旅游業(yè)、新型城鎮(zhèn)化與經(jīng)濟(jì)增長(zhǎng)

趙 磊 陳 衍 劉 穎

（1.浙江工業(yè)大學(xué)管理學(xué)院，浙江杭州 310014；2.浙江旅游職業(yè)學(xué)院廚藝學(xué)院，浙江杭州 311231）

0 引言

在“新常態(tài)”背景下，提升要素配置效率，謀求新舊動(dòng)能轉(zhuǎn)換和重構(gòu)經(jīng)濟(jì)動(dòng)力系統(tǒng)是實(shí)現(xiàn)中國(guó)經(jīng)濟(jì)發(fā)展模式由要素驅(qū)動(dòng)轉(zhuǎn)向效率驅(qū)動(dòng)的核心環(huán)節(jié)，而實(shí)現(xiàn)這種經(jīng)濟(jì)增長(zhǎng)模式轉(zhuǎn)變則需要堅(jiān)定貫徹產(chǎn)城融合理念，深入推進(jìn)產(chǎn)業(yè)迭代升級(jí)與新型城鎮(zhèn)化漸進(jìn)發(fā)展協(xié)調(diào)并進(jìn)，這對(duì)于探索中國(guó)經(jīng)濟(jì)高質(zhì)量發(fā)展的實(shí)現(xiàn)路徑具有非常重要的理論價(jià)值和實(shí)踐意義（黃群慧，2018）。

從學(xué)理基礎(chǔ)上看，產(chǎn)業(yè)結(jié)構(gòu)或城鎮(zhèn)化與經(jīng)濟(jì)增長(zhǎng)的關(guān)系皆是歷久彌新的研究話題，當(dāng)前學(xué)術(shù)界圍繞以上經(jīng)濟(jì)關(guān)系已形成相對(duì)豐碩的文獻(xiàn)積累（Akita et al.，2014；王林輝 等，2018），即揭示產(chǎn)業(yè)結(jié)構(gòu)變遷、城鎮(zhèn)化建設(shè)對(duì)經(jīng)濟(jì)增長(zhǎng)的影響及其機(jī)理，并且已有少數(shù)文獻(xiàn)開始將產(chǎn)業(yè)結(jié)構(gòu)、城鎮(zhèn)化與經(jīng)濟(jì)增長(zhǎng)納入統(tǒng)一框架予以相應(yīng)刻畫，進(jìn)而為解析此邏輯關(guān)系提供了重要啟示（王銳 等，2016），但鮮有文獻(xiàn)將新型城鎮(zhèn)化嵌入產(chǎn)業(yè)結(jié)構(gòu)變化影響經(jīng)濟(jì)增長(zhǎng)的研究體系，進(jìn)而系統(tǒng)勾勒產(chǎn)業(yè)結(jié)構(gòu)調(diào)整、新型城鎮(zhèn)化與經(jīng)濟(jì)增長(zhǎng)之間的理論邏輯框架。事實(shí)上，自黨的十八大以來(lái)，中央將新型城鎮(zhèn)化作為中國(guó)現(xiàn)代化建設(shè)的重要著力點(diǎn)，明確了在經(jīng)濟(jì)結(jié)構(gòu)性減速背景下，其在促進(jìn)經(jīng)濟(jì)轉(zhuǎn)型、拉動(dòng)增長(zhǎng)等方面的重要作用。已有文獻(xiàn)表明，新型城鎮(zhèn)化可通過(guò)促進(jìn)技術(shù)創(chuàng)新、培育人力資本和刺激居民消費(fèi)推動(dòng)產(chǎn)業(yè)結(jié)構(gòu)升級(jí)，進(jìn)而對(duì)產(chǎn)業(yè)結(jié)構(gòu)調(diào)整與經(jīng)濟(jì)增長(zhǎng)關(guān)系實(shí)施干預(yù)（劉天曌 等，2019）。顯然，深入厘清上述邏輯機(jī)理對(duì)深刻理解中國(guó)經(jīng)濟(jì)長(zhǎng)期增長(zhǎng)動(dòng)因具有重要意義。盡管少數(shù)文獻(xiàn)注意到產(chǎn)業(yè)發(fā)展與新型城鎮(zhèn)化相互依存所形成的“產(chǎn)城協(xié)同”作為經(jīng)濟(jì)發(fā)展的一種新模式，對(duì)新常態(tài)經(jīng)濟(jì)下提高生產(chǎn)率，提升經(jīng)濟(jì)發(fā)展的質(zhì)量與速度具有重要意義（孫葉飛 等，2016；徐秋艷 等，2019），但也存在以下局限：（1）既有文獻(xiàn)主要基于三次產(chǎn)業(yè)結(jié)構(gòu)變化視角，在宏觀層面討論產(chǎn)業(yè)結(jié)構(gòu)變動(dòng)、新型城鎮(zhèn)化及“產(chǎn)城協(xié)同”的經(jīng)濟(jì)增長(zhǎng)效應(yīng)，并未深入特定產(chǎn)業(yè)大類內(nèi)部，細(xì)致解析新型城鎮(zhèn)化對(duì)優(yōu)勢(shì)部門發(fā)展的經(jīng)濟(jì)增長(zhǎng)效應(yīng)的影響；（2）盡管相關(guān)文獻(xiàn)構(gòu)建了新型城鎮(zhèn)化綜合評(píng)價(jià)指標(biāo)體系，并對(duì)其進(jìn)行定量測(cè)度，從而獲得了可以度量新型城鎮(zhèn)化發(fā)展水平的綜合指數(shù)，但對(duì)產(chǎn)業(yè)結(jié)構(gòu)代理變量的選擇仍以單一指標(biāo)為主，進(jìn)而使得產(chǎn)業(yè)結(jié)構(gòu)發(fā)展的內(nèi)涵無(wú)法被全面反映，導(dǎo)致“產(chǎn)城協(xié)同”的經(jīng)濟(jì)增長(zhǎng)效應(yīng)評(píng)估存在有偏風(fēng)險(xiǎn)；（3）上述文獻(xiàn)缺乏對(duì)新型城鎮(zhèn)化、產(chǎn)業(yè)發(fā)展和“產(chǎn)城協(xié)同”對(duì)經(jīng)濟(jì)增長(zhǎng)的異質(zhì)性影響的實(shí)證討論。

改革開放以來(lái)，中國(guó)旅游業(yè)由散轉(zhuǎn)聚、由弱漸強(qiáng)，并逐漸向現(xiàn)代服務(wù)業(yè)升級(jí)，伴隨其產(chǎn)品供給類型的橫向拓展及其功能空間的縱向延伸，旅游綜合效應(yīng)凸顯，已發(fā)展成為戰(zhàn)略性支柱產(chǎn)業(yè)，并且因其具備較強(qiáng)的城鎮(zhèn)經(jīng)濟(jì)功能、服務(wù)功能和生態(tài)功能，也已成為城鎮(zhèn)產(chǎn)業(yè)結(jié)構(gòu)體系、公共服務(wù)體系和生態(tài)環(huán)保體系中的必要組成部分。一方面，城鎮(zhèn)作為現(xiàn)代旅游業(yè)存在、發(fā)展和升級(jí)的要素來(lái)源與空間載體，城鎮(zhèn)化對(duì)旅游業(yè)演化具有重要影響；另一方面，旅游業(yè)作為現(xiàn)代服務(wù)業(yè)的主導(dǎo)部門，憑借其在吸納就業(yè)、增加收入、統(tǒng)籌城鄉(xiāng)和開放共享等方面的優(yōu)勢(shì)功能，能夠?yàn)槌擎?zhèn)化發(fā)展提供難以忽視的產(chǎn)業(yè)動(dòng)力。因此，旅游業(yè)與城鎮(zhèn)化之間存在密切的雙向互動(dòng)作用，而新型城鎮(zhèn)化是對(duì)傳統(tǒng)城鎮(zhèn)化的校正、優(yōu)化和揚(yáng)棄，更加強(qiáng)調(diào)城鎮(zhèn)化質(zhì)量提升和內(nèi)涵發(fā)展，進(jìn)而為現(xiàn)代旅游業(yè)提供了更加廣闊的需求市場(chǎng)和生產(chǎn)空間，反之，現(xiàn)代旅游業(yè)所引領(lǐng)的服務(wù)業(yè)內(nèi)部結(jié)構(gòu)升級(jí)、協(xié)同集聚、知識(shí)創(chuàng)新和技術(shù)擴(kuò)散也會(huì)強(qiáng)化對(duì)新型城鎮(zhèn)化的產(chǎn)業(yè)支撐力度，因而旅游業(yè)與新型城鎮(zhèn)化之間也存在相得益彰的動(dòng)態(tài)耦合、互促作用和協(xié)同共進(jìn)特征。

需要指出的是，既有旅游業(yè)與新型城鎮(zhèn)化文獻(xiàn)并未將兩者協(xié)同關(guān)系研究拓展至其對(duì)經(jīng)濟(jì)增長(zhǎng)的影響層面，從而導(dǎo)致對(duì)旅游業(yè)、新型城鎮(zhèn)化與經(jīng)濟(jì)增長(zhǎng)邏輯關(guān)系缺乏系統(tǒng)闡發(fā)。鑒于此，本文創(chuàng)新貢獻(xiàn)體現(xiàn)在：（1）大量經(jīng)驗(yàn)研究識(shí)別了旅游業(yè)或新型城鎮(zhèn)化對(duì)經(jīng)濟(jì)增長(zhǎng)的影響，本文則對(duì)以上兩種研究進(jìn)路予以統(tǒng)攝，具體是在旅游業(yè)、新型城鎮(zhèn)化與經(jīng)濟(jì)增長(zhǎng)關(guān)系框架中，除考察“城旅獨(dú)立”的經(jīng)濟(jì)增長(zhǎng)效應(yīng)外，同時(shí)還重點(diǎn)剖析“城旅協(xié)同”對(duì)經(jīng)濟(jì)增長(zhǎng)的影響及其機(jī)制，進(jìn)而對(duì)此類文獻(xiàn)進(jìn)行有益補(bǔ)充，這不僅有利于深刻洞悉新型城鎮(zhèn)化對(duì)旅游業(yè)導(dǎo)向型經(jīng)濟(jì)增長(zhǎng)假說(shuō)的拓展性影響，也有助于從旅游業(yè)視角揭示“產(chǎn)城協(xié)同”對(duì)經(jīng)濟(jì)增長(zhǎng)的影響過(guò)程；（2）由于現(xiàn)代旅游業(yè)與新型城鎮(zhèn)化隸屬社會(huì)經(jīng)濟(jì)復(fù)雜系統(tǒng)的兩個(gè)子系統(tǒng)，因而本文通過(guò)對(duì)旅游業(yè)與新型城鎮(zhèn)化兩個(gè)子系統(tǒng)分別進(jìn)行多維評(píng)價(jià)而獲得相應(yīng)綜合性指數(shù)來(lái)對(duì)兩個(gè)核心變量予以定量刻畫，此種變量構(gòu)造方法不僅可以反映旅游業(yè)與新型城鎮(zhèn)化內(nèi)涵的多維屬性，盡可能客觀地表征“城旅協(xié)同”場(chǎng)景，而且能夠避免因變量測(cè)量誤差而導(dǎo)致對(duì)“城旅協(xié)同”的經(jīng)濟(jì)增長(zhǎng)效應(yīng)的實(shí)證檢驗(yàn)存在有偏傾向；（3）本文還在旅游業(yè)、新型城鎮(zhèn)化和經(jīng)濟(jì)增長(zhǎng)邏輯框架中對(duì)“城旅獨(dú)立”與“城旅協(xié)同”的經(jīng)濟(jì)增長(zhǎng)效應(yīng)進(jìn)行拓展性分析，多角度識(shí)別“城旅獨(dú)立”與“城旅協(xié)同”的經(jīng)濟(jì)增長(zhǎng)效應(yīng)的異質(zhì)性特征，有助于從不同樣本來(lái)源中揭示“城旅獨(dú)立”與“城旅協(xié)同”對(duì)經(jīng)濟(jì)增長(zhǎng)的影響機(jī)制。

1 理論機(jī)制與研究假說(shuō)

1.1 旅游業(yè)與經(jīng)濟(jì)增長(zhǎng)

