［摘 要］將新型城鎮(zhèn)化納入旅游業(yè)導(dǎo)向型經(jīng)濟增長研究框架，能夠有效拓展對經(jīng)濟增長決定因素的認(rèn)識視域。文章在量化測度旅游業(yè)與新型城鎮(zhèn)化綜合指數(shù)基礎(chǔ)上，基于中國2004—2019年省際面板數(shù)據(jù)，通過構(gòu)建能夠捕捉非線性不對稱動態(tài)因素的面板門限回歸模型，并使用允許門限變量和解釋變量同時內(nèi)生的一階差分矩估計法，實證檢驗旅游業(yè)對經(jīng)濟增長的新型城鎮(zhèn)化門限效應(yīng)。結(jié)果表明，中國旅游業(yè)與經(jīng)濟增長之間因新型城鎮(zhèn)化水平不同而呈現(xiàn)具有顯著雙重門限特征的非線性關(guān)系，并且旅游業(yè)對經(jīng)濟增長的影響隨新型城鎮(zhèn)化跨越門限值而具備邊際效用遞增特性。因此，文章認(rèn)為，增進旅游業(yè)與新型城鎮(zhèn)化耦合協(xié)同，充分發(fā)揮新型城鎮(zhèn)化在旅游業(yè)影響經(jīng)濟增長過程中的渠道作用，能夠顯著提升旅游業(yè)的經(jīng)濟增長效應(yīng)。

［關(guān)鍵詞］旅游發(fā)展；新型城鎮(zhèn)化；經(jīng)濟增長；動態(tài)面板門限回歸模型

［中圖分類號］F59

［文獻標(biāo)識碼］A

［文章編號］1002-5006（2024）10-0031-18

DOI： 10.19765/j.cnki.1002-5006.2024.10.008

0 引言

旅游是人們?yōu)樾蓍e、商務(wù)或其他目的，離開慣常環(huán)境，前往非慣常環(huán)境進行訪問，連續(xù)停留時間不超過一年的體驗活動[1]。因此，旅游經(jīng)濟活動不僅包括旅游者對目的地可貿(mào)易品的消費行為，更涉及其對非貿(mào)易品的體驗過程[2]。從本質(zhì)上講，旅游業(yè)作為一種特殊的服務(wù)出口貿(mào)易形式，其不僅符合出口導(dǎo)向型增長（export-led growth，ELG）模式的經(jīng)濟運行機理[3]，而且也可通過消費支出的乘數(shù)效應(yīng)刺激經(jīng)濟增長[4]。在全球范圍內(nèi)，旅游業(yè)通常被認(rèn)為是促進經(jīng)濟增長的重要部門[5]。鑒于旅游業(yè)發(fā)展對經(jīng)濟增長的趨同性，旅游業(yè)與經(jīng)濟增長關(guān)系研究也隨之吸引來諸多學(xué)術(shù)目光，并且主要聚焦乘數(shù)測算、理論分析和實證檢驗3個方面[6]。盡管旅游經(jīng)濟學(xué)領(lǐng)域涌現(xiàn)出眾多文獻分別采用投入產(chǎn)出模型、旅游衛(wèi)星賬戶和可計算一般均衡分析等方法對旅游業(yè)發(fā)展的增長彈性進行定量測算[7]，但由于以上微觀經(jīng)濟分析模型無法在時間維度上判別旅游業(yè)與經(jīng)濟增長之間的關(guān)系形式，進而難以探察旅游業(yè)對經(jīng)濟增長的影響機制[8]。既有文獻通?；诶俘R模型、盧卡斯模型和國際貿(mào)易模型對旅游業(yè)影響經(jīng)濟增長的理論機理進行刻畫，但其中普遍存在兩個弊端——旅游業(yè)的外生假定和線性影響假定，導(dǎo)致理論文獻對旅游業(yè)與經(jīng)濟增長之間復(fù)雜關(guān)系的理解只是冰山一隅[9]。對旅游業(yè)與經(jīng)濟增長關(guān)系的理論建構(gòu)還需實證檢驗予以驗證。大量文獻采用時間序列統(tǒng)計分析技術(shù)對不同國家或地區(qū)的旅游業(yè)與經(jīng)濟增長關(guān)系進行了卓有成效的實證檢驗，回歸結(jié)論也是見仁見智[10]。隨著面板數(shù)據(jù)模型回歸技術(shù)的應(yīng)用，部分文獻在對不同分組樣本旅游業(yè)與經(jīng)濟增長關(guān)系進行分類估計時，發(fā)現(xiàn)旅游業(yè)的經(jīng)濟增長效應(yīng)存在顯著的組間異質(zhì)性特征[11]，個別文獻甚至檢驗到旅游業(yè)的經(jīng)濟增長效應(yīng)會隨旅游業(yè)的規(guī)模擴張而減弱，進而認(rèn)為旅游業(yè)與經(jīng)濟增長之間存在復(fù)雜的非線性機制[12-13]。

城鎮(zhèn)化建設(shè)不僅與旅游業(yè)發(fā)展存在耦合共振關(guān)系，而且更是旅游業(yè)影響經(jīng)濟增長的“黏合劑”[14]，但既有文獻的研究重心主要落在對旅游業(yè)、城鎮(zhèn)化與經(jīng)濟增長之間邏輯關(guān)系的機理分析與實證檢驗層面[15-16]，極少有文獻嘗試將旅游業(yè)、城鎮(zhèn)化與經(jīng)濟增長納入統(tǒng)一邏輯框架予以研究。盡管如此，已有文獻卻為此積累了堅實的理論基礎(chǔ)和豐富的經(jīng)驗證據(jù)。需要指出的是，在傳統(tǒng)城鎮(zhèn)化框架下，探討旅游業(yè)與經(jīng)濟增長之間關(guān)系，尤其會低估旅游業(yè)對經(jīng)濟增長的影響效應(yīng)，究其因，快速城鎮(zhèn)化進程引發(fā)的內(nèi)部失衡所導(dǎo)致的低質(zhì)量困境，不僅嚴(yán)重束縛了旅游業(yè)的發(fā)展空間，還抑制了旅游業(yè)影響經(jīng)濟增長的傳導(dǎo)效率。因此，在當(dāng)前我國經(jīng)濟亟須緩解增速下行壓力的重要窗口期，新型城鎮(zhèn)化作為供給側(cè)結(jié)構(gòu)性改革與需求側(cè)政策調(diào)整的關(guān)鍵抓手，構(gòu)建旅游業(yè)、新型城鎮(zhèn)化與經(jīng)濟增長之間的統(tǒng)一研究體系，對落實新發(fā)展理念、實現(xiàn)經(jīng)濟高質(zhì)量發(fā)展具有特殊意義[17]。已有研究證實，新型城鎮(zhèn)化為旅游業(yè)創(chuàng)造供需條件，旅游業(yè)為新型城鎮(zhèn)化提供產(chǎn)業(yè)支撐，新型城鎮(zhèn)化與旅游業(yè)之間存在耦合關(guān)系[18-19]，所以將新型城鎮(zhèn)化因素納入旅游業(yè)導(dǎo)向型經(jīng)濟增長（tourism-led growth，TLG）研究體系，是對旅游業(yè)與經(jīng)濟增長關(guān)系研究領(lǐng)域的切實補充。

現(xiàn)有文獻集中探討旅游業(yè)與經(jīng)濟增長之間的線性因果關(guān)系[20]，但對旅游業(yè)與經(jīng)濟增長之間的非線性機制則鮮有涉及[21]，為數(shù)不多的探討旅游業(yè)對經(jīng)濟增長非線性影響的文獻主要還是以旅游業(yè)專業(yè)化為門限變量，來考察旅游業(yè)的非線性增長效應(yīng)，盡管此種研究范式與國際旅游經(jīng)濟學(xué)文獻保持一致，但鑒于旅游業(yè)對經(jīng)濟增長的影響過程并非線性勻質(zhì)，同時還取決于旅游業(yè)與外部經(jīng)濟變量間的交互程度，所以典型非旅游經(jīng)濟變量的變化所導(dǎo)致的旅游業(yè)與經(jīng)濟增長之間的非線性關(guān)系，顯然能夠從更為廣闊而新穎的視角對此予以解讀。遺憾的是，當(dāng)前國內(nèi)外文獻均未從此視角切入，來嘗試放松旅游業(yè)與經(jīng)濟增長之間的線性因果關(guān)系假設(shè)。隨著黨的二十大報告首次將新型城鎮(zhèn)化上升為國家戰(zhàn)略，依靠其擴大內(nèi)需、促進要素資源優(yōu)化配置、提高社會公共服務(wù)水平，向中國經(jīng)濟長期可持續(xù)發(fā)展提供供給側(cè)驅(qū)動力和需求端拉動力[17]，為了彌合以上學(xué)術(shù)間隙，在將旅游業(yè)、新型城鎮(zhèn)化與經(jīng)濟增長納入統(tǒng)一分析框架的基礎(chǔ)上，本文系統(tǒng)考察新型城鎮(zhèn)化與旅游業(yè)的交互機制對經(jīng)濟增長的非線性影響更具鮮明的時代價值，對實現(xiàn)區(qū)域協(xié)調(diào)、促進經(jīng)濟高質(zhì)量發(fā)展也具有重要實踐意義。此外，僅有的涉及旅游業(yè)與經(jīng)濟增長非線性關(guān)系的研究文獻，主要還是停留在靜態(tài)層面，普遍使用Hansen[22]所開發(fā)的非線性面板門限回歸（panel threshold regression，PTR）模型對旅游業(yè)影響經(jīng)濟增長的非線性效應(yīng)進行實證檢驗[23]。但無法忽視的一個關(guān)鍵問題是，諸多經(jīng)濟增長實證文獻皆指出，經(jīng)濟增長過程具備明顯的動態(tài)效應(yīng)，倘若忽視此慣性特征，將會導(dǎo)致計量模型存在內(nèi)生性而產(chǎn)生參數(shù)估計偏誤[24]。為規(guī)避此種模型檢驗風(fēng)險，本文嘗試將經(jīng)濟增長滯后一期項納入普通靜態(tài)面板門限回歸模型，進而將其拓展為動態(tài)形式[25]，具體方法策略是在旅游業(yè)與經(jīng)濟增長非線性關(guān)系研究領(lǐng)域首次構(gòu)建由Seo和Shin新近開發(fā)的非線性動態(tài)面板門限回歸（dynamic panel threshold regression，DPTR）模型，著重反映新型城鎮(zhèn)化在旅游業(yè)影響經(jīng)濟增長過程中的非線性動態(tài)內(nèi)生關(guān)聯(lián)，以期從方法和內(nèi)容上拓展旅游業(yè)影響經(jīng)濟增長的研究體系[26]。將動態(tài)面板方法在門限模型框架中展開，很好地解決了既有非線性計量模型所存在的靜態(tài)弊端，同時放松了門檻、解釋變量外生性的嚴(yán)苛假定[26]，進而為旅游業(yè)的動態(tài)經(jīng)濟增長效應(yīng)研究提供了有力研究工具。

