李光勤　胡志高　曹建華

[摘要]為了考察旅游局變更為旅游發(fā)展委員會對旅游經(jīng)濟增長的影響，文章將進行“局改委”的地級市作為處理組，將未進行“局改委”的地級市作為控制組，構建286個地級市2000—2013年的面板數(shù)據(jù)集，采用固定效應模型對“局改委”的政策效果進行評估。研究發(fā)現(xiàn)，從國內旅游收入、國內旅游人數(shù)、旅游外匯收入、境外旅游人數(shù)，以及國內旅游收入的增長率等方面來考察，“局改委”確實顯著促進了地區(qū)旅游經(jīng)濟的增長。為了驗證結果的可靠性，文章還采用Probit模型對可能存在的選擇性偏誤問題進行了檢驗，結果表明，地區(qū)旅游經(jīng)濟增長水平與決定是否進行“局改委”之間并無必然聯(lián)系，沒有充分的證據(jù)說明旅游經(jīng)濟的增長與“局改委”之間存在自選擇問題。此外，對“局改委”影響旅游經(jīng)濟增長機制的分析還表明，“局改委”對旅游經(jīng)濟增長的影響是通過提高地區(qū)旅游資源稟賦實現(xiàn)的。

[關鍵詞]制度變遷；旅游經(jīng)濟增長；雙重差；“局改委”；政策評估

[中圖分類號]F59

[文獻標識碼]A

[文章編號]1002-5006（2018）01-0013-12

Doi：10.3969/j.issn.1002-5006.2018.01.007

引言

改革開放近40年來，我國旅游業(yè)取得了長足的發(fā)展。1978年前后，旅游只是承擔國家外事接待業(yè)務，雖然具備產業(yè)雛形，但并不屬于獨立產業(yè)。1984年，中央提出兩個“一齊上”的旅游建設方針，揭開了全方位發(fā)展旅游產業(yè)的序幕（即國家、地方、部門、集體、個人一齊上，自力更生與利用外資一齊上的旅游建設方針）。1986年，國務院將旅游業(yè)納入國民經(jīng)濟與社會發(fā)展“七五”計劃，正式確立了旅游業(yè)在國民經(jīng)濟發(fā)展中的地位。1992年，中央明確提出旅游業(yè)是第三產業(yè)中的重點產業(yè)，并在“九五”計劃中將旅游業(yè)列入第三產業(yè)的第一位。在1998年的中央經(jīng)濟工作會議中，旅游業(yè)則開始被正式作為國民經(jīng)濟的新增長點進行培育。此后，圍繞這一目標，國家出臺了若干政策支持旅游業(yè)的發(fā)展。同時，旅游管理部分的制度設計也經(jīng)過了多次變遷：1964年，國務院專門設立了中國旅行游覽事業(yè)管理局來管理全國國際、國內旅游事業(yè)；1993年，中國旅行游覽事業(yè)管理局更名為國家旅游局并受國務院直接管轄，各省市也同樣將負責外事管理的部門改成旅游局，負責統(tǒng)籌地區(qū)旅游業(yè)發(fā)展。但進人21世紀以來，不斷有地區(qū)將旅游局更名為旅游發(fā)展委員會（下文簡稱為“局改委”）。特別是2016年，山東省及所轄的17個地級市就全部實現(xiàn)了“局改委”。截至2016年年底，全國有9個省份、109個地級市進行了“局改委”，部分縣（縣級市）也完成了“局改委”的工作（根據(jù)互聯(lián)網(wǎng)資料統(tǒng)計整理）。為什么政府熱衷于將旅游局更名為旅游發(fā)展委員會？其深層的制度背景是什么？這一改變是否會促進地區(qū)旅游業(yè)的發(fā)展？

從制度變遷角度解釋旅游發(fā)展中的問題，一直是學術界關注的重點。楊春宇等認為在大量非線性因素的作用下，旅游制度變遷演化過程不連續(xù)，路徑選擇具有多重性，而且在不同的尺度和層次上，其運行機制存在著很大的差異，很難找到一種具有普遍性的旅游制度模式。但這并不能否認旅游制度變遷與旅游業(yè)發(fā)展之間客觀存在的關系，因此，不少學者仍致力于研究制度變遷對旅游發(fā)展的影響。賈生華和鄔愛其認為我國旅游產業(yè)的成長與制度變遷是相輔相成的，旅游業(yè)的發(fā)展會倒逼制度進行變遷，而制度的良性變遷又會帶動旅游業(yè)的發(fā)展；余鳳龍等的研究則進一步表明，面向市場化的制度變遷能更有效地推動旅游經(jīng)濟的發(fā)展。

