趙磊

[摘要]文章構(gòu)建了兩個衡量旅游發(fā)展的代理指標(biāo)，運用動態(tài)面板數(shù)據(jù)系統(tǒng)廣義矩估計方法對旅游發(fā)展、經(jīng)濟增長與居民消費之間的關(guān)系進(jìn)行了實證研究。研究結(jié)果顯示，在中國整體層面上，旅游發(fā)展對居民消費具有顯著正向影響關(guān)系，然而這種正向關(guān)系的影響效應(yīng)較?。宦糜伟l(fā)展滯后項并不顯著，意味著旅游發(fā)展對居民消費促進(jìn)作用的動態(tài)持續(xù)效應(yīng)并不明顯，導(dǎo)致在一定時間段內(nèi)旅游發(fā)展對居民消費呈倒u型的影響關(guān)系。在區(qū)域?qū)用嫔?，東部地區(qū)旅游發(fā)展對居民消費具有顯著正向影響關(guān)系；中部地區(qū)同樣存在上述正向影響關(guān)系，但估計結(jié)果顯示這種關(guān)系并不十分穩(wěn)?。何鞑康貐^(qū)旅游發(fā)展對居民消費影響關(guān)系則不顯著。針對上述問題，最后提出了相應(yīng)的政策建議。

[關(guān)鍵詞]旅游發(fā)展；居民消費；動態(tài)面板數(shù)據(jù)模型：系統(tǒng)廣義矩估計

[中圖分類號]F59

[文獻(xiàn)標(biāo)識碼]A

[文章編號]1002—5006(2012)06—0020—013

一、引言

改革開放30多年，按當(dāng)年價格計算，我國人均可支配收入從1978年的477元增長到2008年的20541.4元；人均國內(nèi)消費水平由184元增長到8183元，增長趨勢明顯。在我國經(jīng)濟增長轉(zhuǎn)型期，節(jié)能減排與效率優(yōu)先成為關(guān)鍵因素…。從整個產(chǎn)業(yè)結(jié)構(gòu)變遷角度考慮，第三產(chǎn)業(yè)的發(fā)展將為我國經(jīng)濟增長提供新動力，而旅游業(yè)作為第三產(chǎn)業(yè)的重要組成部分，因其所具有的特殊行業(yè)性質(zhì)與發(fā)展?jié)摿Τ蔀閰^(qū)域經(jīng)濟增長的重要戰(zhàn)略支撐要素。在此背景下，充分重視旅游業(yè)發(fā)展的經(jīng)濟增長效應(yīng)，進(jìn)一步提升旅游深化程度，以此推動國內(nèi)居民消費水平成為一項重要研究課題。

旅游發(fā)展對區(qū)域經(jīng)濟增長存在顯著正向關(guān)系，并具有動態(tài)持續(xù)性。由于區(qū)域經(jīng)濟增長結(jié)構(gòu)的差異性，旅游發(fā)展與經(jīng)濟增長之間的短期脈沖響應(yīng)和長期協(xié)整關(guān)系意味著旅游發(fā)展對居民消費水平的影響機制也存在著地域性。國內(nèi)旅游市場發(fā)展引起旅游資本要素的區(qū)域流動，而入境旅游市場發(fā)展則帶來地區(qū)財富的持續(xù)積累，兩者共同影響整體旅游市場發(fā)展對經(jīng)濟增長的影響效應(yīng)，從而通過產(chǎn)業(yè)結(jié)構(gòu)資本要素配置的交叉循環(huán)流動形成“新錢”來構(gòu)建旅游發(fā)展對居民消費水平的影響傳導(dǎo)機制。就旅游業(yè)發(fā)展自身而言，旅游活動即是一種顯性的居民消費活動，不同的旅游需求層次結(jié)構(gòu)對旅游消費水平產(chǎn)生直接影響。除此之外，旅游者在目的地所進(jìn)行的旅游消費活動具有延展性，旅游消費體系通過多個產(chǎn)業(yè)部門的相互合作擴大了旅游消費面，同時也增加了目的地旅游消費行為的復(fù)雜性。相關(guān)理論研究表明，旅游發(fā)展所帶來的直接旅游消費、地區(qū)收入增加和動態(tài)持續(xù)效應(yīng)是旅游發(fā)展影響居民消費的重要緣由。特別地，由于旅游發(fā)展能夠增加目的地居民的福利效應(yīng)，并且有助于提升居民生活質(zhì)量，這意味著旅游發(fā)展對居民消費的影響同時具有經(jīng)濟社會價值屬性。由此，旅游發(fā)展對居民消費具有重要影響。然而，鮮有文獻(xiàn)對二者的微觀作用機制進(jìn)行實證檢驗。

事實上，旅游發(fā)展與居民消費同為經(jīng)濟增長的重要因素，二者存在密切聯(lián)系。先驗理論認(rèn)為，旅游發(fā)展對區(qū)域經(jīng)濟增長具有較高貢獻(xiàn)率，從而提高了居民消費水平。從旅游發(fā)展深層次上分析，入境旅游市場發(fā)展如同有形貿(mào)易品的國內(nèi)出口，地區(qū)財富增加對匯率造成上升壓力，進(jìn)而影響到本地區(qū)商品價格水平，所以旅游發(fā)展對居民消費同時也存在著一定程度的抑制效應(yīng)。因此，研究旅游發(fā)展對居民消費的影響具有創(chuàng)新意義。鑒于此，本文利用我國分省面板的旅游發(fā)展指標(biāo)數(shù)據(jù)，從整體上分別實證檢驗了旅游發(fā)展對居民消費的影響，并進(jìn)一步分析了旅游發(fā)展在不同地區(qū)條件下的效應(yīng)差異。

