旅游業(yè)、新型城鎮(zhèn)化與經(jīng)濟增長

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，謀求新舊動能轉(zhuǎn)換和重構(gòu)經(jīng)濟動力系統(tǒng)是實現(xiàn)中國經(jīng)濟發(fā)展模式由要素驅(qū)動轉(zhuǎn)向效率驅(qū)動的核心環(huán)節(jié)，而實現(xiàn)這種經(jīng)濟增長模式轉(zhuǎn)變則需要堅定貫徹產(chǎn)城融合理念，深入推進產(chǎn)業(yè)迭代升級與新型城鎮(zhèn)化漸進發(fā)展協(xié)調(diào)并進，這對于探索中國經(jīng)濟高質(zhì)量發(fā)展的實現(xiàn)路徑具有非常重要的理論價值和實踐意義（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)濟增長的關(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)濟關(guān)系已形成相對豐碩的文獻積累（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)對經(jīng)濟增長的影響及其機理，并且已有少數(shù)文獻開始將產(chǎn)業(yè)結(jié)構(gòu)、城鎮(zhèn)化與經(jīng)濟增長納入統(tǒng)一框架予以相應(yīng)刻畫，進而為解析此邏輯關(guān)系提供了重要啟示（王銳 等，2016），但鮮有文獻將新型城鎮(zhèn)化嵌入產(chǎn)業(yè)結(jié)構(gòu)變化影響經(jīng)濟增長的研究體系，進而系統(tǒng)勾勒產(chǎn)業(yè)結(jié)構(gòu)調(diào)整、新型城鎮(zhèn)化與經(jīng)濟增長之間的理論邏輯框架。事實上，自黨的十八大以來，中央將新型城鎮(zhèn)化作為中國現(xiàn)代化建設(shè)的重要著力點，明確了在經(jīng)濟結(jié)構(gòu)性減速背景下，其在促進經(jīng)濟轉(zhuǎn)型、拉動增長等方面的重要作用。已有文獻表明，新型城鎮(zhèn)化可通過促進技術(shù)創(chuàng)新、培育人力資本和刺激居民消費推動產(chǎn)業(yè)結(jié)構(gòu)升級，進而對產(chǎn)業(yè)結(jié)構(gòu)調(diào)整與經(jīng)濟增長關(guān)系實施干預(yù)（劉天曌 等，2019）。顯然，深入厘清上述邏輯機理對深刻理解中國經(jīng)濟長期增長動因具有重要意義。盡管少數(shù)文獻注意到產(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)濟發(fā)展的一種新模式，對新常態(tài)經(jīng)濟下提高生產(chǎn)率，提升經(jīng)濟發(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、新型城鎮(zhèn)化及“產(chǎn)城協(xié)同”的經(jīng)濟增長效應(yīng)，并未深入特定產(chǎn)業(yè)大類內(nèi)部，細致解析新型城鎮(zhèn)化對優(yōu)勢部門發(fā)展的經(jīng)濟增長效應(yīng)的影響；（2）盡管相關(guān)文獻構(gòu)建了新型城鎮(zhèn)化綜合評價指標(biāo)體系，并對其進行定量測度，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，進而使得產(chǎn)業(yè)結(jié)構(gòu)發(fā)展的內(nèi)涵無法被全面反映，導(dǎo)致“產(chǎn)城協(xié)同”的經(jīng)濟增長效應(yīng)評估存在有偏風(fēng)險；（3）上述文獻缺乏對新型城鎮(zhèn)化、產(chǎn)業(yè)發(fā)展和“產(chǎn)城協(xié)同”對經(jīng)濟增長的異質(zhì)性影響的實證討論。

改革開放以來，中國旅游業(yè)由散轉(zhuǎn)聚、由弱漸強，并逐漸向現(xiàn)代服務(wù)業(yè)升級，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)，并且因其具備較強的城鎮(zhèn)經(jīng)濟功能、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)展和升級的要素來源與空間載體，城鎮(zhèn)化對旅游業(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)勢功能，能夠為城鎮(zhèn)化發(fā)展提供難以忽視的產(chǎn)業(yè)動力。因此，旅游業(yè)與城鎮(zhèn)化之間存在密切的雙向互動作用，而新型城鎮(zhèn)化是對傳統(tǒng)城鎮(zhèn)化的校正、優(yōu)化和揚棄，更加強調(diào)城鎮(zhèn)化質(zhì)量提升和內(nèi)涵發(fā)展，進而為現(xiàn)代旅游業(yè)提供了更加廣闊的需求市場和生產(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、協(xié)同集聚、知識創(chuàng)新和技術(shù)擴散也會強化對新型城鎮(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態(tài)耦合、互促作用和協(xié)同共進特征。

需要指出的是，既有旅游業(yè)與新型城鎮(zhèn)化文獻并未將兩者協(xié)同關(guān)系研究拓展至其對經(jīng)濟增長的影響層面，從而導(dǎo)致對旅游業(yè)、新型城鎮(zhèn)化與經(jīng)濟增長邏輯關(guān)系缺乏系統(tǒng)闡發(fā)。鑒于此，本文創(chuàng)新貢獻體現(xiàn)在：（1）大量經(jīng)驗研究識別了旅游業(yè)或新型城鎮(zhèn)化對經(jīng)濟增長的影響，本文則對以上兩種研究進路予以統(tǒng)攝，具體是在旅游業(yè)、新型城鎮(zhèn)化與經(jīng)濟增長關(guān)系框架中，除考察“城旅獨立”的經(jīng)濟增長效應(yīng)外，同時還重點剖析“城旅協(xié)同”對經(jīng)濟增長的影響及其機制，進而對此類文獻進行有益補充，這不僅有利于深刻洞悉新型城鎮(zhèn)化對旅游業(yè)導(dǎo)向型經(jīng)濟增長假說的拓展性影響，也有助于從旅游業(yè)視角揭示“產(chǎn)城協(xié)同”對經(jīng)濟增長的影響過程；（2）由于現(xiàn)代旅游業(yè)與新型城鎮(zhèn)化隸屬社會經(jīng)濟復(fù)雜系統(tǒng)的兩個子系統(tǒng)，因而本文通過對旅游業(yè)與新型城鎮(zhèn)化兩個子系統(tǒng)分別進行多維評價而獲得相應(yīng)綜合性指數(shù)來對兩個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”場景，而且能夠避免因變量測量誤差而導(dǎo)致對“城旅協(xié)同”的經(jīng)濟增長效應(yīng)的實證檢驗存在有偏傾向；（3）本文還在旅游業(yè)、新型城鎮(zhèn)化和經(jīng)濟增長邏輯框架中對“城旅獨立”與“城旅協(xié)同”的經(jīng)濟增長效應(yīng)進行拓展性分析，多角度識別“城旅獨立”與“城旅協(xié)同”的經(jīng)濟增長效應(yīng)的異質(zhì)性特征，有助于從不同樣本來源中揭示“城旅獨立”與“城旅協(xié)同”對經(jīng)濟增長的影響機制。