部分學者從制度的變遷和創(chuàng)新角度研究了地區(qū)旅游業(yè)發(fā)展及區(qū)域差異問題。郭魯芳對比了淳安和臨安兩個縣市在旅游發(fā)展過程中的制度創(chuàng)新，分析和總結了我國縣域旅游經(jīng)濟的制度變遷和創(chuàng)新經(jīng)驗。陸林等則具體研究了民營資本引入旅游業(yè)這一制度創(chuàng)新形式對旅游業(yè)的影響，并證實了民營資本的進入促進了旅游業(yè)的發(fā)展。葉全良和榮浩還認為，只有通過路徑創(chuàng)新才能突破旅游發(fā)展中存在的制度變遷路徑約束，從而形成良好的制度安排。而對于區(qū)域旅游發(fā)展差異問題，余鳳龍和陸林從制度變遷角度解釋了我國區(qū)域旅游發(fā)展差異的原因，并提出了可以通過制度創(chuàng)新促進區(qū)域旅游發(fā)展、縮小區(qū)域旅游差距的建議。榮浩和王菁華則認為對外開放程度、城市化率和市場化程度對旅游發(fā)展的地區(qū)差異有顯著的正影響，而政府管制程度對旅游發(fā)展的地區(qū)差異存在顯著的負影響。

另有學者從不同制度安排對旅游業(yè)可持續(xù)發(fā)展的作用角度出發(fā)探討旅游業(yè)的可持續(xù)發(fā)展問題。Alipour和Kilic認為，制度的低效和無效對旅游業(yè)可持續(xù)發(fā)展具有較強的限制作用，只有通過制度的優(yōu)化設計才能激發(fā)旅游業(yè)的發(fā)展?jié)摿?。馮等田的研究也表明，缺乏制度的約束，市場化行為會導致旅游資源的過度利用，從而降低旅游業(yè)的可持續(xù)發(fā)展能力。熊元斌和劉紅陽的研究則與之殊途同歸，他們認為合理的正式和非正式制度安排能夠有效協(xié)調旅游資源的開發(fā)與生態(tài)環(huán)境的保護。Bramwell也認為在景區(qū)可持續(xù)旅游項目的推進過程中，合作行為是必需的，而制度設計又是合作行為的基礎，因此，景區(qū)政府的干預和調解對景區(qū)可持續(xù)發(fā)展至關重要。Torres-Delgado和Palomeque則通過評估20世紀90年代以來歐洲和西班牙在旅游發(fā)展方面的55個制度性政策，分析了合理的制度對景區(qū)可持續(xù)性發(fā)展的積極影響。而王彩萍等的觀點則與上述學者略有不同，他們認為旅游業(yè)的快速發(fā)展主要源于市場化改革，政府的不當干預會限制旅游業(yè)的發(fā)展。

此外，楊春宇還從方法論創(chuàng)新上對旅游業(yè)發(fā)展和制度變遷問題進行了研究，他通過引入演化博弈論思想，以“地方政府”博弈行為為紐帶，將“微觀主體”的“突變”和“中央政府”宏觀層次的“選擇”連接起來，構建旅游多元動態(tài)博弈模型，研究了旅游業(yè)發(fā)展與制度變遷問題。以上研究從多個角度探究了制度與旅游業(yè)發(fā)展之間的關系，但大多屬于定性研究，鄧濤濤等對國際旅游島的設立雖然進行了定量研究，但關注問題太過具體，借鑒意義有限。因此，從制度變遷角度研究旅游產業(yè)的發(fā)展，還缺乏規(guī)范系統(tǒng)的量化研究。

本文選擇地級市政府的“局改委”作為準自然實驗，采用雙重差分方法研究制度變遷對旅游業(yè)的影響。值得一提的是，已有學者采用雙重差分法研究旅游業(yè)發(fā)展過程中的政策評估問題。但與鄧濤濤等的研究只考察海南作為國際旅游島的設計是否提升了海南旅游的國際化水平相比，筆者的研究樣本擴展到了全國所有的地級市，考察“局改委”這一制度變遷更具有普遍性，對旅游業(yè)發(fā)展的影響更為深遠。與已有文獻相比，本研究的主要貢獻體現(xiàn)在以下三個方面：第一，豐富制度變遷與旅游發(fā)展相關的文獻，為轉型國家旅游業(yè)發(fā)展過程中的制度變遷提供經(jīng)驗證據(jù)；第二，理順“局改委”與旅游業(yè)發(fā)展之間的關系，并用計量經(jīng)濟模型進行驗證；第三，解析“局改委”促進旅游業(yè)發(fā)展的機制，從理論上尋找“局改委”影響旅游發(fā)展的根源。

1“局改委”現(xiàn)象及其制度背景

隨著我國經(jīng)濟逐漸從投資拉動型向消費驅動型轉變，旅游業(yè)在國民經(jīng)濟的地位也變得日趨重要，但諸多問題的存在掣肘了地區(qū)旅游業(yè)的發(fā)展，特別是制度安排與制度背景的不匹配嚴重妨礙了旅游產業(yè)的優(yōu)化與升級。典型的問題是傳統(tǒng)的旅游局在旅游發(fā)展過程中責任重大，而權力較小，地位十分尷尬。筆者在浙江省某市調研旅游發(fā)展規(guī)劃時，就發(fā)現(xiàn)該市旅游局面臨這種窘境：涉及旅游的業(yè)務分布于各個部門中，其中有關鄉(xiāng)村旅游規(guī)劃與開發(fā)的業(yè)務歸屬市政府農村工作辦公室，涉及農家樂的審批和管理屬于農業(yè)局，涉及體育旅游（休閑游步道）、文化旅游的業(yè)務分別歸屬體育局和文化局，還有涉及風景區(qū)建設和管理的則歸屬建設局，旅游局的工作職責僅限于對旅游企業(yè)（旅行社和酒店）的審批、監(jiān)督和管理。如此多頭的管理體制極大地阻礙了旅游業(yè)的正常發(fā)展。旅游發(fā)展委員會的設立，能夠從制度上規(guī)避上述問題，最大限度調動和配置本地旅游資源。截至2016年年底，我國相繼有109個地級市完成了“局改委”，占到地級市總數(shù)的1/3；而在國家公布的70個旅游城市中，有20個旅游城市進行了“局改委”，也接近1/3。