從理論上看，根據(jù)凱恩斯理論，旅游業(yè)可作為外生因素?cái)U(kuò)大總需求，進(jìn)而通過(guò)乘數(shù)效應(yīng)對(duì)目的地收入、就業(yè)等產(chǎn)生積極影響（Figini et al.，2010）。傳統(tǒng)貿(mào)易理論認(rèn)為，外部游客在目的地開展旅游活動(dòng)，通過(guò)消費(fèi)目的地的商品和服務(wù)，如交通、餐飲、住宿等旅游服務(wù)，轉(zhuǎn)化為目的地的經(jīng)濟(jì)增長(zhǎng)來(lái)源（Brida et al.，2008）。隨后，Brau 等（2007）將內(nèi)生增長(zhǎng)理論應(yīng)用到旅游經(jīng)濟(jì)研究中，認(rèn)為當(dāng)制造業(yè)產(chǎn)品和旅游業(yè)產(chǎn)品不可替代時(shí)，如果制造部門的技術(shù)水平高于旅游部門，那么，當(dāng)且僅當(dāng)旅游業(yè)的專業(yè)化程度改善了貿(mào)易順差，并以此彌補(bǔ)旅游業(yè)和制造業(yè)之間的技術(shù)水平差距時(shí)，旅游業(yè)可促進(jìn)經(jīng)濟(jì)增長(zhǎng)。從實(shí)證角度看，聚焦于旅游業(yè)導(dǎo)向型經(jīng)濟(jì)增長(zhǎng)（Tourism-Led Growth，TLG）假說(shuō)檢驗(yàn)的文獻(xiàn)大部分持TLG假說(shuō)的存在性觀點(diǎn)，顯然也為認(rèn)識(shí)旅游業(yè)與經(jīng)濟(jì)增長(zhǎng)的關(guān)系提供了較為充裕的經(jīng)驗(yàn)證據(jù)。除此以外，也有部分實(shí)證性文獻(xiàn)證實(shí)旅游業(yè)能夠縮小城鄉(xiāng)差距（Li et al.，2016）、提高居民消費(fèi)（Andriotis，2002）、刺激基建投資（Pablo-Romero et al.，2013）、加強(qiáng)技術(shù)交流（Liberto，2013）、優(yōu)化產(chǎn)業(yè)結(jié)構(gòu)（Succurro，2008），進(jìn)而對(duì)目的地經(jīng)濟(jì)增長(zhǎng)產(chǎn)生長(zhǎng)期影響。

事實(shí)上，隨著旅游業(yè)的產(chǎn)業(yè)規(guī)模愈益擴(kuò)張，其對(duì)目的地經(jīng)濟(jì)系統(tǒng)的影響是復(fù)雜而多面的。其一，外部旅游需求迅速注入，在短期抬升目的地商品和服務(wù)價(jià)格，導(dǎo)致目的地實(shí)際匯率升值，進(jìn)而對(duì)目的地傳統(tǒng)行業(yè)競(jìng)爭(zhēng)力造成損害（Li et al.，2018）。其二，盡管資源依托型旅游業(yè)發(fā)展模式在初級(jí)階段推動(dòng)了旅游業(yè)迅速發(fā)展，但同時(shí)也會(huì)導(dǎo)致目的地出現(xiàn)“去工業(yè)化”現(xiàn)象，進(jìn)而引發(fā)“資源詛咒”問(wèn)題，削弱了目的地的經(jīng)濟(jì)增長(zhǎng)潛力（Copeland，1991）。其三，旅游業(yè)在為目的地創(chuàng)造額外收入的同時(shí)，也會(huì)產(chǎn)生收入的漏算現(xiàn)象，即由于目的地經(jīng)濟(jì)體系和生產(chǎn)結(jié)構(gòu)不完善，旅游企業(yè)為進(jìn)行旅游開發(fā)建設(shè)和經(jīng)營(yíng)運(yùn)轉(zhuǎn)，需從外部購(gòu)買設(shè)備、原料、物料和消費(fèi)品等，支付外部貸款利息及投資者的紅利，以及支付外方管理費(fèi)用和外籍管理人員的工資等（Agarwal，2012）。另外，旅游業(yè)發(fā)展也會(huì)存在諸多無(wú)法忽視的經(jīng)濟(jì)、社會(huì)和環(huán)境成本，如公共支出增加、生態(tài)環(huán)境治理等問(wèn)題，上述潛在負(fù)面問(wèn)題雖然無(wú)法被準(zhǔn)確計(jì)量，但以上由旅游業(yè)發(fā)展引起的負(fù)面成本也可能會(huì)削弱旅游業(yè)的經(jīng)濟(jì)增長(zhǎng)效應(yīng)（Akama et al.，2007）。基于以上理論分析，本文提出以下假設(shè)。

假設(shè)1：旅游業(yè)發(fā)展既能正向影響經(jīng)濟(jì)增長(zhǎng)，也會(huì)對(duì)經(jīng)濟(jì)增長(zhǎng)產(chǎn)生負(fù)面效應(yīng)，此種影響具有不確定性，具體結(jié)論有待檢驗(yàn)。

1.2 新型城鎮(zhèn)化與經(jīng)濟(jì)增長(zhǎng)

第一，生產(chǎn)要素流動(dòng)機(jī)制。新型城鎮(zhèn)化實(shí)質(zhì)上是一種新的生產(chǎn)、交換和生活方式，堅(jiān)持以人的城鎮(zhèn)化為核心，通過(guò)實(shí)現(xiàn)人口和產(chǎn)業(yè)向城鎮(zhèn)高質(zhì)量集聚，激勵(lì)和引導(dǎo)生產(chǎn)要素合理流動(dòng)、有序集聚和優(yōu)勢(shì)組合。一方面，新型城鎮(zhèn)化堅(jiān)持以人為本、四化同步和優(yōu)化布局為基本理念，由此為生產(chǎn)要素的需求激發(fā)、優(yōu)化配置和空間協(xié)調(diào)創(chuàng)造優(yōu)勢(shì)條件。另一方面，市場(chǎng)一體化與新型城鎮(zhèn)化相輔相成，市場(chǎng)一體化有助于推進(jìn)要素價(jià)格市場(chǎng)化改革，糾正要素市場(chǎng)價(jià)格扭曲，加速要素市場(chǎng)發(fā)育，進(jìn)而通過(guò)驅(qū)動(dòng)產(chǎn)業(yè)轉(zhuǎn)型升級(jí)來(lái)促進(jìn)新型城鎮(zhèn)化建設(shè)（許耀東 等，2017）。新型城鎮(zhèn)化則要求對(duì)傳統(tǒng)產(chǎn)業(yè)發(fā)展模式予以變革，并通過(guò)“選擇效應(yīng)”優(yōu)化產(chǎn)業(yè)結(jié)構(gòu)、提升企業(yè)生產(chǎn)率，進(jìn)而吸引生產(chǎn)要素向擁有較高生產(chǎn)率和要素回報(bào)率的生產(chǎn)部門流動(dòng)、集聚（孫葉飛 等，2016）。新型城鎮(zhèn)化建設(shè)引發(fā)的生產(chǎn)要素在區(qū)域間流動(dòng)，可以提高生產(chǎn)要素在國(guó)民經(jīng)濟(jì)運(yùn)行中的配置效率，進(jìn)而促進(jìn)經(jīng)濟(jì)增長(zhǎng)。

第二，居民消費(fèi)提升機(jī)制。首先，新型城鎮(zhèn)化以人口發(fā)展為核心任務(wù)，積極推進(jìn)農(nóng)業(yè)轉(zhuǎn)移人口市民化，新近融入城鎮(zhèn)人口的快速擴(kuò)張會(huì)進(jìn)一步釋放城鎮(zhèn)消費(fèi)潛力，增加城鎮(zhèn)消費(fèi)需求規(guī)模，產(chǎn)生“需求引致效應(yīng)”。其次，新型城鎮(zhèn)化提高了人口城鎮(zhèn)化質(zhì)量，尤其是人口市民化進(jìn)程對(duì)居民消費(fèi)心理和消費(fèi)預(yù)期會(huì)產(chǎn)生積極影響，進(jìn)而帶來(lái)居民消費(fèi)結(jié)構(gòu)的轉(zhuǎn)型和消費(fèi)理念的升級(jí)，激發(fā)了居民釋放預(yù)防性存儲(chǔ)和增強(qiáng)消費(fèi)偏好的效果，即產(chǎn)生“質(zhì)量刺激效應(yīng)”。再次，2014 年《國(guó)家新型城鎮(zhèn)化規(guī)劃（2014—2020 年）》（以下簡(jiǎn)稱《規(guī)劃》）中指出，農(nóng)民就業(yè)城鎮(zhèn)化轉(zhuǎn)型是必須解決的前提條件。因此，新型城鎮(zhèn)化建設(shè)通過(guò)推進(jìn)就業(yè)結(jié)構(gòu)轉(zhuǎn)型，對(duì)城鎮(zhèn)勞動(dòng)力資源進(jìn)行優(yōu)化配置，并實(shí)現(xiàn)區(qū)域就業(yè)結(jié)構(gòu)的合理調(diào)整，為城鎮(zhèn)居民提供了高質(zhì)量的就業(yè)崗位，同時(shí)隨著城鎮(zhèn)生產(chǎn)社會(huì)化程度的提高和專業(yè)化分工協(xié)作的深化，城鎮(zhèn)居民的工資性收入得到顯著提高，并且增強(qiáng)了居民預(yù)期收入的確定性，進(jìn)而直接刺激了居民消費(fèi)需求，即產(chǎn)生“收入決定效應(yīng)”。

第三，產(chǎn)業(yè)結(jié)構(gòu)調(diào)整機(jī)制。首先，《規(guī)劃》和2016年《關(guān)于深入推進(jìn)新型城鎮(zhèn)化建設(shè)的若干意見(jiàn)》（以下簡(jiǎn)稱《意見(jiàn)》）均指出，新型城鎮(zhèn)化需要分類引導(dǎo)產(chǎn)業(yè)空間布局，科學(xué)優(yōu)化城鎮(zhèn)布局形態(tài)。此舉顯然有利于資源要素的合理流動(dòng)，并在區(qū)域間比較優(yōu)勢(shì)、產(chǎn)業(yè)外部性和經(jīng)濟(jì)循環(huán)積累的長(zhǎng)期作用下，具有優(yōu)勢(shì)產(chǎn)業(yè)集聚的城鎮(zhèn)率先向外進(jìn)行技術(shù)擴(kuò)散、要素轉(zhuǎn)移和產(chǎn)業(yè)輻射，從而帶動(dòng)了承接地區(qū)的產(chǎn)業(yè)轉(zhuǎn)型升級(jí)（胡元瑞 等，2020）。其次，新型城鎮(zhèn)化的“選擇效應(yīng)”更加傾向于知識(shí)、信息、環(huán)保等技術(shù)密集型產(chǎn)業(yè)在城鎮(zhèn)集聚，從而為促進(jìn)新技術(shù)、新工藝、新業(yè)態(tài)及新生產(chǎn)方式的推廣創(chuàng)造了便利條件，而技術(shù)創(chuàng)新則在產(chǎn)業(yè)關(guān)聯(lián)互動(dòng)中傳遞、擴(kuò)散和溢出，進(jìn)而導(dǎo)致產(chǎn)業(yè)的擴(kuò)張或收縮，不僅加速了傳統(tǒng)產(chǎn)業(yè)退出市場(chǎng)，也促進(jìn)了新興產(chǎn)業(yè)發(fā)展，進(jìn)而影響了產(chǎn)業(yè)結(jié)構(gòu)調(diào)整（周敏 等，2020）。再次，《規(guī)劃》和《意見(jiàn)》也指出，需要加強(qiáng)對(duì)新進(jìn)人口的社會(huì)保障強(qiáng)度，推進(jìn)基本公共服務(wù)全覆蓋。城鎮(zhèn)化社會(huì)保障體系的健全，也有益于加速城鎮(zhèn)人力資本的積累，并進(jìn)一步通過(guò)市場(chǎng)需求、科技創(chuàng)新和資源配置三種機(jī)制對(duì)產(chǎn)業(yè)結(jié)構(gòu)調(diào)整產(chǎn)生影響（郭晨 等，2018）。最后，新型城鎮(zhèn)化所提供的高質(zhì)量就業(yè)、高回報(bào)工資和高社會(huì)保障，不僅確保了城鎮(zhèn)居民可支配收入穩(wěn)定提升，對(duì)城鎮(zhèn)居民的消費(fèi)預(yù)期、消費(fèi)理念和消費(fèi)結(jié)構(gòu)也產(chǎn)生了積極影響，進(jìn)而推動(dòng)了產(chǎn)業(yè)結(jié)構(gòu)規(guī)模擴(kuò)大和優(yōu)化升級(jí)（陳丹妮，2017）?；谝陨侠碚摲治?，本文提出以下假設(shè)。