本文邊際貢獻體現(xiàn)在以下方面。首先，本文構(gòu)建了一個包含旅游業(yè)、新型城鎮(zhèn)化與經(jīng)濟增長的三元分析框架，重點考察新型城鎮(zhèn)化對旅游業(yè)導(dǎo)向型經(jīng)濟增長假說的門限作用，不僅豐富了TLG假說研究體系，而且拓寬了新型城鎮(zhèn)化的經(jīng)濟后果領(lǐng)域的研究內(nèi)容。其次，在內(nèi)容方面，本文將Hansen[22]、Caner和Hansen[27]開發(fā)的非線性模型估計方法聯(lián)合拓展到允許內(nèi)生門限變量和協(xié)變量的動態(tài)面板數(shù)據(jù)模型中，具體是引入非線性動態(tài)面板門限回歸模型，在考慮模型動態(tài)性、內(nèi)生性基礎(chǔ)上，同時捕捉新型城鎮(zhèn)化發(fā)展的異質(zhì)性，將其納入旅游業(yè)與經(jīng)濟增長的非線性動態(tài)模型框架中，并以可能具有內(nèi)生性的新型城鎮(zhèn)化作為門限變量，通過識別旅游業(yè)影響經(jīng)濟增長的新型城鎮(zhèn)化門限特征，實證檢驗新型城鎮(zhèn)化對旅游業(yè)影響經(jīng)濟增長的非線性動態(tài)門限效應(yīng)。最后，本文研究目的是在新型城鎮(zhèn)化戰(zhàn)略情境中，基于動態(tài)思維探究旅游業(yè)與經(jīng)濟增長之間關(guān)系非線性機制的內(nèi)在“黑箱”，以期從新型城鎮(zhèn)化視角揭示旅游業(yè)對經(jīng)濟增長的影響過程，尤其對于理解在不同新型城鎮(zhèn)化發(fā)展階段，刻畫旅游業(yè)影響經(jīng)濟增長的客觀效果、探尋旅游業(yè)發(fā)展最優(yōu)政策和成長路徑，以實現(xiàn)旅游業(yè)的高效經(jīng)濟增長效應(yīng)具有重要理論意義和應(yīng)用價值。

1 文獻回顧

旅游業(yè)與經(jīng)濟增長之間的關(guān)系是個老生常談而又歷久彌新的學(xué)術(shù)話題。既有旅游經(jīng)濟學(xué)文獻主要從作用路徑、理論建構(gòu)和實證檢驗3個進路對旅游業(yè)與經(jīng)濟增長關(guān)系進行刻畫。下面我們分別對此予以闡述，以系統(tǒng)勾勒旅游業(yè)對經(jīng)濟增長的影響過程。直到21世紀(jì)，旅游業(yè)在有關(guān)經(jīng)濟增長的學(xué)術(shù)文獻中很少被關(guān)注[28]，但也有部分早期文獻開始關(guān)注旅游業(yè)對發(fā)展中國家的經(jīng)濟貢獻問題[29-30]。

第一，旅游業(yè)作為一國重要外匯收入來源，除被用于平衡國際收支外，還可用于進口國內(nèi)生產(chǎn)所需物資、要素和服務(wù)，從而實現(xiàn)經(jīng)濟增長[31]。例如，在西班牙，旅游創(chuàng)匯可為工業(yè)化進程提供金融支持，進而為經(jīng)濟增長提供持續(xù)動力[32]。有證據(jù)顯示，在旅游業(yè)高度專業(yè)化的小型經(jīng)濟體（如島嶼），旅游業(yè)對經(jīng)濟增長的貢獻尤為強烈[33]，然而，F(xiàn)igini和Vici對150個國家研究發(fā)現(xiàn)，旅游基礎(chǔ)型國家的經(jīng)濟增長速度并未高于非旅游基礎(chǔ)型國家[34]。

第二，旅游業(yè)可通過投資拉動、就業(yè)刺激和行業(yè)競爭影響經(jīng)濟增長。盡管基礎(chǔ)設(shè)施擴張是增強旅游業(yè)發(fā)展競爭力的關(guān)鍵條件，但基礎(chǔ)設(shè)施網(wǎng)絡(luò)性建設(shè)所釋放出的外部溢出效應(yīng)、效率改進效應(yīng)、產(chǎn)業(yè)集聚效應(yīng)對促進經(jīng)濟增長會產(chǎn)生深遠影響。世界旅行和旅游理事會（World Travel and Tourism Council，WTTC）的報告顯示，全球旅游業(yè)直接和間接共創(chuàng)造超過3.19億個就業(yè)崗位，占全球就業(yè)人口數(shù)的10%，特別是在過去5年，旅游業(yè)新增就業(yè)人數(shù)占全球新增就業(yè)人數(shù)的20%，并且旅游業(yè)對全球經(jīng)濟生產(chǎn)總值的綜合貢獻率達到10.4%[35]，說明旅游業(yè)所具備的綜合就業(yè)效應(yīng)是驅(qū)動經(jīng)濟增長的主要途徑。還有一點需指出，盡管旅游業(yè)過去被界定為是一個低技能就業(yè)部門，但此種既定認(rèn)識主要是對資源依托型觀光旅游的刻板印象，隨著全球旅游業(yè)規(guī)模持續(xù)擴張和質(zhì)量愈益提升，旅游業(yè)所吸附的大量就業(yè)人口增加了人力資本要素存量積累，進而也對提升潛在經(jīng)濟增長效率產(chǎn)生積極影響[36]。另外，隨著國際旅游企業(yè)紛紛進入和國內(nèi)旅游市場需求保持旺盛，國內(nèi)旅游企業(yè)通過參與市場競爭不僅可以提升其經(jīng)營績效[37]，而且也會增強行業(yè)規(guī)模經(jīng)濟優(yōu)勢[38]，但旅游市場競爭對經(jīng)濟增長的影響強度取決于旅游業(yè)與關(guān)聯(lián)產(chǎn)業(yè)部門間經(jīng)濟活動的緊密程度[39]。

第三，旅游業(yè)可通過直接、間接和誘導(dǎo)效應(yīng)驅(qū)動經(jīng)濟增長。旅游消費支出會誘發(fā)關(guān)聯(lián)產(chǎn)業(yè)的額外經(jīng)濟活動，并通過目的地經(jīng)濟系統(tǒng)中的循環(huán)收入分配機制對經(jīng)濟增長產(chǎn)生綜合影響。首先，游客為完成旅游活動所支付的旅游消費直接轉(zhuǎn)化為目的地為此提供產(chǎn)品和服務(wù)（可貿(mào)易或非貿(mào)易）的旅游收入，即由旅游消費支出而引發(fā)的目的地在銷售、就業(yè)、稅收和收入水平方面的變化[40]，旅游企業(yè)可用于支付生產(chǎn)要素價格，以及獲取利潤，旅游就業(yè)人員可獲得工資性收入。其次，旅游企業(yè)為擴大經(jīng)營和持續(xù)再生產(chǎn)向產(chǎn)業(yè)鏈上的供應(yīng)商采購原材料、商品和服務(wù)而支出的金額在跨部門間分配，進而對關(guān)聯(lián)產(chǎn)業(yè)發(fā)展形成乘數(shù)效應(yīng)[41]。最后，誘導(dǎo)效應(yīng)則是由直接或間接提供旅游產(chǎn)品和服務(wù)的旅游相關(guān)企業(yè)就業(yè)人員的工資性收入進一步轉(zhuǎn)化為本地生活性、服務(wù)性等家庭消費支出，進而再次注入目的經(jīng)濟循環(huán)系統(tǒng)[42]。總而言之，旅游收入可通過產(chǎn)業(yè)溢出效應(yīng)和其他外部性活動對整個經(jīng)濟體系產(chǎn)生積極影響[43]。

事實上，學(xué)術(shù)界在認(rèn)可旅游業(yè)對經(jīng)濟增長的積極貢獻以外，也需要對由旅游業(yè)過度擴張所引發(fā)的負(fù)面經(jīng)濟效應(yīng)保持警惕，其中可能的作用機制為以下幾個方面。1）“去工業(yè)化”效應(yīng)。作為勞動密集型部門，目的地優(yōu)越的文化、資源和遺產(chǎn)稟賦，確實使得旅游業(yè)部門獲取了快速發(fā)展的市場優(yōu)勢，而蓬勃發(fā)展的旅游業(yè)在吸引生產(chǎn)要素不斷流入的同時，也對創(chuàng)新生產(chǎn)部門造成了擠出效應(yīng)，進而導(dǎo)致社會福利損失[44]。2）旅游業(yè)擴張增加了非貿(mào)易品消費，貿(mào)易條件得到改善，但資源配置從可貿(mào)易部門（資本密集型）到非貿(mào)易部門（勞動密集型）的資本縮減過程，致使目的地旅游系統(tǒng)供給能力難以短期予以匹配繁榮的旅游市場。隨著商品和服務(wù)價格攀升，實際匯率升值，進而削弱了以農(nóng)業(yè)部門為代表的傳統(tǒng)可貿(mào)易部門的外部競爭力，導(dǎo)致旅游業(yè)對經(jīng)濟增長的短期積極效應(yīng)會引起長期經(jīng)濟體萎靡[45]。3）目的地引入外部旅游企業(yè)參與旅游資源開發(fā)、技術(shù)研發(fā)和企業(yè)經(jīng)營，在目的地所賺取的旅游收入除尚需支付用于外部采購的要素支出外，還需支付外部貸款利息、投資者的紅利，以及外方管理費用和外籍管理人員的工資等[41]。Jackman和Lorde指出，巴巴多斯（Barbados）TLG假說檢驗結(jié)果的不一致即可用進口所導(dǎo)致的收入漏算原理予以解釋[46]。Sequeira和Nunes認(rèn)為，盡管單純的旅游業(yè)依賴型國家的經(jīng)濟增長速度大多數(shù)快于其他國家，但其與內(nèi)生經(jīng)濟增長理論相悖，旅游業(yè)無法解釋樣本國家的高經(jīng)濟增長率[47]。

基于上述文獻觀點分析可知，旅游業(yè)與經(jīng)濟增長之間實則隱含一種非線性關(guān)系形態(tài)。Po和Huang較早地從實證角度揭示了旅游業(yè)與經(jīng)濟增長之間的非線性特征，通過運用面板門限回歸模型，對88個國家1995—2005年面板數(shù)據(jù)研究發(fā)現(xiàn)，入境旅游收入占國內(nèi)生產(chǎn)總值比重存在兩個門限值，只有當(dāng)門限值低于4.05%或高于4.73%時，入境旅游發(fā)展才對經(jīng)濟增長具有正向影響[23]。Adamou和Clerides對162個國家和地區(qū)1980—2005年面板數(shù)據(jù)實證檢驗，發(fā)現(xiàn)旅游業(yè)專業(yè)化對經(jīng)濟增長的影響效應(yīng)具有先強后弱的非線性變化趨勢，旅游業(yè)的過度專業(yè)化最終會成為經(jīng)濟增長的障礙因素[12]。Pan等拓展了Po和Huang[23]的研究方法，首次引入面板平滑轉(zhuǎn)換回歸（panel smooth threshold regression，PSTR）模型對15個經(jīng)濟合作與發(fā)展組織（Organization for Economic Co-operation and Development，OECD）國家1995—2010年TLG假說進行重新檢驗，并以匯率收益率和通貨膨脹率為轉(zhuǎn)換變量，實證發(fā)現(xiàn)入境旅游業(yè)發(fā)展與經(jīng)濟增長之間存在非線性關(guān)系[48]。

