蘇建軍

(1.西安科技大學 管理學院， 陜西 西安 710054；2.運城學院 經(jīng)濟管理系，山西 運城 044000)

一、引 言

在過去的四十年中，中國旅游業(yè)自身獲得長足的發(fā)展。旅游業(yè)具有其他產(chǎn)業(yè)所不及的產(chǎn)業(yè)關聯(lián)性強、拉動效應大和就業(yè)率高的特點，旅游業(yè)通過投資、消費、創(chuàng)匯和就業(yè)等對宏觀經(jīng)濟增長的積極作用日益突出[1-3]。2014年中國旅游業(yè)對經(jīng)濟增長的貢獻上升至9.4%，超過了汽車工業(yè)與教育產(chǎn)業(yè)貢獻度。特別是對產(chǎn)業(yè)結構升級，第三產(chǎn)業(yè)發(fā)展以及吸納過剩勞動力發(fā)揮了顯著作用[4-6]。包括85%以上的地級市(州、盟)在內(nèi)的每個行政區(qū)幾乎都將旅游業(yè)作為戰(zhàn)略性支柱產(chǎn)業(yè)來發(fā)展，且這種趨勢還在趨于加強。旅游城市作為旅游資源及其產(chǎn)業(yè)優(yōu)勢比較明顯的生產(chǎn)單元，其旅游業(yè)獲得了高速發(fā)展，對城市經(jīng)濟增長的貢獻日益突出。如2000年旅游城市的旅游總收入規(guī)模為5700.06億元，對經(jīng)濟增長的貢獻率為11.49%，2005年旅游總收入就已突破萬億元，對經(jīng)濟增長的貢獻率上升到11.75%，2015年旅游總收入規(guī)模更是高達近5萬億元，對經(jīng)濟增長的貢獻率也高達14.65%，相比2005年提高了3個百分點。同時本文也發(fā)現(xiàn)，盡管工業(yè)(制造業(yè))部門是旅游城市國民經(jīng)濟中非常重要的部門，但進入21世紀以來，旅游城市中工業(yè)產(chǎn)值比重開始出現(xiàn)下降，2000年其比重為52.86%，2010年則下降到52.35%，2011年后繼續(xù)微弱向下浮動；從就業(yè)人數(shù)占比看，工業(yè)部門就業(yè)份額不足30%，就業(yè)絕對人數(shù)規(guī)模也趨于下降，勉強維持在2千萬左右。此外，旅游城市的工業(yè)出口份額也連續(xù)出現(xiàn)“跌跌不休”態(tài)勢。[注]以《中國旅游統(tǒng)計年鑒》所列的58個城市為樣本(延邊、西藏缺數(shù)據(jù)除外)，數(shù)據(jù)依據(jù)相應年份《中國城市統(tǒng)計年鑒》及中國統(tǒng)計信息網(wǎng)(http://www.tjcn.org)發(fā)布的各城市相應年份國民經(jīng)濟與社會發(fā)展統(tǒng)計公報數(shù)據(jù)計算所得。從宏觀經(jīng)濟角度而言，工業(yè)產(chǎn)值份額、就業(yè)比重及其出口份額連續(xù)下降，則表明該經(jīng)濟體出現(xiàn)去工業(yè)化態(tài)勢[7-9]。

那么旅游城市這種現(xiàn)象的背后是否存在因旅游發(fā)展而擠占了工業(yè)部門的資本、勞動力和土地等生產(chǎn)要素，即“荷蘭病”現(xiàn)象？它對旅游城市工業(yè)化將產(chǎn)生怎樣的影響？尤其是在中國這樣一個旅游大國和高度重視旅游發(fā)展的開放經(jīng)濟體，城市旅游快速發(fā)展是擠壓城市工業(yè)部門收縮，引發(fā)去工業(yè)化，還是增加工業(yè)部門效益，促進工業(yè)化？其作用機理是什么？對諸如此類問題的研究不多見?；诖?，本文以《中國旅游統(tǒng)計年鑒》所列的58個旅游城市為研究樣本，試圖回答上述問題。

二、文獻綜述

關于旅游業(yè)與工業(yè)化關系的研究，Copeland(1991)、Corden和Neary(1982)在理論上證明，集中發(fā)展旅游業(yè)不利于當?shù)毓I(yè)經(jīng)濟部門的發(fā)展[10-11]。這種觀點被后續(xù)的研究所證實，如Chao等(2006)認為，在小國經(jīng)濟體中，旅游業(yè)發(fā)展能導致本地經(jīng)濟出現(xiàn)去工業(yè)化效應[12]。Mieiro和Ramos(2010)指出，澳門旅游業(yè)發(fā)展已經(jīng)對當?shù)刂圃鞓I(yè)部門產(chǎn)生了明顯的損害[13]。lvarez-Laibelo等(2011)研究表明，旅游業(yè)繁榮的城市，其工業(yè)經(jīng)濟部門增長卻未從旅游發(fā)展中獲利[14]。Deng和Ma(2014)以中國黃山等四個旅游城市為例，研究指出旅游資源的嚴重依賴似乎導致了“荷蘭病”效應[15]。Forsyth等(2014)發(fā)現(xiàn)，過度依賴旅游業(yè)發(fā)展，將導致澳大利亞工業(yè)經(jīng)濟部門的衰退[16]。然而另有文獻認為旅游業(yè)發(fā)展并未排斥其他經(jīng)濟部門的發(fā)展[17-19]。特別是Holzner(2011)的研究最具代表性，他利用134個國家38年的經(jīng)驗數(shù)據(jù)研究表明，從長期看，旅游業(yè)的繁榮不會帶來去工業(yè)化現(xiàn)象，相反將會極大地促進經(jīng)濟增長[20]。在不多的國內(nèi)文獻中，朱希偉和曾道智(2009)研究了大國經(jīng)濟框架下旅游業(yè)發(fā)展對工業(yè)經(jīng)濟的影響，認為旅游業(yè)與工業(yè)化正負關系的變化與外生參數(shù)有關[21]。鐘偉(2013)認為，旅游業(yè)發(fā)展對中國城市制造業(yè)存在一定的擠出效應[22]。左冰(2013，2015)指出，現(xiàn)階段中國旅游業(yè)通過資本和勞動力轉移抑制制造業(yè)的投資和增長水平，旅游業(yè)存在“資源詛咒”效應[23-24]。鄭長德(2013)發(fā)現(xiàn)，在中國區(qū)域層面旅游業(yè)與工業(yè)化呈現(xiàn)負相關關系，但同時也指出，旅游業(yè)發(fā)展是否有益于工業(yè)化，與旅游發(fā)展類型和經(jīng)濟發(fā)展階段密切相關[25]。謝波和陳仲常(2015)指出，在中國西部地區(qū)旅游業(yè)與制造業(yè)存在倒U型關系，現(xiàn)階段旅游業(yè)的繁榮還不會帶來制造業(yè)的去工業(yè)化效應[26]。曹翔和郭立萍(2017)認為，在中國不存在旅游地的“荷蘭病”現(xiàn)象[27]。瓦哈甫·哈力克等(2019)指出，中國各省區(qū)存在不同程度的旅游資源詛咒，且空間差異較大，并從人才規(guī)模、經(jīng)濟發(fā)展水平和城市化等方面分析了旅游“荷蘭病”的產(chǎn)生機制[28]。楊懿等(2017)發(fā)現(xiàn)，麗江、張家界、黃山、阿壩州和三亞高度依賴旅游經(jīng)濟，是中國典型的“荷蘭病”型旅游目的地[29]。