假設(shè)2：新型城鎮(zhèn)化建設(shè)能夠顯著驅(qū)動(dòng)經(jīng)濟(jì)增長(zhǎng)。

1.3 “城旅協(xié)同”與經(jīng)濟(jì)增長(zhǎng)

“城旅協(xié)同”指的是旅游業(yè)系統(tǒng)與新型城鎮(zhèn)化系統(tǒng)之間相互作用、互為促進(jìn)、協(xié)同發(fā)展?！俺锹脜f(xié)同”從3個(gè)方面對(duì)產(chǎn)業(yè)結(jié)構(gòu)升級(jí)產(chǎn)生積極影響，進(jìn)而間接作用于經(jīng)濟(jì)增長(zhǎng)。首先，新增就業(yè)創(chuàng)造、就業(yè)結(jié)構(gòu)轉(zhuǎn)型和就業(yè)質(zhì)量提升是旅游業(yè)與新型城鎮(zhèn)化協(xié)同發(fā)展的核心要義和重要功能，通過(guò)釋放旅游業(yè)發(fā)展與新型城鎮(zhèn)化建設(shè)的雙重就業(yè)效應(yīng)，城鎮(zhèn)居民收入和消費(fèi)顯著提升，而根據(jù)恩格爾定律，消費(fèi)變化將會(huì)導(dǎo)致產(chǎn)業(yè)間產(chǎn)品產(chǎn)生需求差異，并通過(guò)改變產(chǎn)品價(jià)格的鮑莫爾效應(yīng)，引發(fā)生產(chǎn)要素在產(chǎn)業(yè)間重新配置。尤其是新型城鎮(zhèn)化作為旅游業(yè)提質(zhì)增效的催化劑，通過(guò)不斷向旅游業(yè)提供新型產(chǎn)品要素、先進(jìn)管理理念和公共服務(wù)保障，拉升旅游產(chǎn)品的需求收入彈性，在恩格爾效應(yīng)的作用下，人口市民化進(jìn)程在轉(zhuǎn)變居民消費(fèi)理念的同時(shí)，伴隨著收入水平的提升，城鎮(zhèn)居民對(duì)休閑、旅游、游憩類產(chǎn)品的消費(fèi)需求與日俱增，尤其是更加追求多元化、多變性的消費(fèi)需求，從而吸引生產(chǎn)要素涌向涉旅類行業(yè)，并引導(dǎo)、激勵(lì)了微觀企業(yè)的多樣性創(chuàng)新行為，提升涉旅企業(yè)的技術(shù)復(fù)雜度，進(jìn)而引起產(chǎn)業(yè)結(jié)構(gòu)向新興服務(wù)業(yè)部門躍遷。其次，新型城鎮(zhèn)化作為旅游業(yè)發(fā)展的重要空間與載體，不僅為旅游業(yè)發(fā)展提供良好的政策契機(jī)、運(yùn)行環(huán)境、融合平臺(tái)、保障體系等，更是將人力資本、品牌形象、創(chuàng)新知識(shí)和經(jīng)營(yíng)模式引入旅游企業(yè)項(xiàng)目策劃、服務(wù)設(shè)計(jì)和經(jīng)營(yíng)管理過(guò)程，進(jìn)而為以旅游業(yè)為主導(dǎo)的現(xiàn)代商貿(mào)、文創(chuàng)、體育、演藝、信息等部門形成多樣化的服務(wù)業(yè)集聚創(chuàng)造了得天獨(dú)厚的孕育條件，并進(jìn)一步通過(guò)市場(chǎng)和技術(shù)外部性、前后向產(chǎn)業(yè)關(guān)聯(lián)，促進(jìn)行業(yè)分工深化，實(shí)現(xiàn)要素組合配置，獲取規(guī)模遞增收益，并在關(guān)聯(lián)性、共享性和反饋性循環(huán)機(jī)制作用下，實(shí)現(xiàn)產(chǎn)業(yè)結(jié)構(gòu)升級(jí)。再次，新型城鎮(zhèn)化是一項(xiàng)宏觀的復(fù)雜系統(tǒng)性工程，優(yōu)化城鎮(zhèn)化布局形態(tài)，推動(dòng)城鎮(zhèn)高質(zhì)量發(fā)展則是其核心要義，隨著城鎮(zhèn)空間結(jié)構(gòu)的再塑，資源、要素和經(jīng)濟(jì)活動(dòng)在空間上的組織和分布狀態(tài)發(fā)生變化，進(jìn)而通過(guò)要素流動(dòng)、市場(chǎng)引力和需求再對(duì)旅游業(yè)的生產(chǎn)組織方式和產(chǎn)業(yè)運(yùn)行空間產(chǎn)生幾乎顛覆性的影響，尤其是改變傳統(tǒng)旅游企業(yè)的區(qū)位選擇、客源市場(chǎng)、供給環(huán)境、技術(shù)匹配等，而新型城鎮(zhèn)化產(chǎn)生的此種“選擇機(jī)制”通過(guò)產(chǎn)業(yè)分工合作效應(yīng)和城鎮(zhèn)網(wǎng)絡(luò)互動(dòng)效應(yīng)構(gòu)建了多中心的旅游經(jīng)濟(jì)增長(zhǎng)極，進(jìn)而從整體空間尺度上優(yōu)化、建構(gòu)和重塑旅游經(jīng)濟(jì)結(jié)構(gòu)，從而增強(qiáng)了旅游業(yè)的經(jīng)濟(jì)增長(zhǎng)效應(yīng)?；谝陨侠碚摲治?，本文提出以下假設(shè)。

假設(shè)3：“城旅協(xié)同”通過(guò)促進(jìn)產(chǎn)業(yè)結(jié)構(gòu)升級(jí)間接促進(jìn)經(jīng)濟(jì)增長(zhǎng)。

圖1 旅游業(yè)、新型城鎮(zhèn)化與經(jīng)濟(jì)增長(zhǎng)邏輯框架

2 研究設(shè)計(jì)

2.1 模型構(gòu)建

基于上述理論分析，為檢驗(yàn)旅游業(yè)、新型城鎮(zhèn)化對(duì)經(jīng)濟(jì)增長(zhǎng)的影響，即“城旅獨(dú)立”的經(jīng)濟(jì)增長(zhǎng)效應(yīng)，并在同一框架內(nèi)通過(guò)檢驗(yàn)“城旅協(xié)同”的經(jīng)濟(jì)增長(zhǎng)效應(yīng)揭示新型城鎮(zhèn)化對(duì)旅游業(yè)與經(jīng)濟(jì)增長(zhǎng)關(guān)系的作用機(jī)制，基準(zhǔn)計(jì)量模型構(gòu)建如下：

其中，下標(biāo)i表示?。▍^(qū)、市），下標(biāo)t表示年份；lnPGDP表示經(jīng)濟(jì)增長(zhǎng)，lnTR代表旅游業(yè)，lnNURB代表新型城鎮(zhèn)化；ηi和νt分別是?。▍^(qū)、市）個(gè)體效應(yīng)和年份固定效應(yīng)，反映省際差異和時(shí)間趨勢(shì)的影響，?it為隨機(jī)誤差項(xiàng)；同時(shí)還設(shè)定了能夠反映?。▍^(qū)、市）重要經(jīng)濟(jì)特征的控制變量集X，包括物質(zhì)資本存量（lnK）、人力資本存量（lnL）、制度質(zhì)量（lnMAK）、對(duì)外開放（FDI）、政府干預(yù)（GOV）等。回歸系數(shù)β2和β3共同反映“城旅獨(dú)立”對(duì)經(jīng)濟(jì)增長(zhǎng)的影響狀況，而β4用以識(shí)別“城旅協(xié)同”對(duì)經(jīng)濟(jì)增長(zhǎng)的影響效應(yīng)，也可理解為新型城鎮(zhèn)化對(duì)旅游業(yè)的經(jīng)濟(jì)增長(zhǎng)效應(yīng)的調(diào)節(jié)強(qiáng)度。在本文中，除比率型變量之外，所有連續(xù)數(shù)值型變量均進(jìn)行對(duì)數(shù)化處理后再進(jìn)入計(jì)量模型，以消除量綱及異方差問(wèn)題。

式（1）為靜態(tài)面板模型，但考慮到經(jīng)濟(jì)增長(zhǎng)可能存在路徑依賴。此外，經(jīng)濟(jì)增長(zhǎng)會(huì)受社會(huì)、政治、文化等多維因素的影響，無(wú)法列出所有可能的控制變量，但這些遺漏變量也可能與我們所關(guān)注的模型核心解釋變量之間存在較高相關(guān)性，即cov(xi，?i≠0)。因此，為在一定程度上減少內(nèi)生性問(wèn)題的干擾，即減少遺漏變量所引致的估計(jì)偏誤問(wèn)題，在式（1）基礎(chǔ)上，對(duì)經(jīng)濟(jì)增長(zhǎng)進(jìn)行滯后一期處理，將基準(zhǔn)方程拓展為如下動(dòng)態(tài)面板模型：

其中，lnPGDPi，t-1表示經(jīng)濟(jì)增長(zhǎng)的一階滯后項(xiàng)。

2.2 變量構(gòu)造

（1）因變量。本文選擇常住人口人均實(shí)際GDP 衡量經(jīng)濟(jì)增長(zhǎng)水平，而人均實(shí)際GDP 使用不同?。▍^(qū)、市）實(shí)際總產(chǎn)出與總?cè)丝跀?shù)的比值測(cè)算，其中實(shí)際總產(chǎn)出為名義總產(chǎn)出，以2004年為基期對(duì)GDP平減指數(shù)予以平減。

（2）自變量。①旅游業(yè)。本文借鑒趙磊等（2020）的做法，分別從規(guī)模、結(jié)構(gòu)和潛力一級(jí)指標(biāo)維度構(gòu)建旅游業(yè)發(fā)展綜合評(píng)價(jià)指標(biāo)體系，并通過(guò)熵值法計(jì)算旅游業(yè)發(fā)展的綜合指數(shù)來(lái)度量旅游業(yè)發(fā)展水平。② 新型城鎮(zhèn)化。新型城鎮(zhèn)化本質(zhì)上是對(duì)傳統(tǒng)城鎮(zhèn)化的修正、優(yōu)化，注重以人為本、內(nèi)涵發(fā)展和質(zhì)量提升，內(nèi)容涉及經(jīng)濟(jì)、人口、社會(huì)、環(huán)境等諸多方面。本文參照趙磊等（2019）的研究，分別從新型城鎮(zhèn)化的經(jīng)濟(jì)基礎(chǔ)、人口發(fā)展、空間結(jié)構(gòu)、社會(huì)功能、環(huán)境質(zhì)量、城鄉(xiāng)統(tǒng)籌、生態(tài)集約一級(jí)指標(biāo)構(gòu)建新型城鎮(zhèn)化綜合評(píng)價(jià)指標(biāo)體系，同樣利用熵值法定量測(cè)算出新型城鎮(zhèn)化建設(shè)的綜合指數(shù)來(lái)度量新型城鎮(zhèn)化建設(shè)水平。