盡管既有文獻已對中國TLG假說的真實性進行了實證佐證[49]，但對中國旅游業(yè)與經(jīng)濟增長非線性關(guān)系研究的文獻仍相對匱乏。延續(xù)國外文獻研究思路，武春友和謝風(fēng)媛基于面板門限回歸模型對我國31個省級單元1997—2007年入境旅游業(yè)發(fā)展與經(jīng)濟增長關(guān)系進行了實證研究，結(jié)果表明，入境旅游發(fā)展與經(jīng)濟增長之間存在門限效應(yīng)，入境旅游收入占國內(nèi)生產(chǎn)總值比重的門限值為2.36%。高于門限值，入境旅游業(yè)發(fā)展對經(jīng)濟增長具有顯著促進作用；低于門限值，入境旅游業(yè)發(fā)展對經(jīng)濟增長并無影響[50]。趙磊和方成基于1999—2013年省級面板數(shù)據(jù)，以旅游業(yè)發(fā)展水平作為轉(zhuǎn)換變量，采用PSTR模型對旅游業(yè)與經(jīng)濟增長之間的非線性關(guān)系進行了實證檢驗，結(jié)果發(fā)現(xiàn)，當(dāng)旅游業(yè)專業(yè)化低于門限值時，旅游業(yè)經(jīng)濟影響效應(yīng)處于高機制，當(dāng)高于門限值時，旅游業(yè)經(jīng)濟影響效應(yīng)處于低機制，說明旅游業(yè)專業(yè)化過度傾向會弱化其對經(jīng)濟增長正向影響的邊際效應(yīng)[13]。如上所見，雖然部分文獻嘗試在不同階段的旅游業(yè)專業(yè)化區(qū)間內(nèi)，系統(tǒng)刻畫旅游業(yè)影響經(jīng)濟增長的非線性效應(yīng)變化規(guī)律，但仿佛又陷入了一種所謂“旅游陷阱”，即僅是將研究思維抽象在旅游業(yè)部門內(nèi)勾勒旅游業(yè)對經(jīng)濟增長的非線性影響機制，盡管旅游業(yè)專業(yè)化水平是旅游業(yè)影響經(jīng)濟增長的決定因素[51]，但這也無疑極大地限制了對旅游業(yè)影響經(jīng)濟增長的非線性效應(yīng)的研究視域。

在研究方法方面，梳理關(guān)于旅游業(yè)與經(jīng)濟增長非線性關(guān)系的零星文獻可知，主要采用兩種驗證方式：一是，采用非單調(diào)變化模型進行非線性擬合；二是，基于主觀設(shè)定分位點或構(gòu)造虛擬變量的方式對樣本分組，繼而再利用單調(diào)變化模型進行線性檢驗，以考察樣本組間異質(zhì)性。但事實上，兩類非線性方法均存在各自短板。前者所涉模型普遍未解決門限變量所產(chǎn)生的內(nèi)生性問題，進而使得非線性擬合結(jié)果存在偏誤，而后者盡管可以避免內(nèi)生性問題，但估計效率在很大程度上依賴于樣本分組方式，而且易于遺漏、扭曲樣本信息。事實上，縱觀旅游經(jīng)濟學(xué)文獻，在試圖勾勒旅游業(yè)與經(jīng)濟增長非線性關(guān)系時，無論是使用平滑轉(zhuǎn)換回歸模型，抑或門限自回歸模型，在動態(tài)面板框架中的估計效率普遍存疑，均難以解釋經(jīng)濟變量間的非線性、非對稱機制問題。不僅如此，在全球范圍內(nèi)，既有文獻對旅游業(yè)與經(jīng)濟增長之間非線性關(guān)系的發(fā)生機制也是知之甚少，從這個層面理解，在此領(lǐng)域內(nèi)引入更加嚴(yán)苛的異質(zhì)性面板計量檢驗技術(shù)，納入新的變量，并分析旅游業(yè)與相關(guān)宏觀經(jīng)濟變量間的互補關(guān)系，是拓展旅游業(yè)與經(jīng)濟增長之間非線性關(guān)系研究體系的必要之舉[28]。

眾所周知，當(dāng)前隨著“三期疊加”1效應(yīng)凸顯，中國經(jīng)濟增速面臨下行壓力，而新型城鎮(zhèn)化作為現(xiàn)代化的必由之路，其中蘊藏巨大的內(nèi)需潛力，并已成為化解“三期疊加”風(fēng)險、推動經(jīng)濟高質(zhì)量發(fā)展的重要動力。根據(jù)《國家新型城鎮(zhèn)化發(fā)展規(guī)劃（2014—2020）》，新型城鎮(zhèn)化堅定貫徹創(chuàng)新、協(xié)調(diào)、綠色、開放和共享的發(fā)展理念，呈現(xiàn)以人為本、內(nèi)涵集約、城鄉(xiāng)統(tǒng)籌、創(chuàng)新驅(qū)動和產(chǎn)業(yè)支撐的鮮明特征，新型城鎮(zhèn)化作為對傳統(tǒng)城鎮(zhèn)化的校正與變革，根本差異在于新型城鎮(zhèn)化更加注重城鎮(zhèn)化質(zhì)量提升，以保持其與城鎮(zhèn)化規(guī)模的均衡協(xié)調(diào)，而新型城鎮(zhèn)化建設(shè)對產(chǎn)業(yè)發(fā)展的篩選效應(yīng)和對市場需求的倍增效應(yīng)分別從供給側(cè)和需求端雙重驅(qū)動整個經(jīng)濟系統(tǒng)高質(zhì)運行，從而會持續(xù)放大服務(wù)業(yè)發(fā)展對經(jīng)濟增長的影響效應(yīng)，旅游業(yè)也概莫能外。由于新型城鎮(zhèn)化建設(shè)不僅能發(fā)揮選擇效應(yīng)和集聚效應(yīng)推動產(chǎn)業(yè)結(jié)構(gòu)優(yōu)化、升級[52]，而且也能通過擴張效應(yīng)和質(zhì)量效應(yīng)刺激居民消費需求增長[53]，進而可從供求兩端深度釋放旅游業(yè)能級，特別是能為增強旅游業(yè)的經(jīng)濟增長效應(yīng)創(chuàng)造外部有利因素。據(jù)此考量，將新型城鎮(zhèn)化變量納入中國TLG假說研究框架，從實證角度判別在新型城鎮(zhèn)化建設(shè)不同階段，旅游業(yè)對經(jīng)濟增長影響效應(yīng)的非線性變化特征，不僅有助于在新型城鎮(zhèn)化戰(zhàn)略背景下重點刻畫旅游業(yè)與經(jīng)濟增長之間的關(guān)系變化形態(tài)，而且也可在非線性框架下創(chuàng)新探討旅游業(yè)與新型城鎮(zhèn)化之間互動協(xié)調(diào)對經(jīng)濟增長的特殊影響。

2 研究設(shè)計

2.1 模型設(shè)定

自Hansen[22]提出面板門限回歸模型以來，其被廣泛應(yīng)用于解釋經(jīng)濟變量間非線性關(guān)系。特別是，模型中門限效應(yīng)是否允許存在外生變量的非對稱效應(yīng)取決于門限變量與門限參數(shù)值的關(guān)系，門限變量又受經(jīng)濟模型所決定。然而，面板門限回歸模型只在靜態(tài)面板環(huán)境中運行，而且固定效應(yīng)要求協(xié)變量嚴(yán)格外生才能獲取參數(shù)一致性估計，但在現(xiàn)實經(jīng)濟體系中，協(xié)變量的嚴(yán)格外生假定難以成立。

為解決如上限制，Seo和Shin做出了開拓性工作，嘗試同時將非線性、非對稱動態(tài)特征和未觀測到的個體異質(zhì)性模型化，構(gòu)建出包含內(nèi)生門限變量的動態(tài)面板數(shù)據(jù)模型，并允許存在滯后因變量和內(nèi)生協(xié)變量[26]。隨后，Seo等進一步對動態(tài)面板門限回歸模型進行了闡述，與傳統(tǒng)的靜態(tài)面板門限回歸模型主觀預(yù)設(shè)門限變量，并只能考察其對單個特定解釋變量的門限效應(yīng)不同[54]，由Seo和Shin所開發(fā)的動態(tài)面板門限回歸模型理論上可同時檢驗門限變量對多個解釋變量的門限效應(yīng)[26]。

根據(jù)產(chǎn)城融合理論，產(chǎn)融于城，城包容產(chǎn)，“產(chǎn)”“城”互動融合不僅會改善居民福利效應(yīng)，而且也是促進經(jīng)濟高質(zhì)量發(fā)展的重要途徑[55]。因此，產(chǎn)城融合對經(jīng)濟增長的促進機制為本文從“城”“旅”協(xié)同視角構(gòu)建經(jīng)濟增長生產(chǎn)函數(shù)提供了可行思路。事實上，Pina和Martínez-García[9]、Albaladejo等[56]均已嘗試將旅游業(yè)納入內(nèi)生經(jīng)濟增長模型。此外，也有文獻發(fā)現(xiàn)，城鎮(zhèn)化質(zhì)量的提升可以強化旅游業(yè)的經(jīng)濟增長效應(yīng)[14]。因此，“城”“旅”協(xié)同作為產(chǎn)城融合的一類具象表現(xiàn)形式，由其所產(chǎn)出的經(jīng)濟增長函數(shù)可直觀地設(shè)定為如下形式：

[Y=Z×TRβ1×NURBβ2] （1）

式（1）中，[Y]表示經(jīng)濟增長；[TR]和[NURB]分別表示旅游業(yè)發(fā)展與新型城鎮(zhèn)化建設(shè)；[Z]表示全要素生產(chǎn)率水平；為反映解釋變量對經(jīng)濟增長的系統(tǒng)影響，對式（1）進行計量方程對數(shù)變換，[β1]和[β2]分別表示旅游業(yè)發(fā)展和新型城鎮(zhèn)化建設(shè)的產(chǎn)出彈性。則有：

[lnYit=β1lnTRit+β2lnNURBit+χlnZit+εit] （2）

式（2）中，[i]和[t]分別表示省份和年份；根據(jù)既有文獻，固定資產(chǎn)投資、人力資本、制度質(zhì)量、對外開放和政府支出等因素，對提升我國創(chuàng)新能力、激發(fā)創(chuàng)新活動具有重要影響[57-58]，故而將上述因素統(tǒng)一納入集合[Z]，[χ]表示控制變量集回歸系數(shù)向量；[εit]表示隨機誤差項。

經(jīng)濟增長是一個持續(xù)的動態(tài)調(diào)整過程，為捕捉經(jīng)濟增長的“動態(tài)慣性”，可將經(jīng)濟增長的滯后項納入式（3）中，考慮如下增廣動態(tài)TLG假說檢驗?zāi)Ｐ停?/p>

[lnYit=ρlnYit-1+β1lnTRit+ β2lnNURBit+χlnZit+εit] （3）

式（3）為未考慮“門限特征”的“城”“旅”獨立影響經(jīng)濟增長的基準(zhǔn)模型。根據(jù)前文理論分析，旅游業(yè)發(fā)展可能會由于新型城鎮(zhèn)化建設(shè)程度的差異而與經(jīng)濟增長呈現(xiàn)非gLetA+m659nLrHSBznnnac+KrD3DHMcRGpPslJz/XXE=線性關(guān)系。因此，采用面板門限模型考察新型城鎮(zhèn)化建設(shè)在旅游業(yè)發(fā)展促進經(jīng)濟增長過程中的門限效應(yīng)，即將新型城鎮(zhèn)化作為門限變量。同時參考Seo和Shin[26]的建模思路，將式（3）拓展為具有門限效應(yīng)的動態(tài)面板數(shù)據(jù)框架：

