旅游發(fā)展能否減小城鄉(xiāng)收入差距？

1引言旅游作為經(jīng)濟(jì)增長過程的重要組成部分之一，旅游發(fā)展的經(jīng)濟(jì)效應(yīng)能否在城鄉(xiāng)統(tǒng)籌背景下有效減小城鄉(xiāng)收入差距逐漸成為一個(gè)重要命題。大量的研究文獻(xiàn)認(rèn)為旅游發(fā)展對經(jīng)濟(jì)增長具有顯著正向作用[1－5]，但旅游發(fā)展在城鄉(xiāng)經(jīng)濟(jì)增長過程中的公平性研究值得關(guān)注。就旅游發(fā)展的社會(huì)經(jīng)濟(jì)本質(zhì)屬性而言，關(guān)于旅游發(fā)展對地區(qū)收入不平等和福利效應(yīng)①的影響程度，研究學(xué)者僅是就其中一方面進(jìn)行了分析而未形成統(tǒng)一的系統(tǒng)論述觀點(diǎn)。從鄉(xiāng)村發(fā)展旅游來看，旅游發(fā)展對鄉(xiāng)村經(jīng)濟(jì)增長存在兩個(gè)方面的爭議：一是按照傳統(tǒng)經(jīng)濟(jì)增長理論的觀點(diǎn)，鄉(xiāng)村經(jīng)濟(jì)增長的動(dòng)力應(yīng)當(dāng)源于物質(zhì)資本、人力資本和知識(shí)溢出等，而鄉(xiāng)村旅游發(fā)展的低工資、低技術(shù)和季節(jié)性因素導(dǎo)致其對鄉(xiāng)村經(jīng)濟(jì)增長的作用并不明顯，在這種情況下，鄉(xiāng)村旅游發(fā)展趨勢對地區(qū)收入分配起到反向制約作用[7－9]。二是鄉(xiāng)村旅游資源作為經(jīng)濟(jì)增長的潛力要素之一，其旅游經(jīng)濟(jì)價(jià)值的實(shí)現(xiàn)要大于在傳統(tǒng)經(jīng)濟(jì)增長模式中的資源屬性價(jià)值[10]。馬庫勒等（Marcouiller,etal.）駁斥了單純按照傳統(tǒng)的經(jīng)濟(jì)增長理論來評價(jià)鄉(xiāng)村旅游發(fā)展的觀點(diǎn)，因?yàn)檫@種做法低估了鄉(xiāng)村旅游發(fā)展所具有的潛力價(jià)值②，并在新經(jīng)濟(jì)增長理論基礎(chǔ)上構(gòu)建了空間誤差計(jì)量模型（SEM）實(shí)證分析得出鄉(xiāng)村旅游發(fā)展對減小基尼系數(shù)具有顯著作用。除此之外，鄉(xiāng)村旅游資源所具有的地域?qū)傩蕴卣髋c地區(qū)經(jīng)濟(jì)增長也具有顯著正向關(guān)系[14-15]。更為重要的是，萬杰（Wanger）、弗雷徹和皮扎姆（Fleischer&Pizam）、英格麗什等（English,etal.）、戴勒等（Deller,etal.）、戴勒和艾多等（Deller&Lledo,etal.）學(xué)者提出鄉(xiāng)村旅游有助于提升地區(qū)經(jīng)濟(jì)增長速度[16－20]。從城市發(fā)展旅游來看，旅游發(fā)展對城市經(jīng)濟(jì)增長也存在兩個(gè)方面的爭議：一是城市發(fā)展旅游不僅為城市經(jīng)濟(jì)增長提供了動(dòng)力，而且有利于城市發(fā)展的更新與復(fù)蘇[21－24]。城市發(fā)展旅游所形成的傳導(dǎo)機(jī)制和乘數(shù)效應(yīng)通過其綜合復(fù)雜的城市游憩系統(tǒng)表現(xiàn)出明顯的經(jīng)濟(jì)意義。二是城市為發(fā)展旅游所承擔(dān)的資源投入規(guī)模與城市旅游發(fā)展效率之間的失調(diào)制約了城市整體的經(jīng)濟(jì)發(fā)展[25-26]。就中國而言，主要城市旅游發(fā)展效率總體不高，城市旅游發(fā)展效率空間格局呈現(xiàn)典型的區(qū)域非均衡性，并且大部分城市旅游發(fā)展效率處在規(guī)模遞增階段，要素投入沒有滿足效率增長的需求[27]，同樣制約了城市經(jīng)濟(jì)的增長，進(jìn)一步影響到城市居民的社會(huì)經(jīng)濟(jì)福利效應(yīng)。我國同樣存在著跟美國一致的情形，收入不平等主要分為城鄉(xiāng)收入差距和家庭收入差距兩個(gè)基本維度[28-29]。有關(guān)中國旅游發(fā)展與城鄉(xiāng)收入差距之間關(guān)系的文獻(xiàn)資料相對甚少，這顯然與如今我們所探討的城鄉(xiāng)統(tǒng)籌與旅游發(fā)展的和諧共進(jìn)不相符?