羅浩 陳仁

[摘? ? 要]文章基于新古典經(jīng)濟(jì)增長理論，采用增長核算方法，對中國酒店業(yè)增長方式進(jìn)行了實(shí)證分析。鑒于生產(chǎn)函數(shù)中要素投入自變量之間存在的多重共線性，該文采用主成分分析法、嶺回歸分析法和偏最小二乘法對全國酒店業(yè)的生產(chǎn)函數(shù)進(jìn)行估計(jì)，經(jīng)過比較，選擇偏最小二乘法的估計(jì)結(jié)果為基準(zhǔn)結(jié)果。研究發(fā)現(xiàn)，1992—2012年間，中國酒店業(yè)的勞動(dòng)和資本投入每增加1%，使產(chǎn)出分別增長0.47%和0.52%，行業(yè)處在由規(guī)模報(bào)酬不變到規(guī)模報(bào)酬遞減的過渡期;酒店業(yè)增長主要由勞動(dòng)和資本要素共同驅(qū)動(dòng)，兩者分別貢獻(xiàn)了產(chǎn)出增長的43.36%和39.89%，處于勞動(dòng)驅(qū)動(dòng)增長階段邁向投資驅(qū)動(dòng)增長階段的交接處;酒店業(yè)全要素生產(chǎn)率年均提高1.42%，投入產(chǎn)出效率逐步改進(jìn)，但TFP對產(chǎn)業(yè)增長的貢獻(xiàn)率僅有16.74%，尚處于粗放增長時(shí)期。

[關(guān)鍵詞]酒店產(chǎn)業(yè);增長核算;多重共線性;要素貢獻(xiàn);全要素生產(chǎn)率

[中圖分類號(hào)]F59

[文獻(xiàn)標(biāo)識(shí)碼]A

[文章編號(hào)]1002-5006（2020）09-0014-12

引言

改革開放以后，我國的酒店由過去的公益性事業(yè)單位逐步轉(zhuǎn)型為營利性企業(yè)單位，酒店業(yè)也是改革開放初期我國外資準(zhǔn)入最早、開放程度最高的行業(yè)之一。20世紀(jì)80年代，伴隨著供給側(cè)外資的不斷涌入以及需求側(cè)入境旅游的興旺，我國酒店業(yè)獲得了較大的發(fā)展。為了規(guī)范對初具規(guī)模的現(xiàn)代化酒店業(yè)的管理，我國于1988年開始實(shí)行星級(jí)飯店評(píng)定制度，促進(jìn)了酒店業(yè)設(shè)施條件和服務(wù)質(zhì)量的提升。1992年，“南巡講話”和十四大提出建設(shè)社會(huì)主義市場經(jīng)濟(jì)體制以后，我國改革開放進(jìn)程全面深化，激發(fā)了各行各業(yè)的發(fā)展活力;加上國內(nèi)旅游開始蓬勃興起，使得我國酒店業(yè)進(jìn)入了更快發(fā)展的軌道。1992—2012年這21年，盡管中間經(jīng)歷過亞洲金融危機(jī)、“非典”、全球金融危機(jī)等特殊事件造成的干擾，星級(jí)飯店業(yè)總體上保持了持續(xù)、快速的增長，營業(yè)收入從1992年的181億元增加到2012年的2430億元，扣除物價(jià)因素，年均增長率高達(dá)8.48%1。

然而，在酒店業(yè)經(jīng)營規(guī)模快速增長的同時(shí)，其經(jīng)營效益并沒有相應(yīng)的提升。全行業(yè)利潤率歷經(jīng)3個(gè)階段：1993—1996年連續(xù)4年的高利潤時(shí)期，利潤率高達(dá)6%～11%;1998—2004年連續(xù)7年的全行業(yè)虧損時(shí)期，1998年虧損率最高達(dá)6.6%，此后逐年降低;2005—2012年則為低利潤時(shí)期，利潤率基本都徘徊在3%以下①。十八大以后，由于中央出臺(tái)“八項(xiàng)規(guī)定”，限制“三公消費(fèi)”，加上中國經(jīng)濟(jì)進(jìn)入新常態(tài)，經(jīng)濟(jì)增速放緩，酒店業(yè)不景氣，2013—2016年全國星級(jí)飯店?duì)I業(yè)收入連續(xù)負(fù)增長，除2016年略有盈利外，其余年份均虧損。

要實(shí)現(xiàn)中國酒店產(chǎn)業(yè)的持續(xù)增長和效益的穩(wěn)健提升，離不開對酒店業(yè)增長方式的探究。建立在經(jīng)濟(jì)增長理論基礎(chǔ)上的增長核算方法，為我們識(shí)別產(chǎn)業(yè)增長的源泉提供了一個(gè)有用的工具，它能為我們揭示產(chǎn)業(yè)增長的主要驅(qū)動(dòng)力量是什么，生產(chǎn)效率的增長及其對產(chǎn)業(yè)增長的貢獻(xiàn)，產(chǎn)業(yè)增長的規(guī)模報(bào)酬變化處于何種階段。目前，對中國旅游業(yè)整體的增長核算已較多見諸文獻(xiàn)，但對中國酒店業(yè)的研究卻幾近空白。本文將承擔(dān)這項(xiàng)研究，揭示中國酒店產(chǎn)業(yè)的增長方式和源泉，以期為中國酒店業(yè)的持續(xù)增長和效益提升提供政策啟示。

1 文獻(xiàn)述評(píng)

1.1 增長方式與增長核算

本研究的增長方式，是指各種生產(chǎn)要素在經(jīng)濟(jì)增長中的地位和作用，對一個(gè)產(chǎn)業(yè)而言，就是各種生產(chǎn)要素的投入及其效率對該產(chǎn)業(yè)的增長所發(fā)揮的貢獻(xiàn)。對經(jīng)濟(jì)增長方式的研究是以經(jīng)濟(jì)增長理論為基礎(chǔ)的。Tinbergen最早對增長方式進(jìn)行核算，但影響不大[1]。Solow建立了新古典經(jīng)濟(jì)增長理論的經(jīng)典模型，產(chǎn)出的增長被歸為投入的增加和投入產(chǎn)出效率兩者共同作用的結(jié)果，投入是指生產(chǎn)中投入的各種生產(chǎn)要素（最普遍的是資本和勞動(dòng)），投入產(chǎn)出效率是指全部生產(chǎn)要素的投入轉(zhuǎn)化為產(chǎn)品產(chǎn)出的能力，即全要素生產(chǎn)率（total factor productivity，TFP）[2]。根據(jù)這個(gè)模型，產(chǎn)出的增長率可以分解為資本增長率、勞動(dòng)增長率與TFP增長率，由此可測算這些因素分別對產(chǎn)出增長的驅(qū)動(dòng)作用（貢獻(xiàn)率），識(shí)別出發(fā)揮主導(dǎo)力量的經(jīng)濟(jì)增長驅(qū)動(dòng)因素[3]。在此基礎(chǔ)上，Denison、Jorgenson和Griliches進(jìn)一步將全要素生產(chǎn)率分解為各種不同的增長因素[4-5]。以上即增長因素分析或增長核算。

然而，TFP最初是以產(chǎn)出增長率扣除資本和勞動(dòng)增長率后的“余值”計(jì)算的，它實(shí)際上隱含了包括技術(shù)進(jìn)步在內(nèi)的所有促進(jìn)投入產(chǎn)出效率的因素。此后的內(nèi)生增長理論嘗試從不同角度將TFP內(nèi)生化，從而解釋TFP的來源，例如分別從干中學(xué)[6]、研發(fā)活動(dòng)[7]、人力資本[8]、熊彼特式創(chuàng)新[9]等角度內(nèi)生技術(shù)進(jìn)步?；谛轮贫冉?jīng)濟(jì)學(xué)理論，制度及其變遷是另一個(gè)（隱藏在TFP中）影響經(jīng)濟(jì)增長的重要因素[10]，并已初步進(jìn)入經(jīng)濟(jì)增長實(shí)證研究[11]。此外，在生產(chǎn)要素投入方面，繼資本、勞動(dòng)和人力資本之后，自然資源也被引入經(jīng)濟(jì)增長模型及其核算中[12]。