[lnYit=（ρ1lnYit-1+β11lnTRit+β21lnNURBit+ χ′lnZit） 1 {qit≤γ1}+（ρ2lnYit-1+β12lnTRit+ β22lnNURBit+χ″lnZit） 1 {γ1<qit≤γ2}+ （ρ3lnYit-1+β13lnTRit+β23lnNURBit+ χ?lnZit） 1 {qit>γ2}+εit] （4）

式（4）中，[1 {?}]為示性函數(shù)，當(dāng)示性函數(shù)內(nèi)表達式成立時，其值為1，否則為0；[qit]為轉(zhuǎn)換變量，[γ]為門限參數(shù)。經(jīng)濟增長滯后項、旅游業(yè)和控制變量的系數(shù)表示新型城鎮(zhèn)化變量處于不同門限區(qū)間時的斜率參數(shù)。已有文獻表明，經(jīng)濟增長模型易于出現(xiàn)內(nèi)生性問題[59]，為處理增長模型中解釋變量和門限變量的內(nèi)生性，Seo和Shin[26]將誤差項[εit]分解為兩部分：

[εit=αi+νit] （5）

式（5）中，[αi]為未觀測到的個體固定效應(yīng)，[νit]為零均值異質(zhì)隨機擾動項。特別地，[νit]被假定是一個鞅差分序列：

[E（νit|Ft-1）=0] （6）

式（6）中，[Ft]為[t]期的自然濾波，并且相對于[Ft-1]而言，研究并不假定包括滯后被解釋變量在內(nèi)的[k1×1]維時變回歸向量[xit]或[qit]可測量，即[E（νitxit）≠0]或[E（νitqit）≠0]，如此進而允許[xit]或[qit]存在內(nèi)生性。

2.2 估計策略

為克服動態(tài)面板門限模型所存在的內(nèi)生性問題，Seo和Shin[26]在拓展Hansen[22]改進的靜態(tài)面板門限回歸模型基礎(chǔ)上，將Arellano和Bond[60]所開發(fā)的差分廣義矩估計（first-difference generalized method of moments，F(xiàn)D-GMM）方法推廣應(yīng)用到動態(tài)面板門限回歸模型估計中。首先考慮動態(tài)面板門限回歸基本設(shè)定形式：

[yit=（1，x′it）?11{qit≤γ}+（1，x′it）?21{qit>γ}+εit] （7）

對式（7）一階差分消除未觀測個體固定效應(yīng)后進行GMM估計，即FD-GMM允許解釋變量和門限變量在模型中同期內(nèi)生。式（7）的一階差分形式可寫為：

[Δyit=β′Δxit+δ′x′it1（γ）+Δεit] （8）

式（8）中，[βk1×1=（?12，…，?1，k1+1）′]，[δ（k1+1）×1=?2-?1]，[Xit2×（1+k1）=（1，x′it）（1，x′it-1）]，[1it（γ）2×1=1{qit>γ}-1{qit>γ}]。

令[θ=（β′， δ′， γ′）]，假定[θ]為緊集，[Θ=Φ×Γ?Rk]，[k=2k1+2]。按照慣例，令[Γ=γ， γ]，其中，[γ]和[γ]為門限變量的兩個百分位數(shù)。

允許固定門限效應(yīng)和遞減或小門限效應(yīng)用于門限參數(shù)的統(tǒng)計推斷，[γ]通過定義：

[δ=δn=δ0n-α ， 0≤α<1/2] （9）

由于差分變量與[Δεit]相關(guān)，故而對式（7）進行OLS回歸，參數(shù)估計量為有偏。為了解決此問題，還需要尋找一個[l×1]維的工具變量向量，即[（z′it0，…，z′iT）′]，對任意的[2<t0≤T]和[l≥k]，需滿足：

[E（z′it0Δεit0，…，z′iTΔεiT）′=0] （10）

或者

[E（Δεit|zit）=0] （11）

注意[zit]可由[（xit， qit）]的滯后項和被解釋變量的滯后項共同構(gòu)造，而且在不同時期[t]工具變量個數(shù)不同。

由于允許門限變量[qit]為內(nèi)生，即[E（qitΔεit）≠0]，則有[qit]并不屬于工具變量集[{zit}Tt=t0]，考慮如下[l]維列向量的樣本矩條件：

[gn（θ）=1ni=1ngi（θ）gi（θ）l×1=zit0（Δyit0-β′Δxit0-δ′x′it01it0（γ））ziT（Δyit0-β′ΔxiT-δ′x′iT1iT（γ））] （12）

假定當(dāng)且僅當(dāng)[θ=θ0]時，有[Egi（θ）=0]，同時，令[gi=gi（θ0）=（z′it0Δεit0，…，z′iTΔεiT）′]，且[Ω=E（gig′i）]，其中，[Ω]被假定是正定的。對一個正定矩陣[Wn]，且[Wn→pΩ-1]，設(shè)：

[Jn（θ）=gn（θ）′Wngn（θ）] （13）

通過最小化[Jn（θ）]，可得到參數(shù)[θ]的GMM估計量。其中，對于正定矩陣，或者[Wn=Il]，或者可寫為：

[Wn=2ni=1nzit0z′it0-1ni=1nzit0+1z′it0+10…-1ni=1nzit0+1z′it02ni=1nzit0+1z′it0+1??0??-1ni=1nziT-1z′iT?…-1ni=1nziTz'iT-12ni=1nziTz′iT-1]

（14）

上式可進一步更新為：

[Wn=1ni=1ngigi′-1n2i=1ngii=1ngi′-1] （15）

其中，[gi=Δεit0z′it0，…，ΔεiTz′iT′]。

然后，[θ]的GMM估計量可由下式得出：

[θ=argminθ∈ΘJn（θ）] （16）

嚴(yán)格意義上，[γ]由某個區(qū)間給出，可令[γ]為該區(qū)間最小值。

對任意[γ∈Γ]，由于式（7）對向量[?]是線性模型，且目標(biāo)函數(shù)[Jn（θ）]關(guān)于[θ=（?′，γ）′]中的[γ]是不連續(xù)的，那么網(wǎng)格搜索法是切實可行的，對于固定的[γ]，設(shè)：

[g1n=1ni=1ng1i， g2n（γ）=1ni=1ng2i（γ）g1il×1=zit0Δyit0?ziTΔyiT， g2n（γ）l×（k-1）=zit0（Δxit0，1it0（γ）′Xit0）?ziT（ΔxiT，1iT（γ）′XiT）] （17）

對給定的[γ]，[β]和[δ]的GMM估計量可由下式得出：

[（β（γ）′，δ（γ）′）′=（g2n（γ）′Wng2n（γ））-1g2n（γ）′Wng1n] （18）

記[β（γ）]和[δ（γ）]的估計目標(biāo)函數(shù)[Jn（γ）]，即可得出[θ]的GMM估計量：

[γ=argminγ∈ΓJn（γ）， β′，δ′′=β（γ）′，δ（γ）′-1] （19）

2.3 變量構(gòu)造和數(shù)據(jù)來源

2.3.1 經(jīng)濟增長（[Y]）

國內(nèi)生產(chǎn)總值是對一國（地區(qū)）經(jīng)濟在核算期內(nèi)所有常住單位生產(chǎn)的最終產(chǎn)品問題的度量，常被用以反映一個國家（地區(qū)）宏觀經(jīng)濟總量狀況，而人均國內(nèi)生產(chǎn)總值則是將一個國家（地區(qū)）核算期內(nèi)（通常是一年）實現(xiàn)的國內(nèi)生產(chǎn)總值與其常住人口（或戶籍人口）相比進行計算得到，剔除了人口規(guī)模的影響，可以準(zhǔn)確真實地反映經(jīng)濟社會可持續(xù)發(fā)展的潛力，是衡量一國（地區(qū)）經(jīng)濟發(fā)展水平的重要指標(biāo)，故本文選擇以2004年為基期平減后的人均（常住人口）實際國內(nèi)生產(chǎn)總值衡量經(jīng)濟增長水平。

2.3.2 旅游業(yè)（[TR]）

既有旅游業(yè)實證文獻為旅游業(yè)發(fā)展尋找可度量的代理變量時，不外乎從收入或人次兩方面予以度量，有文獻直接采用連續(xù)性指標(biāo)，如收入水平或人次數(shù)量衡量旅游業(yè)發(fā)展水平，也有文獻使用旅游業(yè)專業(yè)化指標(biāo)，即旅游業(yè)收入占國內(nèi)生產(chǎn)總值比例刻畫旅游業(yè)發(fā)展?fàn)顩r[12]，另有文獻采用旅游總?cè)舜闻c地區(qū)總?cè)丝跀?shù)的比值度量旅游業(yè)規(guī)模[61]，也有文獻將旅游者過夜天數(shù)定為旅游業(yè)發(fā)展的代理指標(biāo)[46]。然而，需要說明的是，單一的收入或人次指標(biāo)顯然無法綜合反映旅游業(yè)的發(fā)展情況，原因在于，旅游產(chǎn)品的綜合性決定了其構(gòu)成是需要為消費者營造一種綜合性的體驗場景，其中所蘊含的旅游業(yè)物質(zhì)投入要素、旅游企業(yè)經(jīng)營績效以及旅游企業(yè)服務(wù)能力等因素都會制約旅游業(yè)的發(fā)展空間。鑒于此，為從綜合性、寬視野和多維度層面構(gòu)建旅游業(yè)發(fā)展綜合評價指標(biāo)體系，并借助量化分析手段測度旅游業(yè)的綜合發(fā)展指數(shù)，是一種有效度量旅游業(yè)發(fā)展水平的可行探索。根據(jù)測度產(chǎn)業(yè)發(fā)展綜合競爭力指標(biāo)的傳統(tǒng)處理方式，本文擬從旅游業(yè)規(guī)模、結(jié)構(gòu)和潛力3個維度構(gòu)建旅游業(yè)發(fā)展的綜合評價指標(biāo)體系，為盡可能囊括更多指標(biāo)信息含量，3個一級指標(biāo)下共設(shè)置29個二級指標(biāo)（表1）。其中，在基于改進熵值法測算指標(biāo)序參量權(quán)重基礎(chǔ)上，本文將逼近理想解排序方法（technique for order preference by similarity to an ideal solution，TOPSIS）與灰色關(guān)聯(lián)理論相結(jié)合，通過聯(lián)合歐氏距離與灰色關(guān)聯(lián)度計算出灰色關(guān)聯(lián)相對貼近度，以此揭示系統(tǒng)現(xiàn)實狀態(tài)與理想狀態(tài)的貼近程度，進而測算出旅游業(yè)綜合功效指數(shù)，并將其作為度量旅游業(yè)發(fā)展水平的綜合代理指標(biāo)。

