郭魯芳，李如友

(浙江工商大學 旅游與城市管理學院，浙江 杭州 310018)

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旅游減貧效應的門檻特征分析及實證檢驗
——基于中國省際面板數(shù)據(jù)的研究

郭魯芳，李如友

(浙江工商大學 旅游與城市管理學院，浙江 杭州 310018)

摘要:文章利用中國2000-2013年省際面板數(shù)據(jù)，通過構建面板門檻回歸模型，對旅游發(fā)展與貧困減緩的非線性關系進行了實證檢驗。結果表明，在控制其它變量的條件下，中國旅游發(fā)展對貧困減緩的作用以積極影響為主，同時呈現(xiàn)顯著的門檻特征。具體而言，中國旅游發(fā)展對貧困減緩的促進作用表現(xiàn)為基于經(jīng)濟發(fā)展水平的雙重門檻特征、基于旅游資源稟賦的三重門檻特征以及基于交通便利程度的單一門檻特征，隨著門檻變量處于不同發(fā)展階段，旅游發(fā)展并非總對貧困減緩產(chǎn)生實質貢獻。為此，文章提出的政策建議是：在思想觀念上，客觀認識旅游發(fā)展與貧困減緩之間關系的復雜性，正確指導旅游減貧開發(fā)實踐；在發(fā)展路徑上，貧困地區(qū)應發(fā)揮主動性和創(chuàng)造性，提高旅游減貧精準性；在發(fā)展政策上，實現(xiàn)由統(tǒng)一指令性政策向靈活協(xié)調性政策轉變；發(fā)展保障上，政府部門應積極發(fā)揮主導作用，為旅游減貧創(chuàng)造有利條件。

關鍵詞:旅游減貧效應；門檻效應；面板門檻回歸模型

一、 引言

反貧困一直是全人類共同面對且亟待解決的重要議題。旅游業(yè)因其投資少、見效快以及就業(yè)門檻低、產(chǎn)業(yè)關聯(lián)廣等特點，被認為是貧困國家和地區(qū)減貧增收的有效工具，在世界反貧困進程中發(fā)揮著重要的作用[1]。早在20世紀80年代，中國就已經(jīng)開始了旅游減貧開發(fā)實踐，一些旅游資源豐富的老、少、邊、窮地區(qū)通過發(fā)展旅游業(yè)走上脫貧致富的道路。尤其是近年來國際社會提出“有助于貧困人口的旅游”(Pro-Poor Tourism，PPT)和“消除貧困的可持續(xù)旅游”(Sustainable Tourism-Eliminating Poverty，ST-EP)戰(zhàn)略之后，政府部門和相關組織積極探索并形成了以政府為主導、以環(huán)境保護為原則、以特色資源為依托、以居民受益為目的的旅游減貧開發(fā)模式，涌現(xiàn)出了許多益貧式發(fā)展的成功案例。

旅游減貧活動在世界范圍內(nèi)如火如荼開展的同時，研究者們也對旅游發(fā)展的減貧效應展開了爭論。傳統(tǒng)的觀點認為，旅游業(yè)在減貧方面有著其它產(chǎn)業(yè)所無可比擬的優(yōu)勢，因此，將旅游開發(fā)與貧困地區(qū)發(fā)展有機結合是消除貧困的有效途徑[2-4]。但是，隨著旅游減貧實踐和理論研究的不斷深入，一些學者開始質疑旅游業(yè)對貧困國家和地區(qū)的減貧作用。有學者認為，旅游漏損與旅游乘數(shù)同根同生，巨大的經(jīng)濟漏損可能造成貧困的進一步加劇[5]，換言之，旅游流量與貧困減緩之間存在負向關聯(lián)的可能[6]50。由此可見，旅游與貧困減緩的關系遠比想象的更為復雜，那么，現(xiàn)階段在經(jīng)濟落后地區(qū)發(fā)展旅游業(yè)是否對貧困減緩具有顯著的促進作用？如果是，旅游減貧效應到底有多大？在經(jīng)濟水平、旅游資源稟賦和交通便利程度等發(fā)展條件不同的地區(qū)，旅游減貧效應是否表現(xiàn)出一定的異質性特征？這些都已成為影響經(jīng)濟落后地區(qū)發(fā)展戰(zhàn)略決策和旅游產(chǎn)業(yè)地位的重大問題，對這些問題的回答即是本文研究目的所在。

二、 文獻綜述

關于旅游發(fā)展對貧困減緩的影響，國內(nèi)外學者通過大量的理論分析和實證研究形成了三種迥然不同的觀點，即旅游減貧有效論、旅游減貧無效論和環(huán)境決定論。

持旅游減貧有效論觀點的學者認為，旅游發(fā)展對經(jīng)濟落后地區(qū)的貧困減緩具有顯著的促進作用。Ashley和Boyd(2000)認為，旅游業(yè)是典型的勞動密集型產(chǎn)業(yè)，且就業(yè)門檻低，發(fā)展旅游業(yè)能夠為貧困人口創(chuàng)造就業(yè)和收入機會，從而提高貧困人口的生活水平[7]。特別是旅游工藝品和紀念品不僅可以向旅游者直接銷售，還可出口銷售，此類技術要求不高的就業(yè)崗位為處于更加劣勢地位的人(如婦女和殘疾人)提供收入機會[8]。不僅如此，Shah和Gupta(2000)通過研究發(fā)現(xiàn)，貧困人口除了通過就業(yè)直接從旅游業(yè)中獲利外，還可以通過旅游收入的“滲透作用”獲益[9]。旅游業(yè)具有產(chǎn)業(yè)關聯(lián)廣的特點，發(fā)展旅游業(yè)能夠帶動其它相關產(chǎn)業(yè)的快速發(fā)展，從而進一步地擴大勞動就業(yè)和增加居民收入。Ashley和Mitchell(2006)在對非洲旅游減貧的研究中計算了旅游乘數(shù)效應，發(fā)現(xiàn)游客的直接旅游消費能夠帶來60～120%的間接影響，即游客每消費1美元，當?shù)厝藢@得1.60～2.20美元的總收入[10]。這兩位學者的后續(xù)研究表明，旅游減貧的效應越來越明顯地發(fā)生在旅游業(yè)之外，且并不限于旅游地區(qū)域，還通過產(chǎn)業(yè)鏈影響到旅游地區(qū)域之外[11]。旅游發(fā)展對貧困地區(qū)的影響是多方面的，非經(jīng)濟影響對于減緩貧困來說同樣重要。Reeder和Brown(2005)認為，旅游業(yè)發(fā)展可以帶來旅游目的地的貧困率和其它社會條件的改善，如基礎設施建設、教育和健康等，尤其是交通基礎設施的完善加強了邊緣地區(qū)與其它地區(qū)在資金、技術和人才等方面的交流，從而有利于減緩貧困[12]。此外，趙磊(2011)發(fā)現(xiàn)，旅游發(fā)展對農(nóng)村地區(qū)經(jīng)濟增長具有顯著正向作用，但與城鎮(zhèn)地區(qū)經(jīng)濟增長并不存在顯著關系，發(fā)展旅游業(yè)有助于縮小城鄉(xiāng)收入差距，從而對減緩貧困產(chǎn)生積極影響[13]21。