根據(jù)發(fā)揮主導(dǎo)力量的經(jīng)濟(jì)增長驅(qū)動(dòng)因素，便可以劃分不同的經(jīng)濟(jì)增長方式。首先，可以區(qū)分為生產(chǎn)要素驅(qū)動(dòng)型和生產(chǎn)率（TFP）驅(qū)動(dòng)型，前者依靠投入的增加驅(qū)動(dòng)增長，通常被簡單地理解為粗放的增長方式;后者依賴效率的提高促進(jìn)增長，往往被簡單地理解為集約的增長方式。然后，要素驅(qū)動(dòng)型增長方式，又可以按主導(dǎo)性的要素進(jìn)一步劃分為資本驅(qū)動(dòng)、勞動(dòng)驅(qū)動(dòng)、人力資本驅(qū)動(dòng)、資源驅(qū)動(dòng);而TFP往往被簡單理解為廣義技術(shù)進(jìn)步（知識(shí)創(chuàng)新），所以生產(chǎn)率驅(qū)動(dòng)通常也被稱為技術(shù)驅(qū)動(dòng)（或知識(shí)驅(qū)動(dòng)、創(chuàng)新驅(qū)動(dòng)），但如果細(xì)究TFP的來源，則還可區(qū)分為技術(shù)進(jìn)步驅(qū)動(dòng)、制度改革驅(qū)動(dòng)等。最后，如果存在多種增長因素占據(jù)主導(dǎo)，則經(jīng)濟(jì)增長方式可以劃分為多種因素共同驅(qū)動(dòng)型。經(jīng)濟(jì)增長方式隨時(shí)間而演進(jìn)，Porter將經(jīng)濟(jì)增長過程劃分為4個(gè)階段：要素（勞動(dòng)或資源）驅(qū)動(dòng)階段、投資（資本）驅(qū)動(dòng)階段、創(chuàng)新驅(qū)動(dòng)階段和財(cái)富驅(qū)動(dòng)階段[13]。

1.2 旅游經(jīng)濟(jì)增長及其核算

旅游經(jīng)濟(jì)學(xué)中，關(guān)于增長的研究有兩個(gè)截然不同的方向：一是旅游與經(jīng)濟(jì)增長的關(guān)系，研究旅游業(yè)發(fā)展對整體經(jīng)濟(jì)增長的影響和作用，該方向積累了海量文獻(xiàn)，參考Maria 和 Jose、Song 等以及趙磊的述評(píng)[14-16]，其中，最著名的理論是旅游發(fā)展促進(jìn)經(jīng)濟(jì)增長假說（tourism-led growth hypothesis），此處不作贅述;另一個(gè)方向是旅游經(jīng)濟(jì)增長，研究旅游業(yè)自身的增長，涉及的主要領(lǐng)域有旅游生命周期模型、旅游需求增長預(yù)測、增長差異和空間格局、增長波動(dòng)和時(shí)間趨勢、增長質(zhì)量和包容性、增長效率和生產(chǎn)率、增長方式和因素分析、增長的其他影響因素。

旅游增長方式和因素分析應(yīng)用了經(jīng)濟(jì)增長理論和增長核算方法，并結(jié)合旅游業(yè)特點(diǎn)加以發(fā)展。Blake 等運(yùn)用可計(jì)算一般均衡（computable general equilibrium，CGE）模型測算了英國旅游業(yè)要素生產(chǎn)率，并對旅游業(yè)內(nèi)各細(xì)分行業(yè)的生產(chǎn)率進(jìn)行了比較[17];Such 和 Zamora研究了西班牙酒店業(yè)勞動(dòng)生產(chǎn)率及其地區(qū)差異變動(dòng)過程[18];Smeral對8 個(gè)歐盟國家的酒店和餐館業(yè)進(jìn)行增長核算[19];Marrocu和 Paci對17個(gè)歐洲國家199個(gè)區(qū)域的面板數(shù)據(jù)，基于包含空間滯后的柯布-道格拉斯生產(chǎn)函數(shù)（Cobb-Douglas production function， C-D）估計(jì)TFP及其影響因素[20]。Hilal等對土耳其的研究發(fā)現(xiàn)，制度能力增長與旅游集群增長之間存在非常顯著的正相關(guān)[21]。Shi和Russell發(fā)現(xiàn)澳大利亞交通、零售貿(mào)易和游憩服務(wù)存在規(guī)模報(bào)酬遞增，住宿業(yè)則呈現(xiàn)規(guī)模報(bào)酬不變，但后者占據(jù)旅游業(yè)的比重最大，因而整個(gè)旅游業(yè)不存在報(bào)酬遞增[22]。Jorge 和 Christina發(fā)現(xiàn)創(chuàng)新是提升酒店產(chǎn)業(yè)全要素生產(chǎn)率的重要因素，地理位置對酒店業(yè)增長方式有重要影響[23]。

一些學(xué)者對中國旅游經(jīng)濟(jì)的增長因素進(jìn)行了分析。多數(shù)研究僅考慮了資本、勞動(dòng)和技術(shù)進(jìn)步[24-30];楊天英等、羅浩等則引入了旅游資源要素[31-32]，余鳳龍等研究了制度變遷的影響[33];趙金金、吳玉鳴考慮了空間溢出效應(yīng)[34-35]，Yang和Timothy還考慮了空間異質(zhì)性效應(yīng)[36]。部分研究還分析了旅游增長方式的地區(qū)差異，并對各地進(jìn)行分類[26，29，32]。

然而，上述文獻(xiàn)大部分都出現(xiàn)了異常的回歸結(jié)果（一些沒有報(bào)告回歸效果的文獻(xiàn)除外），例如，成英文論文中飯店業(yè)資本產(chǎn)出彈性為負(fù)且不顯著[26];研究整體旅游業(yè)的文獻(xiàn)中，也屢屢出現(xiàn)有些要素的系數(shù)不顯著[28]，勞動(dòng)的產(chǎn)出彈性大于1[29]，勞動(dòng)的彈性為負(fù)且不顯著[37]，勞動(dòng)和資本的彈性均為負(fù)且前者不顯著[34]，服務(wù)資源的彈性為負(fù)[31]等異常結(jié)果。遺憾的是，上述文獻(xiàn)均未對異常結(jié)果的原因進(jìn)行分析，也未對模型或估計(jì)方法進(jìn)行修正;而且，除成英文認(rèn)為模型無效而放棄采用之外，其他文獻(xiàn)均直接采用了異常結(jié)果。以上異常結(jié)果完全符合計(jì)量經(jīng)濟(jì)學(xué)中多重共線性的典型癥狀[38-39]，筆者將在本文研究方法部分對此進(jìn)行詳細(xì)闡述。

1.3 既有文獻(xiàn)的不足和本文的潛在貢獻(xiàn)