2.3.3 新型城鎮(zhèn)化（[NURB]）

既有文獻在檢驗新型城鎮(zhèn)化建設(shè)的經(jīng)濟增長效應(yīng)時，通過構(gòu)建新型城鎮(zhèn)化綜合評價指標(biāo)體系來測度其綜合指數(shù)作為衡量新型城鎮(zhèn)化建設(shè)進程的有效指標(biāo)，此種構(gòu)造新型城鎮(zhèn)化變量的思路基本已達成一致共識。新型城鎮(zhèn)化側(cè)重提升城鎮(zhèn)化質(zhì)量，致力于彌補、矯正傳統(tǒng)城鎮(zhèn)化過度關(guān)注規(guī)模粗放擴張的短視思維，以實現(xiàn)城鎮(zhèn)化規(guī)模、質(zhì)量協(xié)調(diào)并進。因此，在構(gòu)建新型城鎮(zhèn)化綜合評價指標(biāo)體系時，既要納入傳統(tǒng)城鎮(zhèn)化測度的關(guān)鍵評價指標(biāo)，又需彰顯新型城鎮(zhèn)化以人為本、內(nèi)涵發(fā)展的核心理念。本文在借鑒趙永平和徐盈之[62]、趙磊和方成[63]的設(shè)置思路，分別從經(jīng)濟基礎(chǔ)、人口發(fā)展、空間結(jié)構(gòu)、社會功能、環(huán)境質(zhì)量、城鄉(xiāng)統(tǒng)籌、生態(tài)集約7個方面構(gòu)建新型城鎮(zhèn)化綜合評價指標(biāo)體系（表2），同樣利用與旅游業(yè)綜合功效指數(shù)測算相似的方式，測度新型城鎮(zhèn)化建設(shè)的綜合功效指數(shù)，并將其作為衡量新型城鎮(zhèn)化建設(shè)程度的代理指標(biāo)1。

2.3.4 控制變量

參考既有經(jīng)濟增長決定因素的相關(guān)文獻，本文需要控制如下變量：1）物質(zhì)資本存量（[PK]）。采用經(jīng)典的永續(xù)盤存法估算省際物質(zhì)資本存量，其中，固定資本折舊率選取張軍等[64]的9.6%。2）人力資本存量（[HC]）。通過設(shè)定不同教育水平就業(yè)人員的受教育年限，并以各受教育水平在人口中的比例為權(quán)數(shù)，以測算出的各省份平均受教育年限進行度量。3）制度質(zhì)量（[IQ]）。市場化指數(shù)能夠有效反映出資源要素的市場發(fā)育程度、市場主體的有序競爭程度以及價格信號市場甄別機制的靈敏程度等，是判別資源要素市場優(yōu)化配置程度的關(guān)鍵指標(biāo)，采用樊綱等[65]以及王小魯?shù)萚66]測算的中國分省市場化指數(shù)來度量各省制度質(zhì)量水平。4）對外開放（[OP]）。采用實際利用外商直接投資額占國內(nèi)生產(chǎn)總值的比值衡量。5）政府干預(yù)（[GV]）。采用政府財政支出占國內(nèi)生產(chǎn)總值的比值度量。

考慮到數(shù)據(jù)可得性和統(tǒng)計口徑一致性，本文選取中國2004—2019年30個省市自治區(qū)（西藏和港澳除外）平衡面板數(shù)據(jù)為研究樣本。旅游業(yè)綜合評價系統(tǒng)的指標(biāo)原始數(shù)據(jù)分別來源于2005—2018年《中國旅游年鑒》與《中國旅游統(tǒng)計年鑒（副本）》。新型城鎮(zhèn)化綜合評價系統(tǒng)指的標(biāo)原始數(shù)據(jù)分別來源于2005—2018年《中國統(tǒng)計年鑒》《中國城市統(tǒng)計年鑒》和《中國科技統(tǒng)計年鑒》，以及省級統(tǒng)計年鑒和中國與社會發(fā)展統(tǒng)計數(shù)據(jù)庫。其他原始數(shù)據(jù)也來源于《新中國六十年統(tǒng)計資料匯編》、國研網(wǎng)統(tǒng)計數(shù)據(jù)庫和中經(jīng)網(wǎng)統(tǒng)計數(shù)據(jù)庫。針對計算過程中的個別缺失數(shù)據(jù)，通過移動平均法予以補齊。

3 實證分析

3.1 內(nèi)生性檢驗

首先進行模型門限變量內(nèi)生性檢驗。Kapetanios[67]根據(jù)Hausman[68]檢驗的一般原則，開發(fā)出用于檢驗門限模型中解釋變量內(nèi)生性的基本程序。相似地，Seo和Shin[26]同樣基于Hausman類型程序，開發(fā)出檢驗門限變量是外生的零假設(shè)有效性的統(tǒng)計過程，其是應(yīng)用FD-GMM和FD-2SLS（two stage least squares）估計量及其漸進結(jié)果的混合程序。

具體地，Seo和Shin[26]提出模型門限變量的FD-GMM統(tǒng)計量[γ]等價于其FD-2SLS估計量[γFD-2SLS]的零假設(shè)檢驗的[t]統(tǒng)計量：

[tH=n（γ-γFD-2SLS）V′γVγ-V′γVs（V′sVs）V′sVγVs=Ω-1/2（Gβ，Gδ）， Vγ=Ω-1/2GγγFD-2SLS=γ0+op（n-1/2（V′γV-V′γVs（V′sVs）-1V′sVγ））] （20）

由于其超一致性，在門限變量[qit]嚴(yán)格外生零假設(shè)條件下，[γ]等價于[γFD-2SLS]，由此得到的[t]統(tǒng)計量漸進服從標(biāo)準(zhǔn)正態(tài)分布。根據(jù)Hansen[22]和González等[69]的處理方法，選擇所有解釋變量與門限變量的一階滯后項作為工具變量。為了核驗動態(tài)面板門限回歸模型估計結(jié)果的有效性，考察過度識別矩條件有效性的檢驗結(jié)果。如表3所示，J統(tǒng)計量為30.248，未能拒絕工具變量有效性的零假設(shè)，說明所選擇的工具變量聯(lián)合有效性。

3.2 模型非線性檢驗

基于式（8），Seo和Shin[26]提出了一種快速Bootstrap算法檢驗門限效應(yīng)的存在，即考慮模型非線性檢驗的零假設(shè)為[H0：δ=0]，對任意[γ∈Γ]，而備擇假設(shè)為：[H0：δ≠0]，對特定[γ∈Γ]，建立零假設(shè)的自然檢驗統(tǒng)計量：

[supW=supγ∈ΓWn（γ）] （21）

其中，對任意固定的[γ]，[Wn（γ）]為標(biāo)準(zhǔn)Wald統(tǒng)計量：

[Wn（γ）=nδ（γ）′∑δ（δ）-1δ（γ）] （22）

其中，給定[γ]，[δ（γ）]為[δ]的FD-GMM估計量，[∑δ（γ）]為[δ（γ）]漸進方差的一致估計量：

[∑δ（γ）=R（Vs（γ）'Vs（γ））-1R′] （23）

其中，[R=（0（k1+1）×k1， Ik1+1）]，[Vs（γ）=Ω（θ（γ））-1/2（Gβ， Gδ（θ（γ）））]。

設(shè)[G（γ）=（Gβ，Gδ（γ））]，[D（γ）=G（γ）′Ω-1G（γ）]，則[supW]統(tǒng)計量的極限分布為：

[supW→dsupγ∈ΓZ′G（γ）′D（γ）-1R′[RD（γ）-1R′]-1×RD（γ）-1G（γ）Z]

（24）

其中，[Z～N（0， Ω-1）]。在此基礎(chǔ)上，參考Hansen等[70]的做法，應(yīng)用Bootstrap算法模擬獲得檢驗統(tǒng)計量的漸進臨界值或[p]值。

3.3 實證結(jié)果分析

旅游文獻中關(guān)心的一個核心問題，即旅游業(yè)發(fā)展是否影響宏觀經(jīng)濟增長。Raza等認(rèn)為，旅游業(yè)發(fā)展對經(jīng)濟增長的影響取決于城鎮(zhèn)化水平，尤其是以生態(tài)集約和綠色發(fā)展為特征的城鎮(zhèn)化建設(shè)模式，可以激發(fā)旅游業(yè)發(fā)展對經(jīng)濟增長的影響潛力[71]。值得強調(diào)的是，傳統(tǒng)文獻在探討旅游業(yè)與經(jīng)濟增長的非線性結(jié)構(gòu)突變問題時，研究方法存在兩點潛在誤區(qū)：一是，基于任意閾值的樣本拆分；二是，拆分樣本被主觀“鎖定”，不允許隨時間變化而變換分組。鑒于此，本文嘗試在新型城鎮(zhèn)化戰(zhàn)略背景，基于旅游業(yè)視角，采用動態(tài)面板框架中經(jīng)濟增長的門限模型來解決以上難點。

根據(jù)理論機制，本文以新型城鎮(zhèn)化作為門限變量，基于式（4）對旅游業(yè)影響經(jīng)濟增長的動態(tài)門限效應(yīng)進行實證檢驗。特別地，采用Seo和Shin[26]開發(fā)出的FD-GMM方法對式（4）進行估計。該方法的優(yōu)勢在于，放寬了既有研究對模型門限變量和解釋變量需要嚴(yán)格外生的預(yù)先假定，而是允許門限變量和解釋變量同時內(nèi)生。

表3匯報了基于新型城鎮(zhèn)化門限變量的旅游業(yè)影響經(jīng)濟增長的動態(tài)面板門限模型的FD-GMM估計結(jié)果。關(guān)于模型非線性檢驗，根據(jù)Dang等[72]的做法，構(gòu)造[supW]檢驗的自舉模擬[p]值顯著拒絕了模型存在線性效應(yīng)的零假設(shè)，說明本文所設(shè)基準(zhǔn)模型存在無法忽視的非線性門限效應(yīng)，即旅游業(yè)對經(jīng)濟增長的影響存在顯著的新型城鎮(zhèn)化門限效應(yīng)。對動態(tài)面板門限回歸模型的FD-GMM估計過程基于STATA 15.1平臺使用xthenreg命令完成。如表3所示，新型城鎮(zhèn)化變量存在兩個門限值，分別為0.4218和0.6356，基于數(shù)據(jù)結(jié)構(gòu)和模型特征內(nèi)生地搜索出的新型城鎮(zhèn)化門限值，可將研究樣本分為低新型城鎮(zhèn)化組（[NURB≤0.4218]）、中新型城鎮(zhèn)化組（[0.4218<NURB≤0.6356]）和高新型城鎮(zhèn)化組（[NURB>0.6356]）3類區(qū)制，并且區(qū)制間解釋變量系數(shù)存在顯著差異。

由式（4）可知，經(jīng)濟增長滯后項在低新型城鎮(zhèn)化區(qū)制內(nèi)系數(shù)為正，但不具備統(tǒng)計意義，而在中、高新型城鎮(zhèn)化區(qū)制內(nèi)系數(shù)分別顯著為正，并且呈遞增趨勢，說明在新型城鎮(zhèn)化建設(shè)初期，其對產(chǎn)業(yè)配置、布局的蒂伯特（Charles Tiebout）選擇機制在推動新型產(chǎn)業(yè)向集約型、創(chuàng)新型和生態(tài)型方向發(fā)展的同時，也對固有產(chǎn)業(yè)結(jié)構(gòu)體系造成了短期沖擊，特別是傳統(tǒng)產(chǎn)業(yè)淘汰、轉(zhuǎn)移，以及新型產(chǎn)業(yè)研發(fā)、孕育，必然會產(chǎn)生不同形式的沉沒成本、交易成本和創(chuàng)新成本等，進而在一定程度上削弱了經(jīng)濟增長的動態(tài)慣性。在中、高新型城鎮(zhèn)化區(qū)制內(nèi)，新型城鎮(zhèn)化通過對微觀企業(yè)的倒逼效應(yīng)和篩選效應(yīng)，優(yōu)化產(chǎn)業(yè)結(jié)構(gòu)、釋放集聚潛力、提升企業(yè)生產(chǎn)率，進而為經(jīng)濟增長提供內(nèi)在動力。由此可推斷，隨著新型城鎮(zhèn)化進程的逐漸深入，其對經(jīng)濟增長的驅(qū)動機制施加潛在的有效調(diào)節(jié)作用。