1 理論機制與研究假說

1.1 旅游業(yè)與經(jīng)濟增長

從理論上看，根據(jù)凱恩斯理論，旅游業(yè)可作為外生因素擴大總需求，進而通過乘數(shù)效應(yīng)對目的地收入、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，通過消費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)濟增長來源（Brida et al.，2008）。隨后，Brau 等（2007）將內(nèi)生增長理論應(yīng)用到旅游經(jīng)濟研究中，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，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，并以此彌補旅游業(yè)和制造業(yè)之間的技術(shù)水平差距時，旅游業(yè)可促進經(jīng)濟增長。從實證角度看，聚焦于旅游業(yè)導(dǎo)向型經(jīng)濟增長（Tourism-Led Growth，TLG）假說檢驗的文獻大部分持TLG假說的存在性觀點，顯然也為認(rèn)識旅游業(yè)與經(jīng)濟增長的關(guān)系提供了較為充裕的經(jīng)驗證據(jù)。除此以外，也有部分實證性文獻證實旅游業(yè)能夠縮小城鄉(xiāng)差距（Li et al.，2016）、提高居民消費（Andriotis，2002）、刺激基建投資（Pablo-Romero et al.，2013）、加強技術(shù)交流（Liberto，2013）、優(yōu)化產(chǎn)業(yè)結(jié)構(gòu)（Succurro，2008），進而對目的地經(jīng)濟增長產(chǎn)生長期影響。

事實上，隨著旅游業(yè)的產(chǎn)業(yè)規(guī)模愈益擴張，其對目的地經(jīng)濟系統(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)價格，導(dǎo)致目的地實際匯率升值，進而對目的地傳統(tǒng)行業(yè)競爭力造成損害（Li et al.，2018）。其二，盡管資源依托型旅游業(yè)發(fā)展模式在初級階段推動了旅游業(yè)迅速發(fā)展，但同時也會導(dǎo)致目的地出現(xiàn)“去工業(yè)化”現(xiàn)象，進而引發(fā)“資源詛咒”問題，削弱了目的地的經(jīng)濟增長潛力（Copeland，1991）。其三，旅游業(yè)在為目的地創(chuàng)造額外收入的同時，也會產(chǎn)生收入的漏算現(xiàn)象，即由于目的地經(jīng)濟體系和生產(chǎn)結(jié)構(gòu)不完善，旅游企業(yè)為進行旅游開發(fā)建設(shè)和經(jīng)營運轉(zhuǎn)，需從外部購買設(shè)備、原料、物料和消費品等，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)展也會存在諸多無法忽視的經(jīng)濟、社會和環(huán)境成本，如公共支出增加、生態(tài)環(huán)境治理等問題，上述潛在負面問題雖然無法被準(zhǔn)確計量，但以上由旅游業(yè)發(fā)展引起的負面成本也可能會削弱旅游業(yè)的經(jīng)濟增長效應(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)濟增長，也會對經(jīng)濟增長產(chǎn)生負面效應(yīng)，此種影響具有不確定性，具體結(jié)論有待檢驗。

1.2 新型城鎮(zhèn)化與經(jīng)濟增長

第一，生產(chǎn)要素流動機制。新型城鎮(zhèn)化實質(zhì)上是一種新的生產(chǎn)、交換和生活方式，堅持以人的城鎮(zhèn)化為核心，通過實現(xiàn)人口和產(chǎn)業(yè)向城鎮(zhèn)高質(zhì)量集聚，激勵和引導(dǎo)生產(chǎn)要素合理流動、有序集聚和優(yōu)勢組合。一方面，新型城鎮(zhèn)化堅持以人為本、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)勢條件。另一方面，市場一體化與新型城鎮(zhèn)化相輔相成，市場一體化有助于推進要素價格市場化改革，糾正要素市場價格扭曲，加速要素市場發(fā)育，進而通過驅(qū)動產(chǎn)業(yè)轉(zhuǎn)型升級來促進新型城鎮(zhèn)化建設(shè)（許耀東 等，2017）。新型城鎮(zhèn)化則要求對傳統(tǒng)產(chǎn)業(yè)發(fā)展模式予以變革，并通過“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，進而吸引生產(chǎn)要素向擁有較高生產(chǎn)率和要素回報率的生產(chǎn)部門流動、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，可以提高生產(chǎn)要素在國民經(jīng)濟運行中的配置效率，進而促進經(jīng)濟增長。

第二，居民消費提升機制。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)人口的快速擴張會進一步釋放城鎮(zhèn)消費潛力，增加城鎮(zhèn)消費需求規(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程對居民消費心理和消費預(yù)期會產(chǎn)生積極影響，進而帶來居民消費結(jié)構(gòu)的轉(zhuǎn)型和消費理念的升級，激發(fā)了居民釋放預(yù)防性存儲和增強消費偏好的效果，即產(chǎn)生“質(zhì)量刺激效應(yīng)”。再次，2014 年《國家新型城鎮(zhèn)化規(guī)劃（2014—2020 年）》（以下簡稱《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)通過推進就業(yè)結(jié)構(gòu)轉(zhuǎn)型，對城鎮(zhèn)勞動力資源進行優(yōu)化配置，并實現(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，同時隨著城鎮(zhèn)生產(chǎn)社會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，并且增強了居民預(yù)期收入的確定性，進而直接刺激了居民消費需求，即產(chǎn)生“收入決定效應(yīng)”。

第三，產(chǎn)業(yè)結(jié)構(gòu)調(diào)整機制。首先，《規(guī)劃》和2016年《關(guān)于深入推進新型城鎮(zhèn)化建設(shè)的若干意見》（以下簡稱《意見》）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，并在區(qū)域間比較優(yōu)勢、產(chǎn)業(yè)外部性和經(jīng)濟循環(huán)積累的長期作用下，具有優(yōu)勢產(chǎn)業(yè)集聚的城鎮(zhèn)率先向外進行技術(shù)擴散、要素轉(zhuǎn)移和產(chǎn)業(yè)輻射，從而帶動了承接地區(qū)的產(chǎn)業(yè)轉(zhuǎn)型升級（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、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)互動中傳遞、擴散和溢出，進而導(dǎo)致產(chǎn)業(yè)的擴張或收縮，不僅加速了傳統(tǒng)產(chǎn)業(yè)退出市場，也促進了新興產(chǎn)業(yè)發(fā)展，進而影響了產(chǎn)業(yè)結(jié)構(gòu)調(diào)整（周敏 等，2020）。再次，《規(guī)劃》和《意見》也指出，需要加強對新進人口的社會保障強度，推進基本公共服務(wù)全覆蓋。城鎮(zhèn)化社會保障體系的健全，也有益于加速城鎮(zhèn)人力資本的積累，并進一步通過市場需求、科技創(chuàng)新和資源配置三種機制對產(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)、高回報工資和高社會保障，不僅確保了城鎮(zhèn)居民可支配收入穩(wěn)定提升，對城鎮(zhèn)居民的消費預(yù)期、消費理念和消費結(jié)構(gòu)也產(chǎn)生了積極影響，進而推動了產(chǎn)業(yè)結(jié)構(gòu)規(guī)模擴大和優(yōu)化升級（陳丹妮，2017）?；谝陨侠碚摲治觯疚奶岢鲆韵录僭O(shè)。

