于中等水平。2011—2018年各縣（區(qū)、市）的平均純技術(shù)效率為0.713，平均技術(shù)效率為0.220，平均規(guī)模效率僅為0.289?？v向來看，四川省純技術(shù)效率呈波動式緩慢增長，從2011年的0.580增至2018年的0.733。這說明隨著旅游扶貧的持續(xù)開展，旅游扶貧機制不斷改革，旅游扶貧手段逐漸成熟，旅游扶貧技術(shù)得到提升，使得旅游扶貧效率得到了一定程度的進步。技術(shù)效率從2011年的0.117增至2018年的0.206，可見旅游扶貧資源配置得到了一定程度的優(yōu)化，但仍存在較大的優(yōu)化資源配置的空間。各區(qū)域每年的規(guī)模報酬都呈現(xiàn)遞減狀態(tài)，說明在精準扶貧的新局面下，四川省縣域在整體上對于精準施策存在滯后性。橫向來看，區(qū)域間旅游扶貧效率差別較大，攀枝花市東區(qū)、旌陽區(qū)、涪城區(qū)、會理縣、布拖縣八年來均達到扶貧DEA有效狀態(tài)，而峨邊縣、馬邊縣、道孚縣、甘洛縣等八年來均低于整體旅游扶貧效率水平，如圖3所示?？傮w來看，隨著精準扶貧戰(zhàn)略的深入布局，旅游扶貧正逐漸被地方重視，成為提升鄉(xiāng)村綜合實力的重要手段。

圖3 四川省平均旅游扶貧效率

表2 2011-2018年四川省163個縣級行政單位旅游扶貧效率

（二）靜態(tài)效應(yīng)分析

運用Stata 16軟件，對四川省縣級行政單位旅游扶貧效率與經(jīng)濟增長的關(guān)系的面板模型估計結(jié)果如表3所示。其中，模型（1）為普通最小二乘法（OLS）估計；模型（2）增加年份固定效應(yīng)，以控制各要素的自然經(jīng)濟增長，以及國家宏觀政策、事件的整體影響；模型（3）進一步增加區(qū)域固定效應(yīng)，以剔除縣層面的非觀測因素如傳統(tǒng)習(xí)俗、社會文化和地理環(huán)境特征等的影響。

表3 面板回歸結(jié)果（因變量：ln income）

結(jié)果顯示，隨著控制因素的增加，旅游扶貧效率系數(shù)（efficiency）在各模型中均在1%水平上顯著為正，旅游扶貧效率和貧困縣的交互項系數(shù)（efficiency×proverty）由負變?yōu)檎?，同樣也?%的水平上顯著。以同時控制時間和地區(qū)固定效應(yīng)的模型（3）為基準，旅游扶貧效率每增加0.1，貧困縣農(nóng)村居民人均可支配收入平均增長4.31個百分點，相較于非貧困縣農(nóng)村居民人均可支配收入平均多增長2.87個百分點。由此說明，貧困縣旅游扶貧效率對經(jīng)濟增長具有更為顯著的促進作用，即旅游扶貧對貧困縣效果顯著，且貧困縣較非貧困縣旅游產(chǎn)業(yè)帶動作用更強，假設(shè)1和2同時得以驗證。

控制變量方面，第二產(chǎn)業(yè)產(chǎn)值（industry2）顯著為正，表明工業(yè)發(fā)展對區(qū)域經(jīng)濟增長具有促進作用。第三產(chǎn)業(yè)產(chǎn)值（industry3）、社會消費品零售總額（retsale）與全社會固定資產(chǎn)投資額（investfix）均顯著為負，說明服務(wù)業(yè)的發(fā)展、社會整體消費水平及社會固定資產(chǎn)再生產(chǎn)水平的提高對經(jīng)濟發(fā)展有一定程度的抑制作用。城鎮(zhèn)化率（prurban）的影響則不顯著。

（三）溢出效應(yīng)分析

本研究運用GeoDa軟件進行空間自相關(guān)分析。首先進行全局空間自相關(guān)分析，在地理鄰接矩陣下以2011-2018年的四川省163個縣級行政單位的旅游扶貧效率（efficiency）為基礎(chǔ)計算全局相關(guān)莫蘭指數(shù)（Global Moran’s I），計算結(jié)果如表4所示。各年份指數(shù)均大于零，且在1%的水平上顯著，說明四川省旅游扶貧效率存在顯著的正向空間相關(guān)性，即具有較強的空間聚集性。進一步進行局部空間自相關(guān)分析，以2011-2018年的efficiency為基礎(chǔ)計算局部相關(guān)莫蘭指數(shù)（Local Moran’s I）。各年的Moran’s I散點圖顯示，樣本中絕大多數(shù)區(qū)域位于第一、第三象限，表明四川省旅游扶貧效率主要呈現(xiàn)“高-高”和“低-低”的空間聚集特征。進一步驗證了旅游扶貧效率存在空間自相關(guān)性，因此需要將其空間特征納入分析框架。

表4 2011-2018年四川省縣級行政單位旅游扶貧效率空間相關(guān)指數(shù)