持旅游減貧無效論觀點的學者認為，旅游發(fā)展對于貧困減緩并無積極作用。Lewis等(2003)認為，由于旅游業(yè)的就業(yè)門檻較低，在旅游行業(yè)就業(yè)的人通常素質不高且技能低下，從而導致薪水普遍低于工業(yè)和高新技術行業(yè)，因而這些人被稱為“窮忙族”(Burger-flippers)[14]。Walpole和Goodwin(2000)認為，由于貧困地區(qū)經(jīng)濟基礎差，旅游市場容易受外來資本控制，旅游漏損問題嚴重，當?shù)鼐用駨穆糜伟l(fā)展中獲得的經(jīng)濟利益有限[15]。類似地，Taylor(2001)在對庫克島(Cook Islands)旅游發(fā)展進行研究時發(fā)現(xiàn)，由于當?shù)氐纳鐣?jīng)濟過度依賴旅游業(yè)，造成旅游替代產(chǎn)業(yè)失去了生存空間，特別是旅游業(yè)易被外來機構和組織控制，經(jīng)濟漏損嚴重，當?shù)鼐用癫⑽磸穆糜伟l(fā)展中獲益[16]。此外，Wattanakuljarus和Coxhead(2008)利用一般均衡分析方法研究了泰國旅游發(fā)展的減貧效應，結果表明，旅游業(yè)的快速發(fā)展提高了泰國居民的家庭收入，但削弱了貿(mào)易領域企業(yè)的盈利能力和就業(yè)人員的收入[17]。

近年來，一些學者通過實證研究發(fā)現(xiàn)，由于許多區(qū)域性和地方性因素交織在一起，共同決定著旅游業(yè)發(fā)展及其在地區(qū)貧困減緩中的角色和潛力，旅游減貧的效果在不同地區(qū)的表現(xiàn)存在明顯差別，于是形成了第三類觀點——環(huán)境決定論。旅游業(yè)是高度綜合性行業(yè)，涉及食、住、行、游、購、娛等各個方面，經(jīng)濟基礎、資源稟賦、基礎設施建設以及區(qū)域發(fā)展戰(zhàn)略都是旅游發(fā)展不可回避的制約因素，這些因素的區(qū)域差異造成了旅游減貧效應的空間異質性。例如，Deller(2000)應用地理加權回歸模型(GWR)研究了美國鄉(xiāng)村貧困與旅游及娛樂活動之間的關系，得出二者關系在空間上存在顯著差異的結論，同時發(fā)現(xiàn)高爾夫、網(wǎng)球和游泳等娛樂活動有助于降低旅游地的貧困率，但其它形式的旅游和娛樂則對貧困率的變化沒有影響，無論是積極的還是消極的[18]。Muchapondwa和Stage(2013)通過對博茨瓦納、納米比亞和南非這三個國家旅游減貧效應的研究發(fā)現(xiàn)，由于旅游者在三國的消費水平存在一定差異，造成當?shù)鼐用駨穆糜螛I(yè)獲得的收益也存在較大差別[19]。Thomas(2014)認為，旅游地的地理區(qū)位、吸引力等因素同樣影響旅游從業(yè)人員的工資水平。例如，2009年瑯勃拉邦的游客量是多貢的6倍，與之相對應地，前者旅游從業(yè)人員的平均收入比后者高出2倍，隨著當?shù)芈糜螛I(yè)的持續(xù)發(fā)展，從業(yè)人員的技能更加熟練和專業(yè)，工資水平也會不斷提高[20]。于是，Scheyvens(2011)認為，許多對旅游減貧效應持否定觀點的學者忽略了旅游發(fā)展條件的合意性，旅游業(yè)只是為一些其它因素引發(fā)的問題承擔罪名的“替罪羊”[21]。

已有研究成果從不同方面展示了旅游發(fā)展與減緩貧困之間的復雜關系，為本文提供了有益的借鑒。但是，本文認為還需從以下方面做出補充和完善：(1)從研究內(nèi)容來看，考察視角大多基于跨國數(shù)據(jù)或國別個案宏觀層面，忽略了各種因素在不同國家之間以及同一國家不同地區(qū)之間呈現(xiàn)的異質性以及由此導致的旅游發(fā)展減貧效應的區(qū)域差異，并且來自中國旅游發(fā)展與貧困減緩關系的經(jīng)驗研究還相對缺乏。(2)從研究假設來看，既有文獻多在線性模型框架下展開，忽略了旅游發(fā)展與貧困緩解之間可能存在的非線性關系，即不同經(jīng)濟水平、資源稟賦或交通便利程度條件下旅游發(fā)展對貧困減緩的差別效應。(3)從貧困測度方法來看，現(xiàn)有研究通常采用貧困發(fā)生率來衡量貧困水平，而此種以貧困線為基準來衡量貧困狀況的方法可能在統(tǒng)計上掩蓋了部分旅游減貧效應，正如Blake和Arbache(2008)所言，盡管巴西的最低收入群組家庭從旅游發(fā)展受益較少(遠低于高收入群組家庭)，但并不能否認旅游發(fā)展對所有群組家庭收入的影響是積極的[22]?；诖?，本文嘗試在非線性模型框架下探討中國旅游發(fā)展與貧困減緩的關系及其特征，以便為深入認識中國實施已久的旅游減貧政策的有效性提供現(xiàn)實解釋，并為不同地區(qū)旅游減貧政策轉向提供參考依據(jù)。