由以上文獻(xiàn)回顧可以看出，現(xiàn)有對中國旅游業(yè)增長核算的研究中存在幾個(gè)問題或不足。其一是研究對象方面，絕大多數(shù)文獻(xiàn)都是對旅游業(yè)整體的研究，只發(fā)現(xiàn)兩篇涉及酒店業(yè)，且其中一篇針對的是住宿餐飲業(yè)，與本文的研究對象不一致;另一篇雖為研究飯店業(yè)，但模型回歸結(jié)果異常，故而其作者判定模型無效[25-26]。其二是研究數(shù)據(jù)方面，該領(lǐng)域文獻(xiàn)的旅游業(yè)投入產(chǎn)出數(shù)據(jù)基本來自《中國旅游統(tǒng)計(jì)年鑒（副本）》中的旅游企業(yè)經(jīng)營數(shù)據(jù)，旅游企業(yè)的統(tǒng)計(jì)口徑包括旅行社、星級(jí)飯店、旅游景區(qū)、旅游車船公司、其他旅游企業(yè)，但是各年的統(tǒng)計(jì)口徑很不穩(wěn)定，比如有些年份沒有包含旅游景區(qū)、有些年份則沒有包含旅游車船公司，所以歷年旅游業(yè)整體的數(shù)據(jù)可比性較差;相對而言，對星級(jí)飯店業(yè)的統(tǒng)計(jì)口徑較為穩(wěn)定可靠，而且數(shù)據(jù)豐富詳實(shí)（不僅有分星級(jí)、分省的統(tǒng)計(jì)，還有主要旅游城市的統(tǒng)計(jì)）。其三是研究技術(shù)方面，現(xiàn)有文獻(xiàn)均沒有考慮解釋變量（不同生產(chǎn)要素）之間可能存在的多重共線性問題，且大多數(shù)文獻(xiàn)采用普通最小二乘法（ordinary least squares， OLS）估計(jì)，導(dǎo)致某些解釋變量的系數(shù)（要素產(chǎn)出彈性）并不顯著，且存在某些要素的彈性為負(fù)值而另一些要素的彈性大于1的現(xiàn)象，有悖于經(jīng)濟(jì)理論。

上述第三個(gè)問題顯得尤為重要，因?yàn)閷Χ嘀毓簿€性的忽視使得本領(lǐng)域現(xiàn)有的研究成果恐不可靠。事實(shí)上，在增長核算的其他一些應(yīng)用領(lǐng)域，也出現(xiàn)過類似的局面。例如，Ai和Cassou指出，多重共線性可以解釋此前資本生產(chǎn)率文獻(xiàn)的奇怪結(jié)果，因?yàn)樗鼤?huì)在小的數(shù)據(jù)變化后導(dǎo)致估計(jì)值的大幅度波動(dòng)，產(chǎn)生非常高的標(biāo)準(zhǔn)誤、難以置信的系數(shù)符號(hào)或量級(jí)[40]。Quinn和Toyoda也發(fā)現(xiàn)，在資本賬戶自由化對經(jīng)濟(jì)增長的影響這一領(lǐng)域，自變量之間的共線性等問題解釋了先前研究中的沖突結(jié)果，因?yàn)楣簿€性會(huì)降低得到一致性估計(jì)的可能性，使研究結(jié)果與假設(shè)相悖[41]。增長核算之外某些實(shí)證研究領(lǐng)域，也曾出現(xiàn)過此類情況，例如，Shi等認(rèn)為，車輛速度、密度和流量之間的多重共線性可能是研究人員還沒有就擁堵對交通安全的影響達(dá)成共識(shí)的原因[42]。

鑒于現(xiàn)有文獻(xiàn)以上問題或不足，本文采用星級(jí)飯店數(shù)據(jù)，聚焦于酒店業(yè)的增長方式進(jìn)行研究。尤其注重對解釋變量之間的多重共線性進(jìn)行檢驗(yàn)，并采用合適的估計(jì)方法來消除多重共線性的影響，以避免已有研究中屢屢出現(xiàn)的要素產(chǎn)出彈性不顯著且異常的現(xiàn)象。本文后續(xù)內(nèi)容作如下安排：第二節(jié)將介紹計(jì)量模型的構(gòu)建、變量指標(biāo)的選取、數(shù)據(jù)來源和處理以及酒店業(yè)的統(tǒng)計(jì)描述;第三節(jié)對解釋變量間的多重共線性進(jìn)行檢驗(yàn)，并介紹解決該問題的方法;第四節(jié)介紹酒店業(yè)增長方式的實(shí)證分析過程并報(bào)告其結(jié)果;最后一節(jié)是研究結(jié)論及其政策含義。

2 模型構(gòu)建與數(shù)據(jù)來源

2.1 模型構(gòu)建與增長核算

和本領(lǐng)域的多數(shù)文獻(xiàn)一樣，我們采用經(jīng)典的索洛模型增長核算法，酒店業(yè)的生產(chǎn)函數(shù)采用如下的科布-道格拉斯形式1：

[Yt=AtKαtLβt] （1）

式（1）中，Y為總產(chǎn)出，K為資本投入量，L為勞動(dòng)投入量，α、β分別為資本和勞動(dòng)的產(chǎn)出彈性，A為技術(shù)系數(shù)，即全要素生產(chǎn)率（TFP）。

將式（1）兩邊取自然對數(shù)，可將其轉(zhuǎn)化為線性方程：

[lnYt=lnAt+αlnKt+βlnLt+ε] （2）

式（2）為本文的基本計(jì)量模型，根據(jù)歷年產(chǎn)出、資本投入量、勞動(dòng)投入量，通過計(jì)量經(jīng)濟(jì)學(xué)的回歸分析，可以估計(jì)出參數(shù)α、β的值。

式（2）對時(shí)間t求導(dǎo)，可得差分方程：

[ΔYY=ΔAA+αΔKK+βΔLL] （3）

在式（3）中，令[y=ΔYY]表示產(chǎn)出增長率，[a=ΔAA]表示TFP增長率，[l=ΔLL]表示勞動(dòng)增長率，[k=ΔKK]表示資本增長率。將上式改寫為：

[y=a+αk+βl] （4）

其中，產(chǎn)出、資本和勞動(dòng)的增長率都可以根據(jù)統(tǒng)計(jì)數(shù)據(jù)計(jì)算得到，TFP增長率則按索洛余值法計(jì)算：

[a=y-αk-βl] （5）

將式（4）各項(xiàng)同時(shí)除以產(chǎn)出增長率y，得到：

[1=ay+αky+βly] （6）

式（6）右邊各項(xiàng)依次為TFP、資本、勞動(dòng)的增長對產(chǎn)出增長的貢獻(xiàn)率，分別用EA、EK、EL來表示。其中，EK與EL之和稱為要素投入貢獻(xiàn)率。

2.2 變量指標(biāo)與數(shù)據(jù)處理

我國對酒店業(yè)的統(tǒng)計(jì)有住宿業(yè)、旅游飯店、涉外飯店、星級(jí)飯店等幾種口徑1，本文選擇1992—2012年全國星級(jí)飯店作為具體研究對象和數(shù)據(jù)來源。一方面，無論是旅游飯店、涉外飯店還是住宿業(yè)，都存在界限不清晰、統(tǒng)計(jì)不連續(xù)、數(shù)據(jù)缺失嚴(yán)重等問題;另一方面，早在1986年，國家旅游局就將酒店星級(jí)評(píng)定列為工作重點(diǎn)，我國星級(jí)飯店制度較為完善，申報(bào)制度、評(píng)定標(biāo)準(zhǔn)、評(píng)定流程、星級(jí)核準(zhǔn)嚴(yán)格，相關(guān)統(tǒng)計(jì)工作較成熟，數(shù)據(jù)的可信度較高。產(chǎn)出和投入變量主要來自《中國旅游統(tǒng)計(jì)年鑒（副本）》（1993—2013）中的“全國星級(jí)飯店主要經(jīng)濟(jì)指標(biāo)”。選用星級(jí)飯店?duì)I業(yè)收入作為產(chǎn)出變量;資本投入變量為星級(jí)飯店資本存量，通過永續(xù)盤存法對固定資產(chǎn)原值進(jìn)行轉(zhuǎn)換得到;星級(jí)飯店從業(yè)人員作為勞動(dòng)投入變量。選擇1992—2012年這21年的時(shí)間序列數(shù)據(jù)作為實(shí)證分析和檢驗(yàn)的樣本，基本涵蓋了中國星級(jí)飯店發(fā)展的幾個(gè)重要階段，同時(shí)達(dá)到序列長度和樣本容量的要求。十八大以后中央出臺(tái)“八項(xiàng)規(guī)定”，限制“三公消費(fèi)”，客觀上對星級(jí)飯店業(yè)產(chǎn)生了較大沖擊，2013年以來，納入經(jīng)營統(tǒng)計(jì)的星級(jí)飯店企業(yè)數(shù)不斷減少（可能是因?yàn)橥I(yè)或摘牌），全國星級(jí)飯店?duì)I業(yè)收入和就業(yè)人數(shù)也持續(xù)下降。為避免因特殊原因產(chǎn)生的連續(xù)多年下行數(shù)據(jù)對整體估計(jì)的干擾，本文未將2013年以來的數(shù)據(jù)納入研究時(shí)段。