梳理文獻發(fā)現(xiàn)，旅游業(yè)與工業(yè)化關系莫衷一是，旅游業(yè)對工業(yè)化的影響具有復雜性，不能一概論之，且學者們都是基于不同樣本和文化背景進行研究，結論的可比性與普遍性不強，更缺乏從旅游城市的微觀視角，分析旅游發(fā)展對工業(yè)化的影響。同時更多城市和地區(qū)旅游業(yè)比重不斷提高的客觀現(xiàn)實，也迫切需要我們回答如何正確處理旅游業(yè)與工業(yè)化的關系。研究對象上現(xiàn)有文獻主要從國家或省級層面分析，但這種研究對宏觀管理者的參考價值變得愈來愈不重要了。原因在于旅游業(yè)發(fā)展更多的是一種地方性微觀活動，其對本地貢獻明顯，而對其他區(qū)域影響相對較小。研究方法上多數(shù)文獻采用靜態(tài)面板模型、橫截面模型、投入產(chǎn)出法、旅游乘數(shù)和相關分析等，忽略了旅游業(yè)本身的漏損及無法解決因模型自身的測量誤差、內(nèi)生性和逆向因果所產(chǎn)生的有偏估計等問題，在一定程度上影響了結論的穩(wěn)健性。因此，還需更多細致和多角度的研究成果，來辨明旅游業(yè)發(fā)展對工業(yè)化的影響作用。

本文將構建旅游發(fā)展對工業(yè)化影響的理論模型，并從旅游城市微觀層面采用動態(tài)面板數(shù)據(jù)模型，多角度分析旅游發(fā)展對工業(yè)化的影響機制及其差異性。這不僅可豐富和拓展旅游發(fā)展與工業(yè)化的研究內(nèi)容，深化人們對旅游發(fā)展的經(jīng)濟效應的認識，更為旅游城市如何協(xié)調(diào)旅游業(yè)與工業(yè)化關系提供參考依據(jù)。與現(xiàn)有成果相比，本文的學術邊際貢獻在于，一是構建理論模型分析旅游業(yè)與工業(yè)化關系，有助于業(yè)界更全面認識旅游發(fā)展與工業(yè)化之間的關系；二是采用動態(tài)面板模型，能有效解決模型內(nèi)生性和逆向因果等產(chǎn)生的有偏估計，使得估計結果更穩(wěn)健；三是采用旅游城市為樣本，從總體、專業(yè)化、規(guī)模和區(qū)位多角度，揭示旅游發(fā)展對工業(yè)化的影響機制，是對國家和省級層面研究的有益補充和推進，研究結論具有較好的參考價值。

三、研究設計

(一) 旅游發(fā)展對工業(yè)化的正負效應分析

圖1 旅游發(fā)展對城市工業(yè)化的影響機制

旅游業(yè)作為一種產(chǎn)業(yè)間關聯(lián)性強和拉動效應大的產(chǎn)業(yè)，其發(fā)展水平及引致的新需求將對城市工業(yè)化產(chǎn)生如下的正負效應(圖1)。

第一，旅游發(fā)展對工業(yè)化的正效應表現(xiàn)在以下三方面：一是旅游業(yè)通過誘發(fā)效應增加工業(yè)企業(yè)經(jīng)濟效益。旅游需求增加導致旅游商品和服務價格上漲，旅游業(yè)通過后向經(jīng)濟聯(lián)系，誘發(fā)工業(yè)部門如加工業(yè)、食品工業(yè)、捕魚業(yè)、裝備制造業(yè)等，圍繞旅游活動六大要素加工、生產(chǎn)相關產(chǎn)品與服務，從而間接增加工業(yè)企業(yè)經(jīng)濟效益。二是旅游業(yè)通過收入效應促進工業(yè)集聚與深化。旅游業(yè)發(fā)展將提高本地收入水平，進而增加對工業(yè)品的需求，有利于工業(yè)部門集聚，改進生產(chǎn)工藝，優(yōu)化工業(yè)產(chǎn)業(yè)內(nèi)部結構，促進工業(yè)不斷深化。三是旅游業(yè)通過福利效應拓展工業(yè)部門市場范圍。通過發(fā)展旅游業(yè)可以提高外圍區(qū)域居民福利水平，外圍市場需求上升，這為工業(yè)規(guī)模經(jīng)濟擴大范圍和工業(yè)企業(yè)外遷提供了有利條件。