三、 模型設定、變量選取與數(shù)據(jù)來源

(一) 模型設定

為了分析旅游發(fā)展與貧困減緩的關系，本文首先構建如下面板數(shù)據(jù)模型：

POVit=μi+β1TOURit+δXit+εit

(1)

POVit=μi+β1TOURit+β2TOUR2it+δXit+εit

(2)

式中，i和t分別表示個體和時間，POVit為貧困水平，TOURit為旅游業(yè)發(fā)展水平，TOUR2it為旅游業(yè)發(fā)展水平的二次項，Xit為其它控制變量，μit為地區(qū)間差異的分觀測效應，εit～iid(0,σ2)為隨機擾動項。

如前文所述，旅游減貧效應的發(fā)揮是一個復雜的過程，在不同條件下，旅游減貧效應可能存在差異，其機制和效果的轉變可能需要跨越一定的門檻。而經(jīng)濟基礎、旅游資源稟賦和交通便利程度作為影響旅游發(fā)展的關鍵因素，是發(fā)揮旅游減貧效應無法擺脫的羈絆，在一定條件下形成旅游減貧效應的門檻條件。門檻效應的檢驗方法主要有分組檢驗模型和交叉項模型。前者先驗地選擇分割點將樣本分為若干組，在每一組內(nèi)進行線性關系檢驗，但分割點的選擇具有隨機性，且無法對回歸結果的差異性進行顯著性檢驗。后者通過建立包含交叉項的線性模型來考察變量間的相互作用，盡管能夠估計出門檻值，但交叉項的形式難以確定，同樣也無法對門檻效應進行顯著性驗證。Hansen于1999年提出的門檻面板回歸模型能夠彌補上述檢驗方法的缺陷，該方法的特點是通過內(nèi)生方式對樣本進行分組，分別估計不同樣本中解釋變量與被解釋變量之間的關系，能夠反映解釋變量與被解釋變量之間的關系是否在某一或某些時刻發(fā)生了結構性突變[23]246?；诖?，本文根據(jù)Hansen(1999)[23]250提出的門檻回歸模型的思想，將面板數(shù)據(jù)模型擴展為分別以經(jīng)濟發(fā)展水平(EGDP)、旅游資源稟賦(RES)和交通便利程度(TRA)為門檻變量的多重門檻面板回歸模型：

POVit=μi+β11TOURitI(EGDPit≤γ1)+β12TOURitI(γ1

+…+β1,nTOURitI(γn-1γn)+δXit+εit

(3)

POVit=μi+β21TOURitI(RESit≤γ1)+β22TOURitI(γ1

+…+β2,nTOURitI(γn-1γn)+δXit+εit

(4)

POVit=μi+β31TOURitI(TRAit≤γ1)+β32TOURitI(γ1

+…+β3,nTOURitI(γn-1γn)+δXit+εit

(5)

式中，EGDPit、RESit和TRAit為門檻變量，γ1、γ2、…、γn-1、γn為n+1個門檻區(qū)間下的門檻值，β11、β12、…、β3,n-1和β3,n為不同門檻區(qū)間下的估計系數(shù)，I(·)為指標函數(shù)，若門檻變量滿足條件則該指標函數(shù)值為1，否則為0，εit～iid(0,σ2)?？刂谱兞?Xit)具體包括產(chǎn)業(yè)結構(IND)、城鎮(zhèn)化水平(URB)、貿(mào)易開放度(OPEN)和教育水平(EDU)等。

(二) 變量選取

1.因變量。貧困水平(POV)。常用的貧困測度指標有貧困發(fā)生率、貧困距、Sen指數(shù)和可分解FGT指數(shù)等，這些測度指標都以貧困線為基準進行貧困程度的評價，對中國的適用性不強。其原因是，中國對貧困線的劃定無統(tǒng)一標準，不同時期的貧困線有所不同，致使指標值對貧困線的選擇非常敏感。貧困具體反映在個體的健康、教育、技能以及公共品的可獲得性等方面，所以應被視為“基本能力的剝奪”[24]。許多學者依據(jù)獲取有價值的功能性活動的能力來評估貧困水平，收入或支出是常用的測度指標。郭熙保和羅知(2008)[25]18、楊霞和劉曉鷹(2013)[6]49利用20%最低收入人群的平均收入來估算貧困水平，張冰和冉光和(2013)則用人均消費水平指標來反映各地區(qū)的貧困程度[26]。本文從收入的角度對貧困狀況進行測度，出于如下考慮使用人均收入作為衡量各地區(qū)貧困水平的依據(jù)：(1)部分地區(qū)統(tǒng)計數(shù)據(jù)缺失或不連續(xù)，考慮到分析數(shù)據(jù)的可獲得性和可比性，統(tǒng)計相對完整的人均收入水平指標是可靠之選；*由于中國省級及以下層面農(nóng)民人均純收入的分組統(tǒng)計數(shù)據(jù)缺失，郭熙保和羅知(2008)文中的貧困人口收入水平實際上是城鎮(zhèn)貧困人口收入水平。楊霞和劉曉鷹(2013)綜合考慮了城鎮(zhèn)和農(nóng)村地區(qū)人口收入，但在計算中，城鎮(zhèn)數(shù)據(jù)使用按收入等級分組時收入最低的20%人口的人均可支配收入，而農(nóng)村數(shù)據(jù)則使用未分組的農(nóng)民人均純收入。(2)郭熙保和羅知(2008)[25]18等學者建議使用20%最低收入人群的平均收入估算貧困水平有其合理性，作為參照，本文對2000-2013年全國城鎮(zhèn)人均總收入與其20%低收入組進行相關分析，得到Pearson相關系數(shù)為0.993，在0.1%的水平(雙側)上顯著；類似地，農(nóng)民人均純收入與其20%低收入組的Pearson相關系數(shù)為0.998，同樣在0.1%的水平(雙側)上顯著，所以，人均收入也可以視為20%最低收入人群的平均收入的替代變量。因此，本文衡量貧困水平的計算公式為：POV=農(nóng)民人均純收入×農(nóng)村人口占比+城鎮(zhèn)人均總收入×城鎮(zhèn)人口占比。