，F(xiàn)有的涉及旅游發(fā)展與城鄉(xiāng)收入差距的研究文獻(xiàn)并沒有觸及本質(zhì)問題的核心層面，而僅是集中于對旅游發(fā)展在鄉(xiāng)村和城市地區(qū)所產(chǎn)生的經(jīng)濟(jì)影響效應(yīng)或者城鄉(xiāng)旅游如何協(xié)調(diào)互動(dòng)為主[30,13,31]，并沒有客觀解釋旅游發(fā)展對城鄉(xiāng)收入差距到底存在怎樣的影響機(jī)制。鑒于此，本文利用中國1999～2008年30個(gè)省、自治區(qū)和直轄市③的分省面板數(shù)據(jù)首次實(shí)證檢驗(yàn)了旅游發(fā)展對城鄉(xiāng)收入差距的影響機(jī)制，試圖為中國旅游發(fā)展的這一重要社會(huì)經(jīng)濟(jì)價(jià)值進(jìn)行理論驗(yàn)證。2中國旅游發(fā)展與城鄉(xiāng)收入差距的基本情形首先，中國旅游經(jīng)濟(jì)發(fā)展存在明顯的時(shí)空區(qū)域差異化特征，東中西部旅游發(fā)展區(qū)位熵值大小所表示的區(qū)域旅游經(jīng)濟(jì)發(fā)展的非均衡性也反映出不同地區(qū)旅游發(fā)展對經(jīng)濟(jì)增長的影響機(jī)制和影響規(guī)模有所不同。地區(qū)經(jīng)濟(jì)發(fā)展結(jié)構(gòu)的差異決定了其與旅游發(fā)展存在不同形式的相互作用關(guān)系[32-33]，從而直接作用于旅游發(fā)展對不同地區(qū)城鄉(xiāng)收入差距的影響機(jī)制和效應(yīng)強(qiáng)度，同時(shí)也決定了旅游發(fā)展對城鄉(xiāng)收入差距的這種影響關(guān)系也存在明顯的地域性。其次，國內(nèi)旅游市場和入境旅游市場發(fā)展對中國經(jīng)濟(jì)增長所產(chǎn)生的影響效應(yīng)也存在明顯的地域性。通過旅游消費(fèi)所帶動(dòng)的旅游市場發(fā)展，主要以其外部性和溢出效應(yīng)等方式來刺激地區(qū)經(jīng)濟(jì)增長[34]，旅游消費(fèi)水平又取決于旅游者的旅游消費(fèi)傾向，內(nèi)生于地區(qū)經(jīng)濟(jì)增長水平的旅游消費(fèi)傾向決定了國內(nèi)旅游和入境旅游市場對經(jīng)濟(jì)增長的影響規(guī)模程度。就中國而言，國內(nèi)旅游市場發(fā)展對經(jīng)濟(jì)增長具有顯著促進(jìn)作用；東部和中部入境旅游市場發(fā)展對經(jīng)濟(jì)增長起促進(jìn)作用，但西部入境旅游市場發(fā)展卻對經(jīng)濟(jì)增長起顯著阻礙作用[35－37]。再次，旅游深度雖然能基本反映出地區(qū)旅游發(fā)展程度，但是卻忽視了以人均旅游收入所表示的旅游密度對地區(qū)經(jīng)濟(jì)增長的影響。旅游密度可能會(huì)從動(dòng)態(tài)的角度，改變地區(qū)旅游需求結(jié)構(gòu)[38]，通過旅游消費(fèi)支出所產(chǎn)生的乘數(shù)累積效應(yīng)來有效帶動(dòng)地區(qū)經(jīng)濟(jì)增長，從而進(jìn)一步增強(qiáng)旅游發(fā)展對城鄉(xiāng)收入差距的影響效應(yīng)程度。3旅游發(fā)展與城鄉(xiāng)收入差距的實(shí)證分析3.1模型、樣本和回歸方法為了實(shí)證分析旅游發(fā)展對城鄉(xiāng)收入差距的影響，本文以城鄉(xiāng)收入差距（gap）為因變量，以旅游發(fā)展（tourism）為關(guān)鍵解釋變量，建立了一個(gè)面板數(shù)據(jù)模型。同時(shí)，在模型中加入了城鄉(xiāng)收入差距的一階滯后項(xiàng)，因?yàn)榭紤]到城鄉(xiāng)收入差距具有動(dòng)態(tài)效應(yīng)[39]，當(dāng)期城鄉(xiāng)收入差距變化可能會(huì)受到其自身過去值的影響，即城鄉(xiāng)收入差距變化是一個(gè)復(fù)雜的緩慢動(dòng)態(tài)調(diào)整過程。此外，本文還在模型中加入了人均實(shí)際國內(nèi)生產(chǎn)總值對數(shù)（lpgdp）、金融發(fā)展水平（finance）、城市化（urbanization）、開放程度（openness）和財(cái)政分權(quán)程度（fisdec）等影響城鄉(xiāng)收入差距的模型控制變量。模型設(shè)定具體如下：本文使用三種方法對模型進(jìn)行估計(jì)：混合估計(jì)（pooledOLS）、固定效應(yīng)估計(jì)（fixed-effectsOLS）和系統(tǒng)廣義矩估計(jì)（system-GMM）。