以下對各變量的衡量指標(biāo)、數(shù)據(jù)來源和初步處理作進(jìn)一步說明。

2.2.1? ? 產(chǎn)出指標(biāo)

理論上，產(chǎn)出應(yīng)用增加值衡量，以避免計(jì)入中間投入。但我國星級(jí)飯店統(tǒng)計(jì)中相關(guān)指標(biāo)為營業(yè)收入，實(shí)際上是包含了中間投入的總產(chǎn)值數(shù)據(jù)。有學(xué)者曾提出將旅游總收入轉(zhuǎn)化為旅游增加值的方法[45]，但其估算的成分較重，且所需的數(shù)據(jù)較多，對酒店業(yè)而言難以實(shí)現(xiàn)。故本文與已有文獻(xiàn)一樣，仍采用營業(yè)收入作為替代，隱含地假設(shè)了歷年的增加值率保持穩(wěn)定。

此外，為了消除價(jià)格變動(dòng)因素的影響，本文運(yùn)用居民消費(fèi)價(jià)格指數(shù)，將歷年當(dāng)年價(jià)的營業(yè)收入轉(zhuǎn)化為以1992年為基期的不變價(jià)。居民消費(fèi)價(jià)格指數(shù)的數(shù)據(jù)來自《中國統(tǒng)計(jì)年鑒》和中經(jīng)網(wǎng)數(shù)據(jù)庫。

2.2.2? ? 資本投入指標(biāo)

資本是指設(shè)備和建筑，在其服務(wù)期間持續(xù)發(fā)揮作用、投入生產(chǎn)，因此資本投入是一個(gè)存量指標(biāo)。經(jīng)濟(jì)學(xué)界一般采用永續(xù)盤存法推算某個(gè)時(shí)期的資本存量[46]，其基本估算公式可以表達(dá)為：

[Kt=Kt-11-δ+PtIt] （7）

式（7）中：[Kt]為t年的資本存量，[Kt-1]為t-1年的資本存量，[δ]為資本的折舊率，[Pt]為t年的固定資產(chǎn)投資價(jià)格指數(shù)，[It]為t年的資本投入額（流量）。因此，采用永續(xù)盤存法對資本存量進(jìn)行估算，關(guān)鍵是要獲得基期資本存量K0、資本的折舊率[δ]、歷年的投資額It和固定資產(chǎn)投資價(jià)格指數(shù)Pt的數(shù)據(jù)。

歷年《中國旅游統(tǒng)計(jì)年鑒（副本）》中提供了比較連續(xù)的固定資產(chǎn)原值數(shù)據(jù)，早期還曾提供固定資產(chǎn)凈值數(shù)據(jù)，已有的相關(guān)文獻(xiàn)多數(shù)直接采用這兩種數(shù)據(jù)，但并不科學(xué)。固定資產(chǎn)原值是按照當(dāng)年價(jià)格計(jì)算的各年新增固定資產(chǎn)的逐年累加，沒有考慮折舊，也沒考慮價(jià)格變化;固定資產(chǎn)凈值雖然考慮了折舊，但仍未考慮價(jià)格變化（根據(jù)永續(xù)盤存法的公式，固定資產(chǎn)存量并不能對固定資產(chǎn)凈值直接用固定資產(chǎn)投資價(jià)格指數(shù)平減得到）。

上述永續(xù)盤存法估算所需要的4類數(shù)據(jù)中，歷年的固定資產(chǎn)投資價(jià)格指數(shù)Pt可以直接從《中國統(tǒng)計(jì)年鑒》及中經(jīng)網(wǎng)數(shù)據(jù)庫獲得。對于資本折舊率[δ]，已有的相關(guān)文獻(xiàn)大多直接借用一些經(jīng)濟(jì)學(xué)者估算的制造業(yè)的資本折舊率（如5%），顯然旅游業(yè)與制造業(yè)差異巨大，此舉并不可取;薛俊波和王錚對中國17個(gè)部門的折舊率進(jìn)行估算[47]，其中，商業(yè)飲食業(yè)的折舊率均值為7.91%，鑒于該部門與星級(jí)飯店業(yè)相對最為接近，本文采用這一折舊率。對于歷年固定資產(chǎn)投資額It，筆者參考單豪杰和師博的做法[48]，以第t年的固定資產(chǎn)原值減去第t-1年的固定資源原值可得第t年的新增固定資產(chǎn)投資額。最后，考慮到1992年的“南巡講話”以后我國才興起包括酒店業(yè)在內(nèi)的大規(guī)模投資潮，此前全國酒店業(yè)規(guī)模較小，原值與存量之間的誤差可以忽略，故而本文以1992年固定資產(chǎn)原值作為基期資本存量K0的近似替代。

2.2.3? ? 勞動(dòng)投入指標(biāo)

勞動(dòng)投入，理論上應(yīng)用標(biāo)準(zhǔn)勞動(dòng)強(qiáng)度的勞動(dòng)時(shí)間來衡量，現(xiàn)實(shí)中該數(shù)據(jù)沒有統(tǒng)計(jì)，往往以勞動(dòng)人數(shù)為替代。我國酒店產(chǎn)業(yè)的有關(guān)統(tǒng)計(jì)中，最為完善和穩(wěn)健的數(shù)據(jù)是“星級(jí)飯店從業(yè)人員數(shù)”?；跀?shù)據(jù)的可獲取性，也為了與既有文獻(xiàn)保持一致，本研究采用該數(shù)據(jù)。

2.3 酒店業(yè)投入和產(chǎn)出的增長演變

在消除價(jià)格因素的影響后，中國星級(jí)飯店?duì)I業(yè)收入從1992年的1 806 377萬元增加到2012年的9 980 747.00萬元，21年增長了5.53倍，年均增長8.48%。星級(jí)飯店資本存量，1992年為3 049 766.74萬元，2007年達(dá)到最高16 778 537.58萬元，此后出現(xiàn)下滑;1992—2012年這21年間，中國星級(jí)飯店資本投入共增加4.30倍，年均增長7.19%。最后，1992年星級(jí)飯店從業(yè)人數(shù)為302 707人，2012年增加到1 590 590人，增加了4.16倍，年均增長率7.02%。

