中國旅游業發展對經濟結構轉型的時變影響機制研究

何 靜

（河南農業大學，河南 鄭州 450000）

一、引言和文獻綜述

旅游經濟是指在旅游活動的過程中，旅游個體、企業及其關聯企業發生的商品和服務交易，以及其在帶動關聯產業發展的過程中，所衍生出的各種經濟活動和經濟關系的總和（隋建利、劉金全，2014），具有產業覆蓋廣、帶動效應強、前后關聯密切的特征。改革開放以來，中國旅游業加快開放步伐，發展規模不斷壯大，實現了從旅游短缺型、落后型國家到旅游高度發達強國的歷史性跨越。進入21 世紀，中國由于具有獨特的歷史人文和自然景觀，而成為全球最受歡迎的旅游地之一(Lim&Pan，2005)，尤其是“十二五”以來，中國旅游業全面融入國家戰略體系，逐漸走向國民經濟發展的中心，成為國民經濟發展的戰略性支柱產業。“十三五”期間，中國旅游業的戰略性支柱產業地位進一步強化，綜合帶動功能全面凸顯，現代治理體系初步建立，國際地位和影響力大幅提升，旅游產業對國民經濟和就業的綜合貢獻度均超過10%。據統計數據顯示，2019年中國國內旅游收入達到了5.7 萬億元，同比增長11.6%，連續15 年保持兩位數增長。無疑，旅游業的快速發展促進了經濟增長。旅游產業本身屬于第三產業，其快速發展不僅帶動了服務行業的發展，同時旅游產業對上下游產業鏈的關聯帶動也可以促進制造業發展和其他服務業的發展。旅游業發展對宏觀經濟的影響不僅體現在上述總量層面，而且還體現在結構層面。在中國經濟結構轉型的過程中，產業結構（供給端）和需求結構（需求端）是最為重要的兩個方面：從產業結構來看，旅游業發展對第三產業的促進作用更大，有助于促進產業結構升級；從需求結構看，旅游業屬于典型的消費型行業，其快速發展也可以促進消費增長并帶動需求結構升級。鑒于此，文章將聚焦旅游業發展對經濟結構轉型的影響，分析旅游業發展與國民經濟供給結構和需求結構的關聯機制，實證研究在不同發展階段關聯機制的時變效應。

旅游業發展對經濟增長的帶動作用一直是學術領域的一個重要課題，閆敏(1999)最早使用里昂惕夫發明的投入產出法研究了中國旅游業與經濟發展水平之間的關系，提出旅游業的產業化和國民經濟所處的發展水平之間的確存在一種必然聯系。近年來，中國旅游產業取得了長足的發展，在新的發展階段旅游產業與經濟增長之間表現出動態性、區域差異性、空間相關性。在動態特征方面，孟利、關志強(2020)以山東為例實證分析了全域旅游業與區域經濟發展的關系，結果顯示二者之間存在長期協整關系，從動態脈沖響應和方差分解的角度得出旅游產業發展對經濟增長具有一定帶動作用。程丹等(2020)同樣分析了廣西旅游產業發展與金融發展和經濟增長的動態關系，得出三者之間具有長期穩定的關聯機制，旅游產業和金融發展對經濟增長具有長期貢獻。在區域差異性方面，城鄉之間、不同經濟帶之間、不同經濟圈之間均具有差異性，主要研究結論顯示：城鎮化和鄉村旅游對農村經濟增長具有促進作用，鄉村旅游對農村經濟增長的帶動作用高于城市，鄉村旅游已經成為助力精準脫貧和居民增收的重要渠道（李鶯莉、王燦，2015；程莉，2020）；近20 年來旅游經濟的增長速度高于經濟增長速度，東部、中部、西部旅游經濟對經濟增長的帶動作用差異明顯，西部省份旅游總收入占GDP 比重較高，且旅游增長速度遠大于經濟增長速度；東部省份旅游總收入占GDP 的比重較低，且旅游增長速度與經濟增長速度相差較小，31 個省份旅游發展的空間差異和經濟發展的不平衡性整體呈減小趨勢，一些學者基于中國285 個地級市的實證研究也得出了同樣的結論（李秋雨等，2016；汪彬、陳耀，2017；馬麗君、張家鳳，2020）；長江經濟帶沿線各省份的區域經濟和旅游產業具有較高的系統關聯性，區域經濟、生態環境、旅游產業三大系統耦合協調度總體波動上升，空間上呈現東高西低的發展格局，且耦合發展主要制約因素在東中西部各有不同，同時高鐵建設促進了沿線旅游經濟的發展（周成等，2016；馬紅梅、郝美竹，2020）。在空間相關性方面，中國旅游產業發展具有較強的空間集聚性和顯著的正向空間相關性，以高-高和低-低集聚為主，這種集聚效應對區域旅游經濟增長有顯著的正向促進作用，并表現出較強的空間溢出效應，這種溢出效應在一定程度上導致了中國旅游經濟增長的空間不均衡（劉佳等，2013；趙磊等，2014）。