由于沒有控制地區(qū)固定效應(yīng)，混合估計(jì)通常會(huì)高估因變量滯后項(xiàng)的系數(shù)。對于式（1），如果模型不存在內(nèi)生性問題，可以使用固定效應(yīng)模型進(jìn)行估計(jì)，雖然可能由于時(shí)期比較少，固定效應(yīng)模型會(huì)低估因變量滯后項(xiàng)的系數(shù)。然而，由于式（1）可能存在因變量到解釋變量的反向關(guān)系以及因變量的滯后一期與模型隨機(jī)擾動(dòng)項(xiàng)相關(guān)，從而會(huì)使得模型中存在內(nèi)生問題。所有這些，都會(huì)使式（1）的固定效應(yīng)模型估計(jì)產(chǎn)生偏誤。為了解決以上問題，阿雷拉諾和邦德（Arrellano&Bond）指出，當(dāng)模型中的一些變量是內(nèi)生變量時(shí)，普通的面板回歸結(jié)果是有偏的，動(dòng)態(tài)面板方法可以消除模型的內(nèi)生性偏誤，從而得到更加有效的估計(jì)結(jié)果[40]。通常對動(dòng)態(tài)面板模型有兩種估計(jì)方法，一種是一階差分廣義矩估計(jì)（firstdifference-GMM）估計(jì)方法。首先對式（1）進(jìn)行差分得到：一階差分GMM估計(jì)方法存在所謂的弱工具變量（weakinstruments）問題。除此之外，差分轉(zhuǎn)換也有一定缺陷，它會(huì)導(dǎo)致一部分樣本信息的損失，并且當(dāng)解釋變量在時(shí)間上有持續(xù)性時(shí)，工具變量的有效性同樣會(huì)減弱，從而影響估計(jì)結(jié)果的漸進(jìn)有效性。阿雷拉諾和布維爾（Arellano&Bover）、布倫戴爾和邦德（Blundell&Bond）在此基礎(chǔ)上提出的系統(tǒng)廣義矩估計(jì)（system-GMM）能夠很好地解決上述問題，它能同時(shí)利用差分和水平方程中的信息，并增加了一組滯后的差分變量作為水平方程相應(yīng)變量的工具變量，從而提高了估計(jì)結(jié)果的有效性[41-42]?？紤]到系統(tǒng)廣義矩估計(jì)量的一致性取決于工具變量的有效性，本文利用Sargan檢驗(yàn)及AR檢驗(yàn)（Arellano-BondtestforAR）來進(jìn)行判斷，在Sargan檢驗(yàn)中，原假設(shè)為工具變量聯(lián)合有效；在AR檢驗(yàn)中，殘差項(xiàng)允許存在一階序列相關(guān)，但不允許存在二階序列相關(guān)。蒙特卡洛試驗(yàn)表明，在有限樣本下，系統(tǒng)廣義矩估計(jì)比差分廣義矩估計(jì)的偏差更小，有效性更高[43]。3.2變量選取本文將利用1999～2008年全國30個(gè)省、自治區(qū)和直轄市的面板數(shù)據(jù)進(jìn)行實(shí)證研究。統(tǒng)計(jì)分析數(shù)據(jù)來源于《中國統(tǒng)計(jì)年鑒》、各省統(tǒng)計(jì)年鑒、《中國旅游統(tǒng)計(jì)年鑒》、《新中國六十年統(tǒng)計(jì)資料匯編》和中經(jīng)網(wǎng)統(tǒng)計(jì)數(shù)據(jù)庫。3.3實(shí)證分析結(jié)果與穩(wěn)健性檢驗(yàn)首先對模型變量采用LLC（Levin-Lin-Chu）、Fisher-ADF和HadriZ等方法進(jìn)行面板單位根檢驗(yàn)，以考察面板數(shù)據(jù)的平穩(wěn)性，認(rèn)為因變量gap及其自然對數(shù)為平穩(wěn)性序列，且利用面板協(xié)整檢驗(yàn)Pedroni和Kao方法得出模型變量之間存在長期均衡穩(wěn)定的協(xié)整關(guān)系。表2顯示了式（1）旅游發(fā)展對城鄉(xiāng)收入差距的模型回歸結(jié)果。模型1、模型2和模型3分別給出了混合估計(jì)、固定效應(yīng)估計(jì)和系統(tǒng)GMM估計(jì)。模型中主要包括城鄉(xiāng)收入差距滯后項(xiàng)和旅游發(fā)展兩個(gè)關(guān)鍵解釋變量以及時(shí)間固定效應(yīng)。動(dòng)態(tài)面板的系統(tǒng)GMM估計(jì)的一致性要求差分殘差的一階序列可以相關(guān)，但二階序列不相關(guān)，根據(jù)模型3的回歸結(jié)果，發(fā)現(xiàn)AR（1）拒絕原假設(shè)而AR（2）接受原假設(shè)，其統(tǒng)計(jì)量不顯著也說明了不存在二階序列相關(guān)的原假設(shè)成立。