假設(shè)2：新型城鎮(zhèn)化建設(shè)能夠顯著驅(qū)動經(jīng)濟增長。

1.3 “城旅協(xié)同”與經(jīng)濟增長

“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、協(xié)同發(fā)展?！俺锹脜f(xié)同”從3個方面對產(chǎn)業(yè)結(jié)構(gòu)升級產(chǎn)生積極影響，進而間接作用于經(jīng)濟增長。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)居民收入和消費顯著提升，而根據(jù)恩格爾定律，消費變化將會導(dǎo)致產(chǎn)業(yè)間產(chǎn)品產(chǎn)生需求差異，并通過改變產(chǎn)品價格的鮑莫爾效應(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，通過不斷向旅游業(yè)提供新型產(chǎn)品要素、先進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，人口市民化進程在轉(zhuǎn)變居民消費理念的同時，伴隨著收入水平的提升，城鎮(zhèn)居民對休閑、旅游、游憩類產(chǎn)品的消費需求與日俱增，尤其是更加追求多元化、多變性的消費需求，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、運行環(huán)境、融合平臺、保障體系等，更是將人力資本、品牌形象、創(chuàng)新知識和經(jīng)營模式引入旅游企業(yè)項目策劃、服務(wù)設(shè)計和經(jīng)營管理過程，進而為以旅游業(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)造了得天獨厚的孕育條件，并進一步通過市場和技術(shù)外部性、前后向產(chǎn)業(yè)關(guān)聯(lián)，促進行業(yè)分工深化，實現(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)機制作用下，實現(xiàn)產(chǎn)業(yè)結(jié)構(gòu)升級。再次，新型城鎮(zhèn)化是一項宏觀的復(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)濟活動在空間上的組織和分布狀態(tài)發(fā)生變化，進而通過要素流動、市場引力和需求再對旅游業(yè)的生產(chǎn)組織方式和產(chǎn)業(yè)運行空間產(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、供給環(huán)境、技術(shù)匹配等，而新型城鎮(zhèn)化產(chǎn)生的此種“選擇機制”通過產(chǎn)業(yè)分工合作效應(yīng)和城鎮(zhèn)網(wǎng)絡(luò)互動效應(yīng)構(gòu)建了多中心的旅游經(jīng)濟增長極，進而從整體空間尺度上優(yōu)化、建構(gòu)和重塑旅游經(jīng)濟結(jié)構(gòu)，從而增強了旅游業(yè)的經(jīng)濟增長效應(yīng)?；谝陨侠碚摲治觯疚奶岢鲆韵录僭O(shè)。

假設(shè)3：“城旅協(xié)同”通過促進產(chǎn)業(yè)結(jié)構(gòu)升級間接促進經(jīng)濟增長。

圖1 旅游業(yè)、新型城鎮(zhèn)化與經(jīng)濟增長邏輯框架

2 研究設(shè)計

2.1 模型構(gòu)建

基于上述理論分析，為檢驗旅游業(yè)、新型城鎮(zhèn)化對經(jīng)濟增長的影響，即“城旅獨立”的經(jīng)濟增長效應(yīng)，并在同一框架內(nèi)通過檢驗“城旅協(xié)同”的經(jīng)濟增長效應(yīng)揭示新型城鎮(zhèn)化對旅游業(yè)與經(jīng)濟增長關(guān)系的作用機制，基準(zhǔn)計量模型構(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)濟增長，lnTR代表旅游業(yè)，lnNURB代表新型城鎮(zhèn)化；ηi和νt分別是?。▍^(qū)、市）個體效應(yīng)和年份固定效應(yīng)，反映省際差異和時間趨勢的影響，?it為隨機誤差項；同時還設(shè)定了能夠反映省（區(qū)、市）重要經(jīng)濟特征的控制變量集X，包括物質(zhì)資本存量（lnK）、人力資本存量（lnL）、制度質(zhì)量（lnMAK）、對外開放（FDI）、政府干預(yù)（GOV）等?；貧w系數(shù)β2和β3共同反映“城旅獨立”對經(jīng)濟增長的影響狀況，而β4用以識別“城旅協(xié)同”對經(jīng)濟增長的影響效應(yīng)，也可理解為新型城鎮(zhèn)化對旅游業(yè)的經(jīng)濟增長效應(yīng)的調(diào)節(jié)強度。在本文中，除比率型變量之外，所有連續(xù)數(shù)值型變量均進行對數(shù)化處理后再進入計量模型，以消除量綱及異方差問題。

式（1）為靜態(tài)面板模型，但考慮到經(jīng)濟增長可能存在路徑依賴。此外，經(jīng)濟增長會受社會、政治、文化等多維因素的影響，無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)生性問題的干擾，即減少遺漏變量所引致的估計偏誤問題，在式（1）基礎(chǔ)上，對經(jīng)濟增長進行滯后一期處理，將基準(zhǔn)方程拓展為如下動態(tài)面板模型：

其中，lnPGDPi，t-1表示經(jīng)濟增長的一階滯后項。

2.2 變量構(gòu)造

（1）因變量。本文選擇常住人口人均實際GDP 衡量經(jīng)濟增長水平，而人均實際GDP 使用不同?。▍^(qū)、市）實際總產(chǎn)出與總?cè)丝跀?shù)的比值測算，其中實際總產(chǎn)出為名義總產(chǎn)出，以2004年為基期對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)和潛力一級指標(biāo)維度構(gòu)建旅游業(yè)發(fā)展綜合評價指標(biāo)體系，并通過熵值法計算旅游業(yè)發(fā)展的綜合指數(shù)來度量旅游業(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、人口、社會、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)濟基礎(chǔ)、人口發(fā)展、空間結(jié)構(gòu)、社會功能、環(huán)境質(zhì)量、城鄉(xiāng)統(tǒng)籌、生態(tài)集約一級指標(biāo)構(gòu)建新型城鎮(zhèn)化綜合評價指標(biāo)體系，同樣利用熵值法定量測算出新型城鎮(zhèn)化建設(shè)的綜合指數(shù)來度量新型城鎮(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)濟增長理論認(rèn)為，人力資本積累是經(jīng)濟增長的主要來源，采用勞動力平均受教育年限度量。③制度質(zhì)量。市場化水平越高，市場中要素、商品價格機制和競爭機制越完善，價格信號對要素、商品的供需關(guān)系反映越靈敏，進而有助于充分發(fā)揮市場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）測算的中國分地區(qū)市場化指數(shù)來表征各地區(qū)的制度質(zhì)量。④ 對外開放。外資進入可以通過“企業(yè)競爭效應(yīng)”“人力資本流動效應(yīng)”“技術(shù)示范效應(yīng)”對經(jīng)濟增長產(chǎn)生促進作用，本文采用實際利用外商直接投資占GDP 比重衡量對外開放水平。⑤ 政府干預(yù)。對于轉(zhuǎn)型期的發(fā)展中國家，通過特定的制度安排來彌補市場失靈、缺陷，盡管可以實現(xiàn)就業(yè)增加和經(jīng)濟增長，但過度的政府干預(yù)也會妨礙市場機制的作用發(fā)揮，不可避免地帶來效率損失和資源錯配問題，本文采用政府財政支出占GDP比重度量政府干預(yù)經(jīng)濟的程度。