2.核心解釋變量。旅游發(fā)展水平(TOUR)：參照Adamou和Clerides(2010)[27]、Fayissa等(2011)[28]和趙磊(2011)[13]的做法，采用旅游專業(yè)化(Tourism Specialization)作為旅游發(fā)展的代理變量，其度量方式為地區(qū)旅游總收入與GDP之比。

3.門檻變量。理論和實證研究都已證明，旅游業(yè)的發(fā)展受到諸多因素的影響和制約。其中，經(jīng)濟基礎、旅游資源稟賦和交通條件的作用最為突出[29]。首先，經(jīng)濟基礎決定區(qū)域內(nèi)的旅游供給能力和旅游消費水平。旅游業(yè)的高產(chǎn)業(yè)關聯(lián)特征具有兩面性：一方面，旅游業(yè)有助于相關行業(yè)的快速發(fā)展；另一方面，其它相關行業(yè)的發(fā)展水平對旅游業(yè)產(chǎn)生影響和制約。經(jīng)濟發(fā)達往往意味著合理的產(chǎn)業(yè)結構、豐裕的財政收入和合理的制度安排，這些都為交通條件的改善和旅游市場的繁榮提供原動力；同時，經(jīng)濟發(fā)達地區(qū)的居民往往擁有更高的可自由支配收入和參與旅游活動的可能性，形成的現(xiàn)實旅游需求及較強的消費能力能夠促進當?shù)芈糜螛I(yè)更快發(fā)展。其次，旅游資源稟賦客觀上決定了旅游業(yè)的發(fā)展方式和發(fā)展程度。旅游資源越豐富，市場需求將越大；類型越齊全，則旅游活動更趨于多樣化；品位越高、壟斷性越強，對外地游客的吸引力越大。最后，交通條件是旅游客源地與目的地之間產(chǎn)生空間相互作用、旅游者實現(xiàn)空間位移的基礎性條件，并對游客結構及其停留時間產(chǎn)生重要影響?？梢?，經(jīng)濟基礎、旅游資源稟賦和交通條件是旅游發(fā)展的重要影響因素，這一點已毋庸置疑，那么這些因素是否更為深入地對旅游發(fā)展與貧困減緩之間的關系產(chǎn)生影響，其作用方式是否通過影響地方公共政策、旅游者構成及停留時間而呈現(xiàn)非線性特征，還需做針對性研究進行判斷。因此，本文分別采用經(jīng)濟發(fā)展水平、旅游資源稟賦和交通便利程度作為門檻變量，對中國旅游發(fā)展與貧困減緩的非線性關系進行檢驗。

(1) 經(jīng)濟發(fā)展水平(EGDP)：用人均GDP表示，并利用GDP平減指數(shù)以2000年為基期進行折算得到實際值。

(3) 交通便利程度(TRA)：采用交通密度來衡量，其計算公式為：TRA=Li/Ai，式中，Li為地區(qū)交通線長度，Ai為地區(qū)國土面積?？紤]鐵路、公路和內(nèi)河航道等不同交通方式對旅游發(fā)展的作用不同，本文參考趙東喜(2008)的方法[33]，利用賦分法計算獲得交通線長度代替值，即：Li=(RAIL×5+ROAD×3+RIVER×1)/9，式中RAIL、ROAD和RIVER分別為鐵路里程數(shù)、公路長度和內(nèi)河航運里程數(shù)。

4.控制變量。選擇產(chǎn)業(yè)結構(IND)、城鎮(zhèn)化水平(URB)、貿(mào)易開放度(OPEN)和教育水平(EDU)作為控制變量。其中，產(chǎn)業(yè)結構(IND)用地區(qū)第三產(chǎn)業(yè)產(chǎn)值占GDP比重來衡量；城鎮(zhèn)化水平(URB)即為人口城鎮(zhèn)化水平，用非農(nóng)人口占地區(qū)總人口比重來衡量；貿(mào)易開放度(OPEN)用進出口總額占GDP比重來表示；教育水平(EDU)用每萬人口中在校高中生的比例衡量。經(jīng)濟發(fā)展水平(EGDP)和交通便利程度(TRA)對地區(qū)貧困水平產(chǎn)生直接影響，因此也將之作為控制變量納入模型。

(三) 數(shù)據(jù)來源及處理

本文實證檢驗的樣本為2000-2013年中國大陸31個省、自治區(qū)和直轄市的數(shù)據(jù)資料，未包括港、澳、臺地區(qū)。關于數(shù)據(jù)的獲取與處理，有以下幾點說明：(1)旅游總收入由旅游外匯收入與國內(nèi)旅游收入?yún)R總得到，旅游外匯收入按照當年平均匯率計算；(2)為了消除統(tǒng)計數(shù)據(jù)中價格因素的影響，旅游總收入和人均GDP等絕對指標值都用GDP平減指數(shù)(以2000年為100)進行了折算；(3)本文所使用旅游收入統(tǒng)計數(shù)據(jù)來源于各期《中國旅游統(tǒng)計年鑒》及其副本，A級景區(qū)數(shù)據(jù)來源于國家旅游局網(wǎng)站發(fā)布的統(tǒng)計信息以及各省級單位的統(tǒng)計年鑒，其它統(tǒng)計數(shù)據(jù)均來源于各期《中國統(tǒng)計年鑒》、《中國區(qū)域經(jīng)濟統(tǒng)計年鑒》；(4)為了避免量綱和異方差的影響，本文采用自然對數(shù)對所使用的數(shù)據(jù)進行處理。