同時(shí)，Sargan檢驗(yàn)接受原假設(shè)，其統(tǒng)計(jì)量不顯著也說明了工具變量聯(lián)合有效。通過估計(jì)所得到的系統(tǒng)GMM估計(jì)量具有一致性，但如果使用的工具變量較弱時(shí)，動(dòng)態(tài)面板的系統(tǒng)GMM估計(jì)量可能會(huì)發(fā)生較大程度的偏倚。邦德（Bond）提出了判斷此種情況的方法，即將系統(tǒng)GMM的估計(jì)量和混合回歸估計(jì)量以及固定效應(yīng)回歸估計(jì)量進(jìn)行對比，觀察因變量滯后項(xiàng)的系統(tǒng)GMM估計(jì)量是否介于其他兩種估計(jì)量之間。這是因?yàn)楫?dāng)因變量的滯后項(xiàng)作為模型解釋變量時(shí)，混合估計(jì)回歸會(huì)引起因變量滯后項(xiàng)的估計(jì)量上偏，而固定效應(yīng)回歸會(huì)導(dǎo)致因變量滯后項(xiàng)的估計(jì)量下偏，良好的因變量滯后項(xiàng)的估計(jì)量應(yīng)該處在兩者范圍之內(nèi)[44]。同本文所期望的一樣，模型3的因變量滯后項(xiàng)的系統(tǒng)GMM估計(jì)量（0.781）恰好介于混合回歸滯后項(xiàng)的估計(jì)量（0.959，模型1）和固定效應(yīng)回歸滯后項(xiàng)的估計(jì)量（0.6，模型2）之間。本文重點(diǎn)分析模型3。Sargan檢驗(yàn)統(tǒng)計(jì)結(jié)果大于0.1，表明模型不存在內(nèi)生性問題。城鄉(xiāng)收入差距滯后項(xiàng)在1％水平上高度顯著表明城鄉(xiāng)收入差距變化發(fā)展具有動(dòng)態(tài)持續(xù)性，當(dāng)期城鄉(xiāng)收入差距形態(tài)變動(dòng)受到上一期城鄉(xiāng)差距演變機(jī)制的影響，城鄉(xiāng)收入差距的“棘輪效應(yīng)”顯著。更為重要的是，旅游發(fā)展與城鄉(xiāng)收入差距呈現(xiàn)高度顯著的負(fù)向關(guān)系，即旅游發(fā)展有效減少了中國的城鄉(xiāng)收入差距。除了模型統(tǒng)計(jì)上的顯著性，根據(jù)旅游發(fā)展對城鄉(xiāng)收入差距的系統(tǒng)GMM估計(jì)量進(jìn)行定量分析，有助于深刻了解旅游發(fā)展對城鄉(xiāng)收入差距的影響機(jī)制。在模型3中，旅游發(fā)展對城鄉(xiāng)收入差距的回歸系數(shù)為－1.544，這意味著旅游發(fā)展（即旅游深度）每上升1％，城鄉(xiāng)收入差距將減小約1.544個(gè)百分點(diǎn)⑤。進(jìn)一步采用標(biāo)準(zhǔn)化系數(shù)來直接反映旅游發(fā)展對城鄉(xiāng)收入差距的影響規(guī)模程度，通過解釋變量的回歸系數(shù)和自變量標(biāo)準(zhǔn)差的乘積與因變量標(biāo)準(zhǔn)差的比值判斷[45]，旅游發(fā)展的標(biāo)準(zhǔn)化系數(shù)為15.8％，表明旅游發(fā)展的變化解釋了城鄉(xiāng)收入差距變化的1.4％。考慮到城鄉(xiāng)收入差距變化的“棘輪效應(yīng)”，在其隨著時(shí)間不斷累積的情況下，城鄉(xiāng)收入差距變化速度將會(huì)加快。因?yàn)槌青l(xiāng)收入差距滯后項(xiàng)的系數(shù)為0.773，所以旅游發(fā)展對城鄉(xiāng)收入差距的長期累積效應(yīng)為－1.544/（1－0.773）≈－6.846。因此旅游發(fā)展對城鄉(xiāng)收入差距的標(biāo)準(zhǔn)系數(shù)上升到16.7％，說明旅游發(fā)展的變化可以解釋城鄉(xiāng)收入差距長期累積變化的16.7％。模型4和模型5分別是依次加入多個(gè)控制變量之后的旅游發(fā)展對城鄉(xiāng)收入差距的系統(tǒng)GMM估計(jì)結(jié)果。模型4中加入了控制變量地區(qū)經(jīng)濟(jì)發(fā)展水平、儲(chǔ)蓄率和人力資本，模型5在此基礎(chǔ)上又加入了金融市場發(fā)展、城市化、對外開放程度和財(cái)政分權(quán)程度4個(gè)控制變量，通過以上模型敏感性檢驗(yàn)，發(fā)現(xiàn)旅游發(fā)展與城鄉(xiāng)收入差距的顯著負(fù)向關(guān)系依然穩(wěn)健，只不過影響效應(yīng)程度相比模型3有所降低，這也符合模型預(yù)期。