二、理論分析

(一)旅游需求在旅游發(fā)展對居民消費影響中具有生成機制

旅游需求是居民可支配收入與消費水平達(dá)到一定層次時的必然表現(xiàn)，由最初的旅游動機上升為旅游需求，并最終轉(zhuǎn)化為現(xiàn)實消費活動的旅游決策過程也體現(xiàn)出了居民對收入與消費的理性認(rèn)知。旅游需求在旅游發(fā)展對居民消費影響中的生成機制可以歸納為三個方面：意識沖動、行為選擇和場所依賴。具體解釋為以下4點：①旅游需求的主要表現(xiàn)形式即是居民在旅游目的地的消費能力程度，旅游需求強烈程度反映了居民目的地消費水平的高低。②旅游需求結(jié)構(gòu)的復(fù)雜性意味著居民目的地旅游消費行為的偏好與多樣性，差異化的旅游消費行為選擇共同構(gòu)成了居民目的地旅游消費網(wǎng)絡(luò)，拓寬了旅游消費面。③旅游需求轉(zhuǎn)化為旅游體驗的旅游產(chǎn)品消費效用會產(chǎn)生居民對旅游目的地的心理依賴，旅游忠誠度的后效行為推動了居民目的地的旅游消費慣性。例如，旅游者對目的地所具有的重游動機所激發(fā)的重復(fù)旅游行為，必然對居民目的地消費產(chǎn)生影響。④根據(jù)產(chǎn)業(yè)變遷結(jié)構(gòu)理論的恩格爾法則，認(rèn)為隨著收入的增長，人們會更多地消費收入彈性比較高的產(chǎn)品。旅游產(chǎn)品作為一種體驗性服務(wù)產(chǎn)品形式，具有較高的文化價值屬性，更能成為居民消費的身份象征，所以旅游需求與旅游產(chǎn)品收入彈性呈一定正比關(guān)系。

(二)旅游收入在旅游發(fā)展對居民消費影響中具有協(xié)調(diào)功能

旅游發(fā)展通過促進(jìn)地區(qū)經(jīng)濟增長對居民消費產(chǎn)生影響，即旅游收入在旅游發(fā)展對居民消費影響過程中具有協(xié)調(diào)功能?？紤]到旅游收入作為地區(qū)經(jīng)濟增長的組成部分經(jīng)過國民收入分配與再分配，旅游發(fā)展對居民消費的影響機制更加復(fù)雜，相比由旅游需求生成機制所產(chǎn)生的居民目的地旅游消費強度，其影響程度更大。旅游發(fā)展通過三種旅游收入效應(yīng)對居民消費產(chǎn)生影響。①直接效應(yīng)。旅游收入作為地區(qū)GDP部分來源直接納入地方財政收支體系，這部分直接收入主要來自旅游酒店業(yè)、旅行社業(yè)、旅游景點(區(qū))、旅游車船業(yè)以及其他旅游企業(yè)。②間接效應(yīng)。旅游發(fā)展促進(jìn)目的地經(jīng)濟增長主要集中于住宿、餐飲、購物、交通和娛樂等主要部門，同時還涉及電信、園林、金融以及食品加工等旅游發(fā)展支持部門。除此之外，旅游發(fā)展還可以提高目的地就業(yè)率，從而提高目的地經(jīng)濟發(fā)展水平。③誘發(fā)效應(yīng)。這種誘發(fā)效應(yīng)涉及旅游產(chǎn)業(yè)鏈上旅游發(fā)展要素中有形產(chǎn)品與無形服務(wù)的整個供給體系，可以理解為包括旅游收入直接效應(yīng)和間接效應(yīng)在內(nèi)的附加收入效應(yīng)，從整體全局層面上為目的地經(jīng)濟產(chǎn)業(yè)結(jié)構(gòu)注入活力。

(三)居民消費在旅游發(fā)展對居民消費影響中具有持續(xù)效應(yīng)

居民消費水平提高必然刺激地區(qū)經(jīng)濟增長，由于地區(qū)經(jīng)濟增長對旅游發(fā)展具有顯著正向關(guān)系L 28j，由此便形成新一輪居民目的地旅游消費活動，并通過旅游發(fā)展的乘數(shù)效應(yīng)以及旅游產(chǎn)業(yè)融合效能刺激帶動目的地經(jīng)濟循環(huán)發(fā)展，從而形成居民消費的動態(tài)持續(xù)效應(yīng)，并且隨著旅游活動的深入發(fā)展以及旅游產(chǎn)品供給鏈的不斷延伸，居民消費領(lǐng)域不斷拓寬，消費結(jié)構(gòu)逐漸升級，最終成為推動地區(qū)經(jīng)濟結(jié)構(gòu)優(yōu)化和產(chǎn)業(yè)升級的根本動力。以現(xiàn)代服務(wù)業(yè)為主導(dǎo)的地區(qū)產(chǎn)業(yè)結(jié)構(gòu)調(diào)整優(yōu)化戰(zhàn)略，進(jìn)一步提升了目的地旅游發(fā)展質(zhì)量與潛力，進(jìn)而又參與到上述動態(tài)持續(xù)循環(huán)過程中。