第二，旅游發(fā)展對工業(yè)化的負效應體現(xiàn)在如下三方面：一是旅游業(yè)通過帶動資本、技術和土地等生產(chǎn)要素相對利益變化，將出現(xiàn)資本等生產(chǎn)要素從工業(yè)轉移到旅游業(yè)及其相關產(chǎn)業(yè)的擠出效應。有超過110個行業(yè)與旅游業(yè)密切相關[30]。因此隨著旅游業(yè)的繁榮引發(fā)出吃住行游購娛的旺盛需求，從而促進與其相關的餐飲、酒店賓館、交通運輸、文化娛樂、零售業(yè)和體育等產(chǎn)業(yè)獲得較快發(fā)展，相應地這將導致其要素價格不斷上升，從而吸引資本、技術等從工業(yè)部門轉移至旅游業(yè)及其相關產(chǎn)業(yè)部門，如旅游房地產(chǎn)熱。這種擠出效應導致城市工業(yè)部門生產(chǎn)率下降。二是隨著人們環(huán)境意識的提高，環(huán)境規(guī)制與治污成本日益增高，淘汰“三高”產(chǎn)業(yè)，發(fā)展綠色產(chǎn)業(yè)、低碳產(chǎn)業(yè)和循環(huán)經(jīng)濟成為城市經(jīng)濟發(fā)展的不二選擇。旅游業(yè)因具有“低碳、污染少”等特點而受到城市經(jīng)濟發(fā)展的青睞和推崇，因此更多旅游城市通過淘汰城市“三高”企業(yè)，大力發(fā)展旅游業(yè)，強化城市旅游功能，打造宜居、宜游新型城市，使得城市工業(yè)產(chǎn)值比重相對下降。三是城市旅游新業(yè)態(tài)、新行業(yè)的涌現(xiàn)對工業(yè)化造成一定程度的“用工荒”，即勞動力轉移效應。旅游新業(yè)態(tài)和新行業(yè)的發(fā)展導致直接就業(yè)人數(shù)增長迅速，隨著旅游規(guī)模的進一步擴大，出現(xiàn)勞動力供給緊張，最終引起旅游部門勞動力工資上漲，從而引發(fā)勞動力從工業(yè)部門流向旅游部門。需要指出的是，旅游業(yè)提供的產(chǎn)品與服務，其生產(chǎn)與消費具有同步性，這使得勞動力和知識占比都很高，當旅游業(yè)擴大規(guī)模時，無法像農(nóng)業(yè)和制造業(yè)一樣可以通過增加資本投入和提高技術進步解決，而是通過增加更多的勞動力才能完成。目前在城市旅游消費“井噴”發(fā)展態(tài)勢的推動下，勢必推動更多的勞動力投入到城市旅游業(yè)中，從而影響城市工業(yè)所需勞動力的滿足。

綜上分析，旅游發(fā)展對城市工業(yè)化影響效應的正負性需要實證檢驗與判定。

(二) 計量模型構建

根據(jù)前文理論分析和借鑒Chao等(2006)[12]、謝波和陳仲常(2015)[26]、朱希偉和曾道智(2009)[21]研究思路，構建了旅游發(fā)展對工業(yè)化影響的基本動態(tài)計量模型，如式(1)。

Idsit=α0+α1Idsit-1+α2Touit+εit

(1)

式(1)中，i,t分別表示地區(qū)與時間，Idsit表示工業(yè)化，Idsit-1為滯后一期，表示當期的工業(yè)化還受前期工業(yè)化的影響，Touit為旅游業(yè)發(fā)展水平。

工業(yè)經(jīng)濟增長長期依賴資本、勞動和資源的大量投入[31]，資本、技術與勞動力是工業(yè)化不可或缺的重要因素[32-33]。因此，根據(jù)柯布—道格拉斯生產(chǎn)函數(shù)，本文將上述因素作為控制變量納入基本動態(tài)計量模型中，則式(1)變?yōu)槭?2)。

Idsit=α0+α1Idsit-1+α2Touit+α3Iit+α4RDit+α5Humit+εit

(2)

式(2)中，Iit為資本，RDit為技術，Humit為勞動力。

(三) 樣本選擇、變量確定及數(shù)據(jù)來源

根據(jù)《中國旅游統(tǒng)計年鑒》統(tǒng)計的主要城市名目，并結合馬耀峰課題組對我國熱點旅游城市的研究模式，最終選取北京、天津等58個旅游城市為研究樣本[34]。這是因為一是便于收集經(jīng)濟與旅游等方面數(shù)據(jù)開展研究；二是樣本城市的工業(yè)經(jīng)濟與旅游發(fā)展十分突出，較其他城市更為顯著；三是樣本城市所含類型多樣，覆蓋面廣，代表性較強。既有省會和地級城市，也有優(yōu)秀旅游城市；四是從地域分布看，樣本城市涵蓋31個省(區(qū)、市)，分布東、中、西三大區(qū)域，普適性較好。

計量模型涉及的變量如下：(1)工業(yè)化(Idsit)。關于工業(yè)化衡量指標，有多重用法。一類是產(chǎn)值結構指標，如工業(yè)總產(chǎn)值[35]、工業(yè)增加值占GDP比重[26]和工業(yè)增加值增長率[36]；另一類是就業(yè)結構指標，如第二產(chǎn)業(yè)或制造業(yè)就業(yè)比重[21,37]。實際上產(chǎn)值結構與就業(yè)結構具有穩(wěn)定的內(nèi)在關聯(lián)系，使用不同指標不會產(chǎn)生太大偏差[37]。結合上述分析與數(shù)據(jù)統(tǒng)計現(xiàn)狀，本文用限額以上工業(yè)總產(chǎn)值占GDP比重進行衡量；(2)資本投入(Iit)。投資是工業(yè)經(jīng)濟發(fā)展的重要動力和要素。鑒于難以獲得城市工業(yè)部門直接投資數(shù)據(jù)，因此本文用各城市固定資產(chǎn)投資總額占GDP的比重作為代理指標進行近似衡量；(3)技術投入(RDit)。鑒于城市統(tǒng)計年鑒中技術研發(fā)費用數(shù)據(jù)空缺，只能采用城市技術研發(fā)從業(yè)人數(shù)作為衡量技術投入的代理指標；(4)勞動力(Humit)。采用制造業(yè)就業(yè)人數(shù)占總就業(yè)人數(shù)比重表示；(5)旅游發(fā)展水平(Touit)。采用城市旅游總收入占城市GDP的比重，即旅游專業(yè)化來衡量。