在模型5中，旅游發(fā)展對城鄉(xiāng)收入差距的回歸系數(shù)為－0.626，這意味著旅游發(fā)展每上升1％，城鄉(xiāng)收入差距將減小約0.626個(gè)百分點(diǎn)，旅游發(fā)展對城鄉(xiāng)收入差距的長期累積效應(yīng)值約為－3.244⑥。為了分析旅游發(fā)展的滯后項(xiàng)是否對城鄉(xiāng)收入差距產(chǎn)生影響，在模型6中加入旅游發(fā)展的滯后一期，發(fā)現(xiàn)旅游發(fā)展在當(dāng)期仍對城鄉(xiāng)收入差距產(chǎn)生顯著的負(fù)效應(yīng)，回歸系數(shù)為－1.566，但在滯后期卻產(chǎn)生了顯著的擠入效應(yīng)（兩者在10％水平上呈現(xiàn)正向關(guān)系），回歸系數(shù)為1.158，綜合兩期旅游發(fā)展對城鄉(xiāng)收入差距的影響效應(yīng)程度，總體上還是以當(dāng)期為主?？紤]到旅游流經(jīng)濟(jì)效應(yīng)功能的逐步衰減規(guī)律，旅游發(fā)展在滯后期與城鄉(xiāng)收入差距會(huì)呈現(xiàn)顯著正向關(guān)系，然而在長期中，旅游發(fā)展對城鄉(xiāng)收入差距的長期累積效應(yīng)為1.898。所以當(dāng)考慮到旅游發(fā)展滯后期對城鄉(xiāng)收入差距的正向作用后，旅游發(fā)展每上升1％，長期中可減小城鄉(xiāng)收入差距1.898％。下面重點(diǎn)考察旅游發(fā)展對城鄉(xiāng)收入差距的影響如何受到地區(qū)經(jīng)濟(jì)特征的制約。模型7、模型8和模型9分別給出了旅游發(fā)展、地區(qū)經(jīng)濟(jì)特征對城鄉(xiāng)收入差距影響的估計(jì)結(jié)果。模型7是旅游發(fā)展、財(cái)政分權(quán)與城鄉(xiāng)收入差距相互影響的估計(jì)結(jié)果。估計(jì)結(jié)果表明，旅游發(fā)展與財(cái)政分權(quán)的交互項(xiàng)在10％的水平上顯著為負(fù)，這表明旅游發(fā)展對中國城鄉(xiāng)收入差距的影響依賴于財(cái)政分權(quán)，財(cái)政分權(quán)在旅游發(fā)展對城鄉(xiāng)收入差距的影響機(jī)制中呈現(xiàn)出負(fù)的調(diào)節(jié)作用。財(cái)政分權(quán)程度越高，旅游發(fā)展對減小城鄉(xiāng)收入差距的影響效應(yīng)越大?？梢郧蟪鲐?cái)政分權(quán)程度的門限水平為0.693⑦，高于此門限水平的地區(qū)，城鄉(xiāng)收入差距會(huì)隨著旅游發(fā)展而減小。這一門限水平低于樣本地區(qū)財(cái)政支出程度的均值0.725，說明多數(shù)地區(qū)財(cái)政分權(quán)程度已跨越這一門限，旅游發(fā)展有利于地區(qū)城鄉(xiāng)收入差距的減小。同時(shí)，也可求出旅游發(fā)展的門限水平為0.073，該門限水平低于樣本地區(qū)旅游發(fā)展的均值0.085，因此對于處于財(cái)政分權(quán)程度平均水平的地區(qū)而言，地區(qū)城鄉(xiāng)收入差距會(huì)隨著旅游的發(fā)展而減小。除此之外，模型7中的財(cái)政分權(quán)變量在10％水平上顯著，這也驗(yàn)證了財(cái)政分權(quán)是造成地區(qū)城鄉(xiāng)收入差距的重要因素[47－49]。模型8⑧給出了旅游發(fā)展、地區(qū)經(jīng)濟(jì)發(fā)展水平與城鄉(xiāng)收入差距相互影響的估計(jì)結(jié)果。估計(jì)結(jié)果顯示，旅游發(fā)展與地區(qū)經(jīng)濟(jì)發(fā)展水平的交互項(xiàng)在5％水平上顯著為負(fù)，表明旅游發(fā)展對中國城鄉(xiāng)收入差距的影響也依賴于地區(qū)經(jīng)濟(jì)發(fā)展水平，由于地區(qū)經(jīng)濟(jì)發(fā)展水平產(chǎn)生負(fù)向調(diào)節(jié)作用，這就意味著在經(jīng)濟(jì)發(fā)展水平較高的地區(qū)，旅游發(fā)展對城鄉(xiāng)收入差距的負(fù)向影響強(qiáng)度越大。我們可以求出地區(qū)經(jīng)濟(jì)發(fā)展水平對數(shù)的門限水平為9.875，相當(dāng)于以1999年為基期不變價(jià)格表示的19438.29元。