謝波++陳仲常

摘要：文章通過中國西部實際數據考察旅游業(yè)的發(fā)展對制造業(yè)的集聚和區(qū)域經濟增長的影響，以及西部地區(qū)旅游業(yè)的迅速增長對制造業(yè)集聚和不同技術含量類型分類下的制造業(yè)產業(yè)的波及效應。實證表明：作為國民經濟基礎的制造業(yè)在西部地區(qū)集聚程度有減弱趨向，對西部經濟的增長沒有起到應有的促進作用，而旅游業(yè)極大地促進了該地區(qū)的經濟增長；西部旅游業(yè)的發(fā)展與制造業(yè)的集聚之間存在倒U效應，現階段處于倒U曲線的左邊，沒有“去工業(yè)化”效應，但如果旅游業(yè)過度繁榮，將會影響區(qū)域經濟的長期發(fā)展。

關鍵詞：旅游業(yè)； 制造業(yè)集聚； 經濟增長

中圖分類號：F592文獻標志碼：A文章編號：10085831（2015）02001707一、問題與文獻述評

一般認為，旅游資源是經濟增長的重要源泉之一。很多地方政府進行大量投入推動和發(fā)展旅游業(yè)，旅游業(yè)的外匯收入是對外貿易的有益補充，甚至有時能為制造業(yè)籌措到必要的資金，同時還可以改善本地居民的收入和就業(yè)狀況。另一方面，旅游業(yè)的開發(fā)和發(fā)展也會增加旅游地的負擔，比如物價通脹、污染、生態(tài)失衡、行業(yè)間收入的不平等加劇，甚至影響到當地的民俗文化傳統(tǒng)，以致其最終消失[1-2]。關于旅游業(yè)的研究已經引起國內外學者密切關注，旅游業(yè)的發(fā)展會不會阻礙其他部門的發(fā)展？是不是始終有利于經濟增長？尤其是發(fā)展中國家或地區(qū)的工業(yè)部門（尤其制造業(yè)部門）仍然是推動經濟發(fā)展的主要部門，它承擔著技術創(chuàng)新和組織變革，甚至培養(yǎng)企業(yè)家的使命，產業(yè)集聚或集群的形成將會擴大產業(yè)規(guī)模、強化產業(yè)專業(yè)化分工和降低成本，為經濟增長提供強有力且可持續(xù)的發(fā)展動力，一旦被其他部門的擴張所排斥，經濟必然陷入增長乏力的困境。一些旅游資源豐富的地區(qū)如云南，事實證明通過發(fā)展旅游等第三產業(yè)繞過工業(yè)化來發(fā)展經濟的道路行不通，因為工業(yè)或者相關產業(yè)發(fā)展不到位，第三產業(yè)就沒有服務對象，不僅經濟社會發(fā)展受到制約，生態(tài)環(huán)境和民族文化往往也因缺乏社會經濟資源，難以得到持久保護①。所以，必須審視旅游業(yè)的迅速增長是否對制造業(yè)的集聚產生了影響。本文試圖揭示西部制造業(yè)集聚、旅游業(yè)發(fā)展與區(qū)域經濟增長的內在聯系，以期為政府對此重要的部門制定合理的布局并為其發(fā)展政策提供科學的參考依據。