下文將從全樣本、東中西部三大區(qū)域、旅游發(fā)展水平及旅游接待規(guī)模四個維度進行實證檢驗與分析?；A數(shù)據(jù)為經(jīng)濟與旅游兩大部分，變量(1)～(4)的數(shù)據(jù)來自2000—2016年《中國城市統(tǒng)計年鑒》；變量(5)的數(shù)據(jù)來自中國統(tǒng)計信息網(wǎng)(http://www.tjcn.org)發(fā)布的各城市相應年份國民經(jīng)濟與社會發(fā)展統(tǒng)計公報。[注]少量城市的部分年份無直接旅游總收入數(shù)據(jù)，通過該城市當年的國內(nèi)旅游收入和旅游外匯收入(依據(jù)當年的人民幣兌換美元價格的平均值進行了折算)數(shù)據(jù)加總，獲得旅游總收入值。需要說明的是，旅游業(yè)發(fā)展水平的衡量指標應該用旅游業(yè)增加值反映比較真實，但因缺乏旅游業(yè)投入產(chǎn)出表而無法獲得，且部分城市統(tǒng)計標準不一，只能以旅游業(yè)總產(chǎn)值即旅游總收入代替。為消除部分指標的通脹因素，以2000年為基期，城市GDP值借助同年的環(huán)比增長指數(shù)對名義GDP進行平減，進而得到實際GDP。同理，城市固定資產(chǎn)投資總額和旅游總收入分別以投資價格指數(shù)和居民消費價格指數(shù)進行平減，獲得實際值。

四、計量結果與分析

(一) 旅游發(fā)展對城市工業(yè)化影響的整體分析

1. 數(shù)據(jù)描述性分析。全國總體、東中西部三大區(qū)域、旅游發(fā)展水平及旅游接待規(guī)模四組的旅游專業(yè)化、工業(yè)化、技術、資本和勞動力變量的樣本數(shù)據(jù)均值的描述性統(tǒng)計如表1。

表1 各分組樣本數(shù)據(jù)的描述性統(tǒng)計(均值)

表1可知，從地區(qū)看，東部、中部、西部旅游專業(yè)化均值分別為0.132、0.138和0.118，中部略高；而工業(yè)化水平東部、中部、西部平均值分別為1.249、1.022和0.746。東部、中部、西部資本、技術和勞動力均表現(xiàn)出相似的水平。從旅游專業(yè)化程度看，旅游專業(yè)化水平高、半、低的城市均值分別為0.405、0.156和0.090，旅游專業(yè)化水平高的城市是低的4.5倍，而工業(yè)化水平均值，旅游發(fā)展水平中、低的城市高于旅游發(fā)展水平高的城市。從旅游接待規(guī)模看，旅游規(guī)模大、中、小的城市旅游專業(yè)化分別為0.134、0.128和0.129，工業(yè)化水平則分別為1.106、1.180和0.887。綜上可見，不同分組的主要變量旅游專業(yè)化和工業(yè)化水平狀況均存在較明顯的不均衡。

2. 模型整體估計結果。一般而言，對于面板數(shù)據(jù)模型而言，由于假設前提的不同，其采用的估計模型具有多樣性，因而回歸結果差異較大。因而利用F統(tǒng)計檢驗及豪斯曼檢驗，對面板數(shù)據(jù)模型在變系數(shù)、變截距和混合效應模型進行篩選。[注]有關面板模型形式設定及F檢驗的詳細情況，請參見樊歡歡，張凌云.Eviews統(tǒng)計分析與應用[M].北京:機械工業(yè)出版社，2010。經(jīng)檢驗，模型為固定效應模型(其他模型檢驗過程下同，不再重復)。在選定估計模型后，為消除動態(tài)面板數(shù)據(jù)的內(nèi)生性和序列自相關等影響模型穩(wěn)健性的問題，還需對估計方法進行選擇。本文選擇兩階段最小二乘法，以消除動態(tài)面板模型的內(nèi)生性和序列自相關，使得估計結果有效[38-39]。工具變量采用了各變量滯后一期。為了檢驗動態(tài)面板模型設定的正確性和滯后階的穩(wěn)定性，須對全樣本組中模型(1)與模型(2)進行過度識別約束檢驗和滯后階檢驗，表2報告了檢驗結果。Sargan檢驗值顯示不能拒絕零假設，說明動態(tài)面板模型不存在工具變量的過度識別問題。動態(tài)面板模型AR(1)的P值顯示拒絕存在一階自相關的零假設，AR(2)的P值顯示不能拒絕存在二階自相關的零假設。綜合檢驗結果可見，本文構建的動態(tài)估計模型是可行的。針對全樣本組模型中可能存在的多重共線性的變量，通過其方差膨脹系數(shù)VIF可判定(VIF=1/(1-R2))。若VIF值<3，說明該變量基本不存在多重共線性問題，若VIF值>5或VIF值>10，說明變量多重共線性問題比較嚴重[40]。全樣本模型中VIF值<3，表明多重共線性并不嚴重。獲得模型估計結果后，本文對殘差項分別利用LLC單位根檢驗法(假設相同單位根過程)和Fisher-PP單位根檢驗法(假設不同單位根過程)進行了平穩(wěn)性檢驗，結果表明數(shù)據(jù)序列是平穩(wěn)的(下文各樣本分組上述檢驗只給出結果，不再贅述過程)。最終得到式(1)與式(2)動態(tài)面板數(shù)據(jù)模型的整體估計結果(表2)。