以2008年為例，高于這一門限水平的地區(qū)，比如北京、天津、遼寧、上海、江蘇、浙江、福建、山東、廣東以及內(nèi)蒙古的經(jīng)濟(jì)發(fā)展水平是有利于旅游發(fā)展對減小城鄉(xiāng)收入差距的影響效應(yīng)的。同時(shí)也可以求出旅游發(fā)展的門限水平為0.29，在樣本范圍內(nèi)這一門限水平要高于旅游發(fā)展的均值0.085，對處于旅游發(fā)展平均水平的地區(qū)而言，經(jīng)濟(jì)增長不利于城鄉(xiāng)收入差距的減小，但是意味著加強(qiáng)地區(qū)旅游發(fā)展可以有助于保持經(jīng)濟(jì)增長的同時(shí)有效減小城鄉(xiāng)收入差距。模型8中地區(qū)經(jīng)濟(jì)發(fā)展水平在5％水平上顯著為正，說明中國經(jīng)濟(jì)發(fā)展進(jìn)程中同時(shí)伴隨著收入分配不公現(xiàn)象[50－52]。模型9顯示了旅游發(fā)展、城市化與城鄉(xiāng)收入差距相互影響的估計(jì)結(jié)果。估計(jì)結(jié)果顯示，旅游發(fā)展與城市化水平的交互項(xiàng)在10％水平上顯著為正，表明城市化水平在旅游發(fā)展對城鄉(xiāng)收入差距的影響機(jī)制中呈現(xiàn)出正的調(diào)節(jié)作用。城市化水平越高，越不利于旅游發(fā)展對城鄉(xiāng)收入差距的負(fù)向影響效應(yīng)，旅游發(fā)展對城鄉(xiāng)收入差距的負(fù)向影響效應(yīng)受到城市化水平的制約。我們同樣可以求出城市化的門限水平為0.598，該門限水平要高于樣本地區(qū)城市化水平均值0.337，表明對處于城市化平均水平的地區(qū)而言，旅游發(fā)展有利于減小城鄉(xiāng)收入差距，但是城市化水平的進(jìn)程過快反而會(huì)制約這種影響效應(yīng)。旅游發(fā)展的門限水平為0.148，在樣本范圍內(nèi)這一門限水平要高于旅游發(fā)展的均值0.085，對處于旅游發(fā)展平均水平的地區(qū)而言，城市化進(jìn)程過快不利于城鄉(xiāng)收入差距的減小，但是意味著旅游發(fā)展在城市化進(jìn)程對減小收入差距方面卻起到積極作用。模型9還顯示出城市化對降低統(tǒng)計(jì)上的城鄉(xiāng)收入差距具有顯著作用[53－57]。模型10和模型11分別給出了旅游發(fā)展對城鄉(xiāng)收入差距估計(jì)結(jié)果的穩(wěn)健性檢驗(yàn)。用城鄉(xiāng)消費(fèi)比率及其滯后項(xiàng)來代替城鄉(xiāng)收入差距指標(biāo)及其滯后項(xiàng)，模型10的估計(jì)結(jié)果顯示旅游發(fā)展和城鄉(xiāng)收入差距存在顯著負(fù)向關(guān)系。雖然本文的基礎(chǔ)樣本包括了30個(gè)省、自治區(qū)和直轄市，但其中三個(gè)直轄市（北京、天津和上海）的部分指標(biāo)數(shù)據(jù)要遠(yuǎn)高于其他省級(jí)行政單位，所以在分析旅游發(fā)展對城鄉(xiāng)收入差距的影響規(guī)模程度時(shí)可能會(huì)成為異常值。為了提高穩(wěn)健性檢驗(yàn)的可信度，接下來在進(jìn)行旅游發(fā)展對城鄉(xiāng)收入差距的模型回歸時(shí)，將三個(gè)直轄市從基礎(chǔ)樣本中剔除掉后重新進(jìn)行回歸。模型11同樣證實(shí)了旅游發(fā)展與城鄉(xiāng)收入差距依然存在顯著負(fù)向關(guān)系。3.4旅游發(fā)展對城鄉(xiāng)收入差距作用與經(jīng)濟(jì)發(fā)展水平關(guān)系表2模型8中的估計(jì)結(jié)果顯示，雖然旅游發(fā)展與地區(qū)經(jīng)濟(jì)發(fā)展水平的交互項(xiàng)系數(shù)顯著為負(fù)（地區(qū)經(jīng)濟(jì)發(fā)展水平呈現(xiàn)弱的負(fù)調(diào)節(jié)作用），但是旅游發(fā)展變量的系數(shù)卻顯著為正，而且交互項(xiàng)的系數(shù)絕對值要小于旅游發(fā)展的系數(shù)，所以需要進(jìn)一步判斷旅游發(fā)展對城鄉(xiāng)收入差距的影響作用是否真正依賴于地區(qū)經(jīng)濟(jì)發(fā)展水平。為此進(jìn)一步將基礎(chǔ)樣本分為低經(jīng)濟(jì)發(fā)展水平組（1999～2003年）和高經(jīng)濟(jì)發(fā)展水平組（2004～2008年）來分別進(jìn)行模型回歸⑨?；貧w結(jié)果如表3。