“局改委”這一現(xiàn)象，從表面上看只是換了塊招牌，但其帶來的責、權、利的變更及其關聯(lián)效應卻值得深究。傳統(tǒng)的旅游局是在地級市市政府的統(tǒng)籌安排下進行旅游經(jīng)濟活動的專業(yè)職能部門，而新成立的旅游發(fā)展委員會則是一個綜合職能部門。兩者在行政級別和對旅游資源的整合能力上具有較大差異。一方面，從行政級別來看，與國土局、社會保障局等一樣，旅游局是一個專業(yè)的行業(yè)管理部門，主管旅游行業(yè)的規(guī)范，其行政權力僅限于旅游業(yè)的內部事宜。旅游發(fā)展委員會則類似于發(fā)展改革委員會等機構，屬于綜合管理部門，其行政級別比旅游局要高。因此，旅游發(fā)展委員會可以對各局級單位進行統(tǒng)籌協(xié)調。另一方面，從職能范圍來看，雖然旅游局和旅游發(fā)展委員會的主要職能都是統(tǒng)籌地區(qū)旅游經(jīng)濟發(fā)展，但二者在統(tǒng)籌地區(qū)旅游經(jīng)濟發(fā)展的能力上有所差別。旅游局編制的旅游發(fā)展規(guī)劃，僅靠旅游局有限的權力難以實現(xiàn)，需要建設局、規(guī)劃局、國土局、交通局等相關職能部門共同努力。但由于相同的行政級別和不同的利益分配，各部門難以在旅游發(fā)展問題上形成合力，導致旅游發(fā)展規(guī)劃擱置。旅游發(fā)展委員會的設立則能夠在一定程度上解決這一問題，該部門可以通過整合各局級單位的資源，協(xié)調土地、交通、工業(yè)、農業(yè)等部門的職能，從全方位、多角度促進旅游業(yè)的發(fā)展。從本質上看，“局改委”擴大了旅游管理機構對旅游產業(yè)的管理權限，提升了旅游管理部門對跨部門合作旅游項目的啟動、協(xié)調與運行管理能力。具體而言，第一，“局改委”后，旅游發(fā)展委員會可以統(tǒng)籌旅游資源，提煉地區(qū)旅游資源特色，大力招商引資，合理進行旅游資源開發(fā)和利用；第二，在對本地區(qū)旅游業(yè)發(fā)展中的優(yōu)勢資源和特色提煉的基礎上，形成統(tǒng)一的地區(qū)旅游形象和名片，加大對外宣傳，不斷吸引外來游客的到訪；第三，正確判斷旅游發(fā)展的階段性特征，適時開發(fā)更滿足游客需求的旅游項目。

由此可見，在當前經(jīng)濟新常態(tài)和全域旅游發(fā)展的背景下，原來的旅游行業(yè)管理體制已經(jīng)無法適應現(xiàn)實發(fā)展需求，而“局改委”作為一項應對新背景新挑戰(zhàn)下的制度變革，具有積極的預期作用，也有大量省市進行了嘗試，其實施效果備受關注，研究價值更是斐然。但從現(xiàn)有研究來看，并沒有相關文獻針對這一制度變革進行政策評估，考察這一制度變革是否促進了旅游業(yè)的發(fā)展，是否實現(xiàn)了對旅游資源的優(yōu)化配置。因此，本文采用雙重差分方法研究“局改委”對地區(qū)旅游經(jīng)濟的增長具有較大的理論意義和創(chuàng)新價值。

2計量模型與數(shù)據(jù)說明

2.1計量模型

“局改委”是一個典型的政策變化，而政策變化的評估一般采用雙重差法（difference in difference，DID），基本思路是將樣本城市中進行了“局改委”的城市作為處理組，將沒有進行“局改委”的城市作為控制組。運用DID方法可以計算處理組與控制組在進行“局改委”前后的變化量，然后再計算這兩組變化量的差值，即為雙重差，DID的基準回歸模型如下所示：

式（1）中，i和t分別代表第i個城市和第t年；Y代表旅游經(jīng)濟的衡量指標；P為政策虛擬變量，T為時間虛擬變量；X為影響旅游經(jīng)濟的一系列控制變量，γ代表控制變量的影響系數(shù)；Prefecture是時間不變的地級市固定效應，可以捕獲影響旅游經(jīng)濟但不隨時間變化的因素，如地方自然條件、地方治理質量等；year為地級市的時間固定效應，用以捕獲影響所有樣本隨時間變化的因素，如經(jīng)濟周期、全國性的宏觀經(jīng)濟政策等。ε為其他可能對旅游經(jīng)濟產生影響，但是沒有被模型捕獲的因素，按照假設其應該隨機分布于模型的被解釋變量。模型中，P為政策虛擬變量，T為時間虛擬變量，β代表P與T的交互項系數(shù)（雙重差分估計量），代表地區(qū)進行“局改委”的政策凈效果，如果β>0且在一定統(tǒng)計水平下顯著，說明政策是有效的。反之亦然。