1992年的“南巡講話”以后，我國酒店產(chǎn)業(yè)在1993年迎來了一次大發(fā)展，資本和勞動(dòng)要素投入的分別增長達(dá)到32%和17%，而且?guī)頎I收的更快增長，增長率接近40%。1994年增長勢頭略有放緩，投入和產(chǎn)出的增速均在15%上下。此后，中央開始對“樓堂館所”熱降溫，使得1995—1998年期間酒店業(yè)要素投入（資本和勞動(dòng)）的年增速進(jìn)一步放緩，不過仍維持在10%左右，但由于累積幾年“遍地開花”式的非理性盲目投入帶來的產(chǎn)能過剩，酒店行業(yè)由賣方市場轉(zhuǎn)變?yōu)橘I方市場，投入的增長并沒有帶來產(chǎn)出的相應(yīng)增長，后者反而處于持續(xù)低迷甚至負(fù)增長狀態(tài)，尤其在1998年疊加亞洲金融危機(jī)的影響，酒店業(yè)營收下降近5%，是研究期內(nèi)的最低谷。1998年，中央將旅游業(yè)正式定位為國民經(jīng)濟(jì)新的增長點(diǎn)，提升了旅游的行業(yè)地位，受此利好，1999年之后中國酒店業(yè)復(fù)蘇，并于2001年達(dá)到一個(gè)新的增長高峰，資本和勞動(dòng)要素投入以及產(chǎn)出幾乎同步增長25%左右。此后，酒店行業(yè)的發(fā)展?jié)u趨理性，除個(gè)別年份受“非典”、禽流感等的影響，總體上呈現(xiàn)出平穩(wěn)發(fā)展的態(tài)勢，但無論是要素投入還是產(chǎn)出的增速都逐年降低。2008年以后，伴隨著北京奧運(yùn)會(huì)的閉幕和全球金融危機(jī)的爆發(fā)，市場風(fēng)險(xiǎn)加劇，星級(jí)飯店業(yè)的要素投入比較謹(jǐn)慎，資本和勞動(dòng)均進(jìn)入一個(gè)低增長甚至負(fù)增長期;與此同時(shí)，行業(yè)內(nèi)并購、重組活躍，企業(yè)向集團(tuán)化、連鎖化、品牌化發(fā)展，使得星級(jí)飯店業(yè)的營收非但沒有下降，而且增速還略有上升。

3 研究方法

3.1 多重共線性診斷

按照常規(guī)的思路，本文運(yùn)用普通最小二乘法（OLS）對全國酒店產(chǎn)業(yè)的生產(chǎn)函數(shù)模型進(jìn)行估計(jì)，結(jié)果如表1所示。

R2為0.9659，F(xiàn)檢驗(yàn)高度顯著，說明模型整體擬合效果較好。資本和勞動(dòng)的回歸系數(shù)均非常顯著，但資本的產(chǎn)出彈性為負(fù)值，勞動(dòng)的產(chǎn)出彈性大于1，這與經(jīng)濟(jì)增長理論不符，難以對變量系數(shù)的實(shí)際經(jīng)濟(jì)意義進(jìn)行解釋。

根據(jù)張曉峒的研究[49]，我們判斷上述異常結(jié)果很可能源自解釋變量（資本和勞動(dòng)）之間存在多重共線性問題。共線性是指多元回歸模型中自變量間存在高度的線性相關(guān)關(guān)系，該問題的存在使OLS估計(jì)的精確度大幅降低，估計(jì)值穩(wěn)定性變差，直觀的表現(xiàn)是即使回歸方程整體高度顯著，一些回歸系數(shù)仍通不過顯著性檢驗(yàn)，或者正負(fù)號(hào)倒置，這些表現(xiàn)與前述異常結(jié)果十分吻合。而且，在經(jīng)濟(jì)學(xué)的實(shí)證研究中，共線性是較為普遍存在的現(xiàn)象，尤其是時(shí)間序列數(shù)據(jù)，因?yàn)楹芏嘟?jīng)濟(jì)變量在時(shí)間上有共同變化的趨勢，在生產(chǎn)過程中，各種要素的投入難免存在同步增長的趨勢。從圖1也可看出，研究期內(nèi)絕大多數(shù)年份，星級(jí)飯店的資本增長率和勞動(dòng)增長率的符號(hào)是相同的，而且多數(shù)年份兩者的變動(dòng)方向也是相同的。

為了確切地檢驗(yàn)資本和勞動(dòng)之間可能存在的共線性問題，本文采用相關(guān)分析和方差膨脹因子法進(jìn)行診斷。張曉峒證明，當(dāng)解釋變量的相關(guān)系數(shù)超過0.8時(shí)，OLS回歸系數(shù)估計(jì)量迅速失去有效性，假設(shè)檢驗(yàn)失去意義[49]。同時(shí)，如果最大的方差膨脹因子（VIF）超過10，多重共線性將可能嚴(yán)重地影響OLS的估計(jì)值。在表2的檢驗(yàn)結(jié)果中，lnK與lnL之間的相關(guān)系數(shù)高達(dá)0.985，同時(shí)lnK和lnL的VIF值高達(dá)32.344，均表明解釋變量間存在嚴(yán)重的多重共線性，OLS回歸系數(shù)估計(jì)值變得毫無意義，必須對模型或估計(jì)方法加以修正。

3.2 研究方法說明

解決多重共線性問題的思路主要有兩種：一是仍采用OLS估計(jì)，通過增加樣本容量、轉(zhuǎn)換模型形式、逐步回歸、刪除部分解釋變量等手段，減少變量之間的共線性影響;二是采用不同于OLS的參數(shù)估計(jì)方法。

第一種解決思路并不適用于本研究。首先，增加樣本容量現(xiàn)階段難以實(shí)現(xiàn)，本文研究時(shí)段是1992—2012年，此后幾年的星級(jí)飯店數(shù)據(jù)因前述原因無法采用;筆者也嘗試引入勞動(dòng)、資本之外的變量，但酒店業(yè)相關(guān)數(shù)據(jù)存在較大缺失。其次，如果同部分學(xué)者一樣，將生產(chǎn)函數(shù)的無約束形式變換為有約束形式[50]，但需要人為假定規(guī)模報(bào)酬不變，增加了研究的主觀性，且規(guī)模報(bào)酬的變化本就是增長方式研究的對象之一。最后，逐步回歸法往往會(huì)將一些對因變量具有高度解釋性的變量誤刪，大大影響模型的可靠性;而且本文的解釋變量只有兩個(gè)，都是必不可少的要素投入變量，刪除顯然不合適。

因此，本文采納第二種解決思路，分別運(yùn)用主成分分析法、嶺回歸分析法和偏最小二乘法，對中國酒店業(yè)的生產(chǎn)函數(shù)進(jìn)行參數(shù)估計(jì)。之所以采用這3種方法進(jìn)行參數(shù)估計(jì)，首先是因?yàn)槿叨寄芎芎玫亟鉀Q多重共線性問題[51-53];其次是出于穩(wěn)健性的考慮，如果3種方法所得到的結(jié)果較為接近，系數(shù)及變量符號(hào)差異不大，就能破除方法上的偶然性，得到較為可靠的結(jié)果;最后是為了探索三者在分析酒店業(yè)增長問題時(shí)的特點(diǎn)和適用性，為后續(xù)研究提供方法上的借鑒。這3種方法的分析思路各異，簡要介紹如下：

主成分法的主要思路是通過特征值和特征向量實(shí)現(xiàn)“降維”的方式，將多個(gè)存在相關(guān)關(guān)系的指標(biāo)轉(zhuǎn)化為少數(shù)綜合指標(biāo)，同時(shí)盡量不改變指標(biāo)體系對因變量的解釋力[54]。嶺回歸法是一種修正的最小二乘估計(jì)方法，其基本思路是找到某一個(gè)有偏估計(jì)，這個(gè)有偏估計(jì)雖然有微小的偏差，但它的精度卻能夠大大高于無偏的估計(jì)量，且它接近真實(shí)參數(shù)值的可能性更大[55]。偏最小二乘回歸通過對系統(tǒng)中的數(shù)據(jù)信息進(jìn)行分解和篩選的方式，可以有效克服多重共線性在系統(tǒng)建模中的不良作用，實(shí)現(xiàn)多元線性回歸、典型相關(guān)分析和主成分分析等多種方法的綜合利用[56]。