2.3 數(shù)據(jù)說明

考慮到數(shù)據(jù)可得性和統(tǒng)計口徑一致性，本文選取中國大陸2004—2017年30個省、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)綜合評價體系的指標(biāo)原始數(shù)據(jù)來源于2005—2018 年《中國旅游年鑒》與《中國旅游統(tǒng)計年鑒（副本）》。新型城鎮(zhèn)化綜合評價體系的指標(biāo)原始數(shù)據(jù)來源于2005—2018年《中國統(tǒng)計年鑒》《中國城市統(tǒng)計年鑒》和《中國科技統(tǒng)計年鑒》，以及省級統(tǒng)計年鑒和中國與社會發(fā)展統(tǒng)計數(shù)據(jù)庫。其他原始數(shù)據(jù)來源于《新中國六十年統(tǒng)計資料匯編》、國研網(wǎng)統(tǒng)計數(shù)據(jù)庫和中經(jīng)網(wǎng)統(tǒng)計數(shù)據(jù)庫。

2.4 統(tǒng)計性描述

本文所使用的主要變量及定義和對這些變量的描述性統(tǒng)計如表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，通過考察經(jīng)濟增長（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)濟增長之間存在正相關(guān)關(guān)系，即旅游業(yè)、新型城鎮(zhèn)化可能存在促進經(jīng)濟增長的潛在影響，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，進而也為“城旅協(xié)同”提供了初步統(tǒng)計觀察。

表1 變量描述性統(tǒng)計

3 實證結(jié)果分析

3.1 基準(zhǔn)回歸

為避免多重共線性對計量回歸模型的干擾，本文采用逐步納入變量回歸的方式對式（1）進行全樣本回歸，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經(jīng)濟增長。考慮到省際差異及時間趨勢的影響，我們從列（2）開始，依次控制省（區(qū)、市）和年份固定效應(yīng)。列（2）報告出基于省（區(qū)、市）固定效應(yīng)模型檢驗旅游業(yè)、新型城鎮(zhèn)化影響經(jīng)濟增長的回歸結(jié)果，列（3）是在列（2）的基礎(chǔ)上同時加入年份固定效應(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)計水平上顯著，但回歸系數(shù)值均有所減小，說明忽視省際差異和時間趨勢顯然會高估旅游業(yè)、新型城鎮(zhèn)化對經(jīng)濟增長的影響程度。Hausman檢驗結(jié)果表明，使用固定效應(yīng)估計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)定中包含時間效應(yīng)是合理的。因此，本文使用雙向固定效應(yīng)模型來估計基準(zhǔn)計量方程。我們在雙向固定效應(yīng)模型中依次加入控制變量來繼續(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，同時系數(shù)值進一步減小，由此依然可以說明旅游業(yè)發(fā)展和新型城鎮(zhèn)化建設(shè)能夠顯著促進經(jīng)濟增長，假設(shè)1和假設(shè)2均得以證明。一般而言，經(jīng)濟增長水平越高的?。▍^(qū)、市），其旅游業(yè)發(fā)展和新型城鎮(zhèn)化建設(shè)的前景更為樂觀，由此會產(chǎn)生雙向因果關(guān)系造成回歸結(jié)果偏誤。為此，本文進一步對旅游業(yè)、新型城鎮(zhèn)化進行滯后一期處理，估計結(jié)果如列（6）所示，兩個核心解釋變量的回歸系數(shù)依舊在1%水平上顯著為正，說明控制了經(jīng)濟增長對旅游業(yè)、新型城鎮(zhèn)化的逆向影響后，回歸結(jié)果依舊顯著，再次驗證了TLG 假說在中國的存在性及假設(shè)2。同時，為考察本文所關(guān)心的另一核心命題，即新型城鎮(zhèn)化是否會調(diào)節(jié)旅游業(yè)的經(jīng)濟增長效應(yīng)，我們在列（5）的基礎(chǔ)上又納入旅游業(yè)與新型城鎮(zhèn)化的交互項（lnTR×lnNURB），以刻畫“城旅協(xié)同”對經(jīng)濟增長的作用方向，列（7）結(jié)果顯示，交互項的回歸系數(shù)在1%水平上顯著為正，說明“城旅協(xié)同”對經(jīng)濟增長具有直接的正向影響，意味著新型城鎮(zhèn)化建設(shè)水平越高的省（區(qū)、市），越有助于激發(fā)旅游業(yè)對經(jīng)濟增長的積極影響?？紤]到2014 年國務(wù)院出臺的《規(guī)劃》可能會影響列（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，同時引入虛擬變量與“城旅協(xié)同”變量的交互項（lnTR×lnNURB×year14），以考察政策文件出臺是否影響“城旅協(xié)同”的經(jīng)濟增長效應(yīng)，回歸結(jié)果如列（8）所示，交互項的回歸系數(shù)顯著為正，印證隨著《規(guī)劃》出臺，中國未來新型城鎮(zhèn)化的發(fā)展路徑、主要目標(biāo)和戰(zhàn)略任務(wù)得以明確，同時也隨之刻畫出旅游業(yè)影響經(jīng)濟增長的差異性，體現(xiàn)在新型城鎮(zhèn)化政策實施能夠有效強化“城旅協(xié)同”的經(jīng)濟增長效應(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）則分別報告了式（2）的差分廣義矩估計（DIF-GMM）和系統(tǒng)廣義矩估計（SYS-GMM）結(jié)果。與我們所預(yù)期的相似，因變量滯后項的DIF-GMM和SYS-GMM 的ρ估計量（0.9285 和0.9427）正好介于混合估計滯后項的估計量（0.9645）和固定效應(yīng)估計滯后項的估計量（0.8930）之間，說明式（2）的動態(tài)面板數(shù)據(jù)模型估計結(jié)果具備穩(wěn)定性。另外，在對式（2）進行廣義矩估計時，關(guān)于選擇DIFGMM 抑或SYS-GMM 估計方法，存在三點判別要點：其一，SYS-GMM 除了可以解決DIF-GMM 存在的弱工具變量問題，并且適用于截面單元多而時間跨度短的面板數(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的標(biāo)準(zhǔn)協(xié)方差矩陣相比一步廣義矩估計較為穩(wěn)健。列（3）、列（4）的回歸結(jié)果顯示，因變量的滯后項系數(shù)分別為0.9285 和0.9427，數(shù)值相對較大，故本文選擇SYS-GMM 方法進行模型估計。作為一致性估計，GMM 估計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，因而需要對估計結(jié)果進行Arellano-Bond 序列相關(guān)檢驗和Hansen 檢驗（白俊紅 等，2018）。模型適用性檢驗的統(tǒng)計量顯示：AR（2）檢驗無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 檢驗無法拒絕工具變量過度識別的原假設(shè)，即工具變量聯(lián)合有效；檢驗GMM 類和Ⅳ類的工具變量子集有效性的Hansen 差分統(tǒng)計量（Difference-in-Hansen）表明SYS-GMM 新增工具變量有效。以上檢驗表明，對式（2）的SYS-GMM參數(shù)估計結(jié)果一致且可靠。