本文重點關(guān)注旅游業(yè)的經(jīng)濟增長效應(yīng)基于新型城鎮(zhèn)化門限變量的非線性特征，詳實刻畫旅游業(yè)發(fā)展對經(jīng)濟增長影響強度的變化規(guī)律。首先，在低、中和高新型城鎮(zhèn)化區(qū)制內(nèi)，旅游業(yè)系數(shù)分別為0.3113、0.3503和0.3612，揭示出旅游業(yè)的經(jīng)濟增長效應(yīng)整體呈現(xiàn)階梯式變化特征，即隨著新型城鎮(zhèn)化水平提升，旅游業(yè)對經(jīng)濟增長的影響效應(yīng)漸次強化，進而證實新型城鎮(zhèn)化建設(shè)與旅游業(yè)發(fā)展在經(jīng)濟增長過程中具有正向互補作用，兩者之間產(chǎn)生了促進經(jīng)濟增長的協(xié)同效應(yīng)。其次，旅游業(yè)與新型城鎮(zhèn)化內(nèi)涵契合、功能交織、文化共鳴和環(huán)境適配，進而催生兩者耦合共振、協(xié)調(diào)發(fā)展。特別是新型城鎮(zhèn)化建設(shè)可為旅游業(yè)資本積累、技術(shù)創(chuàng)新和結(jié)構(gòu)優(yōu)化提供市場需求、供給條件、功能平臺和融合空間，由此增_{de17860d640da3ff61e3407ea3773dabefaa02e04aaafdfd27006b4eff6e2d54}強旅游業(yè)部門的行業(yè)勢力、發(fā)展能級和產(chǎn)業(yè)波及，并拓展旅游業(yè)影響經(jīng)濟增長的傳導(dǎo)渠道，深度刺激旅游業(yè)的經(jīng)濟增長效應(yīng)發(fā)生躍遷變化。再次，在新型城鎮(zhèn)化建設(shè)初期，由于在功能匹配、規(guī)劃吻合和產(chǎn)業(yè)協(xié)同方面處于磨合期，相比中、高區(qū)制而言，旅游業(yè)與新型城鎮(zhèn)化之間的循環(huán)聯(lián)動機制尚在孕育，故而旅游業(yè)的經(jīng)濟增長效應(yīng)相對較弱，但隨著新型城鎮(zhèn)化愈發(fā)憑借選擇效應(yīng)、溢出效應(yīng)和規(guī)模效應(yīng)推進產(chǎn)業(yè)分工，引發(fā)產(chǎn)業(yè)集聚，促進產(chǎn)業(yè)轉(zhuǎn)型，新型城鎮(zhèn)化建設(shè)對旅游業(yè)發(fā)展的質(zhì)量效應(yīng)確保了旅游業(yè)影響經(jīng)濟增長的持續(xù)動力。另外，旅游業(yè)的經(jīng)濟增長效應(yīng)的新型城鎮(zhèn)化門限特征，呈現(xiàn)邊際效應(yīng)遞增特性，從而為認(rèn)知旅游業(yè)與經(jīng)濟增長非線性關(guān)系提供了有益洞見。原因在于，既有對此非線性關(guān)系探討的旅游文獻，普遍認(rèn)為當(dāng)以旅游業(yè)專業(yè)化為門限變量時，隨著旅游業(yè)部門的過度擴張，其對經(jīng)濟增長的邊際影響效應(yīng)呈遞減趨勢，上述由于門限變量不同所導(dǎo)致的非線性關(guān)系實證結(jié)論差異，說明旅游業(yè)與經(jīng)濟增長非線性關(guān)系的表現(xiàn)形式取決于門限變量變換。由此言之，本文從動態(tài)視角所刻畫的旅游業(yè)對經(jīng)濟增長的新型城鎮(zhèn)化門限效應(yīng)，突破了既有文獻僅從旅游業(yè)專業(yè)化單一視角描繪旅游業(yè)與經(jīng)濟增長非線性關(guān)系的狹隘視域，進而從非線性視角有效拓展了旅游業(yè)與經(jīng)濟增長關(guān)系研究框架。除此以外，本文所得實證結(jié)論也豐富了中國TLG假說的研究體系，特別是將中國旅游業(yè)與經(jīng)濟增長關(guān)系置于動態(tài)非線性框架予以檢驗，進而使得對中國旅游業(yè)影響經(jīng)濟增長的過程刻畫更加接近于客觀現(xiàn)實。

新型城鎮(zhèn)化系數(shù)在區(qū)制1內(nèi)為負(fù)，但不顯著，說明當(dāng)新型城鎮(zhèn)化綜合指數(shù)低于0.4218時，由于新型城鎮(zhèn)化改革在對傳統(tǒng)城鎮(zhèn)化路徑進行更新、矯正或變革時，必然會面臨經(jīng)濟成本、社會成本和制度成本，進而短期會在一定程度上抑制新型城鎮(zhèn)化的經(jīng)濟增長效應(yīng)。隨著新型城鎮(zhèn)化建設(shè)持續(xù)推進，當(dāng)跨越門限值進入?yún)^(qū)制2與區(qū)制3時，伴隨勞動專業(yè)化分工愈發(fā)深入，企業(yè)生產(chǎn)效率得以提升，而且也有助于促進技術(shù)創(chuàng)新水平提升和新興產(chǎn)業(yè)集聚，從而驅(qū)動產(chǎn)業(yè)結(jié)構(gòu)優(yōu)化[73]。具言之，新型城鎮(zhèn)化可通過技術(shù)創(chuàng)新效應(yīng)、人力資本效應(yīng)、要素流動效應(yīng)和消費需求效應(yīng)促進產(chǎn)業(yè)結(jié)構(gòu)優(yōu)化[52]，隨著產(chǎn)業(yè)結(jié)構(gòu)深度調(diào)整，新型城鎮(zhèn)化的經(jīng)濟增長效應(yīng)存在顯著的產(chǎn)業(yè)結(jié)構(gòu)門限效應(yīng)，當(dāng)產(chǎn)業(yè)結(jié)構(gòu)變遷低于門限值時，產(chǎn)、城發(fā)展處de17860d640da3ff61e3407ea3773dabefaa02e04aaafdfd27006b4eff6e2d54于不匹配狀態(tài)，從而抑制了新型城鎮(zhèn)化的經(jīng)濟增長作用，而當(dāng)超過門限值時，新型城鎮(zhèn)化與產(chǎn)業(yè)結(jié)構(gòu)升級之間存在顯著協(xié)同效應(yīng)，新型城鎮(zhèn)化的經(jīng)濟增長效應(yīng)明顯增強[74]。

控制變量系數(shù)在3類區(qū)制內(nèi)也同時得以系統(tǒng)展示。人力資本和對外開放系數(shù)在3類區(qū)制內(nèi)變化相對穩(wěn)定，均呈顯著正向影響，其中，人力資本存在邊際影響效應(yīng)遞增特征，城鎮(zhèn)化持續(xù)擴張過程蘊含人力資本積累及知識溢出[75]，而新型城鎮(zhèn)化則通過集聚效應(yīng)和溢出效應(yīng)兩種傳導(dǎo)渠道進一步放大人力資本積累對經(jīng)濟增長的市場需求機制、科技創(chuàng)新機制和資源配置機制，進而也從新型城鎮(zhèn)化視角證實人力資本積累是驅(qū)動經(jīng)濟可持續(xù)增長的主要源泉。與其相反，盡管對外開放系數(shù)顯著為正，但卻表現(xiàn)為邊際效應(yīng)遞減過程，原因可能在于：一方面，在國內(nèi)外復(fù)雜形勢不確定性背景下，隨著逆全球化思潮和貿(mào)易保護主義盛行，導(dǎo)致我國對外開放步伐受阻，經(jīng)濟增長速度減緩；另一方面，全球價值鏈嵌入下，我國企業(yè)出口產(chǎn)品質(zhì)量相對低下，附加值不高，出口結(jié)構(gòu)以傳統(tǒng)加工貿(mào)易為主，致使經(jīng)濟增長出現(xiàn)周期波動，但從長遠看，對外開放仍是我國經(jīng)濟增長的主要途徑。物質(zhì)資本和政府干預(yù)系數(shù)在3類區(qū)制內(nèi)存在明顯差異，物質(zhì)資本投資系數(shù)在區(qū)制3內(nèi)顯著為正，而政府干預(yù)系數(shù)則在區(qū)制1內(nèi)顯著為正，前者說明隨著新型城鎮(zhèn)化建設(shè)深入推進，一方面，產(chǎn)生了巨大的物質(zhì)資本市場需求，尤其在基礎(chǔ)設(shè)施、科技服務(wù)、管理協(xié)同、產(chǎn)業(yè)重塑等領(lǐng)域需要大量資金支持；另一方面，新型城鎮(zhèn)化強勢推進創(chuàng)新驅(qū)動、產(chǎn)業(yè)升級與投資優(yōu)化形成有機互動整體，進而深度激發(fā)新型物質(zhì)資本的邊際報酬遞增潛力，后者則清晰地反映出在新型城鎮(zhèn)化初級階段，政府通過偏向性政策激勵、規(guī)劃引領(lǐng)、功能配置、機制創(chuàng)新等組合措施促進經(jīng)濟增長，但政府過度干預(yù)又與中國經(jīng)濟改革方向相悖，由于其導(dǎo)致要素配置扭曲，市場機制受損，進而也會抑制經(jīng)濟增長。新型城鎮(zhèn)化建設(shè)的根本目的是提升城鎮(zhèn)化質(zhì)量，保持城鎮(zhèn)化規(guī)模與效率協(xié)調(diào)并進，所以在城鎮(zhèn)化規(guī)模快速擴張的前提下，實現(xiàn)城鎮(zhèn)化質(zhì)量有序、全面提升，在建設(shè)初期勢必會遭遇諸多制度性難題，諸如戶籍制度、土地制度、行政制度等，隨著新型城鎮(zhèn)化進入高質(zhì)量發(fā)展的關(guān)鍵期，通過深度推動城鎮(zhèn)化體制機制改革創(chuàng)新，能夠充分發(fā)揮市場化對資源要素的優(yōu)化配置能力，提高要素、產(chǎn)品市場的競爭性和流動性，從而使得經(jīng)濟增長獲得內(nèi)生動力。

4 穩(wěn)健性分析

考慮到新型城鎮(zhèn)化建設(shè)對旅游業(yè)發(fā)展具有門限效應(yīng)，進而與經(jīng)濟增長之間存在非線性關(guān)系，故而在Hansen[22]所開發(fā)的靜態(tài)面板門限模型中直接引入經(jīng)濟增長滯后項，即將式（3）拓展為如下動態(tài)面板門限模型形式：

[lnYit=ρlnYit-1+β1lnTRit 1 （lnNURBit≤γ）+ β2lnTRit 1 （lnNURBit>γ）+χlnZit+μi+εit] （25）

上述模型由于能夠處理內(nèi)生性問題，所以對門限參數(shù)的估計效率更高。然而，式（25）僅考慮了旅游業(yè)對經(jīng)濟增長的斜率門限效應(yīng)，而忽視了截距門限效應(yīng)，進而有可能導(dǎo)致有偏或不穩(wěn)定的估計結(jié)果[76]。因此，參考Kremer等[77]的做法，也為使動態(tài)模型估計結(jié)果更加穩(wěn)健，在式（25）基礎(chǔ)上再納入截距門限效應(yīng)，最終建立如下擴展形式的動態(tài)面板門限回歸模型：