4 實(shí)證檢驗(yàn)及結(jié)果分析

本文運(yùn)用主成分法、嶺回歸法和偏最小二乘法三種方法，對酒店業(yè)的生產(chǎn)函數(shù)進(jìn)行參數(shù)估計(jì)，并對每種方法的估計(jì)結(jié)果和適用性予以比較和討論，最終選擇一種相對最優(yōu)結(jié)果來進(jìn)行要素貢獻(xiàn)率計(jì)算和增長方式分析。

4.1 實(shí)證檢驗(yàn)

4.1.1? ? 主成分法

運(yùn)用SPSS 20.0軟件對LnK，LnL進(jìn)行主成分分析。Bartlett球形度檢驗(yàn)和KMO檢驗(yàn)結(jié)果顯示，Barlett球形度檢驗(yàn)統(tǒng)計(jì)量為64.315，概率值為0.000;KMO值為0.51。按照特征值大于1的情況提取一個(gè)主成分，其累計(jì)方差已達(dá)到99.221%，提取的結(jié)果非常理想。該主成分FAC的表達(dá)式為：

FAC=0.502StdlnK+0.502StdlnL

其中，StdlnK、StdlnL分別為lnK和lnL的標(biāo)準(zhǔn)化變量。StdlnK=[lnK-E（lnK）Var（lnK）]，StdlnL=[lnL-E（lnL）Var（lnL）]。E代表均值，Var代表方差。

通過主成分分析法，將原本對lnY與變量lnK、lnL的關(guān)系轉(zhuǎn)化為對lnY與主成分因子FAC之間關(guān)系的研究，有效避免了多重共線性問題。對因變量lnY進(jìn)行標(biāo)準(zhǔn)化處理得到StdlnY，擬合其與FAC之間的線性關(guān)系。結(jié)果得到，F(xiàn)AC的系數(shù)為0.930，在1%水平上顯著;F檢驗(yàn)統(tǒng)計(jì)值遠(yuǎn)超過臨界值，概率p接近0;調(diào)整后R2為0.857，高于0.85，因此模型整體擬合效果可接受。

將方程中標(biāo)準(zhǔn)化變量轉(zhuǎn)化為原始變量，得到：

lnY=0.5516+0.4849lnK+0.5082lnL

4.1.2? ? 嶺回歸法

運(yùn)用SPSS 20.0的Ridge Regression程序，繪制并觀察生產(chǎn)函數(shù)的嶺跡圖，將合理的k值確定為0.2，首先是當(dāng)k值增大到0.2時(shí)，嶺跡圖的趨勢開始穩(wěn)定;同時(shí)，當(dāng)k=0.2時(shí)，所有回歸系數(shù)估計(jì)值大小變得合理，原本k=0時(shí)出現(xiàn)的系數(shù)符號(hào)為負(fù)的問題得到了有效糾偏。k=0.2時(shí)的嶺估計(jì)結(jié)果為：

lnY=2.1273+0.3047lnK+0.6036lnL

擬合方程調(diào)整后R2為0.8569，具有較高的擬合優(yōu)度;F值為60.8573，遠(yuǎn)大于臨界值6.01;lnK和lnL的系數(shù)均在1%水平上顯著，原本因多重共線性而導(dǎo)致的錯(cuò)誤的系數(shù)符號(hào)也得到有效的糾正。

4.1.3? ? 偏最小二乘法

偏最小二乘法的關(guān)鍵步驟是確定偏最小二乘的成分?jǐn)?shù)，使得所提取的成分對系統(tǒng)的解釋能力最強(qiáng)，同時(shí)又能克服變量間的多重共線性，本文采用交叉有效性檢驗(yàn)予以確定。

檢驗(yàn)結(jié)果中，t1對因變量的交叉有效性Qh2是0.857，t2的交叉有效性是0.081，前者大于而后者小于臨界值Q2Limit，故提取一個(gè)成分t1。模型擬合效果顯示：t1對因變量LnY的解釋能力為86.6%，而t1對自變量的信息利用率高達(dá)99.2%，已滿足模型精準(zhǔn)度的要求。運(yùn)用SIMCA-P 11.5軟件，得到偏最小二乘估計(jì)結(jié)果：lnY=05624+0.4704lnK+0.5239lnL。

4.2 結(jié)果分析

表3匯總了以上3種方法分別得到的資本和勞動(dòng)的產(chǎn)出彈性。

可以看出，當(dāng)采用主成分分析法，嶺回歸分析法和偏最小二乘法時(shí)，因多重共線性而導(dǎo)致的系數(shù)估計(jì)結(jié)果過大或過小、符號(hào)異常的問題得到很好解決，同時(shí)，資本與勞動(dòng)的彈性系數(shù)具有解釋意義。更一般地，發(fā)展中國家的資本要素相對較稀缺，因此資本的產(chǎn)出彈性一般要比發(fā)達(dá)國家高，集中在0.30～0.65之間[57]，以上3種方法估計(jì)得到的資本彈性系數(shù)均位于這一區(qū)間，符合經(jīng)驗(yàn)預(yù)期。此外，三者的要素產(chǎn)出彈性之和均小于但接近1，意味著中國酒店產(chǎn)業(yè)的增長呈現(xiàn)規(guī)模報(bào)酬遞減或不變的特征。最后，3種不同方法所得結(jié)果大體上比較一致，也說明本文的研究結(jié)論是穩(wěn)健可靠的，不是方法上的偶然性產(chǎn)物。

由表6可知，主成分分析法和偏最小二乘法的估算結(jié)果非常接近，而稍異于嶺回歸分析法。通過比較估計(jì)值和真實(shí)值之間的均方誤差和（RMSE），主成分分析法和偏最小二乘法預(yù)測精度略低于嶺回歸法，但嶺回歸分析法存在一個(gè)明顯的局限，即無法使用普通的統(tǒng)計(jì)推算，并且偏倚常數(shù)k的選擇偏向于定性判斷，存在一定的主觀人為性;而主成分分析法在分析過程中只考慮了自變量所包含的信息，而沒有涉及因變量的信息，因此與因變量之間的關(guān)系不明確。相比而言，偏最小二乘法從因變量出發(fā)，選擇與因變量相關(guān)性較強(qiáng)而又方便算得的自變量的線性組合，集中了最小二乘法與主成分分析法的優(yōu)點(diǎn)，又克服了兩種方法的缺點(diǎn)。因此，綜合考慮3種方法的優(yōu)缺點(diǎn)和適用性，本文采用偏最小二乘法的估計(jì)結(jié)果，分析中國酒店產(chǎn)業(yè)的增長方式，結(jié)果如表4所示。

由表4可知，資本產(chǎn)出彈性為0.4704，即資本要素的投入每增長一個(gè)百分點(diǎn)，會(huì)引起酒店業(yè)產(chǎn)出增長0.4704個(gè)百分點(diǎn);同理，勞動(dòng)投入每增長一個(gè)百分點(diǎn)，會(huì)引起酒店業(yè)產(chǎn)出增長0.5239個(gè)百分點(diǎn)。資本彈性系數(shù)和勞動(dòng)彈性系數(shù)之和為0.9943，小于但非常接近1，說明我國酒店業(yè)的增長處于規(guī)模報(bào)酬不變、并開始轉(zhuǎn)向遞減的階段。一般而言，在既定生產(chǎn)函數(shù)（即技術(shù)水平）條件下，隨著產(chǎn)業(yè)規(guī)模的擴(kuò)大，一般先后經(jīng)歷規(guī)模報(bào)酬遞增、不變到遞減階段，其中，規(guī)模報(bào)酬不變階段意味著最優(yōu)規(guī)模，然而也意味著隨著規(guī)模的繼續(xù)擴(kuò)大，產(chǎn)業(yè)將進(jìn)入規(guī)模報(bào)酬遞減階段。要使中國酒店業(yè)避免進(jìn)入規(guī)模報(bào)酬遞減階段，唯有改進(jìn)生產(chǎn)函數(shù)，即提升技術(shù)水平，使酒店業(yè)進(jìn)入新一輪規(guī)模報(bào)酬遞增階段。