三、實證研究設(shè)計

(一)計量模型設(shè)定

根據(jù)理論分析，本文以人均居民消費水平作為因變量，檢驗旅游發(fā)展對居民消費的影響。已有的有關(guān)旅游發(fā)展計量模型顯示，一般將旅游深度作為衡量旅游發(fā)展的代理變量，本文仍然采用這一研究慣例。更進(jìn)一步，考慮到旅游業(yè)發(fā)展是一個邊界模糊的產(chǎn)業(yè)這一特殊性質(zhì)，并沒有一個可以全面衡量旅游發(fā)展?fàn)顩r的單一指標(biāo)，加之旅游發(fā)展指標(biāo)體系呈現(xiàn)多元化特點，本文同時構(gòu)建了地區(qū)旅游發(fā)展綜合指數(shù)來表示旅游發(fā)展程度以便更加全面地進(jìn)行說明。除此之外，模型還對相關(guān)變量予以控制。為了從動態(tài)的角度考察旅游發(fā)展對居民消費的影響關(guān)系，本文建立如下動態(tài)面板模型：

引入lnconsumi_i,t-1。作為遺漏變量的代理變量，式(1)和式(2)分別以旅游發(fā)展綜合指數(shù)(tourcomp)和旅游深度(tourism)作為旅游發(fā)展代理變量來分別考察旅游發(fā)展對居民消費水平(consum)的影響關(guān)系。為了控制異方差，所有變量取對數(shù)。i表示省份，t表示時期，X_i,t表示模型控制變量n，為地區(qū)虛擬變量，代表不隨時間變化的地區(qū)固定效應(yīng)；u_t為時期虛擬變量，代表不隨地區(qū)變化的時期固定效應(yīng)，ε為隨機擾動項。

本文使用三種方法對模型進(jìn)行估計：混合估計(pooled OLS)、固定效應(yīng)估計(fixed—effects OLS)和系統(tǒng)廣義矩估計(SYS—GMM)。由于沒有控制地區(qū)固定效應(yīng)，混合估計通常會高估因變量滯后項的系數(shù)。對于式(1)和式(2)，如果模型不存在內(nèi)生性問題，可以使用固定效應(yīng)模型進(jìn)行估計，雖然可能由于時期比較少，固定效應(yīng)模型會低估因變量滯后項的系數(shù)。然而，由于式(1)和式(2)可能存在因變量到解釋變量的反向關(guān)系以及因變量的滯后一期與模型隨機擾動項相關(guān)，從而會使得模型中存在內(nèi)生問題。所有這些，都會使式(1)和式(2)的固定效應(yīng)模型估計產(chǎn)生偏誤。

為了解決以上問題，阿雷拉諾(Arrellano)和邦德(Bond)指出，當(dāng)模型中的一些變量是內(nèi)生變量時，普通的面板回歸結(jié)果是有偏的，動態(tài)面板方法可以消除模型的內(nèi)生性偏誤，從而得到更加有效的估計結(jié)果。通常對動態(tài)面板模型有兩種估計方法，一種是一階差分廣義矩估計(first difference—GMM)估計方法。首先對式(1)和式(2)進(jìn)行差分得到：

進(jìn)行差分的目的是選取合適的工具變量和產(chǎn)生相應(yīng)的矩條件方程，在式(3)和式(4)中，解釋變量Alnconsum_i,t-1和隨機誤差項△ε_i,t“相關(guān)產(chǎn)生內(nèi)生問題，在ε_i,t不存在序列相關(guān)的假設(shè)下，估計中選取Δlnconsum_i,t-2ΔAlnconsum_i,t-1的工具變量。這是因為Alnconsuml_i,t-2Δlnconsum_i,t-1高度相關(guān)，而與，△ε_i,t則不相關(guān)。

然而，如果解釋變量在時間上持續(xù)性較差，差分方程中滯后的水平便出現(xiàn)弱工具變量，從而導(dǎo)致模型估計的無效性和有偏。阿雷拉諾和布維爾(Bover)、布倫戴爾(Blundell)和邦德在此基礎(chǔ)上提出的系統(tǒng)廣義矩估計(SYS-GMM)能夠很好地解決上述問題，它能同時利用差分和水平方程中的信息，并增加丁一組滯后的差分變量作為水平方程相應(yīng)變量的工具變量，從而提高了估計結(jié)果的有效性。在SYS—GMM估計中，我們分別用Sargan檢驗和Hansen檢驗分別對工具變量是否過度識別約束以及過度識別情況下額外工具變量是否有效進(jìn)行檢驗，原假設(shè)分別為工具變量為過度識別和額外工具變量有效。除此之外，還要進(jìn)行模型自回歸檢驗，主要用來檢驗SYS—GMM中差分方程的殘差項是否為二階序列自相關(guān)。殘差項的差分項允許一階序列相關(guān)，但二階序列不允許相關(guān)。蒙特卡洛試驗表明，在有限樣本下，系統(tǒng)廣義矩估計比差分廣義矩估計的偏差更小、有效性更高。