從文獻研究看，絕大多數集中在旅游業(yè)的發(fā)展對經濟增長的直接影響，只有少數學者關注旅游業(yè)在經濟發(fā)展過程中對其他重要經濟部門的影響。Copeland[3]、Nowak和Sahli [4]等基于旅游資源非貿易模型，證明了在小國開放經濟框架內，旅游業(yè)的擴張可能使其他不可貿易的生產要素如土地等的收益下降，與農業(yè)、制造業(yè)形成對資源競爭的局面，最終對經濟長期增長不利。Chao等[5]建立動態(tài)模型，模擬論證了旅游服務業(yè)的擴張導致工業(yè)部門的生產要素資源向非貿易部門分散，產生了“去工業(yè)化”效應。Capó等[6]對以旅游業(yè)為主的巴利阿里群島和加那利群島進行詳細研究，發(fā)現已經存在旅游部門擴張而制造業(yè)部門收縮的現象，經濟有衰退的可能性。朱希偉等[7]建立大國開放經濟的一般均衡模型，認為旅游服務業(yè)的收入效應對工業(yè)發(fā)展具有正向促進作用，而資源轉移效應對工業(yè)發(fā)展具有負向擠出效應。當收入效應超過資源轉移效應時，社會福利會提高；反之，會下降。上述文獻是通過理論模型推導的方式來論證的，前提條件的假設較為嚴格，絕大多數的研究內容傾向于發(fā)達國家或市場化程度較高的地區(qū)。很明顯，沒考慮到發(fā)展中國家或地區(qū)的實際情況。就實證研究而言，Balaguer和Cantavella[8]、 Dritsakis[9]、Kim等[10]的研究發(fā)現，旅游業(yè)在西班牙、希臘和中國臺灣等地區(qū)經濟增長中，起到很大的促進作用，沒有發(fā)現對其他經濟部門產生排斥。而Oh[11]發(fā)現旅游業(yè)并沒有為韓國帶來明顯經濟增長。Holzner[12]基于134個國家38年的經驗數據進行了實證分析，結果表明，依賴旅游業(yè)的國家從長期來看不會出現真實匯率扭曲和“去工業(yè)化”的現象，相反，會有更高的經濟增長。實證研究的結論不一致，很可能是由于實證數據樣本選擇差異。國內一些學者運用了投入產出模型對某一年某一省區(qū)旅游業(yè)關聯及產業(yè)波及效應進行了研究。他們的研究僅關注了個體特性，缺少宏觀性的視角。本文借鑒以往的理論研究，運用線性和非線性計量模型首次實證性地探討自從中國西部大開發(fā)以來，西部旅游業(yè)的發(fā)展對其制造業(yè)的集聚和區(qū)域經濟增長的影響

重慶大學學報（社會科學版）2015年第21卷第2期

謝波，等旅游業(yè)對制造業(yè)集聚及經濟增長的影響

本文選取中國西部地區(qū)作為研究對象，是考慮到該地區(qū)占中國國土面積的2/3，旅游資源總量約占全國總量的40%，為中國旅游資源最為富集的地區(qū)等因素。據統(tǒng)計，2002年到2011年，西部地區(qū)旅游總收入翻了兩番，2011年總收入約1.05萬億元，年均增長更是遠遠高于同期12省區(qū)的GDP增長率，其中部分省區(qū)市的旅游總收入相當于GDP的比重接近或超過10%，旅游業(yè)已成為西部各省區(qū)市的支柱產業(yè)或先導產業(yè) 數據來源于國家旅游局2013年的統(tǒng)計。，而制造業(yè)工業(yè)總產值占全國的比重卻一直維持在11%左右，發(fā)展較緩慢。難道這種經濟現象的背后也存在旅游業(yè)的繁榮對制造業(yè)的“去工業(yè)化”問題？旅游業(yè)和制造業(yè)集聚在西部經濟快速增長的過程中擔當什么樣的角色？明晰這兩個重要的經濟部門對國民經濟的影響，以及兩部門之間的內在聯系，將能為“十二五”期間的西部大開發(fā)、西部制造業(yè)現代化和產業(yè)升級提供有益的參考。本文將運用西部省區(qū)面板數據計量模型，把旅游業(yè)、制造業(yè)集聚和區(qū)域經濟增長納入同一模型里，考察旅游業(yè)的發(fā)展和制造業(yè)的集聚對區(qū)域經濟增長的影響，以及西部地區(qū)旅游業(yè)的迅速增長對總體制造業(yè)集聚和不同技術含量類型分類下的制造業(yè)產業(yè)的波及效應。