觀察混合估計結(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，顯然這與混合估計受到模型內(nèi)生性困擾有關(guān)。因此使用GMM方法是一個較為理想的估計方法。由表3 中列（4）可知，在SYS-GMM 估計中，大部分變量回歸結(jié)果的符號方向與靜態(tài)面板固定效應(yīng)模型的估計結(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，但卻再次驗證了“城旅獨立”對經(jīng)濟增長的顯著影響，進而為驗證來自“產(chǎn)、城”維度的經(jīng)濟增長貢獻提供了依據(jù)。與此同時，基于SYS-GMM 估計出的因變量滯后項系數(shù)和核心解釋變量系數(shù)，可以相應(yīng)計算出核心解釋變量對經(jīng)濟增長的累積效應(yīng)，即旅游業(yè)、新型城鎮(zhèn)化及其交互項對經(jīng)濟增長的循環(huán)累積效應(yīng)分別為2.9302、3.3822 和3.7627，由此說明，當(dāng)捕捉到因變量動態(tài)效應(yīng)后，“城旅協(xié)同”的經(jīng)濟增長效應(yīng)仍要強于“城旅獨立”的經(jīng)濟增長效應(yīng)，其中，新型城鎮(zhèn)化的經(jīng)濟增長效應(yīng)也強于旅游業(yè)的經(jīng)濟增長效應(yīng)，這一基準(zhǔn)研究結(jié)論與固定效應(yīng)模型估計結(jié)論保持一致。通過分析以上實證結(jié)果，我們至少可以得出三點有價值的研究結(jié)論：其一，TLG假說在中國情境中確實客觀存在，這一點無論是單獨對TLG假說框架進行實證檢驗，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)化作為推進經(jīng)濟可持續(xù)發(fā)展，實現(xiàn)中國式現(xiàn)代化目標(biāo)的關(guān)鍵戰(zhàn)略，其對經(jīng)濟增長具有強勁的驅(qū)動作用；其三，旅游業(yè)、新型城鎮(zhèn)化對經(jīng)濟增長的促進作用在一定程度上存在互補關(guān)系，新型城鎮(zhèn)化建設(shè)有助于強化旅游業(yè)的經(jīng)濟增長效應(yīng)，“城旅協(xié)同”能夠創(chuàng)造、激發(fā)及釋放更深層次的經(jīng)濟增長貢獻。

表3 全樣本的廣義矩估計回歸結(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)?。ㄊ校┌ǎ罕本?、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)?。▍^(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)化及其交互項的乘積項納入模型中以觀察乘積項系數(shù)的符號和顯著性，回歸結(jié)果見表4 中列（1）。旅游業(yè)、新型城鎮(zhèn)化與地區(qū)虛擬變量的乘積項系數(shù)（lnTR×east和lnNURB×east）顯著為正，表明東部地區(qū)“城旅獨立”對經(jīng)濟增長的影響顯著強于中西部地區(qū)。旅游業(yè)與新型城鎮(zhèn)化交互項與地區(qū)虛擬變量的乘積項系數(shù)（lnTR×lnNURB×east）在5%水平上顯著為正，說明東部地區(qū)“城旅協(xié)同”的經(jīng)濟增長效應(yīng)更為顯著。

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

（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)依賴型省（區(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）虛擬變量的乘積項納入模型進行回歸，表4 中列（3）的估計結(jié)果表明，新型城鎮(zhèn)化對旅游業(yè)依賴型?。▍^(qū)、市）經(jīng)濟增長的促進作用并無顯著差異，同時在旅游業(yè)依賴型?。▍^(qū)、市），我們也并未發(fā)現(xiàn)“城旅協(xié)同”對經(jīng)濟增長的促進作用存在差異性的經(jīng)驗證據(jù)。

（4）基于新型城鎮(zhèn)化進程的異質(zhì)性分析。首先設(shè)置新型城鎮(zhèn)化進程虛擬變量（NURBD），并將新型城鎮(zhèn)化綜合指數(shù)高于樣本均值的省（區(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加入回歸中，進而比較研究不同階段的新型城鎮(zhèn)化是否會對旅游業(yè)的經(jīng)濟增長產(chǎn)生調(diào)節(jié)作用，具體的估計結(jié)果見表4中列（4）。旅游業(yè)與新型城鎮(zhèn)化進程虛擬變量的乘積項系數(shù)（lnTR×NURBD）顯著為正，并在1%的統(tǒng)計性水平上顯著，表明旅游業(yè)的經(jīng)濟增長效應(yīng)在新型城鎮(zhèn)化建設(shè)水平比較高的省（區(qū)、市）更為明顯。同時，“城旅協(xié)同”與新型城鎮(zhèn)化進程虛擬變量的乘積項系數(shù)（lnTR×lnNURB×NURBD），通過了5%顯著性檢驗，表明“城旅協(xié)同”對高新型城鎮(zhèn)化?。▍^(qū)、市）經(jīng)濟增長的影響更大。