(二)關(guān)鍵變量度量

1.旅游發(fā)展水平。旅游發(fā)展水平分別采用旅游發(fā)展綜合指數(shù)和旅游深度來表示。旅游深度用地區(qū)旅游收入占地區(qū)GDP比例來度量。旅游發(fā)展綜合指數(shù)需要滿足3個條件：一是能夠較為全面系統(tǒng)地綜合反映旅游發(fā)展的諸多變量；二是能夠較好反映旅游發(fā)展變量的內(nèi)在結(jié)構(gòu)差異；三是能夠充分反映出旅游發(fā)展的整體狀況?；谝陨先c考慮，并考慮到旅游發(fā)展所涉及的復(fù)雜因素以及避免所選取變量之間的相關(guān)性影響，本文擬選用主成分分析方法，通過對反映旅游發(fā)展的復(fù)雜指標(biāo)體系進(jìn)行降維，在盡量保持原始信息的基礎(chǔ)上，構(gòu)建旅游發(fā)展綜合指數(shù)。通過對旅游發(fā)展主成分分析，以方差貢獻(xiàn)率比較高的主成分代替原始變量，然后對主成分按照方差貢獻(xiàn)率進(jìn)行加權(quán)平均得到旅游發(fā)展綜合指數(shù)，即，其中y_i為第i個主成分ω_i為相應(yīng)的方差貢獻(xiàn)率，其大小代表主成分對樣本信息變化反應(yīng)程度的大小，提取幾個累計方差貢獻(xiàn)率達(dá)到80％以上的主成分，則基本可以代表所有變量的變化信息。因此為了便于計算，在選擇構(gòu)造旅游發(fā)展綜合指數(shù)的指標(biāo)中，本文只選擇累計方差貢獻(xiàn)率達(dá)到80％以上的主成分。

首先對我國30個省、市和自治區(qū)①2003～2008年的9個旅游發(fā)展指標(biāo)分別進(jìn)行主成分分析，結(jié)果如表2所示。由表2可以看出，各年度第一個主成分方差貢獻(xiàn)率都低于80％，而前3個主成分的累計方差貢獻(xiàn)率均達(dá)到80％以上，意味著本文所提取的3個主成分能夠充分解釋全樣本信息。因此，本文所選用的旅游發(fā)展綜合指數(shù)公式為F=W₁Y₁+W₂Y₂+W₃Y₃。

2.金融發(fā)展水平。安格(Ang)利用印度1950～2005年時間序列數(shù)據(jù)實證分析得出，金融復(fù)蘇政策的實施顯著避免了居民消費的揮發(fā)性，金融發(fā)展體系越開發(fā)，居民消費越活躍。除此之外，銀行、股票市場與債券市場的發(fā)展對地區(qū)經(jīng)濟增長同樣具有復(fù)雜的影響機制，從而對居民消費產(chǎn)生沖擊效應(yīng)。從上述方面考慮，本文需要對金融發(fā)展水平這一變量進(jìn)行控制。由于中國統(tǒng)計年鑒中金融指標(biāo)設(shè)置不夠完善，國內(nèi)實證研究大多采用金融機構(gòu)存貸款之和與GDP之比或金融機構(gòu)貸款與GDP之比，而實際上該指標(biāo)并不能真實衡量我國實際金融發(fā)展水平①。張軍和金煜以非國有企業(yè)的貸款規(guī)模與GDP之比來衡量中國的金融發(fā)展水平，即所有非國有部門的貸款可以用全部貸款與GDP之比減去配給到國有企業(yè)中的比重來測度?；舅悸肥窍确蛛x出國有企業(yè)貸款，因此建立如下回歸模型：

其中l(wèi)oan代表金融機構(gòu)總貸款與GDP之比，soe代表國有企業(yè)產(chǎn)出占工業(yè)總產(chǎn)出份額，Bsoe代表分配到國有企業(yè)的貸款份額，余下部分為配給到非國有企業(yè)的貸款份額，即為金融發(fā)展水平。

3.其余控制變量還包括：居民收入水平(pgdp)，用以2003為基期的人均實際GDP表示。顯然，這一控制變量對居民消費水平具有重要影響；城市化(urbanization)，用非農(nóng)人口比重占總?cè)丝诒戎乇壤攘?。隨著我國城市化水平的不斷提升，其從經(jīng)濟產(chǎn)業(yè)結(jié)構(gòu)發(fā)展的眾多方面對地區(qū)經(jīng)濟增長產(chǎn)生影響，從而反映出中國城鄉(xiāng)二元結(jié)構(gòu)變化對居民消費的影響。對外開放程度(openness)，用地區(qū)進(jìn)出口總額與GDP之比進(jìn)行衡量。對外開放程度不僅反映出經(jīng)濟增長中的政府干預(yù)規(guī)模，而且會影響地區(qū)市場經(jīng)濟發(fā)育程度、對外直接投資規(guī)模和貨幣政策，上述因素通過一系列傳導(dǎo)機制影響居民消費。兩步系統(tǒng)GMM估計。模型1由于沒有控制時間和地區(qū)效應(yīng)，顯示出旅游發(fā)展對居民消費關(guān)系不顯著。模型2控制了時間和地區(qū)效應(yīng)，并且固定效應(yīng)估計時消除了異方差，估計結(jié)果為旅游發(fā)展在10％水平上對居民消費具有顯著正向關(guān)系。為了對比分析，不考慮因變量滯后項時來考察旅游發(fā)展對居民消費的影響關(guān)系，由于旅游發(fā)展可能因為內(nèi)生性導(dǎo)致估計結(jié)果的有偏，本文選取省際2003～2008年4A級以上景區(qū)個數(shù)作為旅游發(fā)展綜合指數(shù)的工具變量，模型3報告出了2SLS估計結(jié)果，并通過對模型3進(jìn)行內(nèi)生性檢驗，Wu-Hausman的F統(tǒng)計量和Durbin的卡方統(tǒng)計量均在1％水平上拒絕原假設(shè)，說明旅游發(fā)展綜合指數(shù)的確是內(nèi)生的。盡管工具變量方法能夠識別模型估計的內(nèi)生性問題，修正估計的偏誤，但它在很大程度上依賴于工具變量的選取，對于不同模型和變量，有時很難找到合適的工具變量，這也勢必影響模型估計結(jié)果的穩(wěn)健性。特別地，如果解釋變量中包含因變量的滯后項可能會進(jìn)一步加強這種內(nèi)生性。