四、 實證結果及分析

(一) 弱外生性檢驗

前文分析已經(jīng)說明旅游發(fā)展是貧困減緩重要影響因素，同時還應注意，隨著收入水平的提升，貧困地區(qū)居民外出旅游的欲望增強，這能夠促進本地及周邊地區(qū)旅游業(yè)的發(fā)展，于是旅游發(fā)展與貧困減緩之間可能存在雙向因果關系。Engle等(1983)定義了弱外生性概念，認為在研究解釋變量與被解釋變量關系時，解釋變量需具備弱外生性，這是保證模型統(tǒng)計推斷有效的必要前提[34]?；诖耍疚睦肑ohansen(1992)[35]提出的弱外生性檢驗方法對旅游發(fā)展水平(TOUR)進行檢驗，以確保模型估計方法選擇的合理性。*伍德里奇(2003)建議用相同的方法進行變量的內(nèi)生性檢驗[36]。首先用被懷疑的內(nèi)生變量對原模型中所有其它解釋變量和工具變量進行回歸，并提取其殘差。然后把殘差加入到原模型作為一個新解釋變量繼續(xù)回歸，如果其系數(shù)顯著，則說明懷疑對象確實是一個內(nèi)生變量。反之，則無法拒絕懷疑對象為外生的原假設。首先用旅游發(fā)展水平(TOUR)作為被解釋變量，用其它控制變量以及旅游發(fā)展水平的滯后項作為解釋變量進行OLS估計；然后將估計殘差作為新的解釋變量加入到模型(1)中進行再估計，如果其系數(shù)顯著異于零，則拒絕“旅游發(fā)展水平是弱外生變量”的假設。按照上述方法，本文得到估計殘差作為解釋變量時的t統(tǒng)計量為0.32，p值為0.748，從而說明旅游發(fā)展水平(TOUR)具有弱外生性。

(二) 門檻效應檢驗

根據(jù)Hansen(1999)的研究思路，本文首先對模型的門檻效應進行檢驗。分別以經(jīng)濟發(fā)展水平、旅游資源稟賦和交通便利程度為門檻變量，依次對存在單一門檻、雙重門檻和三重門檻的原假設下對模型(3)-(4)進行估計，得到F統(tǒng)計量和采用bootstrap方法得出的p值，如表1所示。結果顯示，以經(jīng)濟發(fā)展水平作為門檻變量時，旅游減貧的單一門檻效應和雙重門檻效應均在10%顯著性水平下顯著，三重門檻效應未通過水平為10%的顯著性檢驗；以旅游資源稟賦作為門檻變量時，旅游減貧的單一門檻效應、雙重門檻效應和三重門檻效應都在1%顯著性水平下顯著；以交通便利程度作為門檻變量時，旅游減貧的單一門檻效應在10%顯著性水平下顯著，雙重門檻效應未通過水平為10%的顯著性顯著。因此，對于經(jīng)濟發(fā)展水平、旅游資源稟賦和交通便利程度這三個門檻變量，后文將分別基于雙重門檻模型、三重門檻模型和單一門檻模型進行旅游減貧效應的門檻特征分析。

注：表格內(nèi)數(shù)值為門檻檢驗對應的F統(tǒng)計量，括號內(nèi)是p值，為采用bootstrap方法反復抽樣300次得到的結果；*、**和***分別表示在10%、5%和1%顯著性水平下顯著。

進一步地，對分別采用經(jīng)濟發(fā)展水平、旅游資源稟賦和交通便利程度作為門檻變量的雙重、三重和單一門檻模型的門檻值進行識別。表2報告了門檻的估計值及其對應的95%置信區(qū)間，圖2的似然比函數(shù)圖可以更為清晰地理解門檻值的估計和置信區(qū)的構造過程，圖中虛線為LR值在10%顯著水平下的臨界值，虛線以下的區(qū)域構成門檻值的90%置信區(qū)間。如圖1所示，當經(jīng)濟發(fā)展水平作為門檻變量時，LR統(tǒng)計量在90%漸進有效置信區(qū)間[9.008,9.159]和[9.889,9.889]內(nèi)接近于零，檢驗結果無法拒絕門檻估計值為其真實值一致估計量的原假設，由此可斷定模型估計存在雙重門檻效應，兩個門檻估計值分別為9.047和9.889；類似地，分別得到當旅游資源稟賦為門檻變量時的三個門檻估計值分別為4.159、5.620和6.410，以及當交通便利程度為門檻變量時的單個門檻估計值為1.402。

(三) 門檻估計結果分析

如前文所述，經(jīng)濟發(fā)展水平、旅游資源稟賦與交通便利程度三個門檻變量的門檻效應檢驗結果均拒絕了線性關系的原假設，且分別在雙重、三重和單一門檻模型下的門檻效應都通過了顯著性檢驗。由此可以判斷，在上述三個門檻變量影響下，中國旅游發(fā)展與貧困減緩之間存在非線性關系，換言之，中國旅游減貧效應存在門檻特征。門檻回歸模型實質上是根據(jù)門檻估計值將樣本分成多個區(qū)制，分別考察每個區(qū)制內(nèi)部解釋變量對被解釋變量的作用，并通過比較回歸系數(shù)的差異來檢驗門檻效應是否顯著。根據(jù)三個門檻變量的門檻效應檢驗結果和門檻估計值，分別考察在不同的區(qū)制內(nèi)旅游發(fā)展與貧困減緩之間的關系，結果如表3所示。此外，為了對比總體水平上與不同區(qū)制內(nèi)旅游發(fā)展對貧困減緩的作用，表3同時報告了線性個體固定效應模型的估計結果。結果顯示，模型(1)中旅游發(fā)展對貧困減緩的影響未通過顯著性檢驗，模型(2)中加入了旅游發(fā)展水平的二次項(TOUR2)，其系數(shù)的估計值顯著為負，這也說明了中國旅游發(fā)展與貧困減緩之間非線性關系的顯著存在。