（3）控制變量。參考陳淑云等（2017）和趙云鵬等（2018）的研究，本文構(gòu)建如下控制變量集：①物質(zhì)資本存量。使用永續(xù)盤存法計(jì)算，基本公式為：Kt=ItPt+(1-δt)Kt-1。其中，Kt表示當(dāng)期固定資本存量，It為當(dāng)期的名義固定資本形成總額，Pt為固定資產(chǎn)投資價(jià)格指數(shù)，δt表示折舊率，取張軍等（2004）的9.6%，Kt-1表示上一期固定資本存量。② 人力資本存量。內(nèi)生經(jīng)濟(jì)增長(zhǎng)理論認(rèn)為，人力資本積累是經(jīng)濟(jì)增長(zhǎng)的主要來(lái)源，采用勞動(dòng)力平均受教育年限度量。③制度質(zhì)量。市場(chǎng)化水平越高，市場(chǎng)中要素、商品價(jià)格機(jī)制和競(jìng)爭(zhēng)機(jī)制越完善，價(jià)格信號(hào)對(duì)要素、商品的供需關(guān)系反映越靈敏，進(jìn)而有助于充分發(fā)揮市場(chǎng)在要素資源配置中的優(yōu)化作用，本文采用樊綱等（2011）及王小魯?shù)龋?017）測(cè)算的中國(guó)分地區(qū)市場(chǎng)化指數(shù)來(lái)表征各地區(qū)的制度質(zhì)量。④ 對(duì)外開放。外資進(jìn)入可以通過(guò)“企業(yè)競(jìng)爭(zhēng)效應(yīng)”“人力資本流動(dòng)效應(yīng)”“技術(shù)示范效應(yīng)”對(duì)經(jīng)濟(jì)增長(zhǎng)產(chǎn)生促進(jìn)作用，本文采用實(shí)際利用外商直接投資占GDP 比重衡量對(duì)外開放水平。⑤ 政府干預(yù)。對(duì)于轉(zhuǎn)型期的發(fā)展中國(guó)家，通過(guò)特定的制度安排來(lái)彌補(bǔ)市場(chǎng)失靈、缺陷，盡管可以實(shí)現(xiàn)就業(yè)增加和經(jīng)濟(jì)增長(zhǎng)，但過(guò)度的政府干預(yù)也會(huì)妨礙市場(chǎng)機(jī)制的作用發(fā)揮，不可避免地帶來(lái)效率損失和資源錯(cuò)配問(wèn)題，本文采用政府財(cái)政支出占GDP比重度量政府干預(yù)經(jīng)濟(jì)的程度。

2.3 數(shù)據(jù)說(shuō)明

考慮到數(shù)據(jù)可得性和統(tǒng)計(jì)口徑一致性，本文選取中國(guó)大陸2004—2017年30個(gè)省、直轄市、自治區(qū)（西藏除外）平衡面板數(shù)據(jù)為研究樣本。旅游業(yè)綜合評(píng)價(jià)體系的指標(biāo)原始數(shù)據(jù)來(lái)源于2005—2018 年《中國(guó)旅游年鑒》與《中國(guó)旅游統(tǒng)計(jì)年鑒（副本）》。新型城鎮(zhèn)化綜合評(píng)價(jià)體系的指標(biāo)原始數(shù)據(jù)來(lái)源于2005—2018年《中國(guó)統(tǒng)計(jì)年鑒》《中國(guó)城市統(tǒng)計(jì)年鑒》和《中國(guó)科技統(tǒng)計(jì)年鑒》，以及省級(jí)統(tǒng)計(jì)年鑒和中國(guó)與社會(huì)發(fā)展統(tǒng)計(jì)數(shù)據(jù)庫(kù)。其他原始數(shù)據(jù)來(lái)源于《新中國(guó)六十年統(tǒng)計(jì)資料匯編》、國(guó)研網(wǎng)統(tǒng)計(jì)數(shù)據(jù)庫(kù)和中經(jīng)網(wǎng)統(tǒng)計(jì)數(shù)據(jù)庫(kù)。

2.4 統(tǒng)計(jì)性描述

本文所使用的主要變量及定義和對(duì)這些變量的描述性統(tǒng)計(jì)如表1所示。在樣本期內(nèi)，旅游業(yè)綜合指數(shù)的均值為0.4078，最小值和最大值分別為0.2019 和0.7236，說(shuō)明不同?。▍^(qū)、市）旅游業(yè)發(fā)展水平存在非均衡性。新型城鎮(zhèn)化綜合指數(shù)的均值為0.4721，最小值和最大值分別為0.2441 和0.7116，意味著新型城鎮(zhèn)化建設(shè)水平也具有省際差異。新型城鎮(zhèn)化綜合指數(shù)的標(biāo)準(zhǔn)差（0.1526）大于旅游業(yè)綜合指數(shù)的標(biāo)準(zhǔn)差（0.1126），反映出由于新型城鎮(zhèn)化建設(shè)內(nèi)容的復(fù)雜性，其省際差異程度要高于省際旅游業(yè)發(fā)展差異。同時(shí)，通過(guò)考察經(jīng)濟(jì)增長(zhǎng)（lnPGDP）、旅游業(yè)（lnTR）和新型城鎮(zhèn)化（lnNURB）之間的相互關(guān)系，發(fā)現(xiàn)lnPGDP分別與lnTR和lnNURB相關(guān)系數(shù)為0.2693 和0.2992，而lnTR和lnNURB之間相關(guān)系數(shù)為0.1973，并且均在1%置信水平上顯著，初步表明旅游業(yè)、新型城鎮(zhèn)化與經(jīng)濟(jì)增長(zhǎng)之間存在正相關(guān)關(guān)系，即旅游業(yè)、新型城鎮(zhèn)化可能存在促進(jìn)經(jīng)濟(jì)增長(zhǎng)的潛在影響，而且旅游業(yè)發(fā)展與新型城鎮(zhèn)化建設(shè)之間也存在正相關(guān)關(guān)系，進(jìn)而也為“城旅協(xié)同”提供了初步統(tǒng)計(jì)觀察。

表1 變量描述性統(tǒng)計(jì)

3 實(shí)證結(jié)果分析

3.1 基準(zhǔn)回歸

為避免多重共線性對(duì)計(jì)量回歸模型的干擾，本文采用逐步納入變量回歸的方式對(duì)式（1）進(jìn)行全樣本回歸，結(jié)果列示于表2 中。列（1）為不包含任何控制變量的普通最小二乘法回歸，旅游業(yè)、新型城鎮(zhèn)化的回歸系數(shù)均在1%水平上顯著為正，說(shuō)明旅游業(yè)發(fā)展和新型城鎮(zhèn)化建設(shè)在一定程度上有利于促進(jìn)經(jīng)濟(jì)增長(zhǎng)?？紤]到省際差異及時(shí)間趨勢(shì)的影響，我們從列（2）開始，依次控制?。▍^(qū)、市）和年份固定效應(yīng)。列（2）報(bào)告出基于?。▍^(qū)、市）固定效應(yīng)模型檢驗(yàn)旅游業(yè)、新型城鎮(zhèn)化影響經(jīng)濟(jì)增長(zhǎng)的回歸結(jié)果，列（3）是在列（2）的基礎(chǔ)上同時(shí)加入年份固定效應(yīng)，結(jié)果分別顯示，旅游業(yè)、新型城鎮(zhèn)化的回歸系數(shù)顯著性并未發(fā)生改變，分別保持在5%和1%統(tǒng)計(jì)水平上顯著，但回歸系數(shù)值均有所減小，說(shuō)明忽視省際差異和時(shí)間趨勢(shì)顯然會(huì)高估旅游業(yè)、新型城鎮(zhèn)化對(duì)經(jīng)濟(jì)增長(zhǎng)的影響程度。Hausman檢驗(yàn)結(jié)果表明，使用固定效應(yīng)估計(jì)模型回歸策略是可信的，并且所有年度虛擬變量的聯(lián)合顯著性結(jié)果也表明，模型設(shè)定中包含時(shí)間效應(yīng)是合理的。因此，本文使用雙向固定效應(yīng)模型來(lái)估計(jì)基準(zhǔn)計(jì)量方程。我們?cè)陔p向固定效應(yīng)模型中依次加入控制變量來(lái)繼續(xù)觀察旅游業(yè)、新型城鎮(zhèn)化的回歸系數(shù)變化情況。列（4）、列（5）的估計(jì)結(jié)果顯示，盡管旅游業(yè)的回歸系數(shù)顯著性有所改變，但兩變量的回歸系數(shù)仍然顯著穩(wěn)健為正，同時(shí)系數(shù)值進(jìn)一步減小，由此依然可以說(shuō)明旅游業(yè)發(fā)展和新型城鎮(zhèn)化建設(shè)能夠顯著促進(jìn)經(jīng)濟(jì)增長(zhǎng)，假設(shè)1和假設(shè)2均得以證明。一般而言，經(jīng)濟(jì)增長(zhǎng)水平越高的?。▍^(qū)、市），其旅游業(yè)發(fā)展和新型城鎮(zhèn)化建設(shè)的前景更為樂(lè)觀，由此會(huì)產(chǎn)生雙向因果關(guān)系造成回歸結(jié)果偏誤。為此，本文進(jìn)一步對(duì)旅游業(yè)、新型城鎮(zhèn)化進(jìn)行滯后一期處理，估計(jì)結(jié)果如列（6）所示，兩個(gè)核心解釋變量的回歸系數(shù)依舊在1%水平上顯著為正，說(shuō)明控制了經(jīng)濟(jì)增長(zhǎng)對(duì)旅游業(yè)、新型城鎮(zhèn)化的逆向影響后，回歸結(jié)果依舊顯著，再次驗(yàn)證了TLG 假說(shuō)在中國(guó)的存在性及假設(shè)2。同時(shí)，為考察本文所關(guān)心的另一核心命題，即新型城鎮(zhèn)化是否會(huì)調(diào)節(jié)旅游業(yè)的經(jīng)濟(jì)增長(zhǎng)效應(yīng)，我們?cè)诹校?）的基礎(chǔ)上又納入旅游業(yè)與新型城鎮(zhèn)化的交互項(xiàng)（lnTR×lnNURB），以刻畫“城旅協(xié)同”對(duì)經(jīng)濟(jì)增長(zhǎng)的作用方向，列（7）結(jié)果顯示，交互項(xiàng)的回歸系數(shù)在1%水平上顯著為正，說(shuō)明“城旅協(xié)同”對(duì)經(jīng)濟(jì)增長(zhǎng)具有直接的正向影響，意味著新型城鎮(zhèn)化建設(shè)水平越高的?。▍^(qū)、市），越有助于激發(fā)旅游業(yè)對(duì)經(jīng)濟(jì)增長(zhǎng)的積極影響。考慮到2014 年國(guó)務(wù)院出臺(tái)的《規(guī)劃》可能會(huì)影響列（7）的回歸結(jié)果，本文構(gòu)造虛擬變量year14，即其在2014年之前取值為0，2014 年及以后取值為1，同時(shí)引入虛擬變量與“城旅協(xié)同”變量的交互項(xiàng)（lnTR×lnNURB×year14），以考察政策文件出臺(tái)是否影響“城旅協(xié)同”的經(jīng)濟(jì)增長(zhǎng)效應(yīng)，回歸結(jié)果如列（8）所示，交互項(xiàng)的回歸系數(shù)顯著為正，印證隨著《規(guī)劃》出臺(tái)，中國(guó)未來(lái)新型城鎮(zhèn)化的發(fā)展路徑、主要目標(biāo)和戰(zhàn)略任務(wù)得以明確，同時(shí)也隨之刻畫出旅游業(yè)影響經(jīng)濟(jì)增長(zhǎng)的差異性，體現(xiàn)在新型城鎮(zhèn)化政策實(shí)施能夠有效強(qiáng)化“城旅協(xié)同”的經(jīng)濟(jì)增長(zhǎng)效應(yīng)。

表2 全樣本的固定效應(yīng)模型回歸結(jié)果

表3 列（1）、列（2）依次報(bào)告了式（2）的混合回歸（POLS）與固定效應(yīng)（FE）模型回歸結(jié)果，列（3）、列（4）則分別報(bào)告了式（2）的差分廣義矩估計(jì)（DIF-GMM）和系統(tǒng)廣義矩估計(jì)（SYS-GMM）結(jié)果。與我們所預(yù)期的相似，因變量滯后項(xiàng)的DIF-GMM和SYS-GMM 的ρ估計(jì)量（0.9285 和0.9427）正好介于混合估計(jì)滯后項(xiàng)的估計(jì)量（0.9645）和固定效應(yīng)估計(jì)滯后項(xiàng)的估計(jì)量（0.8930）之間，說(shuō)明式（2）的動(dòng)態(tài)面板數(shù)據(jù)模型估計(jì)結(jié)果具備穩(wěn)定性。另外，在對(duì)式（2）進(jìn)行廣義矩估計(jì)時(shí)，關(guān)于選擇DIFGMM 抑或SYS-GMM 估計(jì)方法，存在三點(diǎn)判別要點(diǎn)：其一，SYS-GMM 除了可以解決DIF-GMM 存在的弱工具變量問(wèn)題，并且適用于截面單元多而時(shí)間跨度短的面板數(shù)據(jù)結(jié)構(gòu)；其二，Blundell 等（1998）研究發(fā)現(xiàn)，如果因變量的滯后項(xiàng)系數(shù)比較大，比如接近1，應(yīng)該考慮SYS-GMM，如果該系數(shù)較小，則選擇DIF-GMM 較好；其三，兩步廣義矩估計(jì)的標(biāo)準(zhǔn)協(xié)方差矩陣相比一步廣義矩估計(jì)較為穩(wěn)健。列（3）、列（4）的回歸結(jié)果顯示，因變量的滯后項(xiàng)系數(shù)分別為0.9285 和0.9427，數(shù)值相對(duì)較大，故本文選擇SYS-GMM 方法進(jìn)行模型估計(jì)。作為一致性估計(jì)，GMM 估計(jì)成立的前提條件是差分方程中殘差序列不存在二階和更高階的自相關(guān)，并且工具變量具有嚴(yán)格的外生性，因而需要對(duì)估計(jì)結(jié)果進(jìn)行Arellano-Bond 序列相關(guān)檢驗(yàn)和Hansen 檢驗(yàn)（白俊紅 等，2018）。模型適用性檢驗(yàn)的統(tǒng)計(jì)量顯示：AR（2）檢驗(yàn)無(wú)法拒絕差分方程的殘差序列不存在二階序列相關(guān)原假設(shè)，即差分方程的殘差序列不存在二階序列相關(guān)；Hansen 檢驗(yàn)無(wú)法拒絕工具變量過(guò)度識(shí)別的原假設(shè)，即工具變量聯(lián)合有效；檢驗(yàn)GMM 類和Ⅳ類的工具變量子集有效性的Hansen 差分統(tǒng)計(jì)量（Difference-in-Hansen）表明SYS-GMM 新增工具變量有效。以上檢驗(yàn)表明，對(duì)式（2）的SYS-GMM參數(shù)估計(jì)結(jié)果一致且可靠。