2.2變量說明

旅游經(jīng)濟發(fā)展水平：何勛和全華、劉春濟等、劉佳等在研究旅游經(jīng)濟增長時均將旅游經(jīng)濟產出作為衡量旅游經(jīng)濟增長的主要衡量指標。借鑒已有研究，本文將國內旅游收入（income）作為衡量旅游經(jīng)濟發(fā)展水平的指標，旅游收入采用消費物價指數(shù)折算成2000年的不變價。需要強調的是，部分地級市的消費物價指數(shù)無法獲得，我們采用相應省會城市的消費物價指標替代。同時，采用國內旅游收入的增長率（rate income）作為旅游經(jīng)濟增長的衡量指標。在統(tǒng)計年鑒中，衡量旅游經(jīng)濟水平的指標還有國內旅游人數(shù)（tourism）、境外旅游收入（Fincome）和境外旅游人數(shù)（ftourism），采用這3個指數(shù)進行穩(wěn)健性檢驗。在回歸分析中，對絕對值均取對數(shù)。

核心解釋變量（P·T）：P代表進行“局改委”的地區(qū)虛擬變量；T為進行“局改委”的時間虛擬變量。由于實施“局改委”的地區(qū)并非同一時間進行的，因此無法獲得某一個時間點前后對比的影響效應，只能將P·T作為一個整體進行設定，若P·T=1，說明從某一年開始某地區(qū)進行了“局改委”；若P·T=0，說明某地區(qū)在某一年還沒有進行“局改委”。需要特別說明的是，每個地區(qū)進行“局改委”的具體時間并不固定的，可能在一個年度的上半年，也可能在下半年。筆者的處理方法為，如果一個地區(qū)在當年的6月份前進行“局改委”，則當年記為1；如果在7月份以后進行“局改委”，則從第二年開始記為1。

除了核心解釋變量外，借鑒已有文獻及數(shù)據(jù)的可得性要求，本文主要控制了以下變量：

旅游資源豐裕度（resource）：作為旅游經(jīng)濟的核心因素之一，旅游資源豐裕度是決定一個地區(qū)旅游發(fā)展最為重要的因素。借鑒楊勇、鄧濤濤等的做法，將各地區(qū)的A級景區(qū)按等級進行打分，具體為A級景區(qū)得分為1，AA級景區(qū)得分為2，以此類推，AAAAA級景區(qū)得分為5，然后將每個級別的景區(qū)數(shù)乘以相應的分值并加總，即一個地區(qū)的旅游資源豐裕度。雖然該指標存在一定的不足，比如：A級景區(qū)并不能完全包括所有的旅游資源，有些旅游資源并沒有參與A級景區(qū)的評級；設定的分值較為隨意，并不能完全體現(xiàn)相應景區(qū)貢獻度。但作為定量研究，采用此方法可以得到各個地區(qū)進行比較的量化指標，本文研究的核心問題并不是旅游資源豐裕度，只為得到旅游資源豐裕度的代理變量。地區(qū)旅游資源豐裕度越高，地區(qū)旅游發(fā)展水平越好，預期其符號為正。

地區(qū)產業(yè)結構（structure）：采用地區(qū)第三產業(yè)的比重來衡量。第三產業(yè)比重越大的地區(qū)旅游配套資源越豐富，且當?shù)卣顿Y旅游業(yè)的積極性越高。因此，第三產業(yè)的比重越大，地區(qū)旅游業(yè)發(fā)展越好，預期其符號為正。

地區(qū)人口密度（popdensity）：Taylor和Gregory認為旅游目的地與游客的距離越遠，旅游需求就越不足。因此，到旅游目的地的旅游者首先是本地區(qū)的居民。就我國的地級市行政區(qū)而言，各個行政區(qū)面積各不相同，人口基數(shù)也不相同，只考慮人口總數(shù)對旅游業(yè)的影響并不全面。因此，采用地區(qū)人口密度來衡量本地的旅游需求，預期符號為正。

地區(qū)在校大學生人數(shù)占比（college）：大學生作為高素質群體，是旅游需求較為旺盛的群體。同時，大學生畢業(yè)后，收入水平較高，求新獵奇意愿強烈，加上受教育程度越高，對旅游的需求更旺盛。吳必虎等認為受教育程度高的群體更愿意犧牲部分物質享受，通過旅游獲得精神生活的享受，本地人口素質對旅游的發(fā)展具有較大的影響。本文采用地區(qū)在校大學生人數(shù)占比來衡量地區(qū)人口素質。地區(qū)在校大學生人數(shù)比重越大，旅游有效需求的概率越大，旅游業(yè)發(fā)展越好，預期符號為正。

地區(qū)等級公路密度（roaddensity）：趙東喜認為區(qū)域交通設施是入境旅游的重要因素，也是衡量目的地可進入性的基本指標，理論上應當把交通基礎設施存量作為主要變量。毛潤澤的研究發(fā)現(xiàn)，我國鐵路營業(yè)里程只占到公路里程的5%，而內河航道里程所占份額較小。對于旅游業(yè)發(fā)展的交通基礎設施來說，主要是省道以上的主要道路交通。因此，采用地區(qū)等級公路密度衡量地區(qū)道路狀況。如果一個地區(qū)等級公路密度越高，說明旅游發(fā)展的基礎較好，對旅游經(jīng)濟具有促進作用，預期符號為正。