表2 旅游業(yè)發(fā)展對城市工業(yè)化影響的整體結果

注：***，**，*分別代表1%，5%和10%的顯著性水平；括弧中數(shù)值為t值

從表2估計結果看，第2列至第5列除旅游變量外，其他各個變量的估計系數(shù)都比較顯著。需要注意的是，整體估計結果表征的是面板數(shù)據(jù)中所有城市的加總效應。第2列表明，僅從考察旅游業(yè)自身來看，其估計值為-0.255，這表明城市旅游發(fā)展與工業(yè)化之間存在負相關性，但還不能判定城市旅游發(fā)展存在“荷蘭病”現(xiàn)象，這是因為除旅游變量外，很有可能是其他變量的作用結果所導致的。因此逐漸引入其他變量，即第3列引入資本變量后，旅游變量的估計值提高到-0.667。這說明旅游發(fā)展對工業(yè)化的負向作用有明顯的提升。第4列引入技術因素后，引起旅游變量估計值有小幅的收斂，由-0.667下降到-0.594。在第5列引入勞動力變量后，旅游業(yè)發(fā)展對工業(yè)化的負向作用進一步增強，其系數(shù)值由-0.594上升至-0.719，表明勞動力的投入對城市旅游業(yè)妨礙工業(yè)化有一定的助推作用。

綜合各個模型旅游變量Touit的估計系數(shù)看，其值穩(wěn)定為負，且逐漸提高，支持了“旅游發(fā)展去工業(yè)化”的文獻觀點。朱希偉和曾道智(2009)指出旅游發(fā)展能產(chǎn)生收入效應和轉移效應，其中，收入效應益于工業(yè)化，而轉移效應導致“去工業(yè)化”[21]。盡管計量結果表明旅游發(fā)展變量值在各給定統(tǒng)計置信水平下不顯著，但這也不能否定當前城市旅游資源效應大于轉移效應，已對城市工業(yè)化產(chǎn)生了損害效應，因而存在一定程度的“荷蘭病”現(xiàn)象。其中，資本和勞動力的助推作用較明顯。從第2列至第5列的控制變量系數(shù)變化看，其在5%的置信水平下顯著為正，這種正效應已在許多文獻中得到證實，此處不再贅述。

(二) 不同旅游專業(yè)化對城市工業(yè)化影響的比較分析

旅游專業(yè)化是衡量一個國家或地區(qū)旅游業(yè)發(fā)達與否及集中程度的最主要指標[41-43]。為分析不同城市旅游職能對其工業(yè)化的影響差異。根據(jù)旅游專業(yè)化程度對58個城市進行分類。首先，得到每個城市歷年的旅游專業(yè)化程度，其次，求出該城市旅游專業(yè)化的算術平均值，最后，依據(jù)納爾遜法獲得所有城市旅游專業(yè)化的總算術均值和標準差，并依據(jù)總算術均值和標準差將58個城市劃分為高專業(yè)化型(專業(yè)化均值≧總算術均值+標準差)、半專業(yè)化型(總算術均值≦專業(yè)化均值<總算術均值+標準差)和低專業(yè)化型(專業(yè)化均值<總算術均值)3類[44]。其中，旅游高專業(yè)化城市包括沈陽、三亞、黃山、貴陽和北京5個。旅游半專業(yè)化城市是珠海、廈門、南京、上海、杭州、九江、天津、南寧、?？?、秦皇島、昆明、桂林、北海和西安14個。旅游低專業(yè)化城市有廣州、武漢、大同、連云港、洛陽、長沙、承德、成都、無錫、太原、寧波、鄭州、烏魯木齊、重慶、大連、溫州、青島、威海、長春、合肥、中山、哈爾濱、呼和浩特、福州、吉林、汕頭、西寧、濟南、煙臺、泉州、漳州、蘇州、深圳、南昌、南通、蘭州、湛江、銀川和石家莊39個。將旅游高專業(yè)化、半專業(yè)化和低專業(yè)化三組城市相關數(shù)據(jù)，分別代入式(1)和式(2)，同理進行了相關檢驗，得到如下估計結果(表3)。

表3 旅游專業(yè)化對城市工業(yè)化的影響結果

續(xù)表3

注：***，**，*分別代表1%，5%和10%的顯著性水平；括弧中數(shù)值為t值

表3顯示，旅游發(fā)展變量在三類城市中表現(xiàn)出不同程度的差異，但總體看旅游業(yè)發(fā)展對城市工業(yè)化具有一定的負向作用，即存在“旅游詛咒”效應。具體而言，在高專業(yè)化和低專業(yè)化兩組城市中，無論單獨考察旅游變量，還是在加入控制變量后旅游變量的系數(shù)依然為負值，體現(xiàn)了其負向作用的穩(wěn)健性。這也支持了已有文獻的結論。盡管低專業(yè)化城市中不顯著，但抑制作用已經(jīng)顯現(xiàn)。這是因為旅游低專業(yè)化城市，旅游發(fā)展初期顯著的旅游經(jīng)濟效應吸引生產(chǎn)要素涌入旅游業(yè)及其相關產(chǎn)業(yè)，旅游業(yè)的迅速發(fā)展將對包括工業(yè)部門在內(nèi)的城市其他產(chǎn)業(yè)產(chǎn)生擠出效應[22]。報告還顯示，在半專業(yè)化城市中，旅游變量系數(shù)為正值，但其顯著性已經(jīng)下降，這說明旅游發(fā)展對工業(yè)化有一定的積極作用，但這種作用呈現(xiàn)規(guī)模遞減態(tài)勢。半專業(yè)組之所以是正向作用，可能是因為該組城市樣本中包含上海、天津、南京、珠海等城市，這些城市的工業(yè)化比較發(fā)達，城市綜合經(jīng)濟發(fā)展好，因而“旅游詛咒”效應還不突出。上述結果也表明旅游專業(yè)化存在一定的臨界水平，并不是越高越好或越低越好。旅游業(yè)發(fā)展可能因要素集聚有利于工業(yè)化，也可能因吸納資本和勞動力而阻滯工業(yè)化。各類專業(yè)化城市的差異取決于最終效應的正負值及其大小。