[lnYit=μi+ρlnYit-1+β1lnTRit 1 （lnNURBit≤γ）+ λ 1 （lnNURBit≤γ）+β2lnTRit 1 （lnNURBit>γ）+ χlnZit+εit]（26）

式（26）中，[λ]表示當(dāng)[lnNURBit≤γ]時旅游業(yè)對經(jīng)濟增長的截距門限效應(yīng)。由于式（26）包含被解釋變量滯后項，為處理潛在的內(nèi)生性，應(yīng)采用工具變量法對其進行估計，需先消除式中的個體固定效應(yīng)，通常有組內(nèi)變換和一階差分兩種方法予以處理。傳統(tǒng)的對均值離差消除個體固定效應(yīng)的方法則會使得式（25）中被解釋變量滯后項與個體誤差均值存在相關(guān)性，進而無法在靜態(tài)面板門限模型估計中得到參數(shù)的一致估計量[22]。此外，采用一階差分消除個體固定效應(yīng)的處理方法則會使誤差項存在負(fù)的序列相關(guān)，導(dǎo)致靜態(tài)面板門限模型的分布理論不再適用[78]。針對以上固定效應(yīng)處理困局，本文參考Kremer等[77]的做法，為消除式（26）中的個體固定效應(yīng)，對式（25）進行前向正交離差變換處理，可以有效避免變換后誤差項之間的序列相關(guān)問題。對變量進行前向正交離差變換處理之后的模型為：

[lnY*it=μi+ρlnY*it-1+β1lnTR*it 1 （lnNURBit≤γ）+ λ 1 （lnNURBit≤γ）+β2lnTR*it 1 （lnNURBit>γ）+ χlnZ*it+ε*it]（27）

式（27）中，誤差項的前向正交離差變換形式如下：

[ε*it=T-tT-t+1εit-1T-t（εi（t+1）+…+εiT）， t=1，…，T-1]

（28）

式（27）中其他變量的前向正交離差變換形式與誤差項一致，且在變換后無序列相關(guān)，方差也具有單位矩陣特征：

[Var（εi）=σ2IT?Var（ε*i）=σ2IT-1] （29）

為了便于刻畫模型的估值方法，可設(shè)[w*1it=][lnY*i，t-1]為內(nèi)生解釋變量，[w*2it]為其他控制變量，[W*it=（w*1it， w*2it）]，式（27）可進一步簡化為：

[lnY*it=μi+β1lnTR*it 1 （lnNURBit≤γ）+λ 1 （lnNURBit≤γ）+ β2lnTR*it 1 （lnNURBit>γ）+ζlnW*it+ε*it （30）]

參考Caner和Hansen[27]、Kremer等[77]的做法。首先，選擇因變量的滯后項（[lnY*i，t-1，…，lnY*i，t-p]）作為工具變量[νit]來估計[w*1it]，[p]設(shè)置為1到[t]之間的數(shù)值，本文估計結(jié)果在[p=2]設(shè)定下進行估計。假設(shè)[w*1it=g（νit，ξ）]，[ξ]為回歸系數(shù)，采用面板模型最小二乘法可得到估計值[w*1it=g（νit， ξ）]，[ξ]為回歸系數(shù)估計值。其次，從門限變量[lnNURBit]的取值范圍中取任意值作為初始門限值[γ0]，將估計值[w*1it]帶入上述方程，再運用面板模型最小二乘法估計，可得到相應(yīng)殘差平方和[Sn（γ0）]，門限值[γ]的估計值[γ]可通過最小化[Sn（γ）]進行估計，即[γ=argminγSn（γ）]。當(dāng)?shù)玫絒γ]后，再應(yīng)用系統(tǒng)廣義矩估計（system GMM，SYS-GMM）方法獲得模型參數(shù)估計值。最后，進行門限估計值的真實性檢驗。原假設(shè)[H0： γ=γ0]，構(gòu)造似然比統(tǒng)計量為：[LRn（γ）=n[Sn（γ）-Sn（γ）]/Sn（γ）]，由于此統(tǒng)計量為非標(biāo)準(zhǔn)分布，Caner和Hansen[27]開發(fā)了一個可簡單計算出其接受域的公式：[Γ={γ：LRn（γ）≤-2log（1-1-τ）}]，[τ]為顯著性水平。

根據(jù)上文提供的估計程序和檢驗方法，結(jié)合劉曉瑞和孫濤[79]的做法，同時以旅游業(yè)和經(jīng)濟增長的滯后一期項作為工具變量，動態(tài)面板門限回歸模型的SYS-GMM估計結(jié)果匯報于表4。關(guān)于模型穩(wěn)定性的判別指標(biāo)顯示：1）Sargan檢驗結(jié)果支持工具變量聯(lián)合有效；2）一階序列自相關(guān)顯著，但二階序列自相關(guān)不顯著；3）Wald檢驗結(jié)果支持不同區(qū)制內(nèi)解釋變量系數(shù)聯(lián)合顯著；4）經(jīng)濟增長滯后項系數(shù)在1%統(tǒng)計水平上顯著為正，再次驗證經(jīng)濟增長的動態(tài)慣性特征。

旅游業(yè)對經(jīng)濟增長具備非線性的新型城鎮(zhèn)化門限效應(yīng)。以新型城鎮(zhèn)化為門限變量的門限估計參數(shù)分別為0.4367和0.6467，分別處于其相應(yīng)的95%置信區(qū)間[0.4213， 0.4445]和[0.6302， 0.6589]，說明旅游業(yè)對經(jīng)濟增長的影響存在基于新型城鎮(zhèn)化的雙重門限效應(yīng)，這與采用Seo和Shin[26]的FD-GMM方法所進行的門限效應(yīng)檢驗結(jié)果大體一致，差異在于門限參數(shù)SYS-GMM估計值要略大于門限參數(shù)FD-GMM估計值。

旅游業(yè)對經(jīng)濟增長存在斜率門限效應(yīng)和截距門限效應(yīng)，具體表現(xiàn)在旅游業(yè)對經(jīng)濟增長的影響隨著新型城鎮(zhèn)化進程高低而存在顯著差異。具言之，當(dāng)新型城鎮(zhèn)化建設(shè)處于低區(qū)制（[NURB≤0.4367]）時，旅游業(yè)斜率門限效應(yīng)為0.3198，而當(dāng)新型城鎮(zhèn)化發(fā)展處于中區(qū)制（[0.4367<NURB≤0.6467]）時，旅游業(yè)斜率門限效應(yīng)則為0.3553，直到新型城鎮(zhèn)化進程演進至高區(qū)制時（[NURB>0.6467]），旅游業(yè)斜率門限效應(yīng)升至0.3904，表明隨著新型城鎮(zhèn)化依次跨越門限值，旅游業(yè)斜率門限效應(yīng)具備邊際遞增趨勢，旅游業(yè)對經(jīng)濟增長的促進作用愈漸增強，由此驗證新型城鎮(zhèn)化對旅游業(yè)的經(jīng)濟增長效應(yīng)的非線性強化作用并不因估計策略的變換而發(fā)生實質(zhì)改變，從而反映出旅游業(yè)對經(jīng)濟增長的新型城鎮(zhèn)化動態(tài)門限效應(yīng)的穩(wěn)健性。另外，使用SYS-GMM方法估計出的3類新型城鎮(zhèn)化區(qū)制內(nèi)旅游業(yè)效率門限效應(yīng)相應(yīng)大于使用FD-GMM方法估計出的旅游業(yè)的經(jīng)濟增長效應(yīng)。究其因，可能是由于模型設(shè)定、估計方法和矩條件選擇的差異性所致。Seo和Shin[26]開發(fā)的動態(tài)非線性面板模型能夠同時檢驗門限變量對所有解釋變量的門限效應(yīng)，以系統(tǒng)刻畫門限變量對所有解釋變量影響被解釋變量的非線性趨勢，所以相比SYS-GMM方法，對旅游業(yè)影響經(jīng)濟增長的新型城鎮(zhèn)化門限模型進行FD-GMM方法估計，更能整體勾勒出經(jīng)濟增長決定因素的效應(yīng)變化，在控制上述變化因素后，經(jīng)濟增長動態(tài)面板門限回歸模型的系數(shù)FD-GMM估計量相對稍小?？傮w而言，由SYS-GMM估計結(jié)果可知，旅游業(yè)對經(jīng)濟增長的促進作用不僅受到新型城鎮(zhèn)化建設(shè)程度的影響，而且旅游業(yè)在高新型城鎮(zhèn)化水平地區(qū)要比在低新型城鎮(zhèn)化水平地區(qū)更有利于驅(qū)動經(jīng)濟增長。隨著新型城鎮(zhèn)化進程加快，旅游業(yè)可從中獲取更廣闊的消費市場需求、更適配的產(chǎn)業(yè)結(jié)構(gòu)體系、更多元的產(chǎn)品構(gòu)成要素、更先進的組織創(chuàng)新理念等，進而有助于系統(tǒng)提升旅游企業(yè)經(jīng)營效率、產(chǎn)品價值內(nèi)涵和產(chǎn)業(yè)融合能力，通過為旅游業(yè)高質(zhì)量發(fā)展不斷賦予全新動能，強化旅游業(yè)對經(jīng)濟增長的傳導(dǎo)效力，進而對經(jīng)濟增長產(chǎn)生持續(xù)積極影響。

5 對比性分析

為與旅游業(yè)、新型城鎮(zhèn)化與經(jīng)濟增長之間非線性關(guān)系模型的動態(tài)面板門限回歸結(jié)果相對比，同時應(yīng)用Hansen[22]所設(shè)計的普通靜態(tài)面板門限回歸模型對上述關(guān)系進行實證檢驗，以考察將動態(tài)因素納入非線性模型后，新型城鎮(zhèn)化對旅游業(yè)影響經(jīng)濟增長的動態(tài)門限效應(yīng)與靜態(tài)門限效應(yīng)會存在何種變化差異。首先，對靜態(tài)門限效應(yīng)進行檢驗。表5報告了靜態(tài)面板門限效應(yīng)檢驗中以新型城鎮(zhèn)化為門限變量的檢驗結(jié)果，可見單一門限與雙重門限效應(yīng)分別通過10%和1%顯著性檢驗，但三重門限效應(yīng)并不顯著，說明新型城鎮(zhèn)化對旅游業(yè)與經(jīng)濟增長關(guān)系存在顯著的雙重門限效應(yīng)。特別地，靜態(tài)面板新型城鎮(zhèn)化雙重門限參數(shù)分別為0.453和0.663，均稍大于上文所報告的使用FD-GMM和SYS-GMM兩種方法所估計出的動態(tài)面板新型城鎮(zhèn)化雙重門限參數(shù)。