3.3 內(nèi)生性處理

盡管本文為緩解遺漏變量帶來的估計偏誤，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)模型估計的一致性要求解釋變量與隨機擾動項無關(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)濟增長關(guān)系的研究文獻存在兩種典型結(jié)論：一是，支持TLG 假說；二是發(fā)現(xiàn)經(jīng)濟驅(qū)動型旅游業(yè)（Economic-Driven Tourism，EDT）發(fā)展模式（Lean et al.，2014），由此說明旅游業(yè)與經(jīng)濟增長之間存在雙向因果關(guān)系，即旅游業(yè)會促進經(jīng)濟增長，但經(jīng)濟增長發(fā)達地區(qū)也擁有相對優(yōu)越的旅游業(yè)發(fā)展所需的條件和保障體系，所以內(nèi)生性問題無法排除，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?。▍^(qū)、市）旅游業(yè)專業(yè)化水平和上一年各?。▍^(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，作為內(nèi)生變量旅游業(yè)的工具變量，對基準(zhǔn)模型進行二階段最小二乘法（見表5）。原因有三：其一，改革開放以前，我國旅游業(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，由于國內(nèi)人均可支配收入提高，此時國內(nèi)旅游活動也開始活躍，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?。▍^(qū)、市）的旅游業(yè)發(fā)展?fàn)顩r，故而采用1978 年各?。▍^(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，相對于1978年已滯后長達20年以上，較長時間段的滯后性也保障了1978年的旅游業(yè)專業(yè)化水平不會與模型殘差項相關(guān)；其三，我國旅游業(yè)發(fā)展初期，主要以旅游資源的初級開發(fā)驅(qū)動為主，而旅游資源依托型產(chǎn)品具備不可轉(zhuǎn)移性的特點，所以1978年的旅游業(yè)專業(yè)化水平也與個體變化有關(guān)，而只采用這一指標(biāo)作為工具變量會因為固定效應(yīng)而無法估計，為此，我們同時還引入上一年的入境旅游人次比（與時間有關(guān)），并構(gòu)造兩者的交互項，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)，是因為國內(nèi)旅游目的地對境外旅游市場的吸引力主要體現(xiàn)在地理景觀、文化差異兩個基本方面，同時又考慮到其中會涉及部分與商務(wù)會獎、購物娛樂等相關(guān)的出游需求，對該指標(biāo)做滯后一期處理，也可以強化其外生性特征。除此之外，為避免新型城鎮(zhèn)化也可能存在潛在的內(nèi)生性問題，我們進一步構(gòu)造以上旅游業(yè)的工具變量與滯后一期的新型城鎮(zhèn)化交互項作為旅游業(yè)與新型城鎮(zhèn)化交互項的工具變量。

表5中列（1）、列（2）分別報告出“城旅獨立”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)健估計結(jié)果。首先，關(guān)于內(nèi)生變量的外生性檢驗，Davidson-MacKinnon檢驗統(tǒng)計量為58.8078，且在1%水平上拒絕了內(nèi)生變量外生性的原假設(shè)，說明固定效應(yīng)模型存在內(nèi)生性問題，同時Durbin-Wu-Hausman檢驗也在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)計量和Anderson-Rubin統(tǒng)計量均在1%水平上顯著拒絕“工具變量識別不足”的原假設(shè)。再次，Kleibergen-Paap rk Wald F統(tǒng)計量和Cragg-Donald Wald F統(tǒng)計量明顯大于Stock等（2002）審定的F值在10%偏誤水平下16.38的臨界值，進而顯著拒絕“工具變量弱識別”的原假設(shè)。以上各統(tǒng)計量檢驗結(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)化交互項后，表5中列（3）、列（4）所報告出的IV-FE-2SLS估計結(jié)果與異方差穩(wěn)健估計結(jié)果也證實了本文工具變量構(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，結(jié)果顯示，旅游業(yè)及其與新型城鎮(zhèn)化交互項的回歸系數(shù)分別為0.3520和2.0696，并且在1%水平上顯著，說明在控制內(nèi)生性后，TLG 假說仍然真實有效，而且“城旅協(xié)同”對經(jīng)濟增長的促進作用仍然顯著。與表2 列（7）相比，加入控制變量后，內(nèi)生變量系數(shù)的符號并未發(fā)生明顯變化，從而也間接說明排他性約束滿足（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的估計結(jié)果增大，但系數(shù)估計精確度有所下降，而在表5 列（4）中，旅游業(yè)的回歸系數(shù)為0.3520，該系數(shù)估計值相比未納入“城旅協(xié)同”作用時相對更加精確，但以上估計結(jié)果共同反映出內(nèi)生性問題會使固定效應(yīng)模型估計結(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

（1）指標(biāo)選擇問題。本文從兩個方面擬對指標(biāo)選擇進行穩(wěn)健性檢驗：一是替換核心解釋變量的度量，沿用既有文獻度量旅游業(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)化交互項的回歸系數(shù)符號及顯著性均未發(fā)生實質(zhì)性變化，說明“城旅獨立”“城旅協(xié)同”能夠顯著促進經(jīng)濟增長，與前文結(jié)論相符。二是改變被解釋變量的度量，選取經(jīng)濟增長速度作為經(jīng)濟增長的替代指標(biāo)，表6 列（2）匯報的結(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)估計值有所下降，再次說明“城旅獨立”對經(jīng)濟增長具有積極意義，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)揮促進經(jīng)濟增長的聯(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

（2）樣本選擇問題。首先，2014年《規(guī)劃》公布可能對計量結(jié)果產(chǎn)生影響，本文剔除2014年數(shù)據(jù)重新估計基準(zhǔn)模型，結(jié)果見表6列（3）。核心解釋變量的回歸系數(shù)仍顯著為正，不僅說明旅游業(yè)擴張和城鎮(zhèn)化質(zhì)量提升能夠驅(qū)動經(jīng)濟增長，而且“城旅協(xié)同”對經(jīng)濟增長也具有重要貢獻，“城旅協(xié)同”所釋放的經(jīng)濟增長效應(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，國家陸續(xù)出臺了系列鼓勵旅游業(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年之后我國旅游業(yè)發(fā)展和新型城鎮(zhèn)化建設(shè)會進入一個新的發(fā)展階段或歷史時期，所以本文進一步對2014年及以后樣本進行回歸，結(jié)果見表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模型估計結(jié)果的干擾，我們對各變量按照上下1%進行縮尾（Winsorize）處理，然后再對基準(zhǔn)模型進行回歸，結(jié)果見表6 列（5）。核心解釋變量的回歸系數(shù)符號和顯著性與前文回歸結(jié)果相似，但估計值普遍略有下降，其他控制變量的回歸系數(shù)值及符號也均未發(fā)生明顯變動，說明異常樣本點并未對基準(zhǔn)回歸結(jié)果造成實質(zhì)性影響。