(三)數(shù)據(jù)來源說明

本文選取我國30個省、市和自治區(qū)2003～2008年分省面板數(shù)據(jù)進(jìn)行實證分析。相關(guān)變量原始數(shù)據(jù)分別來自《中國統(tǒng)計年鑒》、《中國旅游年鑒》和中經(jīng)網(wǎng)產(chǎn)業(yè)數(shù)據(jù)庫。地區(qū)經(jīng)濟發(fā)展水平變量以2003年為基期進(jìn)行了指數(shù)化平減。

四、實證結(jié)果分析

(一)全國整體實證結(jié)果分析

表5是對式(1)旅游發(fā)展綜合指數(shù)對居民消費的模型估計結(jié)果。模型1到模型4分別報告出了混合估計、固定效應(yīng)估計、兩階段最小二乘估計和動態(tài)面板的系統(tǒng)GMM估計的一致性要求差分殘差的一階序列可以相關(guān)，但二階序列不相關(guān)，根據(jù)模型4的估計結(jié)果，發(fā)現(xiàn)AR(1)拒絕原假設(shè)而AR(2)接受原假設(shè)，其統(tǒng)計量不顯著也說明了殘差項不存在二階序列相關(guān)的原假設(shè)成立。同時，模型4的Sargan檢驗接受原假設(shè)，說明工具變量并不存在過度識別約束，Hansen檢驗同樣接受原假設(shè)，說明模型中額外的工具變量聯(lián)合有效。通過估計所得到的系統(tǒng)GMM估計量具有一致性，但如果使用的工具變量較弱時，動態(tài)面板的系統(tǒng)GMM估計量可能會發(fā)生較大程度的偏倚。邦德提出了判斷此種情況的方法，即將系統(tǒng)GMM的估計量和混合回歸估計量以及固定效應(yīng)回歸估計量進(jìn)行對比，觀察因變量滯后項的系統(tǒng)GMM估計量是否介于其他兩種估計量之間。這是因為當(dāng)因變量的滯后項作為模型解釋變量時，混合估計回歸會引起因變量滯后項的估計量上偏，而固定效應(yīng)回歸會導(dǎo)致因變量滯后項的估計量下偏，良好的因變量滯后項的估計量應(yīng)該處在兩者范圍之內(nèi)。同我們所期望的一樣，模型4的因變量滯后項的系統(tǒng)GMM估計量(1.0103)恰好介于混合回歸滯后項的估計量(1.0277，模型1)和固定效應(yīng)回歸滯后項的估計量(0.9773，模型2)之間。

我們重點分析模型4。居民消費的滯后一期對當(dāng)期在1％水平上呈正向關(guān)系，表明若上一期的居民消費水平變動1％，當(dāng)期的居民消費水平同方向變動約1.01％。旅游發(fā)展在1％水平上顯著為正，意味著旅游發(fā)展變動1％，居民消費水平正向變動約0.05％。雖然旅游發(fā)展對居民消費所產(chǎn)生的這種正向影響效應(yīng)較小，但卻說明了旅游發(fā)展對居民消費具有積極促進(jìn)作用，這也對本文所進(jìn)行的理論分析進(jìn)行了客觀驗證。不可否認(rèn)的是，現(xiàn)階段我國旅游發(fā)展的收入效應(yīng)對居民消費的傳導(dǎo)機制并不健全、傳導(dǎo)效率不高，旅游發(fā)展仍然囿于旅游單一產(chǎn)業(yè)效應(yīng)層面，其溢出效應(yīng)以及產(chǎn)業(yè)融合能力實質(zhì)上并沒有得以充分體現(xiàn)，造成旅游發(fā)展的乘數(shù)效應(yīng)較小，然而這也從另一層面說明旅游發(fā)展對居民消費水平的促進(jìn)作用仍存在很大潛力空間。

為了考察旅游發(fā)展對居民消費影響是否具有動態(tài)延遲效應(yīng)，我們在模型4基礎(chǔ)上加入旅游發(fā)展一階滯后項，估計結(jié)果見模型5。模型5顯示，旅游發(fā)展在1％水平上仍然對居民消費具有顯著正向關(guān)系，然而旅游發(fā)展滯后一期卻并不顯著。對此的可能解釋是，正如我們對模型5分析的那樣，由于當(dāng)期我國旅游發(fā)展的質(zhì)量和廣度仍有待提升，致使現(xiàn)階段我國旅游發(fā)展對居民消費水平拉動的影響程度并不明顯，所以再將上一期旅游發(fā)展對居民消費水平影響的不成熟性因素疊加進(jìn)去，就會造成旅游發(fā)展滯后項并不顯著的估計結(jié)果，因此旅游發(fā)展對居民消費水平的持續(xù)影響效應(yīng)并不明顯。