二、初步統(tǒng)計觀察

進一步研究之前，有必要利用經驗數據對西部旅游業(yè)和制造業(yè)集聚對經濟增長的影響進行初步觀察?？紤]到數據的可得性（因青海和西藏的數據缺失較多），我們選取西部10省區(qū)數據為樣本，采用1999-2011年各省的人均GDP年增長率，使用（1/t）ln（PGDPit/PGDPi0）指標來衡量經濟發(fā)展水平；旅游業(yè)的發(fā)展水平以旅游收入之和占GDP比重來衡量；制造業(yè)集聚水平以西部地區(qū)21個二位數制造業(yè)產業(yè)的工業(yè)總產值的空間基尼系數來衡量，繪制出相關的對應關系圖（圖1）。圖1（a）反映旅游業(yè)和制造業(yè)集聚對經濟增長的影響，旅游業(yè)與經濟增長正相關，表明促進了經濟增長；而制造業(yè)的集聚顯示與經濟增長為負相關，但坐標散點差異較大，有待于進一步分析。圖1（b）反映制造業(yè)集聚與旅游業(yè)發(fā)展水平之間的關系，并不明顯，如果排除異常點，兩者之間或正或負完全不同的結果都有可能出現，所以還應該進一步分類考察。由于經濟現象的復雜性，不可能涉及研究對象的全部影響因素。因此，本文針對近年來西部地區(qū)快速的經濟增長、繁榮的旅游業(yè)發(fā)展和相對緩慢的制造業(yè)集聚現象，進行深入分析，為西部之崛起提供有意義的參考。

圖1西部地區(qū)制造業(yè)集聚、旅游業(yè)與經濟增長

三、實證模型設定與數據說明

基于對Papyrakis和Gerlagh[13]所用模型的擴展，建立以下面板數據模型待估計基本方程：

yit=α1lnPGDPi0+α2Xit+α3Iit+α4Z+ηi+εit（1）

式（1）中，yit為i省第t年人均GDP年增長率。Xit為i省第t年旅游業(yè)發(fā)展，包括自然設施（如氣候、風景、民俗文化、基礎設施以及當地居民的友好度等），使用當年匯率轉換之后的國際旅游外匯收入占GDP比重來計量。PGDPi0為i省初始年份1999年人均GDP，來說明初始技術進步的差異對人均GDP增長率的影響。Iit為i省第t年制造業(yè)集聚變量來反映制造業(yè)集聚狀況，數據主要來源于制造業(yè)中21個二位數產業(yè)，考慮到數據的可獲得性以及官方統(tǒng)計標準的版本，選取工業(yè)總產值指標來衡量文玫（2004）認為，到底使用增加值還是總產值來衡量工業(yè)集聚度，存在爭議。前者側重考慮中間要素和中間投入因素；后者側重考慮地理位置因素。本文的研究對象地處西部，故選取后者。，空間集聚區(qū)域按照省區(qū)級劃分。然后，測度的方法沿用Krugman空間基尼系數，是國外文獻研究較為流行的Ellision-Glaeser工業(yè)地理指數（1997）的簡化形式[14]，而后者的計算涉及企業(yè)的市場規(guī)模等更加詳細的資料，我們無法獲取。其他的產業(yè)集聚指數計算方法，如區(qū)位熵等，無法反映區(qū)域之間的集聚差異。所以，本文使用了國內學者常用的空間基尼系數對制造業(yè)集聚程度進行測量，具體計算公式如下：

Ij = i（si j -xi j ）2（2）

式（2）中，Ij為j行業(yè)空間基尼系數，sij為i地區(qū)j行業(yè)工業(yè)總產值占全國該行業(yè)工業(yè)總產值的比重，xij為i地區(qū)制造業(yè)總產值占全國制造業(yè)總產值的比重。I等于零時，產業(yè)的空間分布是均勻的，I越大（最大值為1），說明地區(qū)產業(yè)的集聚程度越高。并按技術含量的不同亦為經濟合作與發(fā)展組織（OECD）1999年根據R&D投入強度對制造產業(yè)分類的技術。高技術制造產業(yè)包括醫(yī)藥制造業(yè)、儀器儀表及文化辦公用機械制造業(yè)和通信設備計算機及其他電子設備制造業(yè)；中高技術制造產業(yè)包括專用設備制造業(yè)、化學原料及化學制品制造業(yè)、交通運輸設備制造業(yè)、通用設備制造業(yè)、電氣機械及器材制造業(yè)和化學纖維制造業(yè)；中低技術制造產業(yè)包括電力熱力的生產和供應業(yè)、石油加工及煉焦加工業(yè)、金屬制品業(yè)、有色金屬冶煉及壓延加工業(yè)、非金屬礦物制品業(yè)和黑色金屬冶煉及壓延加工業(yè)；低技術制造產業(yè)包括造紙及紙制品業(yè)、紡織業(yè)飲料制造業(yè)、農副食品加工業(yè)、食品加工業(yè)和煙草制品業(yè)。，將其分為高技術產業(yè)、中高技術產業(yè)、中低技術產業(yè)和低技術產業(yè)。Z為常用控制變量，包括物質資本增長率K、人力資本增長率H等；ηi為不隨時間變化的個體效應；εit為隨機擾動項。