4 影響渠道檢驗

根據(jù)前文的理論假說，我們所關(guān)心的“城旅協(xié)同”可能通過產(chǎn)業(yè)結(jié)構(gòu)升級機制影響經(jīng)濟增長，為考察上述傳導(dǎo)渠道的作用，并檢驗假設(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，通過選取產(chǎn)業(yè)結(jié)構(gòu)合理化（lnTLit）、產(chǎn)業(yè)結(jié)構(gòu)高級化（lnTSit）和產(chǎn)業(yè)結(jié)構(gòu)生態(tài)化（lnTEit）3個中介變量對“城旅協(xié)同”對經(jīng)濟增長的中間作用機制進行檢驗，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產(chǎn)業(yè)結(jié)構(gòu)合理化、高級化和生態(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)化及其交互項對3 個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)升級效應(yīng)后，“城旅獨立”和“城旅協(xié)同”影響經(jīng)濟增長的直接效應(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推動產(chǎn)業(yè)結(jié)構(gòu)合理化、高級化和生態(tài)化促進經(jīng)濟增長的中介效應(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、高級化和生態(tài)化3個核心維度對產(chǎn)業(yè)結(jié)構(gòu)升級進行測度。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)之間進行耦合的質(zhì)量情況。由于TL'是一個反向指標(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)濟結(jié)構(gòu)中的重要貢獻，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)高級化，該指標(biāo)可以直觀地刻畫出經(jīng)濟結(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)的升級變遷除可表征為產(chǎn)業(yè)結(jié)構(gòu)的合理化、高級化過程以外，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，因而具有強烈的理論參考價值與時代緊迫性。由于降低能耗是產(chǎn)業(yè)結(jié)構(gòu)生態(tài)化的核心問題，本文以整個國民經(jīng)濟能源消耗總量與GDP 之比衡量生態(tài)環(huán)境狀況，其為反向指標(biāo)，同樣對其正向化處理。

表7 列（1）至列（6）報告出對式（3）～式（8）的中介效應(yīng)檢驗結(jié)果。其中，列（1）至列（3）分別匯報了以產(chǎn)業(yè)結(jié)構(gòu)合理化、高級化和生態(tài)化為因變量的估計結(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）中未通過顯著性檢驗，說明旅游業(yè)發(fā)展促進了產(chǎn)業(yè)結(jié)構(gòu)合理化、高級化過程，但其對產(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)的交互項系數(shù)在列（1）至列（3）中均在不同顯著性水平上通過統(tǒng)計檢驗，表明新型城鎮(zhèn)化能切實促進經(jīng)濟結(jié)構(gòu)轉(zhuǎn)型和可持續(xù)發(fā)展，并在此過程中推動生產(chǎn)性服務(wù)業(yè)、高新技術(shù)產(chǎn)業(yè)、綠色產(chǎn)業(yè)成長，進而為產(chǎn)業(yè)結(jié)構(gòu)升級奠定堅實基礎(chǔ)，這與既有文獻的研究結(jié)論一致（藍慶新 等，2013；胡元瑞 等，2020）。此外，新型城鎮(zhèn)化對增強旅游業(yè)的產(chǎn)業(yè)結(jié)構(gòu)升級效應(yīng)也發(fā)揮了重要的正向調(diào)節(jié)作用，新型城鎮(zhèn)化所釋放出的強大市場需求潛力和新興產(chǎn)業(yè)共享知識，為增強旅游業(yè)對產(chǎn)業(yè)結(jié)構(gòu)轉(zhuǎn)型、升級的影響效應(yīng)創(chuàng)造了新型動能。

在式（3）～式（5）中依次加入3 個中介變量后的估計結(jié)果見表7 列（4）至列（6）。從中可以看出，產(chǎn)業(yè)結(jié)構(gòu)高級化、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、升級能夠顯著促進經(jīng)濟增長。對比表3列（4）可知，在加入3個中介變量后，旅游業(yè)與新型城鎮(zhèn)化交互項的回歸系數(shù)值有所下降，這驗證了產(chǎn)業(yè)結(jié)構(gòu)升級中介效應(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)率相對較低，但也表明產(chǎn)業(yè)結(jié)構(gòu)升級在“城旅協(xié)同”促進經(jīng)濟增長過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”可以通過產(chǎn)業(yè)結(jié)構(gòu)優(yōu)化、升級的中間渠道而促進經(jīng)濟增長。需要補充說明的是，上述結(jié)果同時也顯示出，新型城鎮(zhèn)化亦可通過產(chǎn)業(yè)結(jié)構(gòu)優(yōu)化、升級而驅(qū)動經(jīng)濟增長。

表7 影響機制檢驗

5 拓展性分析

新型城鎮(zhèn)化在增進經(jīng)濟城鎮(zhèn)化、人口城鎮(zhèn)化過程中，城鎮(zhèn)居民可支配收入水平的顯著提升改變了居民消費結(jié)構(gòu)、層次和理念，單一化、低品質(zhì)和弱體驗型旅游產(chǎn)品已不再適應(yīng)城鎮(zhèn)居民對多樣化、高品質(zhì)和強體驗型旅游產(chǎn)品的消費訴求。因此，為提高旅游產(chǎn)品供給體系對需求側(cè)的適配性，新型城鎮(zhèn)化通過向旅游業(yè)提供融合平臺、創(chuàng)新技術(shù)、配套功能和消費空間來拓展旅游產(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、層級式、可持續(xù)的旅游體驗，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)鏈分工的同時獲得直接的生產(chǎn)率效應(yīng)。上述過程會產(chǎn)生三種生產(chǎn)率改進機制：其一，要素流動效應(yīng)。資本、勞動、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)系而動態(tài)流動，此時蘊含在生產(chǎn)要素中的創(chuàng)新技術(shù)與隱性知識存量便發(fā)生遷移、傳播和擴散。其二，技術(shù)溢出效應(yīng)。新型城鎮(zhèn)化增強了旅游業(yè)的產(chǎn)業(yè)關(guān)聯(lián)、融合能力，為滿足居民對旅游產(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)價值鏈賦能，并實現(xiàn)其增值，進而享受旅游經(jīng)濟增長紅利，不僅會主動向旅游業(yè)部門學(xué)習(xí)旅游開發(fā)、經(jīng)營與管理相關(guān)知識，而且也會加強部門間分工協(xié)作，通過技術(shù)交流、研發(fā)合作、項目

開發(fā)等方式來加快知識和技術(shù)溢出速率，從而對產(chǎn)業(yè)網(wǎng)絡(luò)發(fā)展績效產(chǎn)生促進作用。其三，規(guī)模擴張效應(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)，通過外部性機制不僅激發(fā)涉旅企業(yè)的創(chuàng)新行為，并且也會在產(chǎn)業(yè)關(guān)聯(lián)效應(yīng)的放大作用下，進一步強化創(chuàng)新的傳導(dǎo)機制，尤其是新型城鎮(zhèn)化又可為集聚充實異質(zhì)性知識提供優(yōu)越的產(chǎn)業(yè)環(huán)境和暢通的傳導(dǎo)渠道，而根據(jù)“市場范圍”假說理論，由此所引發(fā)的規(guī)模效應(yīng)、競爭效應(yīng)便會提升生產(chǎn)率水平。除此以外，影響渠道檢驗結(jié)果也表明，“城旅協(xié)同”對產(chǎn)業(yè)結(jié)構(gòu)升級具有顯著的提升效應(yīng)。結(jié)合上述理論分析，我們將進一步實證考察“城旅協(xié)同”對全要素生產(chǎn)率的影響，也可從側(cè)面反映“城旅協(xié)同”對改變傳統(tǒng)粗放型經(jīng)濟增長方式是否存在積極作用。