觀察混合估計(jì)結(jié)果，在控制變量中，除物質(zhì)資本、人力資本之外，其他變量的顯著性水平都較差，顯然這與混合估計(jì)受到模型內(nèi)生性困擾有關(guān)。因此使用GMM方法是一個(gè)較為理想的估計(jì)方法。由表3 中列（4）可知，在SYS-GMM 估計(jì)中，大部分變量回歸結(jié)果的符號(hào)方向與靜態(tài)面板固定效應(yīng)模型的估計(jì)結(jié)果及理論預(yù)期基本一致。尤其是，盡管與表2 中列（7）相比，表3 中列（4）旅游業(yè)回歸系數(shù)的顯著性略有降低，但卻再次驗(yàn)證了“城旅獨(dú)立”對(duì)經(jīng)濟(jì)增長(zhǎng)的顯著影響，進(jìn)而為驗(yàn)證來(lái)自“產(chǎn)、城”維度的經(jīng)濟(jì)增長(zhǎng)貢獻(xiàn)提供了依據(jù)。與此同時(shí)，基于SYS-GMM 估計(jì)出的因變量滯后項(xiàng)系數(shù)和核心解釋變量系數(shù)，可以相應(yīng)計(jì)算出核心解釋變量對(duì)經(jīng)濟(jì)增長(zhǎng)的累積效應(yīng)，即旅游業(yè)、新型城鎮(zhèn)化及其交互項(xiàng)對(duì)經(jīng)濟(jì)增長(zhǎng)的循環(huán)累積效應(yīng)分別為2.9302、3.3822 和3.7627，由此說(shuō)明，當(dāng)捕捉到因變量動(dòng)態(tài)效應(yīng)后，“城旅協(xié)同”的經(jīng)濟(jì)增長(zhǎng)效應(yīng)仍要強(qiáng)于“城旅獨(dú)立”的經(jīng)濟(jì)增長(zhǎng)效應(yīng)，其中，新型城鎮(zhèn)化的經(jīng)濟(jì)增長(zhǎng)效應(yīng)也強(qiáng)于旅游業(yè)的經(jīng)濟(jì)增長(zhǎng)效應(yīng)，這一基準(zhǔn)研究結(jié)論與固定效應(yīng)模型估計(jì)結(jié)論保持一致。通過(guò)分析以上實(shí)證結(jié)果，我們至少可以得出三點(diǎn)有價(jià)值的研究結(jié)論：其一，TLG假說(shuō)在中國(guó)情境中確實(shí)客觀存在，這一點(diǎn)無(wú)論是單獨(dú)對(duì)TLG假說(shuō)框架進(jìn)行實(shí)證檢驗(yàn)，抑或?qū)⑵渲糜谛滦统擎?zhèn)化變量的調(diào)節(jié)約束環(huán)境中，這一研究結(jié)論都具備穩(wěn)健性；其二，新型城鎮(zhèn)化作為推進(jìn)經(jīng)濟(jì)可持續(xù)發(fā)展，實(shí)現(xiàn)中國(guó)式現(xiàn)代化目標(biāo)的關(guān)鍵戰(zhàn)略，其對(duì)經(jīng)濟(jì)增長(zhǎng)具有強(qiáng)勁的驅(qū)動(dòng)作用；其三，旅游業(yè)、新型城鎮(zhèn)化對(duì)經(jīng)濟(jì)增長(zhǎng)的促進(jìn)作用在一定程度上存在互補(bǔ)關(guān)系，新型城鎮(zhèn)化建設(shè)有助于強(qiáng)化旅游業(yè)的經(jīng)濟(jì)增長(zhǎng)效應(yīng)，“城旅協(xié)同”能夠創(chuàng)造、激發(fā)及釋放更深層次的經(jīng)濟(jì)增長(zhǎng)貢獻(xiàn)。

表3 全樣本的廣義矩估計(jì)回歸結(jié)果

3.2 異質(zhì)性分析

（1）基于地區(qū)的異質(zhì)性分析。按照樣本所處區(qū)域不同將樣本分為東部地區(qū)?。ㄊ校贃|部地區(qū)省（市）包括：北京、天津、河北、遼寧、上海、江蘇、浙江、福建、山東、廣東和海南。和中西部地區(qū)省（區(qū)、市），設(shè)定地區(qū)虛擬變量（east，東部地區(qū)取值為1，中西部地區(qū)取值為0），將其分別與旅游業(yè)、新型城鎮(zhèn)化及其交互項(xiàng)的乘積項(xiàng)納入模型中以觀察乘積項(xiàng)系數(shù)的符號(hào)和顯著性，回歸結(jié)果見(jiàn)表4 中列（1）。旅游業(yè)、新型城鎮(zhèn)化與地區(qū)虛擬變量的乘積項(xiàng)系數(shù)（lnTR×east和lnNURB×east）顯著為正，表明東部地區(qū)“城旅獨(dú)立”對(duì)經(jīng)濟(jì)增長(zhǎng)的影響顯著強(qiáng)于中西部地區(qū)。旅游業(yè)與新型城鎮(zhèn)化交互項(xiàng)與地區(qū)虛擬變量的乘積項(xiàng)系數(shù)（lnTR×lnNURB×east）在5%水平上顯著為正，說(shuō)明東部地區(qū)“城旅協(xié)同”的經(jīng)濟(jì)增長(zhǎng)效應(yīng)更為顯著。

（2）基于時(shí)間的異質(zhì)性分析。以2014 年為界將樣本劃分為2004—2013 年和2014—2017 年兩個(gè)子樣本，并分別予以檢驗(yàn)。然后，設(shè)定時(shí)間虛擬變量yeardum（2004—2013 年取值為1，否則取值為0），將時(shí)間虛擬變量與本文核心解釋變量的乘積項(xiàng)納入模型回歸，所得結(jié)果見(jiàn)表4 中列（2）。旅游業(yè)、新型城鎮(zhèn)化與時(shí)間虛擬變量的乘積項(xiàng)系數(shù)（lnTR×yeardum和lnNURB×yeardum）顯著為正，說(shuō)明2014 年及以后，“城旅獨(dú)立”對(duì)經(jīng)濟(jì)增長(zhǎng)的影響更強(qiáng)烈。另外，旅游業(yè)與新型城鎮(zhèn)化交互項(xiàng)與時(shí)間虛擬變量的乘積項(xiàng)系數(shù)（lnTR×lnNURB×yeardum）也在1%水平上高度顯著，說(shuō)明隨著2014 年新型城鎮(zhèn)化政策性文件出臺(tái)，新型城鎮(zhèn)化建設(shè)對(duì)旅游業(yè)影響經(jīng)濟(jì)增長(zhǎng)的調(diào)節(jié)效應(yīng)得以強(qiáng)化。

（3）基于旅游業(yè)發(fā)展的異質(zhì)性分析。將旅游業(yè)綜合指數(shù)高于樣本均值的?。▍^(qū)、市）劃分為旅游業(yè)依賴型省（區(qū)、市），其余為非旅游業(yè)依賴型?。▍^(qū)、市），并設(shè)定旅游業(yè)依賴型?。▍^(qū)、市）虛擬變量（TRD，旅游業(yè)依賴型?。▍^(qū)、市）取值為1，否則取值為0），并將本文核心解釋變量與旅游業(yè)依賴型?。▍^(qū)、市）虛擬變量的乘積項(xiàng)納入模型進(jìn)行回歸，表4 中列（3）的估計(jì)結(jié)果表明，新型城鎮(zhèn)化對(duì)旅游業(yè)依賴型省（區(qū)、市）經(jīng)濟(jì)增長(zhǎng)的促進(jìn)作用并無(wú)顯著差異，同時(shí)在旅游業(yè)依賴型省（區(qū)、市），我們也并未發(fā)現(xiàn)“城旅協(xié)同”對(duì)經(jīng)濟(jì)增長(zhǎng)的促進(jìn)作用存在差異性的經(jīng)驗(yàn)證據(jù)。

（4）基于新型城鎮(zhèn)化進(jìn)程的異質(zhì)性分析。首先設(shè)置新型城鎮(zhèn)化進(jìn)程虛擬變量（NURBD），并將新型城鎮(zhèn)化綜合指數(shù)高于樣本均值的?。▍^(qū)、市）劃分為高新型城鎮(zhèn)化?。▍^(qū)、市），相應(yīng)虛擬變量賦值為1，其余賦值為0，將該虛擬變量與本文核心解釋變量的乘積項(xiàng)加入回歸中，進(jìn)而比較研究不同階段的新型城鎮(zhèn)化是否會(huì)對(duì)旅游業(yè)的經(jīng)濟(jì)增長(zhǎng)產(chǎn)生調(diào)節(jié)作用，具體的估計(jì)結(jié)果見(jiàn)表4中列（4）。旅游業(yè)與新型城鎮(zhèn)化進(jìn)程虛擬變量的乘積項(xiàng)系數(shù)（lnTR×NURBD）顯著為正，并在1%的統(tǒng)計(jì)性水平上顯著，表明旅游業(yè)的經(jīng)濟(jì)增長(zhǎng)效應(yīng)在新型城鎮(zhèn)化建設(shè)水平比較高的?。▍^(qū)、市）更為明顯。同時(shí)，“城旅協(xié)同”與新型城鎮(zhèn)化進(jìn)程虛擬變量的乘積項(xiàng)系數(shù)（lnTR×lnNURB×NURBD），通過(guò)了5%顯著性檢驗(yàn)，表明“城旅協(xié)同”對(duì)高新型城鎮(zhèn)化?。▍^(qū)、市）經(jīng)濟(jì)增長(zhǎng)的影響更大。

3.3 內(nèi)生性處理

盡管本文為緩解遺漏變量帶來(lái)的估計(jì)偏誤，加入了一系列控制變量，并且控制了?。▍^(qū)、市）效應(yīng)與年份效應(yīng)，但固定效應(yīng)模型估計(jì)的一致性要求解釋變量與隨機(jī)擾動(dòng)項(xiàng)無(wú)關(guān)，即解釋變量外生性假定。另外，既有關(guān)于旅游業(yè)與經(jīng)濟(jì)增長(zhǎng)關(guān)系的研究文獻(xiàn)存在兩種典型結(jié)論：一是，支持TLG 假說(shuō)；二是發(fā)現(xiàn)經(jīng)濟(jì)驅(qū)動(dòng)型旅游業(yè)（Economic-Driven Tourism，EDT）發(fā)展模式（Lean et al.，2014），由此說(shuō)明旅游業(yè)與經(jīng)濟(jì)增長(zhǎng)之間存在雙向因果關(guān)系，即旅游業(yè)會(huì)促進(jìn)經(jīng)濟(jì)增長(zhǎng)，但經(jīng)濟(jì)增長(zhǎng)發(fā)達(dá)地區(qū)也擁有相對(duì)優(yōu)越的旅游業(yè)發(fā)展所需的條件和保障體系，所以內(nèi)生性問(wèn)題無(wú)法排除，從而造成模型聯(lián)立性偏誤（趙磊，2015）。