地區(qū)經(jīng)濟發(fā)展水平（pergdp）：采用地區(qū)人均GDP（按消費物價指數(shù)折算為2000年不變價）的自然對數(shù)來衡量。一個地區(qū)經(jīng)濟發(fā)展水平越高，說明本地居民的旅游需求越旺盛，但是其需求可能是本地區(qū)的旅游需求，也可能是對其他地區(qū)的旅游需求，所以其系數(shù)符號不確定。

地區(qū)（旅游）投資水平（fnvest）：由于無法獲得旅游建設投資的相關數(shù)據(jù)，采用地區(qū)固定資產投資占GDP的比重來代理。如果地區(qū)（旅游）投資水平越高，旅游經(jīng)濟發(fā)展水平越高，預期符號為正。

2.3數(shù)據(jù)說明

由于本文評估地級市進行“局改委”的效果，2000年以前，實踐這一政策的地區(qū)較少，評估的意義并不大，到2001年后，進行“局改委”的地區(qū)越來越多。同時，旅游發(fā)展相關數(shù)據(jù)最新可以查詢到2013年，因此筆者的考察范圍為2000—2013年。由于西藏和新疆部分地級市的數(shù)據(jù)缺失嚴重，刪掉相應地區(qū)，最后確定的研究樣本為286個地級市。地級市的國內旅游收入和旅游人數(shù)的統(tǒng)計數(shù)據(jù)是從2002年開始統(tǒng)計，因此涉及這個數(shù)據(jù)的樣本為2002—2013年，其他數(shù)據(jù)均為2000—2013年。

有關旅游經(jīng)濟發(fā)展的主要數(shù)據(jù)和大多數(shù)控制變量的數(shù)據(jù)來源于《中國城市統(tǒng)計年鑒》（2001—2014）、《中國區(qū)域經(jīng)濟統(tǒng)計年鑒》（2001—2014），部分統(tǒng)計數(shù)據(jù)來源于《中國統(tǒng)計年鑒》和《中國建設統(tǒng)計年鑒》。A級景區(qū)的數(shù)據(jù)來源于國家旅游局歷年公布的A級景區(qū)名錄，通過與相應景區(qū)歸屬地與地級市進行匹配。由于每個地區(qū)的A級景區(qū)在不斷增加，同時景區(qū)等級是在不斷提高的，因此，各個地區(qū)的旅游資源豐裕度是一個動態(tài)變化的數(shù)據(jù)。需要特別強調的是，本文的核心解釋變量的構建是由筆者手工采集。具體做法：在百度搜索里輸入每個地級市的“城市名+旅游局”，進入相應的網(wǎng)站或者相應的鏈接，查詢旅游局的相關信息，如果具有旅游局的官網(wǎng)，并且運行正常，說明這個地區(qū)并未進行“局改委”；如果搜索結果發(fā)現(xiàn)有網(wǎng)頁報道了這個地區(qū)“局改委”的新聞，那么鏈接網(wǎng)頁查看相應信息，具體包括“局改委”的時間（具體到月份）。然后再采用“城市名+旅委（旅游發(fā)展委員會）”，進入相應的網(wǎng)站查看旅游發(fā)展委員會成立的時間，對之前的搜索結果進行佐證，完成上面工作后就能確定該地區(qū)是否進行“局改委”以及“局改委”的具體時間。根據(jù)這些數(shù)據(jù)，形成2000—2013年286個城市的面板數(shù)據(jù)。表1匯報了上述變量的描述性統(tǒng)計表，為了保證數(shù)據(jù)有效性并消除異常樣本對檢驗結果的影響，對5個被解釋變量采用1%分位數(shù)進行縮尾處理。

2.4模型的識別問題

進行雙重差分法的前提是政策變化是一個準自然實驗，即政策變量與因變量之間不存在自選擇問題。從目前已實現(xiàn)“局改委”的地區(qū)來看（圖1），全國286個地級市中（不包括西藏，新疆只考慮了烏魯木齊和克拉瑪依兩市，地級市包括直轄市和副省級市），109個地級市已經(jīng)完成了“局改委”，占到全部地級市的27.97%。如果只考慮我國70個主要旅游城市的子樣本，從2001年杭州開始進行“局改委”到2016年，已有20個城市進行了“局改委”，占主要旅游城市的28.6%，進行“局改委”的城市占比與全樣本的情況基本一致，并非旅游城市有更大的可能進行“局改委”，也就是說，并非只有旅游產業(yè)發(fā)展較好的地區(qū)進行了“局改委”。

在表1中，筆者采用雙重差分的方法，對5個被解釋變量在兩個組之間的差異進行檢驗，結果發(fā)現(xiàn)，處理組和控制組的確存在顯著差異。具體而言，雙差分后，處理組比控制組均高出0.001～0.009，且均通過10%以上的顯著性檢驗。說明兩組之間存在顯著的差異，采用雙重差法進行考察是可行的。