另外，從資本、技術和勞動力變量系數(shù)看，基本符合預期，顯示了三者對工業(yè)化的積極作用，進一步證實了城市工業(yè)化還是要靠要素投入來推動。從擬合度看，模型對高專業(yè)化擬合度較高，也進一步反映旅游業(yè)發(fā)展對高專業(yè)化的城市工業(yè)化影響明顯。

(三) 不同規(guī)模旅游發(fā)展對城市工業(yè)化影響的比較分析

衡量城市旅游規(guī)模的主要指標有業(yè)績指標(旅游收入)和人氣指標(旅游人次)兩類。為分析不同規(guī)模旅游發(fā)展對城市工業(yè)化的影響差異，本文選取旅游人次指標進行分類，能充分體現(xiàn)旅游城市的人氣熱度和旅游業(yè)發(fā)展水平[45]。根據(jù)旅游接待人次比重對58個城市進行分類。首先，得到每個城市歷年的旅游接待人次占當年所有城市接待總人次的比重，其次，求出該城市旅游接待人次比重的算術平均值，最后，依據(jù)納爾遜法獲得所有城市旅游接待人次比重的總算術均值和標準差，并依據(jù)總算術均值和標準差將58個城市劃分為旅游接待規(guī)模大型(接待人次比重均值≧總算術均值+標準差)、旅游接待規(guī)模中型(總算術均值≦接待人次比重均值<總算術均值+標準差)和旅游接待規(guī)模小型(接待人次比重均值<總算術均值)3類。其中，旅游接待規(guī)模為大型城市有北京、天津、上海、青島、蘇州、無錫、寧波、南京、杭州、廣州、鄭州、洛陽、武漢、重慶、成都、西安、哈爾濱、沈陽和長沙19個。旅游接待規(guī)模為中型城市包括煙臺、威海、濟南、秦皇島、南通、合肥、太原、黃山、九江、福州、廈門、溫州、泉州、深圳、珠海、昆明、貴陽、桂林、長春、吉林、大連、石家莊和南寧23個。旅游接待規(guī)模為小型城市是承德、連云港、漳州、汕頭、中山、湛江、北海、南昌、?？凇⑷齺?、大同、承德、蘭州、銀川、呼和浩特和西寧16個。將旅游接待規(guī)模為大型、中型和小型三組城市相關數(shù)據(jù)，分別代入式(1)和式(2)，同理進行了相關檢驗，得到如下估計結果(表4)。

表4 旅游接待規(guī)模對城市工業(yè)化的影響結果

注：***，**，*分別代表1%，5%和10%的顯著性水平；括弧中數(shù)值為t值

表4表明，旅游變量對城市工業(yè)化的負面影響，在旅游接待人次規(guī)模中小型城市表現(xiàn)較為突出，特別是在旅游接待規(guī)模中型的城市，不僅估計參數(shù)系數(shù)值最高，且在5%的置信水平下顯著。對于中小型旅游城市，經(jīng)濟規(guī)模小發(fā)展水平相對較低，在沒有其他更好資源優(yōu)勢的情況下，依托本地旅游資源優(yōu)勢，使得旅游業(yè)擠占其他產(chǎn)業(yè)所需要素和空間，旅游業(yè)通過產(chǎn)業(yè)關聯(lián)帶動作用形成規(guī)模經(jīng)濟和范圍經(jīng)濟，對經(jīng)濟增長貢獻率比較顯著，從而出現(xiàn)旅游業(yè)“一業(yè)獨大”，造成一定程度的“資源詛咒”效應，抑制了工業(yè)化的發(fā)展，工業(yè)化水平長期難以提高。如黃山、桂林、三亞、九江、?？诤唾F陽等城市，工業(yè)發(fā)展不僅存在一些先天性不足，而且其從業(yè)人員占總從業(yè)人員的比重不到2%，都是典型的旅游業(yè)依賴城市[22]。這進一步導致本地產(chǎn)業(yè)結構失衡，工業(yè)部門難以擴大。這與已有文獻相印證[15,23]。而對旅游接待規(guī)模大型的城市而言，旅游變量系數(shù)值為正，但統(tǒng)計上并不顯著。這表明旅游業(yè)發(fā)展對城市工業(yè)化的負面作用還未顯現(xiàn)，但距負效應臨界水平已經(jīng)不遠了。這可能與大城市經(jīng)濟結構有關。大城市不但經(jīng)濟結構相對合理，而且產(chǎn)業(yè)部門多樣，綜合性較強，旅游產(chǎn)業(yè)在城市經(jīng)濟中的占比相對還不是很高，目前還不足以撼動工業(yè)經(jīng)濟的支柱地位。如北京不僅旅游專業(yè)化程度高，而且旅游人次接待規(guī)模也很大，可以說旅游業(yè)十分發(fā)達。但從近15年旅游總收入占GDP的比重及變化看，不僅不是很高，還呈下降趨勢。2000年旅游業(yè)比重為29.01%，2010年則迅速下降到21.96%，2014年更是下降到20.06%，整體降幅高達9個百分點。

比較其他變量系數(shù)發(fā)現(xiàn)，資本、技術和勞動力在大城市中表現(xiàn)突出，而在中小型旅游城市中不顯著。這從反向進一步佐證了旅游業(yè)發(fā)展對大中小型旅游城市工業(yè)化影響的差異程度。