鑒于選擇歷史數(shù)據(jù)構(gòu)造工具變量是一種較為常見(jiàn)的方法，根據(jù)Nunn等（2014）、余泳澤等（2020）和紀(jì)祥裕（2020）的思路，本文采用1978年各省（區(qū)、市）旅游業(yè)專業(yè)化水平和上一年各省（區(qū)、市）入境旅游人次比①各?。▍^(qū)、市）入境旅游人次比即各?。▍^(qū)、市）入境旅游人次占其內(nèi)部總?cè)丝跀?shù)的比重。的交互項(xiàng)，作為內(nèi)生變量旅游業(yè)的工具變量，對(duì)基準(zhǔn)模型進(jìn)行二階段最小二乘法（見(jiàn)表5）。原因有三：其一，改革開放以前，我國(guó)旅游業(yè)的主要功能以外交接待為主，并不具備產(chǎn)業(yè)經(jīng)濟(jì)性質(zhì)，直到改革開放以后，入境旅游開始以賺取外匯為目的，由于國(guó)內(nèi)人均可支配收入提高，此時(shí)國(guó)內(nèi)旅游活動(dòng)也開始活躍，所以改革開放初期各?。▍^(qū)、市）旅游業(yè)專業(yè)化水平與當(dāng)前的旅游業(yè)專業(yè)化水平具備高度相關(guān)性，可以更大程度地反映各省（區(qū)、市）的旅游業(yè)發(fā)展?fàn)顩r，故而采用1978 年各省（區(qū)、市）旅游業(yè)專業(yè)化指標(biāo)，可以有效避免因變量與自變量的逆向因果關(guān)系而導(dǎo)致的內(nèi)生性；其二，本文樣本期為2004—2017 年，相對(duì)于1978年已滯后長(zhǎng)達(dá)20年以上，較長(zhǎng)時(shí)間段的滯后性也保障了1978年的旅游業(yè)專業(yè)化水平不會(huì)與模型殘差項(xiàng)相關(guān)；其三，我國(guó)旅游業(yè)發(fā)展初期，主要以旅游資源的初級(jí)開發(fā)驅(qū)動(dòng)為主，而旅游資源依托型產(chǎn)品具備不可轉(zhuǎn)移性的特點(diǎn)，所以1978年的旅游業(yè)專業(yè)化水平也與個(gè)體變化有關(guān)，而只采用這一指標(biāo)作為工具變量會(huì)因?yàn)楣潭ㄐ?yīng)而無(wú)法估計(jì)，為此，我們同時(shí)還引入上一年的入境旅游人次比（與時(shí)間有關(guān)），并構(gòu)造兩者的交互項(xiàng)，以滿足工具變量回歸的基本要求，之所以選擇入境旅游人次比作為構(gòu)造工具變量的指標(biāo)，是因?yàn)閲?guó)內(nèi)旅游目的地對(duì)境外旅游市場(chǎng)的吸引力主要體現(xiàn)在地理景觀、文化差異兩個(gè)基本方面，同時(shí)又考慮到其中會(huì)涉及部分與商務(wù)會(huì)獎(jiǎng)、購(gòu)物娛樂(lè)等相關(guān)的出游需求，對(duì)該指標(biāo)做滯后一期處理，也可以強(qiáng)化其外生性特征。除此之外，為避免新型城鎮(zhèn)化也可能存在潛在的內(nèi)生性問(wèn)題，我們進(jìn)一步構(gòu)造以上旅游業(yè)的工具變量與滯后一期的新型城鎮(zhèn)化交互項(xiàng)作為旅游業(yè)與新型城鎮(zhèn)化交互項(xiàng)的工具變量。

表5中列（1）、列（2）分別報(bào)告出“城旅獨(dú)立”條件下工具變量固定效應(yīng)兩階段最小二乘（IV-FE-2SLS）及其異方差穩(wěn)健估計(jì)結(jié)果。首先，關(guān)于內(nèi)生變量的外生性檢驗(yàn)，Davidson-MacKinnon檢驗(yàn)統(tǒng)計(jì)量為58.8078，且在1%水平上拒絕了內(nèi)生變量外生性的原假設(shè)，說(shuō)明固定效應(yīng)模型存在內(nèi)生性問(wèn)題，同時(shí)Durbin-Wu-Hausman檢驗(yàn)也在1%水平上顯著拒絕固定效應(yīng)模型與IV-FE-2SLS的回歸系數(shù)無(wú)差異的原假設(shè)，即認(rèn)為IVFE-2SLS回歸結(jié)果是穩(wěn)健的，并且優(yōu)于固定效應(yīng)模型。其次，Kleibergen-Paap rk LM統(tǒng)計(jì)量和Anderson-Rubin統(tǒng)計(jì)量均在1%水平上顯著拒絕“工具變量識(shí)別不足”的原假設(shè)。再次，Kleibergen-Paap rk Wald F統(tǒng)計(jì)量和Cragg-Donald Wald F統(tǒng)計(jì)量明顯大于Stock等（2002）審定的F值在10%偏誤水平下16.38的臨界值，進(jìn)而顯著拒絕“工具變量弱識(shí)別”的原假設(shè)。以上各統(tǒng)計(jì)量檢驗(yàn)結(jié)果表明工具變量合理有效。當(dāng)我們納入旅游業(yè)與新型城鎮(zhèn)化交互項(xiàng)后，表5中列（3）、列（4）所報(bào)告出的IV-FE-2SLS估計(jì)結(jié)果與異方差穩(wěn)健估計(jì)結(jié)果也證實(shí)了本文工具變量構(gòu)造的恰當(dāng)性。

我們以表5 列（2）中考慮到穩(wěn)健標(biāo)準(zhǔn)誤的回歸結(jié)果為分析重點(diǎn)，結(jié)果顯示，旅游業(yè)及其與新型城鎮(zhèn)化交互項(xiàng)的回歸系數(shù)分別為0.3520和2.0696，并且在1%水平上顯著，說(shuō)明在控制內(nèi)生性后，TLG 假說(shuō)仍然真實(shí)有效，而且“城旅協(xié)同”對(duì)經(jīng)濟(jì)增長(zhǎng)的促進(jìn)作用仍然顯著。與表2 列（7）相比，加入控制變量后，內(nèi)生變量系數(shù)的符號(hào)并未發(fā)生明顯變化，從而也間接說(shuō)明排他性約束滿足（Burchardi et al.，2013）。表5 列（2）的回歸結(jié)果中，旅游業(yè)的回歸系數(shù)為0.6459，為表2 列（7）中回歸系數(shù)的4.151倍，表明雖然IV-FE-2SLS的估計(jì)結(jié)果增大，但系數(shù)估計(jì)精確度有所下降，而在表5 列（4）中，旅游業(yè)的回歸系數(shù)為0.3520，該系數(shù)估計(jì)值相比未納入“城旅協(xié)同”作用時(shí)相對(duì)更加精確，但以上估計(jì)結(jié)果共同反映出內(nèi)生性問(wèn)題會(huì)使固定效應(yīng)模型估計(jì)結(jié)果產(chǎn)生向下偏倚。

表5 工具變量回歸結(jié)果

3.4 穩(wěn)健性檢驗(yàn)

（1）指標(biāo)選擇問(wèn)題。本文從兩個(gè)方面擬對(duì)指標(biāo)選擇進(jìn)行穩(wěn)健性檢驗(yàn)：一是替換核心解釋變量的度量，沿用既有文獻(xiàn)度量旅游業(yè)的傳統(tǒng)做法，即采用旅游業(yè)專業(yè)化水平作為旅游業(yè)發(fā)展水平的代理指標(biāo)，回歸結(jié)果見(jiàn)表6列（1）。旅游業(yè)專業(yè)化水平及其與新型城鎮(zhèn)化交互項(xiàng)的回歸系數(shù)符號(hào)及顯著性均未發(fā)生實(shí)質(zhì)性變化，說(shuō)明“城旅獨(dú)立”“城旅協(xié)同”能夠顯著促進(jìn)經(jīng)濟(jì)增長(zhǎng)，與前文結(jié)論相符。二是改變被解釋變量的度量，選取經(jīng)濟(jì)增長(zhǎng)速度作為經(jīng)濟(jì)增長(zhǎng)的替代指標(biāo)，表6 列（2）匯報(bào)的結(jié)果顯示，旅游業(yè)專業(yè)化水平及其與新型城鎮(zhèn)化交互項(xiàng)的回歸系數(shù)分別在10%和5%的置信水平上顯著為正，并且系數(shù)估計(jì)值有所下降，再次說(shuō)明“城旅獨(dú)立”對(duì)經(jīng)濟(jì)增長(zhǎng)具有積極意義，而且旅游業(yè)與新型城鎮(zhèn)化也能夠形成有效的協(xié)同效應(yīng)，從而發(fā)揮促進(jìn)經(jīng)濟(jì)增長(zhǎng)的聯(lián)合作用，這與基準(zhǔn)結(jié)果保持了良好的邏輯一致性。

表6 穩(wěn)健性檢驗(yàn)

（2）樣本選擇問(wèn)題。首先，2014年《規(guī)劃》公布可能對(duì)計(jì)量結(jié)果產(chǎn)生影響，本文剔除2014年數(shù)據(jù)重新估計(jì)基準(zhǔn)模型，結(jié)果見(jiàn)表6列（3）。核心解釋變量的回歸系數(shù)仍顯著為正，不僅說(shuō)明旅游業(yè)擴(kuò)張和城鎮(zhèn)化質(zhì)量提升能夠驅(qū)動(dòng)經(jīng)濟(jì)增長(zhǎng)，而且“城旅協(xié)同”對(duì)經(jīng)濟(jì)增長(zhǎng)也具有重要貢獻(xiàn)，“城旅協(xié)同”所釋放的經(jīng)濟(jì)增長(zhǎng)效應(yīng)符合產(chǎn)城融合發(fā)展的一般規(guī)律，回歸結(jié)果并未因政策刺激而發(fā)生較大變化，總體上較為穩(wěn)健。其次，自2014 年開始，國(guó)家陸續(xù)出臺(tái)了系列鼓勵(lì)旅游業(yè)發(fā)展和新型城鎮(zhèn)化建設(shè)的政策性文件，因而我們預(yù)期2014年之后我國(guó)旅游業(yè)發(fā)展和新型城鎮(zhèn)化建設(shè)會(huì)進(jìn)入一個(gè)新的發(fā)展階段或歷史時(shí)期，所以本文進(jìn)一步對(duì)2014年及以后樣本進(jìn)行回歸，結(jié)果見(jiàn)表6列（4）。本文所關(guān)切的核心解釋變量的系數(shù)仍然高度顯著為正。再次，為防止特殊樣本或極端值對(duì)模型估計(jì)結(jié)果的干擾，我們對(duì)各變量按照上下1%進(jìn)行縮尾（Winsorize）處理，然后再對(duì)基準(zhǔn)模型進(jìn)行回歸，結(jié)果見(jiàn)表6 列（5）。核心解釋變量的回歸系數(shù)符號(hào)和顯著性與前文回歸結(jié)果相似，但估計(jì)值普遍略有下降，其他控制變量的回歸系數(shù)值及符號(hào)也均未發(fā)生明顯變動(dòng)，說(shuō)明異常樣本點(diǎn)并未對(duì)基準(zhǔn)回歸結(jié)果造成實(shí)質(zhì)性影響。

4 影響渠道檢驗(yàn)

根據(jù)前文的理論假說(shuō)，我們所關(guān)心的“城旅協(xié)同”可能通過(guò)產(chǎn)業(yè)結(jié)構(gòu)升級(jí)機(jī)制影響經(jīng)濟(jì)增長(zhǎng)，為考察上述傳導(dǎo)渠道的作用，并檢驗(yàn)假設(shè)3，本文借助Baron 等（1986）和溫忠麟等（2012）開發(fā)的中介效應(yīng)模型，通過(guò)選取產(chǎn)業(yè)結(jié)構(gòu)合理化（lnTLit）、產(chǎn)業(yè)結(jié)構(gòu)高級(jí)化（lnTSit）和產(chǎn)業(yè)結(jié)構(gòu)生態(tài)化（lnTEit）3個(gè)中介變量對(duì)“城旅協(xié)同”對(duì)經(jīng)濟(jì)增長(zhǎng)的中間作用機(jī)制進(jìn)行檢驗(yàn)，遞歸方程構(gòu)建如下：