3計量結果與討論

3.1基準回歸

根據(jù)式（1）的模型設定形式對變量參數(shù)進行估計，結果見表2。豪斯曼檢驗結果表明，固定效應優(yōu)于隨機效應。因此，表2中的4個模型均采用固定效應模型進行估計，并且為了克服模型可能存在的異方差問題和序列相關問題，采用聚類到地級市獲得穩(wěn)健性的標準誤。表2結果顯示，第（1）列和第（2）列的被解釋變量為國內旅游收入的自然對數(shù)，第（1）列只控制時間固定效應（采用固定效應模型自動控制了地區(qū)固定效應，回歸中不再報告）和“局改委”的虛擬變量，結果發(fā)現(xiàn)“局改委”的回歸系數(shù)在10%的水平上顯著為正，系數(shù)為1.835；第（2）列加入控制變量后，“局改委”的系數(shù)高度顯著為正，系數(shù)為1.439。在平均意義上，如果一個地級市進行“局改委”后，其國內旅游收入將提高1.439%～1.835%?？刂谱兞恐?，旅游資源豐裕度、第三產業(yè)結構、地區(qū)在校大學生比重和地區(qū)人口密度均顯著為正，與預期一致。地區(qū)等級公路密度的系數(shù)為正，但不顯著。地區(qū)投資水平的系數(shù)為負但不顯著；地區(qū)經(jīng)濟發(fā)展水平的系數(shù)顯著為負，說明地區(qū)經(jīng)濟發(fā)展水平較高的地區(qū)，國內旅游收入反而越低，其原因在于，經(jīng)濟發(fā)達的地區(qū)并不依賴旅游業(yè)的發(fā)展，且經(jīng)濟發(fā)展水平高的地區(qū)旅游資源不一定豐富，旅游收入并不一定高。

第（3）列和第（4）列的被解釋變量為國內旅游收入的增長率，第（3）列只控制時間固定效應和“局改委”兩個因素，“局改委”的回歸系數(shù)在5%的水平上顯著為正，系數(shù)為24.991；第（4）列加入控制變量后，“局改委”的系數(shù)在在10%的水平上顯著為正，系數(shù)為20.421。說明平均意義上，如果一個地區(qū)進行“局改委”，其國內旅游收入將提高20個百分點以上。在控制變量中，旅游資源豐裕度、地區(qū)在校大學生比重的系數(shù)顯著為正，與預期一致；其余變量與預期存在一定的差異，其原因在于影響旅游收入增長的因素與影響旅游收入的因素并不一致，所以只有部分變量顯著。

3.2穩(wěn)健性檢驗

表3匯報了均采用固定效應模型的3組6個穩(wěn)健性檢驗的回歸結果。第（1）列和第（2）列考察“局改委”對國內旅游人數(shù)的影響，第（1）列只考慮“局改委”和時間固定效應，“局改委”的系數(shù)高度顯著為正，系數(shù)為11.285；第（2）列考慮控制變量后，“局改委”的系數(shù)為8.743，仍然高度顯著為正；說明“局改委”的確促進地區(qū)國內旅游人數(shù)的增加，平均而言，如果一個地級市進行了“局改委”，國內旅游收入將提高8.7%～11.3%；與基礎回歸相比，“局改委”對旅游人數(shù)影響更大，說明“局改委”后，旅游發(fā)展委員會可以整合資源，加大宣傳力度，吸引更多國內旅游者的到訪，但由于采用各種優(yōu)惠政策，對旅游收入增長貢獻略小?？刂谱兞恐校糜钨Y源豐裕度、第三產業(yè)占比、地區(qū)在校大學生人數(shù)、地區(qū)人口密度和地區(qū)等級公路密度的系數(shù)均顯著為正。地區(qū)投資水平的系數(shù)為負，只有地區(qū)經(jīng)濟發(fā)展水平通過10%的檢驗，與基準回歸基本一致。

第（3）列和第（4）列考察“局改委”對旅游外匯收入的影響。第（3）列只考慮“局改委”和時間固定效應，“局改委”的系數(shù)高度顯著為正，系數(shù)為17.242；第（4）列加入控制變量后，“局改委”的系數(shù)為14.123，通過5%的檢驗，說明“局改委”后的確促進旅游外匯收入的增加；平均而言，如果一個地級市進行了“局改委”，旅游外匯收入將提高14.1%～17.2%；控制變量中，旅游資源豐裕度、第三產業(yè)占比、在校大學生人數(shù)占比、地區(qū)人口密度、等級公路密度和地區(qū)投資水平的系數(shù)為正，只有地區(qū)經(jīng)濟發(fā)展水平通過10%的檢驗。

第（5）列和第（6）列考察“局改委”對境外旅游人數(shù)的影響。第（5）列“局改委”系數(shù)為0.174，高度顯著為正；在控制相關因素后，第（6）列“局改委”的系數(shù)為0.083，通過5%的檢驗，說明“局改委”后的確促進境外旅游人數(shù)的增加；平均而言，如果一個地級市進行了“局改委”，旅游外匯收入將提高0.08%～0.17%；對比來看，“局改委”后，境外旅游人數(shù)的增長遠小于旅游外匯收入，說明旅游發(fā)展委員會成立后，旅游境外宣傳并沒能產生較大改觀，對境外旅游者的吸引力有限，但可以通過改善旅游服務水平，提升入境旅游者消費意愿。控制變量的回歸系數(shù)與第（2）列和第（4）列基本一致。