注：括號內(nèi)為t值，*、**和***分別表示在10%、5%和1%顯著性水平下顯著。

以經(jīng)濟發(fā)展水平為門檻變量的模型估計結果顯示，中國旅游發(fā)展對貧困減緩的作用呈現(xiàn)出基于經(jīng)濟發(fā)展水平的階段性響應的雙重門檻特征。該特征具體表現(xiàn)為：當一個地區(qū)經(jīng)濟發(fā)展水平值低于門檻值9.047時，旅游發(fā)展對貧困減緩的影響作用并不顯著；當經(jīng)濟發(fā)展水平值進入門檻值9.047與9.889之間時，旅游發(fā)展對貧困減緩具有顯著積極影響，影響系數(shù)為0.151；當經(jīng)濟發(fā)展水平值跨越門檻值9.889時，旅游發(fā)展對貧困減緩的作用又重新變?yōu)椴伙@著。概言之，經(jīng)濟發(fā)展水平較低的地區(qū)，旅游減貧效應不明顯；經(jīng)濟發(fā)展中等水平地區(qū)，發(fā)展旅游業(yè)將有助于貧困減緩；經(jīng)濟較為發(fā)達的地區(qū)，旅游發(fā)展對貧困減緩同樣無顯著促進作用。究其原因在于旅游業(yè)是市場經(jīng)濟發(fā)展到一定階段的結果，其突出的綜合帶動作用的另一面是其對其他行業(yè)的多重依賴性，容易受到國家政策、宏觀環(huán)境及其它相關產(chǎn)業(yè)的影響。經(jīng)濟發(fā)展水平低往往意味著落后的基礎設施、守舊的思想觀念或沉悶的地方政策，市場活力相對不足，這都將成為制約旅游發(fā)展及其減貧效應發(fā)揮的掣肘，因此，經(jīng)濟發(fā)展落后地區(qū)旅游發(fā)展對貧困減緩的促進作用并不突出。隨著經(jīng)濟發(fā)展、基礎設施建設不斷完善及產(chǎn)業(yè)結構得到進一步優(yōu)化，旅游業(yè)獲得良好的發(fā)展環(huán)境，其投入少、見效快、帶動性強的優(yōu)勢逐漸體現(xiàn)，所帶來的財政稅收增加也為政府部分針對貧困人口的轉移支付提供資金支持，此時，旅游發(fā)展對貧困減緩發(fā)揮積極作用。然而，旅游業(yè)就業(yè)門檻低，專業(yè)技術性不強，這決定了從事該行業(yè)的社會勞動收入低于許多知識型或技術型行業(yè)。經(jīng)濟發(fā)達地區(qū)擁有良好的資源條件、合理的產(chǎn)業(yè)結構和成熟的市場體系，若過于重視旅游業(yè)，必然對其它產(chǎn)業(yè)的發(fā)展產(chǎn)生“擠出效應”，使一些“富民”作用更為突出的產(chǎn)業(yè)(尤其是高新技術產(chǎn)業(yè))的發(fā)展受到抑制，在此條件下，旅游發(fā)展對貧困減緩的作用具有不確定性。

以旅游資源稟賦為門檻變量的模型估計結果顯示，中國旅游發(fā)展對貧困減緩的作用呈現(xiàn)出基于旅游資源稟賦的逐步提升趨勢的三重門檻特征。該特征具體表現(xiàn)為：當一個地區(qū)旅游資源稟賦低于門檻值4.190時，旅游發(fā)展對貧困減緩的影響作用未通過水平為10%的顯著性檢驗；當旅游資源稟賦進入門檻值4.159與5.620之間時，旅游發(fā)展對貧困減緩具有顯著積極影響，影響系數(shù)為0.081；當旅游資源稟賦進入門檻值5.620與6.410之間時，旅游發(fā)展對貧困減緩產(chǎn)生顯著積極影響，影響系數(shù)升為0.184；當旅游資源稟賦跨越門檻值6.410時，旅游發(fā)展對貧困減緩同樣產(chǎn)生顯著積極影響,影響系數(shù)升至0.274。由此可見，旅游資源稟賦較差的地區(qū)，發(fā)展旅游業(yè)并非一定能夠減緩貧困；對于旅游資源稟賦較好的地區(qū)，發(fā)展旅游業(yè)卻有助于貧困減緩，且隨著旅游資源稟賦的不斷提升，旅游減貧效應愈加明顯。究其原因，旅游資源是一個國家或地區(qū)發(fā)展旅游業(yè)的先決條件，是吸引旅游者前來旅游的核心要素。旅游資源越豐富、品級越高、壟斷性越強，其吸引力越大，市場覆蓋面越廣。旅游資源貧瘠地區(qū)對旅游者的吸引力較弱，旅游業(yè)發(fā)展?jié)摿Σ蛔悖瑹o論是對當?shù)亟?jīng)濟增長的貢獻，還是對其它相關行業(yè)的帶動都十分有限，此時，旅游發(fā)展對貧困減緩無法表現(xiàn)出積極的促進作用。旅游資源豐富的地區(qū)能夠吸引大規(guī)模旅游者前來觀光和消費，旅游業(yè)發(fā)展?jié)摿Υ螅袠I(yè)帶動作用強，在當?shù)禺a(chǎn)業(yè)結構中具有重要戰(zhàn)略地位，在政府的政策支持和社區(qū)廣泛參與的情況下，旅游發(fā)展為當?shù)鼐用駧砜捎^的經(jīng)濟效益和社會效益。更為重要的是，以旅游者為載體的外來文化打破了落后地區(qū)傳統(tǒng)思想的禁錮，先進思想觀念的涉入能夠激勵當?shù)鼐用窀淖兟浜蟮纳a(chǎn)方式，積極尋求發(fā)展，提高生活水平。因此，隨著旅游資源稟賦的提升，旅游發(fā)展對貧困減緩的促進作用呈階梯狀增強的趨勢。