本研究運用Stata 16建立空間杜賓模型，先以四川省163個縣級行政單位為全樣本，基于地理鄰接矩陣和經(jīng)濟距離矩陣進行空間面板回歸。由于全樣本在地理距離矩陣下并未呈現(xiàn)出較強的空間聚集性，故未采用地理距離矩陣；然后對貧困縣分別基于地理鄰接矩陣、地理距離矩陣和經(jīng)濟距離矩陣進行回歸，估計結(jié)果如表5所示。

表5 空間面板回歸結(jié)果（因變量：ln income）

下面進一步對總效用進行分解，分解結(jié)果如表6所示。

結(jié)果顯示，對于區(qū)域整體，在經(jīng)濟距離矩陣下，旅游扶貧效率每增長0.1個單位，本地區(qū)經(jīng)濟水平平均增長3.42個百分點，且與之經(jīng)濟距離較近的縣域的經(jīng)濟水平也顯著增長3.63個百分點。這說明經(jīng)濟增長存在顯著的空間依賴性，即一個地區(qū)旅游扶貧效率會在一定程度上促進與之經(jīng)濟水平相似的地區(qū)的經(jīng)濟增長。因此，假設(shè)3得到證實?？刂谱兞糠矫?，第二產(chǎn)業(yè)產(chǎn)值顯著促進當?shù)亟?jīng)濟發(fā)展，而第三產(chǎn)業(yè)產(chǎn)值和全社會固定資產(chǎn)總額與農(nóng)村居民可支配收入呈負相關(guān)。對于貧困縣，控制時空固定效應(yīng)時，在三種不同權(quán)重矩陣下，旅游扶貧效率對所有地區(qū)經(jīng)濟增長的平均影響分別達到0.252、1.133和0.553，且在1%的統(tǒng)計水平上顯著；對于直接效應(yīng)，旅游扶貧效率對本地區(qū)經(jīng)濟增長的影響分別為0.287、0.232和0.300，且在1%的水平上顯著，該系數(shù)低于靜態(tài)分析下的面板回歸結(jié)果，表明靜態(tài)分析高估了旅游扶貧效率對本地區(qū)經(jīng)濟增長的影響。旅游扶貧效率的空間溢出效應(yīng)在地理距離矩陣下顯著為正，旅游扶貧效率每增長0.1，周圍區(qū)域的農(nóng)村居民可支配收入提高9.01個百分點；在經(jīng)濟距離矩陣下也同樣符合預(yù)期，旅游扶貧效率每增長0.1，與之經(jīng)濟距離較近的縣域的經(jīng)濟水平增長2.53個百分點。引入空間距離和經(jīng)濟距離后，旅游扶貧效率對經(jīng)濟增長的溢出效應(yīng)明顯。因此，假設(shè)4得到驗證。其可能原因在于，在空間上，旅游扶貧效率的溢出效應(yīng)遵循距離衰減規(guī)律，即隨著縣域間距離的增加，該地區(qū)的旅游扶貧效率對其他地區(qū)的發(fā)展帶動作用呈反向變化趨勢，而不僅僅是基于簡單的地理相鄰關(guān)系。且經(jīng)濟水平相似的區(qū)域，也更傾向于鼓勵經(jīng)濟合作往來，以早日實現(xiàn)共同富裕。由于旅游業(yè)具有高度的綜合性，隨著旅游扶貧的開展和旅游扶貧效率的提高，旅游業(yè)會逐漸輻射到周圍縣域的餐飲業(yè)、住宿業(yè)、交通業(yè)等直接相關(guān)部門，以及食品加工、媒體、教育等間接相關(guān)部門，從而帶動區(qū)域整體經(jīng)濟的全面發(fā)展。

控制變量方面，第二產(chǎn)業(yè)產(chǎn)值對經(jīng)濟增長的直接效應(yīng)顯著為正，說明工業(yè)發(fā)展會帶動當?shù)亟?jīng)濟發(fā)展。第三產(chǎn)業(yè)產(chǎn)值與農(nóng)村居民可支配收入呈正相關(guān)，且在地理鄰接矩陣下在1%的統(tǒng)計水平上顯著，意味著服務(wù)水平的提高會帶動當?shù)睾推渌貐^(qū)經(jīng)濟增長。社會消費品零售總額和全社會固定資產(chǎn)投資額與農(nóng)村居民可支配收入呈負相關(guān)。

（四）異質(zhì)性分析

城市化是指農(nóng)村人口向城鎮(zhèn)聚集的過程，是社會經(jīng)濟發(fā)展的必然結(jié)果。除人口聚集外，城市化還同時帶來資金、技術(shù)、信息等要素的聚集，使經(jīng)濟發(fā)展模式發(fā)生一定的改變，從而影響經(jīng)濟增長速度。因此，對于不同城市化水平的地區(qū)，旅游扶貧效率對經(jīng)濟增長的影響程度可能存在不同。