此外，我國酒店業(yè)在1992—2012年期間，資本和勞動(dòng)要素投入的增長比較平衡，年均實(shí)際增長率均高于7%，兩種要素的總合增長率為7.06%;產(chǎn)出（營收）的增長接近8.50%，明顯快于投入的增長，前者高出后者1.42個(gè)百分點(diǎn)，即TFP在這期間年均增長1.42%，投入產(chǎn)出效率有所改善。

最后，生產(chǎn)要素投入的增長對酒店業(yè)產(chǎn)出的增長做出了83.26%的貢獻(xiàn)，其中，勞動(dòng)要素和資本要素的貢獻(xiàn)率大致相當(dāng)，分別為43.36%和39.89%，前者略大于后者。Porter將產(chǎn)業(yè)發(fā)展的驅(qū)動(dòng)力依次劃分為4個(gè)階段：要素（勞動(dòng)或自然資源）驅(qū)動(dòng)、投資驅(qū)動(dòng)、創(chuàng)新驅(qū)動(dòng)、財(cái)富驅(qū)動(dòng)[13]。顯然，研究期間我國的酒店業(yè)大致處于前兩個(gè)階段的交接處，由勞動(dòng)和投資共同驅(qū)動(dòng)。而全要素生產(chǎn)率TFP的進(jìn)步對酒店業(yè)增長的貢獻(xiàn)仍較小，為16.74%，距離創(chuàng)新驅(qū)動(dòng)階段還有待時(shí)日;另外，國際上一般以TFP貢獻(xiàn)率50%為界，將增長方式分為粗放和集約兩種，無疑我國酒店業(yè)尚處于粗放發(fā)展階段。

5 結(jié)論與討論

5.1 結(jié)論與貢獻(xiàn)

5.1.1? ? 主要結(jié)論

本文基于新古典經(jīng)濟(jì)增長理論，采用增長核算方法，對1992—2012年間的中國酒店產(chǎn)業(yè)的增長方式進(jìn)行了實(shí)證分析。鑒于生產(chǎn)函數(shù)中要素投入自變量之間存在的同步增長趨勢，我們首先對數(shù)據(jù)進(jìn)行相關(guān)性檢驗(yàn)和VIF檢驗(yàn)，證實(shí)勞動(dòng)和資本要素變量之間確實(shí)存在嚴(yán)重的多重共線性，這是導(dǎo)致以往文獻(xiàn)和本文OLS估計(jì)所得到的彈性系數(shù)為負(fù)值或不顯著等異常結(jié)果的原因。

為了解決多重共線性問題，本文分別采用主成分分析法、嶺回歸分析法和偏最小二乘法對全國酒店業(yè)的生產(chǎn)函數(shù)進(jìn)行估計(jì)。3種方法得到較為一致的結(jié)果，說明本文的研究結(jié)果是穩(wěn)健可靠的，不是方法上的偶然性產(chǎn)物。經(jīng)過對3種方法優(yōu)缺點(diǎn)的比較，筆者選擇偏最小二乘法的估計(jì)結(jié)果為基準(zhǔn)結(jié)果。

研究發(fā)現(xiàn)，1992—2012年間，中國酒店業(yè)的勞動(dòng)和資本投入每增加1%，使產(chǎn)出分別增長0.47%和0.52%，行業(yè)處在由規(guī)模報(bào)酬不變到規(guī)模報(bào)酬遞減的過渡期;酒店業(yè)增長主要由勞動(dòng)和資本要素共同驅(qū)動(dòng)，兩者分別貢獻(xiàn)了產(chǎn)出增長的43.36%和39.89%，處于勞動(dòng)驅(qū)動(dòng)增長階段邁向投資驅(qū)動(dòng)增長階段的交接處，距離Porter所說的創(chuàng)新驅(qū)動(dòng)階段尚有較大距離;酒店業(yè)全要素生產(chǎn)率年均提高1.42%，投入產(chǎn)出效率逐步改進(jìn)，但TFP對產(chǎn)業(yè)增長的貢獻(xiàn)率僅有16.74%，仍遠(yuǎn)低于要素投入對產(chǎn)業(yè)增長的貢獻(xiàn)率，尚處于粗放增長時(shí)期（如下節(jié)所述，這里的“粗放”為相對而言）。由于這里的TFP包含了人力資本、技術(shù)進(jìn)步、制度（管理）的作用，因此，中國酒店產(chǎn)業(yè)未來需在管理人才、員工素質(zhì)、新技術(shù)的采用、設(shè)施的升級(jí)、行業(yè)管理政策、企業(yè)內(nèi)部管理制度等方面持續(xù)改進(jìn)。至于其中哪些部分構(gòu)成了TFP提升的短板，由于缺乏相應(yīng)的宏觀數(shù)據(jù)，未來還需進(jìn)一步開展上市公司行業(yè)層面的中觀定量研究以及典型案例企業(yè)層面的微觀質(zhì)性研究。

5.1.2? ? 對比討論

劉致良和Smeral分別對中國和歐美八國的住宿餐飲業(yè)進(jìn)行過增長核算[19，26]。前者得到1994—2007年間資本投入對中國住宿餐飲業(yè)增長的貢獻(xiàn)為109.68%，勞動(dòng)投入貢獻(xiàn)為-20.62%，TFP貢獻(xiàn)為10.94%。后者得到1990—2004年間西班牙、英國、美國、荷蘭、意大利、奧地利、芬蘭和比利時(shí)酒店與餐館業(yè)增長的TFP貢獻(xiàn)率分別是-54.45%、-35.20%、3.00%、-37.45%、-45.17%、43.43%、88.58%、? ? ? ? ? ? -245.96%。與本文結(jié)論對比，有以下發(fā)現(xiàn)：

首先，由于上述文獻(xiàn)均未考慮和排除多重共線性的干擾，因而都得到較為異常的結(jié)果，前者的資本貢獻(xiàn)大于100%而勞動(dòng)貢獻(xiàn)為負(fù)。后者有5個(gè)國家的TFP貢獻(xiàn)率為負(fù)數(shù)，其中最低的比利時(shí)竟然為-245.96%，TFP貢獻(xiàn)率為正數(shù)的僅3個(gè)國家，其中最高的芬蘭達(dá)88.58%，更令人不解的是，比利時(shí)和荷蘭作為歐盟經(jīng)濟(jì)一體化下的緊鄰發(fā)達(dá)小國，TFP貢獻(xiàn)率雖同為負(fù)數(shù)，卻相差巨大。以上發(fā)現(xiàn)印證了本文考慮多重共線性這一問題的重要性。

其次，假設(shè)忽略上述問題，將其研究結(jié)果和本文的結(jié)果進(jìn)行對比可以發(fā)現(xiàn)，中國酒店業(yè)的TFP貢獻(xiàn)率比住宿餐飲業(yè)要高近6個(gè)百分點(diǎn)，在歐美八國中也只低于芬蘭和奧地利，而遠(yuǎn)高于西班牙、英國、美國、荷蘭、意大利、比利時(shí)等歐美發(fā)達(dá)國家。因此，前文所說我國酒店業(yè)仍處于粗放發(fā)展階段，此處的粗放是一個(gè)相對概念，通常只要是TFP貢獻(xiàn)率低于要素投入的貢獻(xiàn)率，就可以稱為“粗放”;而與中國以及歐美五國的住宿餐飲業(yè)相比，中國酒店業(yè)的增長是相對集約的。當(dāng)然，由于上述兩項(xiàng)研究與本文在研究對象、研究時(shí)段和模型細(xì)節(jié)上的差異，尤其是考慮到前兩者存在結(jié)果異常，這種對比僅能權(quán)作參考。