3.3選擇性偏誤分析

基于DID方法，筆者對“局改委”對地區(qū)旅游經(jīng)濟增長的影響進行了分析。但分析之前需要考慮進行“局改委”的地區(qū)是否存在選擇性偏誤的問題，即旅游業(yè)發(fā)展較好的地區(qū)，更趨向于進行“局改委”。為了規(guī)避這個問題，筆者采用下面計量方法進行檢驗，基本思路如下：由于地級市“局改委”是0和1之間進行選擇，那么采用Probit模型分析旅游經(jīng)濟發(fā)展對“局改委”的影響。在2013年，選擇“局改委”的地區(qū)較多，以2013作為截面進行分析，表4匯報了相應的回歸結果。在5個模型中，筆者采用前文分析中代表旅游經(jīng)濟增長的5個被解釋變量分別作為解釋變量，結果顯示，5個回歸結果均不顯著，說明并非是旅游經(jīng)濟發(fā)展好的地區(qū)更愿意“局改委”。因此，排除選擇性偏誤的可能。

同時，在表4中，筆者還發(fā)現(xiàn)，旅游資源豐裕度、第三產業(yè)比重、地區(qū)投資水平均顯著為正，說明旅游資源稟賦高、第三產業(yè)占比高、地方投資水平高的地區(qū)更愿意“局改委”；但地區(qū)在校大學生人數(shù)占比高的地區(qū)，更不愿意“局改委”，可能的原因是，旅游業(yè)是勞動密集型的產業(yè)，其受教育程度并不需要太高，而大學生占比較高的地區(qū)，更愿意通過大學生發(fā)展一些更技術密集型產業(yè)。地區(qū)經(jīng)濟發(fā)展水平和地區(qū)人均道路面積對是否“局改委”影響并不顯著。綜合來看，旅游資源稟賦高、第三產業(yè)占比高、投資水平高，但旅游發(fā)展相對滯后的地級市更愿意實施“局改委”，而地區(qū)大學生占比越高，更趨向于發(fā)展技術密集型產業(yè)，對勞動密集型的旅游業(yè)積極性相對不高，“局改委”意愿不強烈。

3.4機制分析

上文的分析已表明，“局改委”的確促進了旅游業(yè)的發(fā)展，并且“局改委”不存在選擇偏誤。那么，地區(qū)進行“局改委”后到底是如何影響旅游經(jīng)濟增長的呢？下面筆者對本文所涉及的控制變量進行分析，具體分析策略是將“局改委”對7個控制變量進行回歸。在表5中，筆者只考慮“局改委”和時間固定效應，采用固定效應模型，并對地區(qū)進行聚類得到穩(wěn)健性的標準誤。結果顯示，“局改委”對地區(qū)旅游資源豐裕度、地區(qū)等級公路密度和地區(qū)第三產業(yè)占比具有顯著的促進作用，而對其他變量影響為正，但并不顯著。因此，可以得到初步的結論：地區(qū)“局改委”后，可以對地區(qū)的旅游資源進行優(yōu)化配置，將地區(qū)積極組織本地區(qū)的旅游景區(qū)申請更高一些的A級景區(qū)，而同時改善本地區(qū)的交通基礎設施，最后提高本地區(qū)第三產業(yè)的占比和提高地區(qū)人均收入水平。

以上分析表明，“局改委”主要是通過提升地區(qū)旅游資源稟賦來促進旅游產業(yè)的發(fā)展。結合地區(qū)旅游經(jīng)濟發(fā)展的實際情況，則主要表現(xiàn)為提升了旅游資源的數(shù)量和質量，增加了旅游資源的利用效率。具體而言，“局改委”的作用主要表現(xiàn)在以下兩個方面：

第一，“局改委”增強了部門間的管理聯(lián)動，提升了地區(qū)旅游資源整合能力。以往的旅游局項目審批權利有限，對于跨部門旅游項目的開發(fā)沒有完全自主權，需要部門間協(xié)調配合。而同級部門間級別對等，利益關系不統(tǒng)一，因而往往相互掣肘，旅游項目啟動效率低下。而消費者對旅游產品的偏好往往具有一定的可變性，對于某種類型的旅游產品忠誠度不高，且國際國內市場旅游景點競爭激烈，緩慢的項目開發(fā)進程很有可能使得旅游產品的推出錯過黃金時期，從而收效有限，甚至可能由于項目開展緩慢，而市場預期最佳旅游產品的推出時間已過，主觀上停止跨部門項目的啟動。更有甚者，由于前期跨部門協(xié)調的低效和困難，旅游局即便有很好的旅游項目規(guī)劃，也會由于對溝通失敗結果的預期而擱置商討與實施。而當旅游局升格為旅游發(fā)展委員會時，便具備了在各部門間協(xié)調旅游項目開發(fā)、優(yōu)化等工作的能力。這一能力的提升不但可以增強跨部門旅游項目的啟動與實施效率，使得旅游產品的面世比過去具有更好的時機，從而在短期內提升旅游產品的績效，而且還能化解跨部門合作失敗的悲觀預期，激活旅游產品和項目的創(chuàng)新活力，從而可以長期促進旅游業(yè)的發(fā)展。當敏銳的市場需求洞察力遇上高效的項目執(zhí)行力時，旅游市場的績效就能顯著提升。