(四) 不同區(qū)域旅游發(fā)展對城市工業(yè)化影響的比較分析

區(qū)位對旅游活動影響顯著。中國幅員遼闊，城市旅游資源稟賦、客源市場、基礎設施等存在明顯的東、中、西區(qū)域間梯度性?！捌呶濉庇媱潓⑷珖?jīng)濟帶劃分為東、中、西部三個區(qū)域，依據(jù)城市所在區(qū)域，將58個城市劃分為3類。其中，東部城市為北京、天津、沈陽、大連、承德、石家莊、秦皇島、煙臺、威海、濟南、青島、連云港、南京、南通、蘇州、上海、無錫、寧波、杭州、溫州、福州、泉州、漳州、廈門、汕頭、中山、廣州、深圳、珠海、湛江、?？诤腿齺?2個。中部城市包括哈爾濱、長春、吉林、大同、太原、洛陽、鄭州、合肥、黃山、武漢、長沙、九江和南昌13個。西部城市是呼和浩特、銀川、烏魯木齊、西寧、蘭州、西安、成都、重慶、貴陽、昆明、桂林、南寧和北海13個。將東部、中部和西部三組城市相關數(shù)據(jù)，分別代入式(1)和式(2)，同理進行了相關檢驗，得到如下估計結果(表5)。

表5 不同區(qū)域旅游發(fā)展對工業(yè)化的影響估計結果

注：***，**，*分別代表1%，5%和10%的顯著性水平；括弧中數(shù)值為t值

表5顯示，在東部、中部、西部三組城市中，旅游發(fā)展變量系數(shù)值都為負，其中，中、西部城市比較顯著。上述估計結果印證了旅游發(fā)展對工業(yè)化有抑制作用。相比東部地區(qū)，中、西部城市經(jīng)濟綜合實力較弱，產(chǎn)業(yè)結構比較依賴第一、二產(chǎn)業(yè)。更重要的是，中、西部旅游資源優(yōu)勢非常明顯，旅游發(fā)展較好，當?shù)刂鲗Мa(chǎn)業(yè)也多與旅游業(yè)相關，因而旅游業(yè)擠出效應較明顯。同時從近幾年的旅游投資力度看，中、西部旅游投資比例大幅上升，增長幅度超過60%，其洼地效應凸顯[46]，這說明中、西部旅游吸引大量的資本進入，加之旅游業(yè)又是勞動密集型產(chǎn)業(yè)。因此中、西部城市旅游部門的繁榮，使得旅游業(yè)的勞動力轉移效應和擠出效應比較明顯，大于收入效應，加之經(jīng)濟進入新常態(tài)，削弱了工業(yè)部門增長的推動力，造成城市工業(yè)部門一定程度的萎縮，從而阻礙了本地工業(yè)經(jīng)濟長期增長。需要指出的是，中、西部城市旅游發(fā)展比較依賴旅游流的增長，具有明顯的旅游消費季節(jié)性和經(jīng)濟增長的周期性特點，也易造成旅游結構不合理，加大了觸發(fā)“旅游詛咒”的可能性[23]。

綜上分析，在中、西部城市旅游業(yè)發(fā)展中存在較明顯的“旅游詛咒”效應。盡管東部地區(qū)城市旅游起步早，發(fā)展較為成熟，但提高潛力有限，旅游投入增長率提高相對緩慢。同時，這些城市或是經(jīng)濟中心，或是政治中心，或是文化中心，基本處在“京津冀”“長三角”“珠三角”“環(huán)渤?！焙汀斑|中南”經(jīng)濟圈，城市不僅工業(yè)體系較完善，而且工業(yè)經(jīng)濟比較發(fā)達，部分進入了后工業(yè)化時期，旅游業(yè)還不是當?shù)刂鲗Мa(chǎn)業(yè)或優(yōu)勢產(chǎn)業(yè)，這也從前文的旅游專業(yè)化分類中看出大部分東部城市都為半專業(yè)化型。這兩方面主要原因導致的最終對沖效應是，東部城市旅游發(fā)展對工業(yè)化沒有促進效應，但不及中、西部的顯著。

五、結論與討論

本文在梳理國內(nèi)外旅游業(yè)對工業(yè)經(jīng)濟影響的基礎上，構建了旅游發(fā)展對工業(yè)化影響的正負效應分析理論模型，并以58個旅游城市為例，利用2000—2016年面板數(shù)據(jù)和動態(tài)面板模型，從全樣本、旅游專業(yè)化、旅游人次接待規(guī)模和城市所在區(qū)域多層視角進行分析，揭示了旅游發(fā)展對工業(yè)化的影響作用及差異性。研究結論如下：

第一，從旅游業(yè)自身來看，旅游發(fā)展對城市工業(yè)化已產(chǎn)生一定的負向作用，當前城市旅游資源效應大于轉移效應，已對城市工業(yè)化產(chǎn)生了損害效應。隨著資本、技術和勞動力等其他生產(chǎn)要素的逐漸引入，旅游發(fā)展對城市去工業(yè)化的效應呈逐漸顯著性的趨勢。這說明資本、技術和勞動力等生產(chǎn)要素在城市旅游發(fā)展的去工業(yè)化效應中發(fā)揮了助推作用。此時，對工業(yè)化而言，城市旅游業(yè)的繁榮可能不再是“福音”，而是“詛咒”了，因此當前中國旅游城市存在一定程度的“荷蘭病”，這也進一步印證了現(xiàn)階段在中國的確存在“旅游詛咒”命題。

第二，旅游專業(yè)化分析比較可知，旅游發(fā)展對工業(yè)化的負向影響，由大到小依次為旅游高專業(yè)化、低專業(yè)化和半專業(yè)化城市，旅游資源依賴型的城市表現(xiàn)更為突出。具體而言，在高專業(yè)化和低專業(yè)化城市中，無論是旅游業(yè)自身，還是資本、技術和勞動力等生產(chǎn)要素的助推作用，旅游發(fā)展的去工業(yè)化效應比較明顯，旅游業(yè)的迅速發(fā)展對這些城市的工業(yè)部門產(chǎn)生明顯的擠出效應。在半專業(yè)化城市中，旅游發(fā)展對工業(yè)化有一定的積極作用，但這種作用呈現(xiàn)規(guī)模遞減態(tài)勢。旅游業(yè)發(fā)展可能因要素集聚有利于工業(yè)化，也可能因吸納資本和勞動力而阻滯工業(yè)化，各類旅游專業(yè)化城市的這種差異取決于最終效應的正負值及其大小。