以交通便利程度為門檻變量的模型估計結果顯示，中國旅游發(fā)展對貧困減緩的作用則呈現(xiàn)出基于交通便利程度的跨越式提升的單一門檻特征。該特征具體表現(xiàn)為：當一個地區(qū)交通便利程度低于門檻值1.402時，旅游發(fā)展對貧困減緩具有顯著積極影響，影響系數(shù)為0.134；當交通便利程度跨越門檻值1.402時，旅游發(fā)展對貧困減緩積極影響則更為明顯，影響系數(shù)升至0.247，提升率達84.33%。由此可見，旅游業(yè)發(fā)展對貧困減緩的促進作用受到交通便利程度的影響，隨著交通便利程度的不斷提升，旅游減貧效應愈發(fā)突出。究其原因，旅游活動是一種典型的地理現(xiàn)象，在空間上表現(xiàn)為旅游客源地與目的地之間的遷移過程，旅游交通是溝通旅游需求與旅游供給的橋梁，是旅游活動得以實現(xiàn)和促進目的地旅游發(fā)展的關鍵因素之一，在旅游系統(tǒng)中擔任旅游要素流動通道和系統(tǒng)潤滑劑的角色，決定和影響旅游者旅游動機的產(chǎn)生和旅游目的地的選擇。一方面，便利的交通條件提高了區(qū)域可進入性，加強了旅游目的地與客源市場及周邊其它旅游目的地之間的聯(lián)系，通過“時空壓縮”使旅游活動變得更為便捷、經(jīng)濟，從而提升旅游目的地的吸引力，使旅游者規(guī)模及其停留時間、消費水平得以提高，增加當?shù)芈糜纹髽I(yè)和旅游從業(yè)人員的收入。另一方面，交通不僅是區(qū)域發(fā)展的重要因素，同時也是區(qū)域格局演變的驅動力，顯著地影響區(qū)域經(jīng)濟格局的變化[37]。良好的交通運輸條件可以降低運輸成本、吸引投資，加快生產(chǎn)要素的流動，促進其他行業(yè)的快速發(fā)展。作為第三產(chǎn)業(yè)的重要組成，旅游業(yè)的發(fā)展及其減貧作用的發(fā)揮都有賴于其它產(chǎn)業(yè)尤其是零售、餐飲、娛樂等第三產(chǎn)業(yè)的支持，交通運輸條件通過集聚效應和對其它要素的協(xié)同效應，為旅游發(fā)展創(chuàng)造良好的環(huán)境和條件，從而使旅游減貧作用更為有效地發(fā)揮。因此，隨著交通便利程度的不斷改善，旅游減貧效應逐步增強。

各控制變量的估計結果顯示，經(jīng)濟發(fā)展水平(EGDP)同貧困水平呈顯著相關，這符合區(qū)域發(fā)展實際，經(jīng)濟發(fā)展水平越高的地區(qū)，人們可以面臨更多的就業(yè)機會和更高的勞動收入，貧困水平明顯低于經(jīng)濟落后地區(qū)；交通便利程度(TRA)與貧困水平呈顯著相關，區(qū)域可進入性對于經(jīng)濟發(fā)展和居民收入的影響是根本性的，“要想富，先修路”這一普遍認識在中國減貧政策制定和減貧開發(fā)實踐中都得到充分體現(xiàn)；教育水平(EDU)與貧困水平關系顯著，教育水平越高的地區(qū)，其貧困水平越低，反之亦然；產(chǎn)業(yè)結構(IND)和城市化水平(URB)的提高對貧困減緩均具有一定的促進作用。但是，貿(mào)易開放度(OPEN)對貧困水平的影響作用顯著為負?？赡艿脑蚴?，貿(mào)易開放對貧困減緩的影響具有兩面性：一方面，貿(mào)易開放可以通過促進經(jīng)濟增長、增加就業(yè)等途徑來減緩貧困；另一方面，貿(mào)易自由化又會影響到進口競爭部門的生產(chǎn)與就業(yè)，同時造成一國或地區(qū)經(jīng)濟在外部沖擊的影響下變得不穩(wěn)定，從而不利于貧困減緩。因此，貿(mào)易開放對貧困減緩的影響作用具有不確定性。此外，貿(mào)易開放對貧困的影響取決于勞動力要素能夠在多大程度上實現(xiàn)部門再分配，勞動力要素充分流動的條件下，貿(mào)易開放將有助于縮小收入差距和減少貧困，但如果勞動力要素不能充分流動，則貿(mào)易開放將拉大收入差距和加深貧困[38]。中國戶籍制度在一定程度上阻礙了勞動力要素的自由流動，從而導致收入差距的擴大和貧困程度的加深。于是，理應成為貧困減緩助推劑的貿(mào)易開放卻成為了加深貧困的一個重要因素。