相對于傳統(tǒng)的增長核算法和數(shù)據(jù)包絡(luò)分析法，基于生產(chǎn)函數(shù)估算的隨機前沿分析法所測算出的全要素生產(chǎn)率更能反映其真實性，尤其是采用了超越對數(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)，并且可以對函數(shù)形式的有效性進行檢驗，進而保證較好的擬合效果（余泳澤，2017）。鑒于此，本文將隨機前沿生產(chǎn)函數(shù)設(shè)定為超越對數(shù)形式，并以系數(shù)的顯著性檢驗來確定最終的函數(shù)形式，超越對數(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)模和勞動力數(shù)量；vit為隨機擾動項，服從標(biāo)準(zhǔn)正態(tài)分布；uit為技術(shù)無效率項，服從零點截斷的半正態(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)計量檢驗?zāi)Ｐ偷倪m用性。

關(guān)于變量構(gòu)造問題，我們以國內(nèi)生產(chǎn)總值來表示產(chǎn)出，各地區(qū)的國內(nèi)生產(chǎn)總值按2004 年不變價進行平減處理，投入包括物質(zhì)資本和勞動力兩項，分別用物質(zhì)資本存量和全社會從業(yè)人員數(shù)量度量。通過函數(shù)檢驗形式，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)合機構(gòu)，似然比統(tǒng)計量也顯著拒絕了技術(shù)無效率不存在的原假設(shè)。

表8 中國經(jīng)濟生產(chǎn)函數(shù)模型估計

本文以基于隨機前沿模型所計算出的全要素生產(chǎn)率（lnTFP）為被解釋變量，進一步考察“城旅協(xié)同”是否具備生產(chǎn)率改進效應(yīng)，模型構(gòu)建如下：

在未考慮控制變量，也未控制個體、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，而交互項回歸系數(shù)盡管顯著性水平較低，但也通過了10%的統(tǒng)計顯著性檢驗，進而初步反映出新型城鎮(zhèn)化建設(shè)不僅對提升全要素生產(chǎn)率具有促進作用，而且“城旅協(xié)同”也對全要素生產(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)的交互項回歸系數(shù)仍然保持統(tǒng)計顯著性，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”的交互項回歸系數(shù)在5%統(tǒng)計水平上顯著為正，說明新型城鎮(zhèn)化建設(shè)主導(dǎo)的旅游業(yè)發(fā)展對全要素生產(chǎn)率具有正向促進作用，即“城旅協(xié)同”具有“生產(chǎn)率改進效應(yīng)”，新型城鎮(zhèn)化建設(shè)增強了旅游業(yè)發(fā)展對經(jīng)濟結(jié)構(gòu)體系的影響能級，進而也會相應(yīng)改善經(jīng)濟增長質(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”對經(jīng)濟增長的影響及其作用機制，希冀從更為微觀的“城旅協(xié)同”視角為產(chǎn)城融合促進經(jīng)濟增長尋找一個具象解釋。計量分析表明，“城旅獨立”和“城旅協(xié)同”均對經(jīng)濟增長具有顯著促進作用，并且“城旅獨立”的經(jīng)濟增長效應(yīng)表現(xiàn)更為強烈，充分驗證出，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經(jīng)濟增長。在克服內(nèi)生性、分析異質(zhì)性和檢驗敏感性后，上述核心研究結(jié)論保持穩(wěn)健。此外，機制檢驗結(jié)果表明，“城旅協(xié)同”具體是通過推動產(chǎn)業(yè)結(jié)構(gòu)優(yōu)化、升級，進而促進經(jīng)濟增長。本文還進一步發(fā)現(xiàn)，“城旅協(xié)同”對經(jīng)濟增長的影響相對深遠，旅游業(yè)與新型城鎮(zhèn)化之間深度有效協(xié)同可通過改進全要素生產(chǎn)率而提升經(jīng)濟增長質(zhì)量。

本文證實了新型城鎮(zhèn)化是增強旅游業(yè)影響經(jīng)濟增長的效應(yīng)強度的重要調(diào)節(jié)力量，因而將“城旅協(xié)同”作用納入經(jīng)濟增長驅(qū)動因素框架中予以實證研究，對在新時期探索經(jīng)濟增長的潛在貢獻來源極為迫切。本文所蘊含的重要政策啟示：（1）旅游業(yè)是影響經(jīng)濟增長的重要因素，因而在當(dāng)前經(jīng)濟發(fā)展環(huán)境下，各地政府可以考慮將旅游業(yè)視為促進經(jīng)濟增長的工具，需要強調(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)強化旅游業(yè)的經(jīng)濟增長效應(yīng)；（2）全面、系統(tǒng)和深入貫徹新型城鎮(zhèn)化建設(shè)戰(zhàn)略，以切實推進人的城鎮(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，以促進內(nèi)涵集約式產(chǎn)業(yè)發(fā)展為實施路徑，以優(yōu)化改革體制機制為內(nèi)在動力，有序完善新型城鎮(zhèn)化發(fā)展體系，重分釋放新型城鎮(zhèn)化蘊藏的巨大內(nèi)需潛力；（3）強化“城旅協(xié)同”運行機制，旅游業(yè)部門需提高對新型城鎮(zhèn)化建設(shè)所釋放出的有效市場需求、產(chǎn)業(yè)創(chuàng)新技術(shù)、先進經(jīng)營模式等外溢知識的吸收能力，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，各級政府可考慮在資源、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，以增進旅游業(yè)系統(tǒng)與新型城鎮(zhèn)化系統(tǒng)之間的互動協(xié)調(diào)性、耦合適

應(yīng)性；（4）為盡可能拓寬“城旅協(xié)同”對經(jīng)濟增長的影響路徑，需激發(fā)“城旅協(xié)同”的產(chǎn)業(yè)結(jié)構(gòu)優(yōu)化機制，具體可通過“城旅協(xié)同”所催生的衍生需求升級、消費業(yè)態(tài)迭代、產(chǎn)業(yè)動態(tài)集聚、知識溢出關(guān)聯(lián)等途徑對產(chǎn)業(yè)結(jié)構(gòu)優(yōu)化產(chǎn)生“要素配置效應(yīng)”“消費升級效應(yīng)”“技術(shù)驅(qū)動效應(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)選擇機制，激發(fā)旅游市場需求，提升旅游產(chǎn)品質(zhì)量，拓展旅游產(chǎn)業(yè)鏈條，強化旅游業(yè)與新型城鎮(zhèn)化之間的高質(zhì)量協(xié)同，進而推動新興涉旅部門跨行業(yè)集聚，持續(xù)釋放“集聚經(jīng)濟效應(yīng)”，以此推動經(jīng)濟增長質(zhì)量提升。