綜合來看，現有研究已經闡明了旅游經濟發展對經濟增長的影響機制，并且從動態性、區域差異性、空間相關性等角度進行了大量的實證研究，但是卻鮮有研究關注旅游業發展對經濟結構轉型的影響，忽視經濟結構轉型可能會低估旅游業發展對國民經濟發展的帶動作用，同時，隨著旅游經濟發展階段的變化，旅游經濟與經濟結構轉型之間也必然表現出時變關聯機制。因此，文章綜合使用協整檢驗、Granger 因果關系檢驗、TVP-VAR 模型實證研究旅游業發展對經濟結構轉型的時變影響機制。

二、旅游業發展對經濟結構轉型的作用機制分析

在中國現階段的經濟結構轉型過程中，產業結構和需求結構是最為重要的兩個方面：產業結構轉型代表供給端的結構優化，現階段表現為第三產業占比上升，第三產業發展可以更多地吸納就業，在較低的增長水平下保障就業民生，同時生產性服務業還可以促進制造業發展；需求結構轉型代表需求端的結構優化，現階段表現為消費貢獻度上升，成為超過投資和凈出口的第一增長動力，消費貢獻度上升可以增強經濟增長的潛力和韌性，提升經濟增長的內生動力和人民福祉。文章通過梳理旅游業發展對產業結構和需求結構的作用機制，以期為實證研究奠定基礎。

1.對產業結構的作用機制

旅游業發展對產業結構的影響體現在兩個方面：一方面，旅游業本身屬于第三產業，旅游經濟的發展和旅游收入的增長可以提升第三產業的發展水平，提升第三產業在國民經濟中的占比；另一方面，旅游業具有很強的關聯性，其發展可以帶動相關的交通物流、住宿餐飲、休閑服務、商務服務、批發零售、文化產品、地產租賃等行業的發展，這些行業也均屬于第三產業，可以進一步提升第三產業的占比。與此同時，旅游產業發展還可以促進與旅游產品相關的制造業的發展以及相關的基礎設施建設(Tang&Tan，2015)，也具有一定的帶動作用，但主要帶動的仍然是第三產業。因此，文章推斷中國旅游業發展可以促進產業結構優化，即促進第三產業占比提升。

2.對需求結構的作用機制

旅游產業發展可以同時影響消費需求和投資需求。在消費需求方面，旅游經濟屬于典型的服務型和消費型產業，旅游門票消費、相關的餐飲消費、文化產品消費、住宿消費、服務消費等大類消費的增長均可以提升消費水平及其對經濟增長的貢獻度，同時還可以提升人民福祉。同時，文化旅游產品和服務以及住宿餐飲等關聯產業的發展還可以促進旅游景區商戶收入水平的提升（劉瑞明等，2020），收入水平的提升進一步增強了消費的潛力，可以形成相互促進的良性循環。在投資需求方面，旅游產業發展可以帶動相關基礎設施、基本公共服務、生態環境保護投資。但是，上述投資周期長、頻率低，總體帶動效應弱于消費需求。因此，文章推斷中國旅游業發展可以促進需求結構優化，即促進消費需求的貢獻度提升。