本文所用的樣本數據來源于歷年各省區(qū)的統(tǒng)計年鑒、《中國工業(yè)經濟年鑒》、《中國經濟普查》、《中國統(tǒng)計年鑒》、《勞動統(tǒng)計年鑒》、五次人口普查資料和中經網數據庫等。表1列出主要變量的描述性統(tǒng)計。

表1主要變量的統(tǒng)計描述變量觀測值單位均值標準差最小值最大值人均gdp增長率1301.000.0840.0350.0000.160旅游開發(fā)X1301.000.0760.0380.0160.206制造業(yè)集聚I1301.000.0070.0140.00010.063物質資本增長率K1301.000.0660.2100.4010.133人力資本增長率H1301.000.0070.192-0.0230.052商品零售價格指數P1301.001.0120.0590.9301.158四、計量分析

靜態(tài)面板數據的估計方法有混合最小二乘回歸、固定效應模型、隨機效應模型和時間效應模型等多種形式，但都有其特定的假設前提，數據資料與假設不符則會導致謬誤的結論。本文通過最大似然比檢驗和Hausman檢驗等方法對模型進行篩選。但面板數據往往存在異方差性和（或）截面相關問題，要使用Modified Wald檢驗和Wooldridge檢驗分別對殘差是否存在異方差性和自相關性進行檢驗。對適用于固定效應（fe）模型的，采用Stata軟件中可以糾正前兩個問題的xtscc命令參見HoechleD，2007，“Robust Standard Errors for Panel Regression with Cross-sectional Dependence”， The Stata Journal， 3， pp. 281-312.；對適用于隨機效應（re）模型的方程，則采用可行的廣義最小二乘法（FGLS） 進行估計。

（一）旅游業(yè)發(fā)展、制造業(yè)集聚與經濟增長

首先，以西部地區(qū)經驗數據為樣本，考察旅游業(yè)發(fā)展、制造業(yè)集聚與經濟增長之間的關系。通過文獻，了解到旅游業(yè)發(fā)展和制造業(yè)集聚各自分別對經濟增長起到促進作用，但是把它們納入一個模型中時，可能存在相互的內在作用機制，使經驗結論與預期不一致。因此，我們按照Ciccone和Papaioannou[15]、黃玖立[16]的基本思路引入了旅游業(yè)發(fā)展與制造業(yè)集聚的交叉項，如果假定這一途徑起作用，則交互項的符號顯著為正，如此就能說明兩者在經濟過程中對經濟的共同作用。具體回歸方程如下：

yit=α1lnPGDPi0+α2Xit+α3Iit+α4Kit+α5Hit+α6Pit+α7（Xit*Iit）+ηi+εit（3）

式（3）中，物質資本增長率Kit的變量指標用西部各省每年實際資本存量增長速度來衡量，折算方法主要是參照單豪杰的研究[17]；人力資本增長率Hit使用平均教育年限的每年增長速度來計量，其中對從業(yè)人員中各層次教育程度權重分別取文盲為0，小學為6，初中為9，高中為12，大專及以上為16；商品零售價格指數P變量的數據直接來源于官方統(tǒng)計，被調整到基期年份；αj為各個變量所對應的變量待估參數。相應的回歸結果如表2所示。

從表2可知，西部地區(qū)的旅游開發(fā)對經濟增長的促進作用顯著，說明至少現階段西部地區(qū)旅游業(yè)的繁榮對該區(qū)域經濟增長起推動作用，沒有“荷蘭病”的威脅，這種直接效應已經得到大量文獻研究的證實。從左列1看，制造業(yè)集聚變量的符號顯著為負，且強度比旅游業(yè)變量的系數還要大，原因可能是西部地區(qū)制造業(yè)行業(yè)基礎比較薄弱，改革開放以來的市場化進程，使得早期依靠“三線”建設積累起來的多種優(yōu)勢要素資源繼續(xù)向中東部流失，與總體經濟增長的態(tài)勢相反，所以僅僅從這一個方面看，表現為負顯著[18]。也說明了這種非貿易特征的自然資源行業(yè)和可貿易的自然資源行業(yè)各自直接對經濟增長的影響有較為明顯的差異。但是，旅游業(yè)發(fā)展與制造業(yè)的交叉項對經濟的促進作用為正顯著，說明兩者為互補而非替代關系，其共同對經濟增長的作用遠大于單個因素對經濟發(fā)展的影響，彼此的正外部性極大地推動了當地的經濟發(fā)展，當然，如果繼續(xù)考慮到兩者對環(huán)境、生態(tài)等的影響，其正系數可能會較大程度地變小。