5.1.3? ? 可能貢獻(xiàn)

以往旅游增長方式研究主要針對旅游業(yè)整體，由于兩個(gè)原因這些研究的結(jié)果并不可靠：其一是它們所使用的中國旅游業(yè)整體的經(jīng)營數(shù)據(jù)，其歷年的統(tǒng)計(jì)范圍并不穩(wěn)定;其二是這些研究并未考慮到各種要素投入變量數(shù)據(jù)之間的多重共線性，因而往往得到異常的估計(jì)結(jié)果，有可能誤導(dǎo)政策實(shí)踐。

本文以星級(jí)飯店為對象，研究我國酒店產(chǎn)業(yè)的增長方式，從3個(gè)方面對現(xiàn)有研究有所改進(jìn)：其一，我國星級(jí)飯店經(jīng)營數(shù)據(jù)較為豐富、詳實(shí)，其統(tǒng)計(jì)范圍比較連續(xù)穩(wěn)定，比旅游業(yè)整體的數(shù)據(jù)要可靠很多;其二，我們檢驗(yàn)并發(fā)現(xiàn)各要素投入變量之間確實(shí)存在嚴(yán)重的多重共線性，并采用能夠有效克服該問題的估計(jì)方法，糾正了估計(jì)結(jié)果的異常;其三，我們同時(shí)采用主成分分析法、嶺回歸分析法和偏最小二乘法進(jìn)行估計(jì)，得到了大體一致的結(jié)果，增強(qiáng)了結(jié)果的穩(wěn)健性和可靠性，對準(zhǔn)確認(rèn)識(shí)和改進(jìn)我國酒店業(yè)的增長方式具有政策意義。

5.2 政策啟示

（1）優(yōu)化生產(chǎn)要素的質(zhì)量

研究期間，我國酒店業(yè)尚處于生產(chǎn)要素驅(qū)動(dòng)的增長階段，要素投入的增加是這20年的主要增長源泉。但是，我國酒店業(yè)正在或已經(jīng)進(jìn)入規(guī)模報(bào)酬遞減階段，依賴持續(xù)高投入的產(chǎn)出增長將難以為繼，而且，研究期的最后幾年，要素投入已呈現(xiàn)出低增長甚至負(fù)增長的狀態(tài)。因此，未來需要轉(zhuǎn)變只重視要素投入數(shù)量，而忽視要素投入質(zhì)量的低效發(fā)展觀。優(yōu)化勞動(dòng)要素質(zhì)量，需要政府和酒店企業(yè)共同加強(qiáng)人力資本投資。政府應(yīng)重點(diǎn)支持旅游職業(yè)技術(shù)教育，為企業(yè)輸送業(yè)務(wù)水平高、服務(wù)意識(shí)強(qiáng)、專業(yè)素養(yǎng)優(yōu)的適用性人才;對于旅游高等教育，施行“產(chǎn)學(xué)研”的聯(lián)合培養(yǎng)機(jī)制，在政策和經(jīng)費(fèi)上鼓勵(lì)企業(yè)與學(xué)?；ハ鄰?qiáng)化學(xué)生實(shí)習(xí)和員工培訓(xùn)的合作;同時(shí)需完善酒店企業(yè)的晉升渠道和機(jī)制，減少行業(yè)專才的流失。優(yōu)化資本要素質(zhì)量，需要政府注重酒店產(chǎn)業(yè)投資方向的引導(dǎo)，調(diào)整投資結(jié)構(gòu)，加強(qiáng)投資的風(fēng)險(xiǎn)防控，避免盲目非理性投資，提高資本的產(chǎn)出效益。

（2）轉(zhuǎn)變酒店業(yè)增長方式

在研究期內(nèi)，我國酒店業(yè)增長的TFP貢獻(xiàn)不高，仍屬于粗放型增長方式。當(dāng)然，這里的“粗放”是一個(gè)中性概念，未必意味著不合理，發(fā)展中國家邁向發(fā)達(dá)國家的過程中，這是一個(gè)正常的必經(jīng)階段。對于酒店業(yè)這類典型的服務(wù)業(yè)而言，TFP在現(xiàn)實(shí)中主要表現(xiàn)為各種軟性的基礎(chǔ)設(shè)施，既包括現(xiàn)代技術(shù)（如管理系統(tǒng)、互聯(lián)網(wǎng)、大數(shù)據(jù)）的采用，更包括人力資本（員工的知識(shí)、技能、素質(zhì)）、管理制度、方式和經(jīng)驗(yàn)，這些軟性基礎(chǔ)設(shè)施的進(jìn)步，除了投資形成（如采購現(xiàn)代技術(shù)、對員工進(jìn)行培訓(xùn)）之外，更多地來自外部學(xué)習(xí)（借鑒、引進(jìn)、模仿）和內(nèi)部積累（邊干邊學(xué)、經(jīng)驗(yàn)累積），中國的星級(jí)飯店業(yè)起步較晚，學(xué)習(xí)和積累都需要一個(gè)過程，不是一蹴而就的，“欲速則不達(dá)”。但與此同時(shí)，有關(guān)部門也應(yīng)該清醒地認(rèn)識(shí)到，產(chǎn)業(yè)的發(fā)展必然是一個(gè)由粗放走向集約的過程，因此，中國酒店業(yè)需要順應(yīng)趨勢，將TFP的提高確定為戰(zhàn)略目標(biāo)，不斷提升增長效率。具體而言，需要加強(qiáng)酒店行業(yè)的智能化、信息化建設(shè)，推動(dòng)商業(yè)形態(tài)、運(yùn)營模式、管理手段、科技轉(zhuǎn)化的與時(shí)俱進(jìn);同時(shí)，也要改善市場環(huán)境、健全法律體系、降低交易成本，為酒店業(yè)的發(fā)展?fàn)I造公平競爭、正向淘汰的土壤。

5.3 局限與展望

首先，除了傳統(tǒng)的資本和勞動(dòng)要素之外，人力資本也是酒店業(yè)（尤其是作為現(xiàn)代服務(wù)業(yè)的星級(jí)飯店業(yè)）的重要生產(chǎn)要素。人力資本的形成通常有3種途徑：正式的教育（一般用員工的受教育年限衡量）、在職的培訓(xùn)（可用培訓(xùn)的時(shí)間或投入衡量）和邊干邊學(xué)（可用員工的工作年限衡量）。然而，目前尚沒有對酒店業(yè)人力資本的全面、連續(xù)的宏觀統(tǒng)計(jì)或微觀調(diào)查數(shù)據(jù)。筆者也曾嘗試參考其他學(xué)者對旅游業(yè)人力資本的估算方法[58]，但研究發(fā)現(xiàn)較為粗略，最終只得放棄。筆者建議旅游統(tǒng)計(jì)部門今后將星級(jí)飯店的人力資本數(shù)據(jù)納入統(tǒng)計(jì)，或者有條件的研究機(jī)構(gòu)將其納入微觀數(shù)據(jù)庫的調(diào)查范圍。

其次，本文對酒店業(yè)增長方式的研究是基礎(chǔ)性的，未來還有許多課題可以深入展開。例如，分地區(qū)、分階段的研究可以展示酒店產(chǎn)業(yè)增長方式的更豐富的圖景，同時(shí)也可資探討各地區(qū)、各階段的增長方式與其要素稟賦結(jié)構(gòu)的吻合度，以及這種吻合度對酒店業(yè)經(jīng)營績效的影響，等等。本文并不試圖也無法囊括整個(gè)研究計(jì)劃，筆者將另文專述。

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