其中，式（3）、式（4）和式（5）分別表示核心解釋變量對(duì)產(chǎn)業(yè)結(jié)構(gòu)合理化、高級(jí)化和生態(tài)化的影響，κ2～κ4、ψ2～ψ4和?2～?4分別表示旅游業(yè)、新型城鎮(zhèn)化及其交互項(xiàng)對(duì)3 個(gè)中介變量的影響程度。式（6）中，λ2～λ4、γ2～γ4和σ2～σ4依次反映的是，在控制產(chǎn)業(yè)結(jié)構(gòu)升級(jí)效應(yīng)后，“城旅獨(dú)立”和“城旅協(xié)同”影響經(jīng)濟(jì)增長(zhǎng)的直接效應(yīng)。此外，以上模型均控制?。▍^(qū)、市）和年份固定效應(yīng)。κ2λ5～κ4λ5、ψ2γ5～ψ4γ5和?2σ5～?4σ5分別衡量核心解釋變量通過(guò)推動(dòng)產(chǎn)業(yè)結(jié)構(gòu)合理化、高級(jí)化和生態(tài)化促進(jìn)經(jīng)濟(jì)增長(zhǎng)的中介效應(yīng)。

根據(jù)楊麗君等（2018）的估算方法，我們分別從產(chǎn)業(yè)結(jié)構(gòu)的合理化、高級(jí)化和生態(tài)化3個(gè)核心維度對(duì)產(chǎn)業(yè)結(jié)構(gòu)升級(jí)進(jìn)行測(cè)度。首先，按照唐曉華等（2016）的做法，采用重新定義泰爾指數(shù)來(lái)度量產(chǎn)業(yè)結(jié)構(gòu)合理化，可表示為：

其中，i為三次產(chǎn)業(yè)，Y為產(chǎn)值，L為勞動(dòng)力人數(shù)。該指標(biāo)采用地區(qū)三次產(chǎn)業(yè)之間的聚合質(zhì)量度量產(chǎn)業(yè)結(jié)構(gòu)合理化水平，目標(biāo)是實(shí)現(xiàn)要素資源在產(chǎn)業(yè)間優(yōu)化配置，以使產(chǎn)業(yè)間協(xié)調(diào)發(fā)展，反映了要素投入和產(chǎn)出結(jié)構(gòu)之間進(jìn)行耦合的質(zhì)量情況。由于TL'是一個(gè)反向指標(biāo)，所以按照葉宗裕（2003）的處理方法，將其正向化：

其次，遵循干春暉等（2011）的思路，為考慮第三產(chǎn)業(yè)在區(qū)域經(jīng)濟(jì)結(jié)構(gòu)中的重要貢獻(xiàn)，采用第三產(chǎn)業(yè)增加值與第二產(chǎn)業(yè)增加值的比值衡量產(chǎn)業(yè)結(jié)構(gòu)高級(jí)化，該指標(biāo)可以直觀地刻畫出經(jīng)濟(jì)結(jié)構(gòu)的服務(wù)化傾向。

再次，賀丹等（2015）提出，產(chǎn)業(yè)結(jié)構(gòu)的升級(jí)變遷除可表征為產(chǎn)業(yè)結(jié)構(gòu)的合理化、高級(jí)化過(guò)程以外，還應(yīng)突出產(chǎn)業(yè)結(jié)構(gòu)優(yōu)化內(nèi)涵中所蘊(yùn)含的生態(tài)環(huán)保屬性，這是由“加快生態(tài)文明體制改革”的發(fā)展目標(biāo)所決定的，因而具有強(qiáng)烈的理論參考價(jià)值與時(shí)代緊迫性。由于降低能耗是產(chǎn)業(yè)結(jié)構(gòu)生態(tài)化的核心問(wèn)題，本文以整個(gè)國(guó)民經(jīng)濟(jì)能源消耗總量與GDP 之比衡量生態(tài)環(huán)境狀況，其為反向指標(biāo)，同樣對(duì)其正向化處理。

表7 列（1）至列（6）報(bào)告出對(duì)式（3）～式（8）的中介效應(yīng)檢驗(yàn)結(jié)果。其中，列（1）至列（3）分別匯報(bào)了以產(chǎn)業(yè)結(jié)構(gòu)合理化、高級(jí)化和生態(tài)化為因變量的估計(jì)結(jié)果，旅游業(yè)回歸系數(shù)在列（1）、列（2）的回歸結(jié)果中顯著為正，而在列（3）中未通過(guò)顯著性檢驗(yàn)，說(shuō)明旅游業(yè)發(fā)展促進(jìn)了產(chǎn)業(yè)結(jié)構(gòu)合理化、高級(jí)化過(guò)程，但其對(duì)產(chǎn)業(yè)結(jié)構(gòu)生態(tài)化的影響甚微。新型城鎮(zhèn)化及其與旅游業(yè)的交互項(xiàng)系數(shù)在列（1）至列（3）中均在不同顯著性水平上通過(guò)統(tǒng)計(jì)檢驗(yàn)，表明新型城鎮(zhèn)化能切實(shí)促進(jìn)經(jīng)濟(jì)結(jié)構(gòu)轉(zhuǎn)型和可持續(xù)發(fā)展，并在此過(guò)程中推動(dòng)生產(chǎn)性服務(wù)業(yè)、高新技術(shù)產(chǎn)業(yè)、綠色產(chǎn)業(yè)成長(zhǎng)，進(jìn)而為產(chǎn)業(yè)結(jié)構(gòu)升級(jí)奠定堅(jiān)實(shí)基礎(chǔ)，這與既有文獻(xiàn)的研究結(jié)論一致（藍(lán)慶新 等，2013；胡元瑞 等，2020）。此外，新型城鎮(zhèn)化對(duì)增強(qiáng)旅游業(yè)的產(chǎn)業(yè)結(jié)構(gòu)升級(jí)效應(yīng)也發(fā)揮了重要的正向調(diào)節(jié)作用，新型城鎮(zhèn)化所釋放出的強(qiáng)大市場(chǎng)需求潛力和新興產(chǎn)業(yè)共享知識(shí)，為增強(qiáng)旅游業(yè)對(duì)產(chǎn)業(yè)結(jié)構(gòu)轉(zhuǎn)型、升級(jí)的影響效應(yīng)創(chuàng)造了新型動(dòng)能。

在式（3）～式（5）中依次加入3 個(gè)中介變量后的估計(jì)結(jié)果見(jiàn)表7 列（4）至列（6）。從中可以看出，產(chǎn)業(yè)結(jié)構(gòu)高級(jí)化、合理化和生態(tài)化的回歸系數(shù)均顯著為正，表明產(chǎn)業(yè)結(jié)構(gòu)的優(yōu)化、升級(jí)能夠顯著促進(jìn)經(jīng)濟(jì)增長(zhǎng)。對(duì)比表3列（4）可知，在加入3個(gè)中介變量后，旅游業(yè)與新型城鎮(zhèn)化交互項(xiàng)的回歸系數(shù)值有所下降，這驗(yàn)證了產(chǎn)業(yè)結(jié)構(gòu)升級(jí)中介效應(yīng)的存在，其部分中介效應(yīng)依次為0.0044、0.0101 和0.0136，分別占總效應(yīng)的2.06%、4.70%和6.29%，盡管中介效應(yīng)率相對(duì)較低，但也表明產(chǎn)業(yè)結(jié)構(gòu)升級(jí)在“城旅協(xié)同”促進(jìn)經(jīng)濟(jì)增長(zhǎng)過(guò)程中起到了中間傳導(dǎo)作用，這符合本文假設(shè)3 的理論推設(shè)，即“城旅協(xié)同”可以通過(guò)產(chǎn)業(yè)結(jié)構(gòu)優(yōu)化、升級(jí)的中間渠道而促進(jìn)經(jīng)濟(jì)增長(zhǎng)。需要補(bǔ)充說(shuō)明的是，上述結(jié)果同時(shí)也顯示出，新型城鎮(zhèn)化亦可通過(guò)產(chǎn)業(yè)結(jié)構(gòu)優(yōu)化、升級(jí)而驅(qū)動(dòng)經(jīng)濟(jì)增長(zhǎng)。

表7 影響機(jī)制檢驗(yàn)

5 拓展性分析

新型城鎮(zhèn)化在增進(jìn)經(jīng)濟(jì)城鎮(zhèn)化、人口城鎮(zhèn)化過(guò)程中，城鎮(zhèn)居民可支配收入水平的顯著提升改變了居民消費(fèi)結(jié)構(gòu)、層次和理念，單一化、低品質(zhì)和弱體驗(yàn)型旅游產(chǎn)品已不再適應(yīng)城鎮(zhèn)居民對(duì)多樣化、高品質(zhì)和強(qiáng)體驗(yàn)型旅游產(chǎn)品的消費(fèi)訴求。因此，為提高旅游產(chǎn)品供給體系對(duì)需求側(cè)的適配性，新型城鎮(zhèn)化通過(guò)向旅游業(yè)提供融合平臺(tái)、創(chuàng)新技術(shù)、配套功能和消費(fèi)空間來(lái)拓展旅游產(chǎn)業(yè)鏈。另外，為提升旅游產(chǎn)品的內(nèi)涵性、新穎性和多維性，給居民創(chuàng)造綜合性、層級(jí)式、可持續(xù)的旅游體驗(yàn)，也需要產(chǎn)業(yè)鏈上跨部門涉旅企業(yè)之間緊密聯(lián)系、協(xié)同合作，而新型城鎮(zhèn)化強(qiáng)化了旅游產(chǎn)業(yè)鏈的這種組織模式，并且決定上述涉旅企業(yè)在深度參與旅游產(chǎn)業(yè)鏈分工的同時(shí)獲得直接的生產(chǎn)率效應(yīng)。上述過(guò)程會(huì)產(chǎn)生三種生產(chǎn)率改進(jìn)機(jī)制：其一，要素流動(dòng)效應(yīng)。資本、勞動(dòng)、技術(shù)、信息等生產(chǎn)要素因涉旅企業(yè)間緊密的生產(chǎn)關(guān)系而動(dòng)態(tài)流動(dòng)，此時(shí)蘊(yùn)含在生產(chǎn)要素中的創(chuàng)新技術(shù)與隱性知識(shí)存量便發(fā)生遷移、傳播和擴(kuò)散。其二，技術(shù)溢出效應(yīng)。新型城鎮(zhèn)化增強(qiáng)了旅游業(yè)的產(chǎn)業(yè)關(guān)聯(lián)、融合能力，為滿足居民對(duì)旅游產(chǎn)品或服務(wù)質(zhì)量和性能的高品質(zhì)要求，除旅游業(yè)部門以外，大量關(guān)聯(lián)性保障部門（金融、醫(yī)療、通訊、交通、園林、體育……）為共同向旅游業(yè)價(jià)值鏈賦能，并實(shí)現(xiàn)其增值，進(jìn)而享受旅游經(jīng)濟(jì)增長(zhǎng)紅利，不僅會(huì)主動(dòng)向旅游業(yè)部門學(xué)習(xí)旅游開發(fā)、經(jīng)營(yíng)與管理相關(guān)知識(shí)，而且也會(huì)加強(qiáng)部門間分工協(xié)作，通過(guò)技術(shù)交流、研發(fā)合作、項(xiàng)目

開發(fā)等方式來(lái)加快知識(shí)和技術(shù)溢出速率，從而對(duì)產(chǎn)業(yè)網(wǎng)絡(luò)發(fā)展績(jī)效產(chǎn)生促進(jìn)作用。其三，規(guī)模擴(kuò)張效應(yīng)。新型城鎮(zhèn)化加速涉旅行業(yè)的多樣化集聚，集聚經(jīng)濟(jì)的直接表現(xiàn)在于，旅游產(chǎn)業(yè)鏈上生產(chǎn)環(huán)節(jié)的專業(yè)化效應(yīng)，通過(guò)外部性機(jī)制不僅激發(fā)涉旅企業(yè)的創(chuàng)新行為，并且也會(huì)在產(chǎn)業(yè)關(guān)聯(lián)效應(yīng)的放大作用下，進(jìn)一步強(qiáng)化創(chuàng)新的傳導(dǎo)機(jī)制，尤其是新型城鎮(zhèn)化又可為集聚充實(shí)異質(zhì)性知識(shí)提供優(yōu)越的產(chǎn)業(yè)環(huán)境和暢通的傳導(dǎo)渠道，而根據(jù)“市場(chǎng)范圍”假說(shuō)理論，由此所引發(fā)的規(guī)模效應(yīng)、競(jìng)爭(zhēng)效應(yīng)便會(huì)提升生產(chǎn)率水平。除此以外，影響渠道檢驗(yàn)結(jié)果也表明，“城旅協(xié)同”對(duì)產(chǎn)業(yè)結(jié)構(gòu)升級(jí)具有顯著的提升效應(yīng)。結(jié)合上述理論分析，我們將進(jìn)一步實(shí)證考察“城旅協(xié)同”對(duì)全要素生產(chǎn)率的影響，也可從側(cè)面反映“城旅協(xié)同”對(duì)改變傳統(tǒng)粗放型經(jīng)濟(jì)增長(zhǎng)方式是否存在積極作用。