鑒于模型5所顯示的旅游發(fā)展滯后項并不顯著的估計結(jié)果，本文進(jìn)一步考慮研究旅游發(fā)展對居民消費的影響是否存在非線性關(guān)系，進(jìn)而在模型4基礎(chǔ)上加入旅游發(fā)展二次項，估計結(jié)果見模型6。模型6顯示，本文所得出的旅游發(fā)展對居民消費水平顯著正向關(guān)系的結(jié)論依然穩(wěn)健。旅游發(fā)展一次項在1％水平上顯著，而旅游發(fā)展二次項在5％水平上顯著，說明旅游發(fā)展對居民消費水平呈倒U形的影響關(guān)系，這一結(jié)論值得我們深思。這意味著我國旅游發(fā)展對居民消費水平的影響關(guān)系存在先上升后下降的狀態(tài)。究其原因，一方面基本支持了當(dāng)期我國旅游發(fā)展對居民消費水平的正向促進(jìn)效應(yīng)，另一方面也反映出現(xiàn)階段旅游需求在旅游發(fā)展對居民消費水平中影響中的生成機制仍占主導(dǎo)，旅游需求的收入效應(yīng)對居民消費水平的影響規(guī)模效應(yīng)相對較小，由于前者作用效應(yīng)要小于后者，這也指出了未來我國旅游發(fā)展轉(zhuǎn)型需要努力的方向。除此之外，先驗理論假設(shè)認(rèn)為，旅游發(fā)展帶動了地區(qū)經(jīng)濟增長，由此便勢必會提升地區(qū)居民消費水平，然而當(dāng)我們從旅游業(yè)發(fā)展效率角度來進(jìn)行理性思考時，便會得出近乎相反的結(jié)論。由于我國整體旅游發(fā)展效率不高，很多地區(qū)甚至處于旅游生產(chǎn)的無效率狀態(tài)，并且存在明顯的地域差異，再加之由于受到市場化程度和體制性因素的約束，旅游發(fā)展要素流動性較差且單位組合產(chǎn)出效能較低，各地區(qū)卻在“旅游功利主義”思潮誘導(dǎo)下，盲目推進(jìn)旅游發(fā)展項目建設(shè)，反而造成了旅游發(fā)展對地區(qū)財政支出的負(fù)向擠出效應(yīng)，從而最終導(dǎo)致了旅游發(fā)展對居民消費水平倒U形的影響關(guān)系，這一情況實際上是模型6對模型5中所顯示出的旅游發(fā)展滯后項對居民消費水平并不顯著的負(fù)向影響關(guān)系的深入延伸。

為了與現(xiàn)有研究范式保持一致，本文同時也給出了用旅游深度作為旅游發(fā)展代理變量的模型估計，從而對上述研究結(jié)論進(jìn)行穩(wěn)健性測試，對式(2)的估計結(jié)果見表6。由于旅游深度與旅游綜合發(fā)展指數(shù)兩個旅游發(fā)展指標(biāo)的Pearson相關(guān)系數(shù)值為0.8535，且在1％水平上顯著，這說明兩個指標(biāo)某種程度上是可以相互替代的，我們所進(jìn)行的穩(wěn)健性估計是比較可靠的。模型5中居民消費滯后項的系統(tǒng)GMM估計量處于模型1混合效應(yīng)估計量和模型2固定效應(yīng)估計量之間，模型并未出現(xiàn)弱工具變量的情形，Sargan檢驗、Hansen檢驗和AR(2)檢驗均未拒絕原假設(shè)，說明模型5工具變量聯(lián)合有效，且殘差項不存在序列相關(guān)，模型設(shè)定形式有效。模型5進(jìn)一步證實了我們所得出的旅游發(fā)展對居民消費具有顯著正向關(guān)系的研究結(jié)論依然穩(wěn)健，旅游深度所代表的旅游發(fā)展水平變動1％，居民消費水平正向變動約0.1％，這也充分印證現(xiàn)階段我國旅游發(fā)展對居民消費所產(chǎn)生的正向影響效應(yīng)較小，其研究結(jié)論與表5中模型4的估計結(jié)果一致。

(二)分地區(qū)買證結(jié)果分析

由于我國地區(qū)之間經(jīng)濟產(chǎn)業(yè)結(jié)構(gòu)和經(jīng)濟發(fā)展程度不同，旅游發(fā)展水平亦存在地區(qū)之間的時空差異性，上述綜合因素可能會導(dǎo)致旅游發(fā)展對居民消費的影響機制與影響程度同樣會出現(xiàn)地域差異性。為進(jìn)一步分析不同地區(qū)之間旅游發(fā)展對居民消費水平的影響關(guān)系，本文按照傳統(tǒng)的劃分方法，將我國分為東、中、西三大區(qū)域，分別對式(1)和式(2)進(jìn)行分地區(qū)模型估計，在采用動態(tài)面板技術(shù)來進(jìn)行模型估計的同時，同時也報告出了模型靜態(tài)面板估計結(jié)果。其中，東部地區(qū)包括北京、天津、河北、遼寧、上海、江蘇、浙江、福建、山東、廣東和海南；中部地區(qū)包括吉林、黑龍江、山西、江西、安徽、河南、湖南和湖北；西部地區(qū)包括內(nèi)蒙古、廣西、陜西、甘肅、四川、重慶、貴州、云南、青海、寧夏和新疆。