基于此，本研究分別對不同城市化水平區(qū)域進行分樣本回歸，以檢驗旅游扶貧的異質(zhì)性效應(yīng)。按城市化水平的樣本劃分方式如下：以30%的城鎮(zhèn)率為基準，城鎮(zhèn)率水平高于基準水平的城市屬于高城市化組，低于基準水平的城市屬于低城市化組。由于單獨比較分樣本系數(shù)的顯著性水平可能會存在偏差，本研究對分樣本的旅游扶貧效率系數(shù)進行似無相關(guān)模型（SUR）檢驗，作為樣本間系數(shù)存在差異的判斷依據(jù)［26］。異質(zhì)性檢驗的回歸結(jié)果如表7所示。

表7 異質(zhì)性回歸結(jié)果（因變量：ln income）

四、結(jié)論與建議

本研究以中國四川省為例，運用2011—2018年四川省163個縣級行政單位的面板數(shù)據(jù)，從靜態(tài)效應(yīng)和溢出效應(yīng)兩大路徑探討了旅游扶貧背景下旅游扶貧效率對經(jīng)濟增長的影響機制，主要結(jié)論如下：

首先，四川省旅游扶貧效率呈波動式緩慢增長，從2011年的0.580增長到了2018年的0.733，說明四川省旅游扶貧機制已得到一定程度的改革和完善。但旅游扶貧效率處于中等水平，仍存在較大效率提升空間，且區(qū)域間差異大。因此，優(yōu)化旅游扶貧機制是促進經(jīng)濟增長的重要途徑。貧困地區(qū)應(yīng)精準識別與評估當?shù)氐淖匀毁Y源、基礎(chǔ)設(shè)施、地理位置以及貧困人口等狀況，因地制宜發(fā)展旅游業(yè)，整體規(guī)劃旅游業(yè)發(fā)展藍圖，深入推動產(chǎn)業(yè)幫扶。尤其是生態(tài)環(huán)境脆弱、貧困狀況復(fù)雜、內(nèi)生發(fā)展動力弱的四川藏區(qū)，政府更應(yīng)深化旅游扶貧制度改革，加強基礎(chǔ)設(shè)施建設(shè)，完善貧困人口的動態(tài)識別和監(jiān)測機制，從而實現(xiàn)從脫貧攻堅向鄉(xiāng)村振興平穩(wěn)過渡，降低返貧風(fēng)險。

其次，旅游扶貧效率與經(jīng)濟增長具有顯著的正相關(guān)，靜態(tài)效應(yīng)明顯。且旅游扶貧效率每增加0.1個單位，貧困縣經(jīng)濟水平提高4.31個百分點，比非貧困縣地區(qū)多增長2.87個百分點，說明貧困縣旅游扶貧的靜態(tài)效應(yīng)更強。旅游扶貧效率通過游客在旅游地消費和旅游產(chǎn)業(yè)鏈活動兩大途徑有效促進當?shù)亟?jīng)濟發(fā)展。因此，各地區(qū)應(yīng)積極借助旅游活動發(fā)展當?shù)亟?jīng)濟，尤其是貧困地區(qū)應(yīng)加大旅游地的宣傳力度，推進“互聯(lián)網(wǎng)+旅游”和“文化+旅游”，以吸引更多的游客前來消費，還應(yīng)重構(gòu)旅游產(chǎn)業(yè)鏈，實現(xiàn)產(chǎn)業(yè)結(jié)構(gòu)轉(zhuǎn)型升級。在旅游業(yè)實現(xiàn)多樣化、特色化發(fā)展的同時，需與相關(guān)產(chǎn)業(yè)協(xié)同發(fā)展，對產(chǎn)品進行深加工，延長產(chǎn)業(yè)鏈，增加產(chǎn)品附加值，帶動區(qū)域協(xié)調(diào)發(fā)展。

第三，旅游扶貧效率的空間聚集性較強，且呈現(xiàn)出高-高和低-低聚集特征。對于區(qū)域整體，旅游扶貧效率的溢出效應(yīng)相對顯著，而對于貧困縣地區(qū)，引入空間距離和經(jīng)濟距離后，旅游扶貧效率每增加0.1個單位，鄰近區(qū)域的農(nóng)村居民可支配收入分別提高9.01和2.53個百分點，表明其具有長期的溢出效應(yīng)。這說明貧困地區(qū)發(fā)展旅游業(yè)不僅能加快當?shù)亟?jīng)濟水平發(fā)展，還能帶動鄰近地區(qū)的經(jīng)濟增長。因此，各地政府應(yīng)更加重視貧困地區(qū)旅游產(chǎn)業(yè)的發(fā)展，以扎實推動共同富裕，實現(xiàn)先富帶后富、幫后富，加強區(qū)域間的經(jīng)濟合作往來。與此同時，為加強區(qū)域間經(jīng)濟發(fā)展的帶動作用，貧困地區(qū)應(yīng)推動旅游資源配置合理化，有效利用新流入的生產(chǎn)要素，減少資源閑置或浪費。各地區(qū)應(yīng)強化扶貧資金管理，提高資金使用效益，還應(yīng)優(yōu)化人才培養(yǎng)模式，堅持“扶技”、“扶志”與“扶智”相結(jié)合。