五、 研究結論與政策建議

(一) 研究結論

本文基于2000-2013年中國大陸31個省級單位的面板數(shù)據(jù)，運用Hansen(1999)[23]提出的面板門檻回歸模型，分別以經(jīng)濟發(fā)展水平、旅游資源稟賦和交通便利程度為門檻變量，檢驗了旅游發(fā)展與貧困減緩之間的非線性關系。研究發(fā)現(xiàn)，在上述三個門檻變量的影響下，中國旅游減貧效應存在顯著的門檻特征。具體表現(xiàn)為：(1)當經(jīng)濟發(fā)展水平為門檻變量時，中國旅游減貧效應呈現(xiàn)雙重門檻特征。經(jīng)濟發(fā)展水平較低的地區(qū)，旅游減貧效應并不明顯；經(jīng)濟發(fā)展水平中等地區(qū)，旅游發(fā)展對貧困減緩具有顯著的積極作用；但在經(jīng)濟發(fā)展水平較高的地區(qū)，旅游減貧效應重新變?yōu)椴伙@著。(2)當旅游資源稟賦為門檻變量時，中國旅游減貧效應呈現(xiàn)三重門檻特征。旅游資源貧瘠地區(qū)，旅游減貧效應不顯著；旅游資源豐富地區(qū)，旅游發(fā)展對貧困減緩產(chǎn)生顯著的積極影響；隨著旅游資源稟賦水平的提高，旅游發(fā)展對貧困減緩的積極促進作用呈階梯狀增強趨勢。(3)當交通便利程度為門檻變量時，中國旅游減貧效應具有單一門檻特征。在交通便利程度的第一區(qū)制內(nèi)，旅游發(fā)展對貧困減緩具有積極影響；在交通便利程度的第二區(qū)制內(nèi)，旅游發(fā)展對貧困減緩同樣具有積極促進作用，但影響系數(shù)大幅提高。該結論進一步豐富了我們對旅游發(fā)展與貧困減緩之間關系的認識，對學者們關于旅游發(fā)展與貧困減緩關系這一問題的觀點互為矛盾的現(xiàn)象，給出了合理的解釋，同時為一些地區(qū)盲目進行旅游減貧開發(fā)實踐敲響了警鐘。

(二) 政策建議

基于上述結論，本文提出的建議是：(1)思想觀念上，客觀認識旅游發(fā)展與貧困減緩之間關系的復雜性，正確指導旅游減貧開發(fā)實踐。在諸多影響因素的作用下，旅游發(fā)展與貧困減緩之間的關系變得錯綜復雜，傳統(tǒng)的線性模型研究框架已無法準確地表達這一點，而要用系統(tǒng)和發(fā)展的觀念更為全面地認識在不同條件和環(huán)境下旅游發(fā)展對貧困減緩的影響，只有這樣，以此為借鑒進行的旅游減貧開發(fā)實踐才不至于誤入歧途。(2)發(fā)展路徑上，貧困地區(qū)應發(fā)揮主動性和創(chuàng)造性，提高旅游減貧精準性。中國疆域遼闊，旅游資源分布的空間差異十分明顯，旅游資源豐富地區(qū)可對之加以有效利用，通過旅游發(fā)展促進經(jīng)濟增長和貧困減緩；旅游資源貧瘠地區(qū)應考量區(qū)位、經(jīng)濟、市場等條件，挖掘或開發(fā)創(chuàng)意型旅游資源，通過發(fā)展鄉(xiāng)村旅游、主題公園旅游以及購物旅游等方式提高旅游減貧開發(fā)的扶持對象精準性、項目安排精準性和脫貧成效精準性。(3)發(fā)展政策上，實現(xiàn)由統(tǒng)一指令性政策向靈活協(xié)調性政策轉變。旅游減貧作用的發(fā)揮需要一定的環(huán)境和條件，旅游減貧開發(fā)政策的制定不能一刀切，即應考慮在經(jīng)濟落后地區(qū)，通過稅收和金融服務等優(yōu)惠政策鼓勵發(fā)展鄉(xiāng)村旅游，使農(nóng)特產(chǎn)品成為附加值更大的旅游商品，從而實現(xiàn)脫貧致富，還應考慮在經(jīng)濟發(fā)達地區(qū)，由于旅游業(yè)就業(yè)層次不高造成的“富民”作用的局限性，根據(jù)不同地區(qū)的環(huán)境和條件制定靈活性政策，最大限度地釋放政策紅利。此外，經(jīng)濟落后地區(qū)“小農(nóng)本位”的生產(chǎn)觀、“固守田園”的鄉(xiāng)土觀以及傳統(tǒng)的思維方式根深蒂固，地方政府應加大教育投入，增強貧困地區(qū)居民的發(fā)展意識，使旅游減貧從自發(fā)走向自覺。(4)發(fā)展保障上，政府部門應積極發(fā)揮主導作用，為旅游減貧創(chuàng)造有利條件。基礎設施尤其是交通基礎設施建設是旅游發(fā)展的重要條件，對旅游減貧作用的發(fā)揮具有積極影響，地區(qū)發(fā)展規(guī)劃中應重視基礎設施建設完善，區(qū)域交通、土地利用和公共服務體系等規(guī)劃都應充分考慮旅游業(yè)目前和未來的發(fā)展需要，各部門要強化協(xié)調、指導、服務職能，形成行之有效的管理和服務機制，為旅游業(yè)的持續(xù)發(fā)展提供有力保障。

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(責任編輯傅凌燕)

Analysis on the Threshold Effect of Tourism Development on Poverty Alleviation and Relevant Empirical Test:Based on the Province Panel Data in China

GUO Lu-fang, LI Ru-you

(SchoolofTourismandUrbanManagement,ZhejiangGongshangUniversity,Hangzhou310018,China)

Key words:effect of tourism development on poverty alleviation; threshold effect; panel threshold regression model

Abstract:Based on the theoretical analysis, using the panel data of 31 provinces in China from 2000 to 2013, this paper established the panel threshold regression model in order to test the threshold effect of the tourism development on poverty alleviation. Estimation result showed that there was dual threshold effect of tourism development on poverty alleviation when economic development level was used for the threshold variable. However, with tourism resource and traffic condition for the threshold variable, the nonlinear relation between tourism development and poverty alleviation presented a triple threshold effect and single threshold effect respectively. As the threshold variables changed in different stages, tourism development did not always contribute to poverty alleviation. Finally, some advices were put forward in terms of ideological concept, development path, policy, and safeguard measures on poverty alleviation by tourism development.

收稿日期:2015-11-10

基金項目:國家社會科學基金項目“新型城鎮(zhèn)化背景下我國旅游業(yè)影響經(jīng)濟增長的效應、機制與政策研究”(14CGL023)

作者簡介:郭魯芳，女，教授，博士生導師，經(jīng)濟學博士，主要從事旅游管理與休閑經(jīng)濟研究；李如友，男，博士研究生，主要從事旅游經(jīng)濟與管理研究。

中圖分類號:F592.1

文獻標識碼:A

文章編號:1000-2154(2016)06-0081-11