旅游業(yè)影響經(jīng)濟增長的靜態(tài)面板新型城鎮(zhèn)化雙重門限模型參數(shù)估計結(jié)果報告于表6中。如表所示，旅游業(yè)的經(jīng)濟增長效應(yīng)同樣顯著地存在基于新型城鎮(zhèn)化的正向非單調(diào)性雙重門限特征，具體表現(xiàn)在當(dāng)新型城鎮(zhèn)化建設(shè)處于低區(qū)制（[NURB≤0.453]）時，旅游業(yè)影響系數(shù)為0.3950，而當(dāng)新型城鎮(zhèn)化發(fā)展處于中區(qū)制（[0.453<NURB≤0.663]）時，旅游業(yè)斜率門限效應(yīng)則為0.4128，直到新型城鎮(zhèn)化進程演進至高區(qū)制時（[NURB>0.663]），旅游業(yè)斜率門限效應(yīng)升至0.7131，再次說明即使在靜態(tài)面板門限模型框架中，新型城鎮(zhèn)化依然對旅游業(yè)的經(jīng)濟增長效應(yīng)具有積極地遞增式雙重門限作用。另外，與動態(tài)面板模型框架相比，旅游業(yè)的靜態(tài)經(jīng)濟增長效應(yīng)在3類新型城鎮(zhèn)化區(qū)制內(nèi)較大，也說明遺漏了動態(tài)因素后，靜態(tài)面板門限回歸模型遭遇潛在內(nèi)生性后致使解釋變量系數(shù)值普遍被高估。

6 結(jié)論與政策建議

近年來，隨著中國旅游業(yè)規(guī)模持續(xù)擴張，其對經(jīng)濟增長的綜合貢獻與日俱增，尤其是旅游業(yè)的經(jīng)濟增長效應(yīng)問題成為各方關(guān)注的焦點問題。與此同時，在新型城鎮(zhèn)化上升為國家戰(zhàn)略的背景下，重新檢驗、識別和修正中國TLG假說研究框架，具有重要的學(xué)術(shù)意義和時代價值。本文在獲得旅游業(yè)與經(jīng)濟增長非線性關(guān)系的實證文獻支持基礎(chǔ)上，將新型城鎮(zhèn)化變量納入中國TLG假說研究框架，進而將其拓展為包含新型城鎮(zhèn)化門限變量的TLG假說非線性研究框架，并以2004—2019年中國30個省份（西藏和港澳臺除外）面板數(shù)據(jù)為研究樣本，采用由Seo和Shin[26]開發(fā)的能夠捕捉非線性不對稱動態(tài)因素的面板門限回歸模型對旅游業(yè)影響經(jīng)濟增長的新型城鎮(zhèn)化門限效應(yīng)進行FD-GMM方法估計，以實證檢驗新型城鎮(zhèn)化發(fā)展對旅游業(yè)的經(jīng)濟增長效應(yīng)的非線性作用機制。實證研究結(jié)果表明：新型城鎮(zhèn)化建設(shè)不僅對旅游業(yè)的經(jīng)濟增長效應(yīng)具有正向非單調(diào)性雙重門限作用，而且旅游業(yè)的經(jīng)濟增長效應(yīng)隨新型城鎮(zhèn)化進程推進呈現(xiàn)邊際遞增規(guī)律。另外，當(dāng)應(yīng)用SYS-GMM方法對Kremer等[77]所設(shè)定的動態(tài)面板門限回歸模型進行估計后，核驗出新型城鎮(zhèn)化對旅游業(yè)的經(jīng)濟增長效應(yīng)的雙重門限作用具備穩(wěn)健性。對比性分析發(fā)現(xiàn)，Hansen[22]發(fā)展出的靜態(tài)面板門限回歸模型會高估新型城鎮(zhèn)化對旅游業(yè)影響經(jīng)濟增長的門限效應(yīng)。

上述結(jié)論為增強產(chǎn)城融合的經(jīng)濟增長效應(yīng)，特別是發(fā)揮新型城鎮(zhèn)化在旅游業(yè)影響經(jīng)濟增長中的間接渠道作用提供了重要政策啟示。第一，需及時改變對旅游業(yè)與經(jīng)濟增長線性關(guān)系理解的刻板認(rèn)識，不僅需將上述學(xué)術(shù)視野轉(zhuǎn)向更具一般性的非線性框架，從而為在新型城鎮(zhèn)化戰(zhàn)略情境中解析旅游業(yè)的經(jīng)濟增長效應(yīng)變化規(guī)律提供新視角，尤其是當(dāng)識別到旅游業(yè)影響經(jīng)濟增長的非線性動態(tài)新型城鎮(zhèn)化雙重門限效應(yīng)時，應(yīng)在新時期不同新型城鎮(zhèn)化建設(shè)階段，因地制宜、因時制宜地實施旅游業(yè)導(dǎo)向型經(jīng)濟增長策略，從而使得旅游業(yè)發(fā)展在與新型城鎮(zhèn)化建設(shè)互動協(xié)同過程中保持高效的旅游業(yè)經(jīng)濟增長效應(yīng)。第二，堅持深入推進新型城鎮(zhèn)化戰(zhàn)略，以全面提升城鎮(zhèn)化發(fā)展質(zhì)量，在推動新型城鎮(zhèn)化進程跨越門限值的同時，深度增進旅游業(yè)發(fā)展與新型城鎮(zhèn)化建設(shè)之間耦合協(xié)調(diào)機制，尤其是旅游業(yè)部門需著重增強對新型城鎮(zhèn)化建設(shè)所釋放創(chuàng)新知識溢出的吸收能力，主動提升對現(xiàn)代農(nóng)業(yè)、新型工業(yè)和新興服務(wù)業(yè)部門的產(chǎn)業(yè)關(guān)聯(lián)水平，進而通過整體推進旅游業(yè)跨區(qū)域、跨部門和跨行業(yè)的新產(chǎn)品、新業(yè)態(tài)、新技術(shù)和新模式的不斷孕育、生成、滲透和涌現(xiàn)，持續(xù)強化旅游業(yè)的經(jīng)濟增長效應(yīng)。第三，由于新型城鎮(zhèn)化建設(shè)對旅游業(yè)的經(jīng)濟增長效應(yīng)具有正向門限作用，所以各級政府除可考慮實施鼓勵“城”“旅”融合的協(xié)同政策，還應(yīng)同時增強旅游業(yè)發(fā)展的政策彈性，尤其要確保在不同新型城鎮(zhèn)化建設(shè)階段綜合政策制定的有序過渡、順暢銜接，目的在于依靠最優(yōu)政策制定引導(dǎo)旅游業(yè)在不同新型城鎮(zhèn)化建設(shè)階段獲取適配性發(fā)展新動能，進而通過發(fā)揮兼容新型城鎮(zhèn)化發(fā)展的旅游業(yè)綜合政策效力來刺激旅游業(yè)的經(jīng)濟增長效應(yīng)。

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［基金項目］本研究受國家社會科學(xué)基金項目“旅游業(yè)與農(nóng)村貧困減緩：理論分析與實證檢驗”（22FGLB070）和浙江工業(yè)大學(xué)基本科研業(yè)務(wù)費專項“旅游業(yè)、城鄉(xiāng)收入差距與共同富裕——來自中國的經(jīng)驗證據(jù)”（GB202202004）共同資助。[This study was supported by grants from the National Social Science Fund of China （to ZHAO Lei） （No. 22FGLB070） and the Fundamental Research Funds for Zhejiang University of Technology （to ZHAO Lei） （No. GB202202004）.]

［收稿日期］2023-10-14； ［修訂日期］2024-01-17

［作者簡介］趙磊（1984—），男，山東新泰人，博士，教授，研究方向為旅游經(jīng)濟學(xué)，E-mail： leiz@zjut.edu.cn；李詩琪（2000—），女，四川南充人，碩士研究生；康敏（1987—），女，河北蔚縣人，博士，副教授，研究方向為旅游經(jīng)濟學(xué)。

引用格式：趙磊， 李詩琪， 康敏. 旅游發(fā)展影響經(jīng)濟增長的動態(tài)新型城鎮(zhèn)化門限效應(yīng)[J]. 旅游學(xué)刊， 2024， 39（10）： 31-48. [ZHAO Lei， LI Shiqi， KANG Min. The dynamic new urbanization threshold effect of tourism development on China’s economic growth[J]. Tourism Tribune， 2024， 39（10）： 31-48.]

The Dynamic New Urbanization Threshold Effect of Tourism

Development on China’s Economic Growth

ZHAO Lei1， LI Shiqi1， KANG Min2

（1. School of Management， Zhejiang University of Technology， Hangzhou 310023， China;

2. School of Tourism， Qinghai Minzu University， Xining 810007， China）

Abstract： Incorporating new urbanization into the research framework of tourism-led growth can effectively expand the horizon of understanding of the determinants of economic growth. This study constructs the dynamic panel threshold regression model addressing an important issue of modeling nonlinear asymmetric dynamics based on the provincial panel data from 2004 to 2019 in China through the quantitative analysis of the comprehensive index of tourism and new urbanization， and uses the first-differenced generalized method of moments estimator allowing both threshold variable and regressors to be endogenous to empirically examine the threshold effect of new urbanization on tourism and growth. The results show that， there exists a non-linear relationship between China’s tourism and economic growth with significant dual-threshold characteristics due to the different levels of new urbanization， and the impact of tourism on economic g_{pJX5zy0CgbT0D+bUbNh8Jw==}rowth has the characteristic of increasing marginal utility as new urbanization crosses the threshold. In this regard， this study suggests that the economic growth effect of tourism could be significantly enhanced via deepening the synergy mechanism between tourism and new urbanization， and giving full play to the role of new urbanization in the process of tourism influencing economic growth.

The marginal contributions of this paper are reflected in the following aspects： firstly， this study constructs a ternary analytical framework containing tourism， new urbanization and economic growth， and focuses on the threshold effect of new urbanization on the tourism-oriented economic growth hypothesis， which not only enriches the research system of the tourism-led growth hypothesis， but also broadens the research in the field of economic consequences of new urbanization. Secondly， in terms of content， this paper jointly extends the nonlinear model estimation approach developed by Hansen， Caner and Hansen to dynamic panel data models that allow for endogenous threshold and covariate variables， specifically， by introducing a nonlinear dynamic panel threshold regression model that takes into account the dynamics and endogeneity of the model， and then simultaneously captures new urbanization development heterogeneity， and then incorporating it into the framework of the nonlinear dynamic model of tourism and economic growth， and using new urbanization， which may be endogenous， as a threshold variable， to empirically test the nonlinear dynamic threshold effect of new urbanization on tourism affecting economic growth by identifying the threshold characteristics of new urbanization that affect economic growth. Finally， the purpose of this paper is to explore the inherent “black box” of the non-linear mechanism of the relationship between tourism and economic growth in the context of the new urbanization strategy based on dynamic thinking， with a view to revealing the process of the impact of tourism on economic growth from the perspective of the new urbanization， and especially to understand the objective effects of the impact of tourism industry on economic growth in the different stages of the new urbanization， and to explore the optimal policies and growth paths of tourism development， to achieve efficient economic growth effect of tourism.

The conclusions of this study provide important policy implications for enhancing the economic growth effects of industry-urban integration， especially the role of new urbanization as an indirect channel for tourism to influence economic growth. On one hand， it is necessary to change the stereotypical understanding of the linear relationship between tourism and economic growth in a timely manner， and it is not only necessary to shift the above-mentioned academic vision to a more general non-linear framework， so as to provide a new perspective for analyzing the change pattern of the economic growth effect of tourism in the context of the new urbanization strategy. On the other hand， the new urbanization strategy should be promoted in depth to comprehensively improve the quality of urbanization development. While pushing the new urbanization process across the threshold， the coupling and coordination mechanism between tourism development and new urbanization should be further enhanced， especially the tourism sector should focus on enhancing the absorption capacity of the innovative knowledge spillover released by the new urbanization construction.

Keywords： tourism development; new urbanization; economic growth; dynamic panel threshold regression model

[責(zé)任編輯：宋志偉；責(zé)任校對：鄭 果]