就技術含量不同的制造業(yè)行業(yè)而言，現階段制造業(yè)高技術產業(yè)的集聚以及資源開發(fā)與制造業(yè)集聚的交叉項對經濟增長都不明顯，可能是由于西部高技術產業(yè)發(fā)展較落后，且與旅游行業(yè)的產業(yè)鏈相距較遠，所以對經濟增長的作用沒有顯現。而其他三種技術含量相對較低的產業(yè)則能與旅游業(yè)發(fā)展形成互補而促進增長，進而推動區(qū)域經濟發(fā)展。至于控制變量的系數，其含義均在預期之中，物質資本K和人力資本H變量對經濟增長都有顯著的促進作用，人均GDP初始變量系數大多數為負，表明西部地區(qū)經濟發(fā)展趨勢存在一定的收斂性，商品零售價格指數P系數為正，表明目前的物價上漲水平有利于經濟增長[19]。

（二）旅游業(yè)發(fā)展與制造業(yè)

僅從理論上，在嚴格的假定推導分析下，還不能證明旅游業(yè)發(fā)展與制造業(yè)集聚之間有肯定的聯系，關鍵原因是導致制造業(yè)集聚的因素有很多個，要想判斷旅游開發(fā)對制造業(yè)集聚的影響，必須與別的因素綜合考慮。較為簡便的做法是，借助一個模型對引起空間集聚的諸多因素同時進行回歸分析，以觀察其中旅游開發(fā)變量系數的顯著性。為此，我們選取旅游業(yè)變量作為主要的解釋變量，以制造業(yè)集聚度作為被解釋變量，以人力資本、物質資本、開放程度等作為控制變量，建立了西部旅游業(yè)對制造業(yè)集聚的線性回歸方程：

Iit=β0Xit+β1lnPGDPi0+β2Hit+β3Kit+β4Oit+β5Pit+ηi+εit（4）

式（4）中，lnPGDPi0、Hit、Kit、Oit和Pit變量為控制變量，分別表示初始人均GDP水平、人力資本增長率、物質資本增長率、對外開放程度和商品零售價格水平。主要的變量回歸結果如表3和如表4所示。

從表3和表4線性回歸結果可知，總體而言，西部旅游業(yè)變量的系數為正顯著，表明旅游資源的開發(fā)對制造業(yè)集聚有促進作用，也可以認為西部旅游業(yè)的發(fā)展能夠為制造業(yè)集聚提供有利的環(huán)境，也實證了朱希偉等關于工業(yè)收入效應大于資源轉移效應時，不存在“去工業(yè)化”的結論。但不同技術含量的制造業(yè)產業(yè)集聚與旅游業(yè)發(fā)展之間關系表現各異。旅游業(yè)的發(fā)展明顯更有利于低技術制造產業(yè)集聚度的增加，對中高技術產業(yè)、高技術產業(yè)集聚的波及效應逐漸減弱。對此可以解釋為中國制造業(yè)行業(yè)集聚程度遠低于發(fā)達國家，仍處于上升階段。因此，對于不同技術含量的產業(yè)，旅游業(yè)的發(fā)展會進一步促進各種制造產業(yè)的繼續(xù)集聚。而中低技術產業(yè)的集聚則與旅游資產業(yè)發(fā)展無明顯的關聯，原因可能在于中低技術制造產業(yè)分類中包含多個能源資源型產業(yè)，由于產業(yè)特征，旅游業(yè)的發(fā)展對其波及不明確。至于控制變量系數，多數在預期之中。區(qū)域商品零售價格指數的上升不利于制造業(yè)的集聚和發(fā)展；開放程度對西部不同類型的制造業(yè)影響因行業(yè)而論，有較明顯的差異，與趙偉關于FDI對中國制造業(yè)集聚影響的分析結論一致；物質資本的增大始終有利于制造業(yè)的集聚，與現實情況符合；人力資本對制造業(yè)集聚影響不一，可能源于其衡量方式、測量誤差以及人力資本向科技生產的轉換效率等因素；初始人均發(fā)展水平更有利于低技術產業(yè)水平的集聚，而對高技術產業(yè)集聚影響最弱。