從表3中可以看出，兩個(gè)模型回歸結(jié)果分別顯示旅游發(fā)展對城鄉(xiāng)收入差距依次在10％和1％水平上顯著負(fù)相關(guān)，即地區(qū)經(jīng)濟(jì)發(fā)展水平在旅游發(fā)展對城鄉(xiāng)收入差距負(fù)向影響關(guān)系中的弱調(diào)節(jié)作用可以進(jìn)行忽略。在去掉地區(qū)經(jīng)濟(jì)發(fā)展水平這一控制變量條件下重新進(jìn)行旅游發(fā)展對城鄉(xiāng)收入差距的模型估計(jì)，回歸結(jié)果如表4所示。從表4中可以看出，當(dāng)去掉地區(qū)經(jīng)濟(jì)發(fā)展水平控制變量后，本文所證實(shí)的旅游發(fā)展對城鄉(xiāng)收入差距的負(fù)向關(guān)系依然穩(wěn)健，旅游發(fā)展減小城鄉(xiāng)收入差距的作用機(jī)制并不依賴于地區(qū)經(jīng)濟(jì)發(fā)展水平，從而進(jìn)一步證實(shí)了表2中的模型8所顯示的旅游發(fā)展對城鄉(xiāng)收入作用的顯著正向關(guān)系并不可靠。4旅游發(fā)展對城鄉(xiāng)收入差距影響效應(yīng)的分解探析4.1基本模型與實(shí)證分析為了控制地區(qū)固定效應(yīng)和時(shí)間固定效應(yīng)以及解釋變量可能存在的內(nèi)生性問題，本文仍然采用動(dòng)態(tài)面板的系統(tǒng)GMM估計(jì)方法來實(shí)證分析旅游發(fā)展對經(jīng)濟(jì)增長的影響機(jī)制。在參考霍茲納爾（Holzner）模型基礎(chǔ)上[58]，本文將基本模型設(shè)定如下：模型基本變量符號(hào)同式（1），表示i省份在t時(shí)期的收入（農(nóng)村人均實(shí)際收入lrurpgdp、城鎮(zhèn)人均實(shí)際收入lurbpgdp和全國人均實(shí)際收入lpgdp），此外，本文又在模型中加入了3個(gè)虛擬變量(11)（2003年設(shè)為1，其他年份為0；2004年設(shè)為1，其他年份為0；2008年設(shè)為1，其他年份為0），在突出反映可能出現(xiàn)異常值的情況下，以便正確反映旅游發(fā)展對我國經(jīng)濟(jì)增長的影響。表5報(bào)告出了旅游發(fā)展對經(jīng)濟(jì)增長的模型回歸結(jié)果。模型1顯示的是旅游發(fā)展對農(nóng)村人均實(shí)際收入的回歸結(jié)果。在控制了農(nóng)村人均實(shí)際收入滯后項(xiàng)、人力資本、儲(chǔ)蓄率和城市化等指標(biāo)后，旅游發(fā)展對農(nóng)村人均實(shí)際收入在5％水平上呈正相關(guān)關(guān)系，回歸系數(shù)為0.048，農(nóng)村人均實(shí)際收入對旅游發(fā)展的半彈性為4.8％(12)，即旅游發(fā)展變動(dòng)1個(gè)單位，農(nóng)村人均實(shí)際收入正向變動(dòng)4.8％。模型2回歸結(jié)果顯示出旅游發(fā)展與城鎮(zhèn)人均實(shí)際收入負(fù)相關(guān)但不顯著(13)。這可能是由于兩個(gè)方面的原因：一是“旅游城市化”（cityinthetourism），城市優(yōu)越的旅游社會(huì)、經(jīng)濟(jì)和文化環(huán)境構(gòu)成的游憩系統(tǒng)（attractionsystem）是吸引旅游者前往城市旅游的最重要因素，城市旅游消費(fèi)的快速性成為城市旅游經(jīng)濟(jì)增長的驅(qū)動(dòng)力[59-60]。二是“城市旅游化”（tourisminthecity），旅游設(shè)施建設(shè)投入產(chǎn)出失調(diào)，旅游公共投資效率的低下造成旅游發(fā)展對地區(qū)經(jīng)濟(jì)增長作用并不明顯，甚至延緩了旅游經(jīng)濟(jì)效益的溢出，城市旅游發(fā)展效率受到質(zhì)疑[61-62]。模型3顯示出旅游發(fā)展對人均實(shí)際收入具有顯著正向關(guān)系。諸多跨國實(shí)證研究文獻(xiàn)也表明旅游發(fā)展對經(jīng)濟(jì)增長具有顯著正向作用[63－66]。本文在對人均實(shí)際收入滯后項(xiàng)和其他控制變量進(jìn)行控制的基礎(chǔ)上，得出我國旅游發(fā)展對經(jīng)濟(jì)增長同樣存在顯著正向作用。