對于靜態(tài)面板估計，本文用F檢驗來判別決定選擇固定效應(yīng)模型還是選擇OLS模型。如果選擇固定效應(yīng)模型，則要根據(jù)Hausman檢驗結(jié)果再次確定固定效應(yīng)模型還是隨機效應(yīng)模型。如果選擇固定效應(yīng)模型檢驗結(jié)束，并使用GLS法消除異方差；如果選擇隨機效應(yīng)模型，則還需要進(jìn)行BP—LM檢驗，進(jìn)行進(jìn)一步驗證，如確定選擇隨機效應(yīng)模型，則使用可行廣義最小二乘法(FGLS)消除模型異方差。分地區(qū)模型估計結(jié)果分別見表7和表8。東部地區(qū)估計結(jié)果顯示，兩種面板估計方法均報告出不管是旅游發(fā)展綜合指數(shù)還是旅游深度所代表的旅游發(fā)展對居民消費均呈顯著正向關(guān)系；中部地區(qū)采用動態(tài)面板估計方法報告出了旅游發(fā)展對居民消費具有顯著正向關(guān)系，但靜態(tài)面板估計方法則報告出這種影響關(guān)系并不顯著，這也說明上述估計結(jié)果可能并不十分穩(wěn)健，這提醒我們要謹(jǐn)慎對待這一估計結(jié)果；西部地區(qū)只有表7模型5在隨機效應(yīng)估計時，旅游發(fā)展對居民消費在10％水平上才顯著，我們基本認(rèn)為西部地區(qū)旅游發(fā)展對居民消費影響關(guān)系并不顯著。由于動態(tài)面板能更充分地利用樣本信息，系統(tǒng)廣義矩估計(SYS—GMM)有效提高了模型估計效率，所以本文仍主要以動態(tài)面板估計結(jié)果為主要研究依據(jù)。綜合上述分析，東部地區(qū)和中部地區(qū)旅游發(fā)展對居民消費水平具有顯著正向關(guān)系，但西部地區(qū)旅游發(fā)展對居民消費水平影響關(guān)系則不顯著。

由于我國東中部經(jīng)濟社會發(fā)展條件要優(yōu)于西部地區(qū)，并且大部分品牌旅游資源多集中位于該地區(qū)，這就決定了東中部地區(qū)旅游發(fā)展競爭力要強于西部地區(qū)，因此旅游發(fā)展對居民消費水平的影響程度也大于西部地區(qū)。對旅游發(fā)展進(jìn)一步進(jìn)行分解探析，一方面，入境旅游流在我國存在由東向西擴散的態(tài)勢，這反映了入境旅游市場在我國旅游消費行為的時空演變規(guī)律；另一方面，東中部地區(qū)提供并接納了主要的國內(nèi)旅游客源，國內(nèi)旅游市場在我國整體旅游發(fā)展中仍占據(jù)主導(dǎo)地位。更重要的是，東部地區(qū)市場經(jīng)濟發(fā)達(dá)程度要顯著高于中西部地區(qū)，意味著東部地區(qū)旅游資源配置效率要高于中西部地區(qū)，區(qū)內(nèi)較小的旅游生產(chǎn)率離散程度同時也說明了東部地區(qū)旅游發(fā)展對居民消費的顯著正向關(guān)系更加穩(wěn)健。西部地區(qū)之所以出現(xiàn)旅游發(fā)展對居民消費水平并不顯著的估計結(jié)果，主要原因在于三點：一是西部地區(qū)旅游發(fā)展的收入效應(yīng)不強，尤其是入境旅游收入所占份額太小，導(dǎo)致整體旅游發(fā)展水平不高；二是西部地區(qū)旅游發(fā)展效率損失較大，旅游基礎(chǔ)設(shè)施與旅游產(chǎn)品項目建設(shè)投入成本與收益失調(diào)，再加上西部地區(qū)旅游發(fā)展的產(chǎn)業(yè)運行環(huán)境不成熟、產(chǎn)業(yè)融合能力不強，因此嚴(yán)重制約了西部地區(qū)整體旅游發(fā)展；三是西部地區(qū)居民消費水平總體較低，本地區(qū)旅游需求所推動的旅游消費動力不足，居民消費對地區(qū)經(jīng)濟增長拉動能力不強，由此進(jìn)一步弱化了西部地區(qū)旅游發(fā)展對居民消費水平的影響關(guān)系。

五、結(jié)論

本文分別運用旅游發(fā)展綜合指數(shù)和旅游深度兩個指標(biāo)來衡量旅游發(fā)展程度，并實證研究了我國旅游發(fā)展對居民消費水平的影響關(guān)系這一有關(guān)旅游發(fā)展重要經(jīng)濟社會價值的理論命題。通過運用動態(tài)面板數(shù)據(jù)的系統(tǒng)廣義矩估計法對我國2003～2008年旅游發(fā)展對居民消費水平影響關(guān)系進(jìn)行實證檢驗，得出了以下基本結(jié)論：①旅游發(fā)展對居民消費水平具有顯著正向關(guān)系，說明隨著旅游業(yè)的深入發(fā)展，我國居民消費水平將得到有效提升，但現(xiàn)階段旅游發(fā)展對居民消費水平的影響效應(yīng)相對較小。②由于旅游發(fā)展滯后項并不顯著，意味著現(xiàn)階段我國旅游發(fā)展對居民消費水平促進(jìn)作用的動態(tài)持續(xù)效應(yīng)并不明顯，從而使得旅游發(fā)展對居民消費水平在一定延遲時間段內(nèi)呈倒u形的影響關(guān)系，這說明旅游發(fā)展對居民消費水平的促進(jìn)作用被進(jìn)一步弱化了。③通過對旅游發(fā)展是否影響到居民消費水平進(jìn)行分地區(qū)兩種面板估計方法考察，發(fā)現(xiàn)東部地區(qū)旅游發(fā)展對居民消費水平具有顯著正向關(guān)系；中部地區(qū)也存在這種顯著正向關(guān)系，但估計結(jié)果并不十分穩(wěn)健；西部地區(qū)旅游發(fā)展對居民消費水平影響關(guān)系則不顯著。