第三，旅游規(guī)模分析比較發(fā)現(xiàn)，中型旅游城市旅游發(fā)展對工業(yè)化的負向影響最為顯著，小型旅游城市次之，但未通過顯著性檢驗，而大型旅游城市最不顯著。對于中小型旅游城市，旅游業(yè)通過產(chǎn)業(yè)關聯(lián)帶動作用形成規(guī)模經(jīng)濟和范圍經(jīng)濟，對經(jīng)濟增長貢獻率比較顯著，從而出現(xiàn)旅游業(yè)“一業(yè)獨大”，造成一定程度的“資源詛咒”效應，抑制了工業(yè)化的發(fā)展。而對旅游接待規(guī)模大型城市而言，旅游業(yè)發(fā)展對城市工業(yè)化的負面作用還未顯現(xiàn)，旅游產(chǎn)業(yè)在城市經(jīng)濟中的占比相對還不是很高，目前還不足以撼動工業(yè)經(jīng)濟的支柱地位。

第四，區(qū)域分析比較表明，不同區(qū)域旅游城市旅游發(fā)展對工業(yè)化均有一定負向影響，其中，中、西部旅游城市比較突出，而東部旅游城市統(tǒng)計上表現(xiàn)并不顯著。中、西部城市經(jīng)濟綜合實力較弱，產(chǎn)業(yè)結構比較單一，同時中、西部旅游資源優(yōu)勢非常明顯，當?shù)刂鲗Мa(chǎn)業(yè)也多與旅游業(yè)相關，中、西部城市旅游部門的繁榮，使得旅游業(yè)的勞動力轉移效應和擠出效應比較明顯，削弱了工業(yè)部門的增長推動力，造成城市工業(yè)部門一定程度的萎縮，從而阻礙了本地工業(yè)經(jīng)濟長期增長。東部城市雖然旅游發(fā)展較為成熟，但旅游業(yè)還不是當?shù)刂鲗Мa(chǎn)業(yè)或優(yōu)勢產(chǎn)業(yè)，屬于旅游半專業(yè)型，難以撼動其發(fā)達的工業(yè)經(jīng)濟，還未出現(xiàn)旅游發(fā)展對工業(yè)化的負向效應。

根據(jù)上述研究結論，可得到如下幾點啟示：一是要充分認識旅游業(yè)繁榮是工業(yè)化發(fā)展的一個重要影響因素，其對工業(yè)化發(fā)展的影響具有正反兩種效應，即收入效應(擠入效應)和資源轉移效應(擠出效應)。為此，一方面要加強城市旅游業(yè)的收入效應(擠入效應)，即通過加強產(chǎn)業(yè)關聯(lián)，提高國民福利和對外經(jīng)濟聯(lián)系等，增加城市本地收入，改善產(chǎn)業(yè)結構等，引致旅游業(yè)發(fā)展對工業(yè)部門的新需求，而促進工業(yè)化不斷深化；另一方面，要避免旅游發(fā)展的資源轉移效應(擠出效應)，即要穩(wěn)定當?shù)貎r格水平，合理配置產(chǎn)業(yè)間的資本和勞動力等，避免因發(fā)展旅游而擠占工業(yè)部門生產(chǎn)要素，損害工業(yè)化進程，導致去工業(yè)化。二是對旅游專業(yè)化程度高的旅游城市而言，在旅游供給側結構性改革戰(zhàn)略推動下，結合優(yōu)質旅游要求，改造和升級傳統(tǒng)旅游產(chǎn)業(yè)結構，發(fā)展旅游新業(yè)態(tài)，推動旅游發(fā)展進入高水平的短生命周期，從而弱化旅游發(fā)展的“荷蘭病”效應。三是中、西部旅游城市不可過分依賴旅游業(yè)發(fā)展，更不能追求旅游業(yè)短期的高收益和充分就業(yè)效應，應從長期可持續(xù)發(fā)展角度，將旅游發(fā)展所得利潤投入到因地制宜的潛力工業(yè)部門，培育和發(fā)展城市未來支柱性和競爭性工業(yè)部門，加強旅游業(yè)與工業(yè)部門的產(chǎn)業(yè)融合與價值鏈重塑，推動旅游業(yè)與工業(yè)部門協(xié)同發(fā)展，繁榮城市經(jīng)濟發(fā)展，避免城市出現(xiàn)產(chǎn)業(yè)結構單一化和產(chǎn)業(yè)空心化。

本文的研究結論支持了現(xiàn)有文獻關于“中國存在旅游‘資源詛咒’的觀點”，構建的旅游發(fā)展與工業(yè)化的理論模型，從理論上揭示了旅游發(fā)展對工業(yè)化影響的兩種效應，多角度的定量研究能夠更加清晰地探明旅游業(yè)“資源詛咒”現(xiàn)象的空間分布與發(fā)展態(tài)勢。這為認識旅游業(yè)“資源詛咒”提供了新方法與新視角。當然，本文也有不足之處。一是旅游業(yè)受危機事件和政策影響較為明顯，在計量模型構建中沒有通過引入虛擬變量來體現(xiàn)，這在一定程度上削弱了研究的精確度；二是從旅游業(yè)總量層面而非國際、國內(nèi)旅游兩方面分析其對工業(yè)化的影響，忽視了不同旅游部門對工業(yè)化的影響差異，弱化了相關政策制定的針對性；三是盡管研究樣本采用中國旅游城市，代表性較強，但各旅游城市的產(chǎn)業(yè)結構、發(fā)展基礎及對旅游發(fā)展的反饋等具有一定差異性，所得統(tǒng)計意義上的結論是否具有普遍指導意義，還需再檢驗、補充和完善；四是只分析了旅游業(yè)發(fā)展對工業(yè)比重下降的影響，沒有考慮導致工業(yè)比重下降的其他因素，如資源枯竭、區(qū)位和環(huán)境生態(tài)等，可能高估了旅游發(fā)展對工業(yè)化的影響力。