4.2進(jìn)一步的分析鄉(xiāng)村旅游發(fā)展主要是一種需求驅(qū)動(dòng)（demand-driven）的旅游經(jīng)濟(jì)增長方式，旅游者對鄉(xiāng)村旅游社會(huì)心理的沖動(dòng)意識(shí)，構(gòu)成了鄉(xiāng)村旅游發(fā)展的基本因素[67]。鄉(xiāng)村旅游發(fā)展小而全的經(jīng)營模式提升了鄉(xiāng)村居民的福利效應(yīng)，有效減小了鄉(xiāng)村貧困率，從而對減小城鄉(xiāng)收入差距起到積極作用。城市旅游發(fā)展主要是一種供給驅(qū)動(dòng)（supply－driven）的旅游經(jīng)濟(jì)增長模式，城市持續(xù)建設(shè)中所具有的綜合游憩系統(tǒng)功能是城市旅游興起的重要方面[68]。城市在小型開放經(jīng)濟(jì)中發(fā)展旅游可能形成的“荷蘭病”(15)現(xiàn)象制約了城市整體經(jīng)濟(jì)的發(fā)展[69-70]，然而霍茲納爾同樣利用動(dòng)態(tài)面板SYS-GMM估計(jì)方法在上述模型基礎(chǔ)上對134個(gè)國家1970～2007年的面板數(shù)據(jù)進(jìn)行了實(shí)證分析，認(rèn)為城市發(fā)展旅游在大尺度整體層面上并不會(huì)產(chǎn)生嚴(yán)重的“荷蘭病”現(xiàn)象，相反，物質(zhì)資本的投入建設(shè)，反而會(huì)提升旅游發(fā)展對城市經(jīng)濟(jì)增長的影響程度[58]。考慮到我國地區(qū)經(jīng)濟(jì)結(jié)構(gòu)相對復(fù)雜性以及主導(dǎo)旅游產(chǎn)品類型的多樣性特點(diǎn)，上述兩種情形在不同時(shí)空條件下的并存也是可以預(yù)見的。除此之外，雖然由于旅游公共投資效率不高造成城市在旅游發(fā)展過程中有限資源的過度占用[71]，但是就像艾爾貝拉特和貝爾（Albalate&Bel）所研究的那樣，物質(zhì)資本的投入加強(qiáng)了旅游發(fā)展對城市經(jīng)濟(jì)增長的影響規(guī)模程度[62]。因此，綜合以上分析，雖然表5模型2中顯示旅游發(fā)展與城鎮(zhèn)人均收入沒有顯著關(guān)系，這也恰好反映的是我國目前階段城市旅游發(fā)展過程中所存在的多重復(fù)合效應(yīng)疊加的結(jié)果，但是旅游發(fā)展對城市經(jīng)濟(jì)增長仍具有很大潛力。正如科培蘭德（Copeland）和朝等（Chao,etal.）模型所研究的那樣，旅游在GDP中份額較高國家的經(jīng)濟(jì)增長速度要高于以傳統(tǒng)經(jīng)濟(jì)增長方式為主導(dǎo)國家的經(jīng)濟(jì)增長速度，通過依次對模型加入不同的控制變量（實(shí)際匯率變動(dòng)、國內(nèi)商品稅收和制造業(yè)出口份額）回歸發(fā)現(xiàn)，旅游發(fā)展對經(jīng)濟(jì)增長的估計(jì)系數(shù)基本維持在0.157～0.213之間，而本文表5所展示的中國旅游發(fā)展對經(jīng)濟(jì)增長的回歸系數(shù)為0.226，與其研究基本一致。除此之外，厄根尼奧—馬丁等（Eugenio-Martin,etal.）以拉丁美洲21個(gè)國家1985～1998的面板數(shù)據(jù)為樣本，運(yùn)用動(dòng)態(tài)面板的SYS-GMM估計(jì)方法對旅游市場發(fā)展與經(jīng)濟(jì)增長之間的關(guān)系進(jìn)行研究，依然報(bào)告了旅游發(fā)展對經(jīng)濟(jì)增長具有顯著正向關(guān)系的穩(wěn)健結(jié)論[72]。5結(jié)論實(shí)證結(jié)果研究表明，中國旅游發(fā)展能夠顯著減小城鄉(xiāng)收入差距，穩(wěn)健性檢驗(yàn)也堅(jiān)持了此觀點(diǎn)。旅游發(fā)展對農(nóng)村人均實(shí)際收入具有顯著正向關(guān)系，而與城鎮(zhèn)人均實(shí)際收入之間關(guān)系則不顯著，同時(shí)，旅游發(fā)展對全國人均收入水平存在顯著正向關(guān)系。除此之外，財(cái)政分權(quán)在旅游發(fā)展對城鄉(xiāng)收入差距影響關(guān)系中起負(fù)調(diào)節(jié)作用；城市化在旅游發(fā)展對城鄉(xiāng)收入差距影響關(guān)系中起正調(diào)節(jié)作用；人均收入水平在旅游發(fā)展對城鄉(xiāng)收入差距影響關(guān)系中的負(fù)調(diào)節(jié)作用基本可以忽略。以上正是中國旅游發(fā)展減小城鄉(xiāng)收入差距的影響機(jī)