相對(duì)于傳統(tǒng)的增長(zhǎng)核算法和數(shù)據(jù)包絡(luò)分析法，基于生產(chǎn)函數(shù)估算的隨機(jī)前沿分析法所測(cè)算出的全要素生產(chǎn)率更能反映其真實(shí)性，尤其是采用了超越對(duì)數(shù)生產(chǎn)函數(shù)形式設(shè)定的模型放松了常替代彈性假設(shè)，并且可以對(duì)函數(shù)形式的有效性進(jìn)行檢驗(yàn)，進(jìn)而保證較好的擬合效果（余泳澤，2017）。鑒于此，本文將隨機(jī)前沿生產(chǎn)函數(shù)設(shè)定為超越對(duì)數(shù)形式，并以系數(shù)的顯著性檢驗(yàn)來(lái)確定最終的函數(shù)形式，超越對(duì)數(shù)生產(chǎn)函數(shù)形式設(shè)定如下：

其中，Y、K、L分別表示產(chǎn)出、物質(zhì)資本規(guī)模和勞動(dòng)力數(shù)量；vit為隨機(jī)擾動(dòng)項(xiàng)，服從標(biāo)準(zhǔn)正態(tài)分布；uit為技術(shù)無(wú)效率項(xiàng)，服從零點(diǎn)截?cái)嗟陌胝龖B(tài)分布。我們根據(jù)余泳澤（2015）和Battese等（1995）的研究，使用廣義似然比統(tǒng)計(jì)量檢驗(yàn)?zāi)Ｐ偷倪m用性。

關(guān)于變量構(gòu)造問(wèn)題，我們以國(guó)內(nèi)生產(chǎn)總值來(lái)表示產(chǎn)出，各地區(qū)的國(guó)內(nèi)生產(chǎn)總值按2004 年不變價(jià)進(jìn)行平減處理，投入包括物質(zhì)資本和勞動(dòng)力兩項(xiàng)，分別用物質(zhì)資本存量和全社會(huì)從業(yè)人員數(shù)量度量。通過(guò)函數(shù)檢驗(yàn)形式，Cobb-Douglas 生產(chǎn)函數(shù)設(shè)定形式被排除，因而我們轉(zhuǎn)而采用超越對(duì)數(shù)生產(chǎn)函數(shù)形式。表8結(jié)果顯示，模型擬合效果較好，γ值為0.9975，表明模型存在明顯的復(fù)合機(jī)構(gòu)，似然比統(tǒng)計(jì)量也顯著拒絕了技術(shù)無(wú)效率不存在的原假設(shè)。

表8 中國(guó)經(jīng)濟(jì)生產(chǎn)函數(shù)模型估計(jì)

本文以基于隨機(jī)前沿模型所計(jì)算出的全要素生產(chǎn)率（lnTFP）為被解釋變量，進(jìn)一步考察“城旅協(xié)同”是否具備生產(chǎn)率改進(jìn)效應(yīng)，模型構(gòu)建如下：

在未考慮控制變量，也未控制個(gè)體、年份效應(yīng)條件下，表9 列（1）結(jié)果顯示，旅游業(yè)、新型城鎮(zhèn)化的回歸系數(shù)不具備統(tǒng)計(jì)顯著性。列（2）在控制固定效應(yīng)并納入旅游業(yè)與新型城鎮(zhèn)化交互項(xiàng)之后，發(fā)現(xiàn)旅游業(yè)回歸系數(shù)不顯著，新型城鎮(zhèn)化回歸系數(shù)在5%水平上顯著，而交互項(xiàng)回歸系數(shù)盡管顯著性水平較低，但也通過(guò)了10%的統(tǒng)計(jì)顯著性檢驗(yàn)，進(jìn)而初步反映出新型城鎮(zhèn)化建設(shè)不僅對(duì)提升全要素生產(chǎn)率具有促進(jìn)作用，而且“城旅協(xié)同”也對(duì)全要素生產(chǎn)率呈現(xiàn)出正向影響效應(yīng)。加入控制變量后，列（3）的回歸結(jié)果顯示，新型城鎮(zhèn)化及其與旅游業(yè)的交互項(xiàng)回歸系數(shù)仍然保持統(tǒng)計(jì)顯著性，再次表明新型城鎮(zhèn)化建設(shè)有利于提升全要素生產(chǎn)率，這與趙永平（2016）的研究結(jié)論一致。更重要的是，表征“城旅協(xié)同”的交互項(xiàng)回歸系數(shù)在5%統(tǒng)計(jì)水平上顯著為正，說(shuō)明新型城鎮(zhèn)化建設(shè)主導(dǎo)的旅游業(yè)發(fā)展對(duì)全要素生產(chǎn)率具有正向促進(jìn)作用，即“城旅協(xié)同”具有“生產(chǎn)率改進(jìn)效應(yīng)”，新型城鎮(zhèn)化建設(shè)增強(qiáng)了旅游業(yè)發(fā)展對(duì)經(jīng)濟(jì)結(jié)構(gòu)體系的影響能級(jí)，進(jìn)而也會(huì)相應(yīng)改善經(jīng)濟(jì)增長(zhǎng)質(zhì)量，這與趙磊（2012）的研究結(jié)論也基本吻合。

表9 旅游業(yè)、新型城鎮(zhèn)化與全要素生產(chǎn)率

6 結(jié)論與政策啟示

本文試圖在新型城鎮(zhèn)化戰(zhàn)略背景下，深入到現(xiàn)代服務(wù)業(yè)內(nèi)部，系統(tǒng)考察“城旅協(xié)同”對(duì)經(jīng)濟(jì)增長(zhǎng)的影響及其作用機(jī)制，希冀從更為微觀的“城旅協(xié)同”視角為產(chǎn)城融合促進(jìn)經(jīng)濟(jì)增長(zhǎng)尋找一個(gè)具象解釋。計(jì)量分析表明，“城旅獨(dú)立”和“城旅協(xié)同”均對(duì)經(jīng)濟(jì)增長(zhǎng)具有顯著促進(jìn)作用，并且“城旅獨(dú)立”的經(jīng)濟(jì)增長(zhǎng)效應(yīng)表現(xiàn)更為強(qiáng)烈，充分驗(yàn)證出，有效發(fā)揮旅游業(yè)與新型城鎮(zhèn)化的聯(lián)合協(xié)同作用能夠有力地促進(jìn)經(jīng)濟(jì)增長(zhǎng)。在克服內(nèi)生性、分析異質(zhì)性和檢驗(yàn)敏感性后，上述核心研究結(jié)論保持穩(wěn)健。此外，機(jī)制檢驗(yàn)結(jié)果表明，“城旅協(xié)同”具體是通過(guò)推動(dòng)產(chǎn)業(yè)結(jié)構(gòu)優(yōu)化、升級(jí)，進(jìn)而促進(jìn)經(jīng)濟(jì)增長(zhǎng)。本文還進(jìn)一步發(fā)現(xiàn)，“城旅協(xié)同”對(duì)經(jīng)濟(jì)增長(zhǎng)的影響相對(duì)深遠(yuǎn)，旅游業(yè)與新型城鎮(zhèn)化之間深度有效協(xié)同可通過(guò)改進(jìn)全要素生產(chǎn)率而提升經(jīng)濟(jì)增長(zhǎng)質(zhì)量。

本文證實(shí)了新型城鎮(zhèn)化是增強(qiáng)旅游業(yè)影響經(jīng)濟(jì)增長(zhǎng)的效應(yīng)強(qiáng)度的重要調(diào)節(jié)力量，因而將“城旅協(xié)同”作用納入經(jīng)濟(jì)增長(zhǎng)驅(qū)動(dòng)因素框架中予以實(shí)證研究，對(duì)在新時(shí)期探索經(jīng)濟(jì)增長(zhǎng)的潛在貢獻(xiàn)來(lái)源極為迫切。本文所蘊(yùn)含的重要政策啟示：（1）旅游業(yè)是影響經(jīng)濟(jì)增長(zhǎng)的重要因素，因而在當(dāng)前經(jīng)濟(jì)發(fā)展環(huán)境下，各地政府可以考慮將旅游業(yè)視為促進(jìn)經(jīng)濟(jì)增長(zhǎng)的工具，需要強(qiáng)調(diào)的是，應(yīng)當(dāng)以發(fā)展現(xiàn)代、新興和高端旅游業(yè)為主，避免同質(zhì)化、重復(fù)性旅游開發(fā)思維，并且需充分塑造現(xiàn)代旅游業(yè)融合空間，以激發(fā)旅游業(yè)的產(chǎn)業(yè)融合潛能，從而持續(xù)強(qiáng)化旅游業(yè)的經(jīng)濟(jì)增長(zhǎng)效應(yīng)；（2）全面、系統(tǒng)和深入貫徹新型城鎮(zhèn)化建設(shè)戰(zhàn)略，以切實(shí)推進(jìn)人的城鎮(zhèn)化為核心抓手，以持續(xù)提升城鎮(zhèn)化質(zhì)量為主要理念，以促進(jìn)內(nèi)涵集約式產(chǎn)業(yè)發(fā)展為實(shí)施路徑，以優(yōu)化改革體制機(jī)制為內(nèi)在動(dòng)力，有序完善新型城鎮(zhèn)化發(fā)展體系，重分釋放新型城鎮(zhèn)化蘊(yùn)藏的巨大內(nèi)需潛力；（3）強(qiáng)化“城旅協(xié)同”運(yùn)行機(jī)制，旅游業(yè)部門需提高對(duì)新型城鎮(zhèn)化建設(shè)所釋放出的有效市場(chǎng)需求、產(chǎn)業(yè)創(chuàng)新技術(shù)、先進(jìn)經(jīng)營(yíng)模式等外溢知識(shí)的吸收能力，嘗試構(gòu)建以新型城鎮(zhèn)化為導(dǎo)向的旅游業(yè)發(fā)展模式，同時(shí)，各級(jí)政府可考慮在資源、技術(shù)、集聚和功能等方面為構(gòu)建旅游業(yè)與新型城鎮(zhèn)化協(xié)同發(fā)展路徑創(chuàng)造要素配套保障，以增進(jìn)旅游業(yè)系統(tǒng)與新型城鎮(zhèn)化系統(tǒng)之間的互動(dòng)協(xié)調(diào)性、耦合適

應(yīng)性；（4）為盡可能拓寬“城旅協(xié)同”對(duì)經(jīng)濟(jì)增長(zhǎng)的影響路徑，需激發(fā)“城旅協(xié)同”的產(chǎn)業(yè)結(jié)構(gòu)優(yōu)化機(jī)制，具體可通過(guò)“城旅協(xié)同”所催生的衍生需求升級(jí)、消費(fèi)業(yè)態(tài)迭代、產(chǎn)業(yè)動(dòng)態(tài)集聚、知識(shí)溢出關(guān)聯(lián)等途徑對(duì)產(chǎn)業(yè)結(jié)構(gòu)優(yōu)化產(chǎn)生“要素配置效應(yīng)”“消費(fèi)升級(jí)效應(yīng)”“技術(shù)驅(qū)動(dòng)效應(yīng)”和“產(chǎn)業(yè)篩選效應(yīng)”；（5）基于新型城鎮(zhèn)化的產(chǎn)業(yè)選擇機(jī)制，激發(fā)旅游市場(chǎng)需求，提升旅游產(chǎn)品質(zhì)量，拓展旅游產(chǎn)業(yè)鏈條，強(qiáng)化旅游業(yè)與新型城鎮(zhèn)化之間的高質(zhì)量協(xié)同，進(jìn)而推動(dòng)新興涉旅部門跨行業(yè)集聚，持續(xù)釋放“集聚經(jīng)濟(jì)效應(yīng)”，以此推動(dòng)經(jīng)濟(jì)增長(zhǎng)質(zhì)量提升。