第二，“局改委”提升了市場聯(lián)合整治能力，加強了景區(qū)形象推廣。旅游產業(yè)的發(fā)展除了與自身旅游資源的稟賦有關之外，還與資源的聲譽息息相關。具備相似偏好和收入水平的群體形成的關系網(wǎng)絡對旅游資源聲譽具有重要影響。個體良好的旅游體驗在其關系網(wǎng)絡中的傳播能夠提高旅游資源的聲譽，而不愉悅的旅游體驗則會降低旅游資源在其關系網(wǎng)絡中的聲譽。造成不愉悅旅游體驗的一個重要原因是旅游產業(yè)中存在的不規(guī)范行為。很多不規(guī)范行為超出了旅游局的治理權限，而同級部門的不作為或低效率處理等給游客帶來的損失就會轉化為以大量游客為中心的關系網(wǎng)絡的不滿，甚至是社會輿論的壞口碑，最終受損的是當?shù)氐穆糜萎a業(yè)。而“局改委”之后，旅游發(fā)展委員會對部門間涉及旅游問題的事宜可以充分協(xié)調和調動，可以對容易造成當?shù)芈糜萎a業(yè)發(fā)展不利的事件做出快速反應，最大程度地降低消極影響。而對于旅游產業(yè)中存在的不規(guī)范問題，委員會還可以通過協(xié)調相關部門進行更有力的監(jiān)管，提供更嚴厲的處罰措施來降低景區(qū)人員與游客之間可能發(fā)生的摩擦，從而減小游客不愉快體驗的概率，實現(xiàn)景區(qū)的長足發(fā)展。

4主要結論與政策建議

隨著人均收入水平的增加，人們的旅游需求不斷提升，我國的國內旅游和國際旅游的發(fā)展都進入黃金期。但在我國旅游業(yè)的發(fā)展歷程中，制度變遷的背景和具體制度安排并沒有固定的形式。針對這一系列普適性的制度變遷，也沒有相關研究對其效果進行評估。本文注意到了這一現(xiàn)狀，率先探討了這一問題。筆者將實施“局改委”的地級市作為處理組，將未實施“局改委”的地級市作為控制組，采用雙重差法對“局改委”這一制度變遷進行評估。研究發(fā)現(xiàn)：第一，從平均意義上來看，完成“局改委”后的地級市比未進行“局改委”的地級市具有更高的旅游經(jīng)濟發(fā)展水平，包括更高的國內旅游收入，更高的國內旅游收入增長率，更多的國內旅游人數(shù)，更高的旅游外匯收入和更多的境外旅游人數(shù)，即“局改委”顯著提高了地級市的旅游經(jīng)濟增長；第二，Probit模型結果顯示，旅游經(jīng)濟的發(fā)展水平與是否進行“局改委”之間的關系并不顯著，而旅游資源稟賦、地區(qū)產業(yè)結構與進行“局改委”之間存在顯著的正向關聯(lián)；第三，“局改委”對旅游經(jīng)濟增長的影響機制主要是地區(qū)通過提高本地旅游資源稟賦，從而提升地區(qū)旅游產品的供給數(shù)量和質量，進而提升旅游產業(yè)的增長。

“局改委”作為一項旅游業(yè)發(fā)展的制度設計，一方面有利于地方政府實現(xiàn)對本地旅游資源的優(yōu)化配置，調動區(qū)域內相關部門和各級政府發(fā)展旅游產業(yè)的積極性，加快跨部門旅游項目的啟動與實施，在短期內提升旅游產品的績效，同時，化解跨部門合作失敗的悲觀預期，激發(fā)旅游產品和項目的創(chuàng)新活力，實現(xiàn)長期促進旅游業(yè)的發(fā)展的作用。另一方面，除了有利于加大營銷推廣力度、吸引更多游客之外，還能增強地方政府對旅游行業(yè)的監(jiān)管力度，改善旅游企業(yè)的服務質量，提升游客的旅游體驗，從而增強在當?shù)芈糜蜗M的欲望。因此，筆者認為，“局改委”是一個較為合理的制度設計，但并不是每個地區(qū)都需要“局改委”。首先，需要考慮本地區(qū)的旅游資源稟賦，是否具有較為突出的旅游資源，是否可以將旅游業(yè)作為本地區(qū)的支柱產業(yè)。研究結果表明，如果當?shù)芈糜钨Y源稟賦具有較大的提升空間，而且現(xiàn)有體制對地區(qū)旅游業(yè)發(fā)展存在阻礙作用，那么該地區(qū)就有必要進行“局改委”。其次，“局改委”并非一定能夠帶來旅游業(yè)的快速增長，本研究只能在平均意義上給出定論，只有地區(qū)旅游發(fā)展委員會充分發(fā)揮其在旅游資源調節(jié)中的協(xié)調作用，提高旅游資源的配置水平，才能有效促進當?shù)芈糜螛I(yè)的發(fā)展。

[責任編輯：吳巧紅；責任校對：王玉潔]