總的來講，本文在擴大內(nèi)需和刺激消費帶動經(jīng)濟增長的宏觀背景下來探究旅游業(yè)的發(fā)展是否對居民消費水平產(chǎn)生影響以及存在著何種影響關(guān)系，以期為當(dāng)前我國旅游業(yè)發(fā)展的科學(xué)價值提供理性思考依據(jù)。此外，本文研究結(jié)論還具有重要的政策含義。

第一，在考慮居民消費時，必須考慮旅游發(fā)展的影響因素。旅游業(yè)作為新興朝陽產(chǎn)業(yè)，其發(fā)展規(guī)模和潛力已成為轉(zhuǎn)型期地區(qū)經(jīng)濟增長的重要動力。旅游發(fā)展不僅提供了經(jīng)濟持續(xù)增長的消費內(nèi)需，更重要的是旅游業(yè)擁有其他產(chǎn)業(yè)無可比擬的產(chǎn)業(yè)融合優(yōu)勢，其所產(chǎn)生的次級衍生產(chǎn)業(yè)經(jīng)濟效應(yīng)具有無邊界特征，從以上層面考慮，旅游發(fā)展對居民消費水平存在重要的影響關(guān)系，故我們在制定提升居民消費水平的經(jīng)濟政策時，必須充分重視旅游業(yè)發(fā)展對居民消費產(chǎn)生的綜合影響，這樣才能全面提升我國居民消費水平。

第二，本文實證結(jié)果表明，兩種旅游發(fā)展指標(biāo)均表明我國整體旅游發(fā)展促進(jìn)了居民消費水平，然而較小的影響效應(yīng)也指出了目前存在的不足與將來發(fā)展的趨勢。具體應(yīng)當(dāng)表現(xiàn)為：(1)繼續(xù)深化旅游需求在旅游消費過程中的能動調(diào)節(jié)作用，引導(dǎo)建立積極有效的旅游需求結(jié)構(gòu)，通過提高旅游消費質(zhì)量來拓寬旅游消費面，這本身就是提升居民消費水平的重要表現(xiàn)。內(nèi)生經(jīng)濟增長理論強調(diào)溢出效應(yīng)和外部性在經(jīng)濟增長中的作用，所以東部地區(qū)旅游企業(yè)還應(yīng)當(dāng)通過建立旅游創(chuàng)新內(nèi)核來增強對中西部地區(qū)旅游發(fā)展的知識性溢出、產(chǎn)業(yè)關(guān)聯(lián)性溢出和市場性溢出功能，充分發(fā)揮示范作用。(2)進(jìn)一步強化旅游發(fā)展的收入效應(yīng)是提升居民消費水平的主要措施，即通過為旅游業(yè)發(fā)展創(chuàng)造良好的產(chǎn)業(yè)運行環(huán)境和市場經(jīng)濟體制，提高旅游業(yè)與相關(guān)產(chǎn)業(yè)的網(wǎng)絡(luò)化發(fā)展效率，最終通過強化旅游發(fā)展的收入效應(yīng)，以提高旅游發(fā)展促進(jìn)居民消費的傳導(dǎo)效率。(3)就旅游業(yè)發(fā)展自身而言，只有充分提高旅游資源利用效率，強化旅游發(fā)展的規(guī)模經(jīng)濟效應(yīng)，才能充分利用居民消費在旅游發(fā)展對其影響中的棘輪效應(yīng)，在旅游發(fā)展與經(jīng)濟增長螺旋上升過程中不斷促進(jìn)居民消費。

第三，區(qū)域旅游發(fā)展程度對居民消費影響并不相同，這說明區(qū)域性居民消費刺激經(jīng)濟政策還應(yīng)當(dāng)考慮區(qū)域間旅游發(fā)展水平。對于東部地區(qū)，通過增強旅游發(fā)展的收入效應(yīng)來有效帶動居民消費，逐步形成居民消費→旅游發(fā)展收入效應(yīng)→居民消費的良性動態(tài)循環(huán)機制；對于中部地區(qū)，積極拓寬旅游發(fā)展收入效應(yīng)對居民消費的影響渠道，提高旅游發(fā)展收入效應(yīng)對居民消費影響機制的傳導(dǎo)效率，從而增強此種正向影響關(guān)系的穩(wěn)定性；對于西部地區(qū)，進(jìn)一步擴大旅游消費深度與廣度，提升旅游消費質(zhì)量，努力提高旅游發(fā)展效率，以提高西部地區(qū)與東中部地區(qū)旅游發(fā)展效率離散度的收斂性，從而通過減小旅游資源誤置程度，實現(xiàn)西部地區(qū)旅游資源合理重置，以此擴大旅游收入份額，以促進(jìn)居民消費。由于內(nèi)需不足和對出口的過于依賴成為制約現(xiàn)階段我國經(jīng)濟增長的主要因素，鑒于此，西部地區(qū)更應(yīng)當(dāng)在“西部大開發(fā)”背景下，堅持實行以國內(nèi)旅游市場為主導(dǎo)，緊抓入境旅游市場的旅游發(fā)展基本戰(zhàn)略，從根本上為促進(jìn)地區(qū)居民消費提供重要支撐。