至此，我們的分析還不能完結。新地理經濟學認為，一個行業(yè)集聚到一定程度，會產生所謂的“擁擠成本”，必導致行業(yè)離心力增加而出現行業(yè)再分散趨勢。那么，旅游業(yè)的繁榮是否會通過帶來的某種向心力（如勞動力或資本過度集中、價格指數效應等）而引起制造業(yè)集聚的分散趨向？這個問題可以借助于非線性模型來解決，在式（4）的基礎上引入旅游業(yè)的二次項，方程形式如下：

Iit=β0Xit+β′0X2it+β1lnPGDPi0+β2Hit+β3Kit+β4Oit+β5Pit+ηi+εit（5）

式（5）中，X2it為旅游業(yè)平方項，用來反映旅游開發(fā)對制造業(yè)集聚的非線性影響。其他的變量含義如前文所述。實證得到的具體結果如表5和表6所示。

從表5和表6非線性回歸結果可知，總體而言，旅游資源開發(fā)變量的一次項符號為正，而二次項為負，且都具有1%的統(tǒng)計顯著性，表明西部地區(qū)旅游資源開發(fā)與制造業(yè)集聚之間存在倒U型關系。結合表3可知，從旅游資源開發(fā)的角度看，制造業(yè)的集聚過程還處于倒U線的左邊，為新地理經濟學關于制造業(yè)集聚倒U型假說在旅游業(yè)發(fā)展的領域提供了支持。而中低技術制造產業(yè)因其產業(yè)特征沒有這種倒U型的現象。

五、結論與啟示

通過對西部地區(qū)旅游業(yè)發(fā)展、制造業(yè)集聚與經濟增長的分析，得到如下結論。

其一，現階段，西部旅游業(yè)的開發(fā)是經濟增長的重要動力之一，不存在諸如傳統(tǒng)意義上的自然資源富集的開發(fā)不利于經濟增長的“詛咒”效應。但西部制造業(yè)21個產業(yè)的集聚自大開發(fā)以來逐年下滑，并未對西部經濟起到應有的推動作用，畢竟，經濟總體發(fā)展是各個方面活動共同作用的結果，并不完全取決于制造業(yè)的動向?？墒?，這種狀況必將對西部未來的產業(yè)結構升級和經濟的可持續(xù)發(fā)展造成較大的障礙。要想又好又快地發(fā)展西部經濟，歸根結底還是要注重工業(yè)尤其是制造業(yè)的發(fā)展，創(chuàng)造出對資本、勞動力、土地和企業(yè)家有足夠吸引力的環(huán)境，提高制造業(yè)的利潤空間。值得欣慰的是，西部旅游業(yè)的發(fā)展與制造業(yè)集聚的交叉項對經濟增長的影響為正顯著，表明兩者為互補關系，相互的經濟往來為整體經濟發(fā)展作出了較大貢獻，且遠超出了任何單個方面因素對經濟增長積極的或不利的影響。當然，西部地區(qū)總體上強勁的經濟發(fā)展勢頭背后也掩飾了諸多細分行業(yè)結構的改革和優(yōu)化的艱難，令人深思。

其二，按照技術含量不同產業(yè)的分類，中低技術產業(yè)集聚因包含多個能源資源型產業(yè)，具有鮮明的產業(yè)特征，旅游業(yè)的發(fā)展對其波及不明確。而對于其他不同技術含量的產業(yè)，旅游業(yè)的發(fā)展會進一步促進制造產業(yè)的繼續(xù)集聚。通過旅游業(yè)與制造業(yè)集聚之間的非線性回歸發(fā)現，除了中低技術制造產業(yè)之外，西部地區(qū)旅游業(yè)發(fā)展對該地區(qū)制造業(yè)集聚的影響存在倒U效應，制造業(yè)的集聚過程還處于倒U曲線的左邊，為新地理經濟學關于工業(yè)集聚倒U假設的理論提供了佐證。

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