綜上，文章通過作用機制分析推斷中國旅游業發展可以同時促進產業結構和需求結構優化，但是具體的影響程度以及時變效應仍需進一步的實證研究。

三、旅游業發展與經濟結構轉型關聯機制的實證分析

1.變量和數據

文章使用的變量主要包括旅游業發展水平、產業結構和需求結構。就旅游業發展水平而言，現有文獻多采用旅游收入來衡量旅游業發展水平，其統計區間較長、代表性較強，旅游收入包括國內旅游收入和國際旅游收入，因為國內旅游收入占主導地位，占比超過80%，而且與國內經濟結構轉型的關系更加緊密，因此文章使用國內旅游收入衡量旅游業發展水平；就產業結構而言，中國產業發展的主要趨勢是第三產業占比提升，2019 年第三產業占比為53.9%，遠低于發達國家的平均水平，仍有較大的發展空間，因此文章使用第三產業增加值與第二產業增加值的比值來衡量產業結構；就需求結構而言，現階段中國發展的主要方向是發揮消費對經濟增長的基礎性作用，提升消費對經濟增長的貢獻度，因此文章使用最終消費支出對GDP增長的貢獻率與資本形成總額對GDP 增長的貢獻率的比值來衡量需求結構。數據頻率為年度，樣本區間為1993—2019 年，原始數據均來自國家統計局網站年度統計數據庫。

表1 顯示了變量的描述性統計結果，產業結構的均值為0.968，表明在樣本期內中國第二產業平均占比較高，近年來第三產業占比上升，這與中國的工業化進程較晚有關；需求結構的均值為1.5635，表明樣本期內最終消費支出對GDP 增長的平均貢獻率較高；旅游收入水平的均值為15116 億元，表明旅游業平均發展水平相對較高。

表1 變量的描述性統計結果

如圖1 所示，樣本期內中國旅游業發展水平持續提升，旅游收入快速增長，從1993 年的864 億元增長至2019 年的57251 億元，實現了跨越式發展。圖2 展示了產業結構和需求結構的發展趨勢，總體來看，第三產業占比持續上升，符合國家產業結構演進的一般規律，1993 年第三產業增加值為第二產業增加值的74%，2019 年第三產業增加值是第二產業增加值的1.38 倍。而在需求結構方面，則表現出較大的波動性，1997—1999 年大幅上升，主要是因為受亞洲金融危機的影響，投資貢獻下降，消費貢獻被動上升，此后降至較低水平并呈現出波動上升態勢，2015 年再次上升至階段性峰值。

圖1 1993—2019 年中國國內旅游收入發展趨勢

圖2 1993—2019 年中國產業結構和需求結構變化情況

2.實證分析

時間序列數據建模需要數據平穩或者具有協整關系，因此文章首先使用ADF 方法檢驗數據的平穩性。表2 的檢驗結果顯示，產業結構、需求結構、旅游收入三個變量的ADF 統計量均較小，均低于10%的臨界值，P 值均超過0.1，屬于非平穩時間序列。文章進一步對三個變量進行協整檢驗，具體使用的是VAR 模型系統檢驗。在表3 的Johanson 協整關系檢驗結果中，文章同時使用了跡檢驗和最大特征根檢驗方法，跡檢驗結果表明文章選取的三個變量在5%的顯著性水平下存在2 個協整方程，最大特征根檢驗顯示了同樣的結果，綜合來看三個變量之間具有長期穩定的影響關系，符合時間序列的建模要求，同時證明了旅游業發展與產業結構和需求結構之間存在內在關聯性。

表2 單位根檢驗結果

表3 Johanson 協整關系檢驗結果

為進一步分析旅游業發展對產業結構和需求結構的影響關系，文章進行了Granger 因果關系檢驗。表4 的結果顯示，兩個檢驗均在5%的顯著性水平下拒絕原假設，即旅游收入是產業結構和需求結構的Granger 原因。以上分析初步證明了旅游業發展對產業結構和需求結構存在影響關系，即證明了與經濟結構轉型的關聯機制，之后文章將進行進一步的時變特征分析。

表4 Granger 因果關系檢驗結果

四、基于TVP-VAR 模型的時變效應分析

1.TVP-VAR 模型

在現有的宏觀經濟研究中，VAR 模型及其拓展模型受到廣泛關注和普遍使用，諸多學者對其進行了拓展，其中加入時變系數構建TVP-VAR 模型是主要的方向之一，一個典型的TVPVAR 模型可表示如下：

其中，yt是n×1 維可觀測向量，文章設定n=3，具體包括旅游收入、產業結構、需求結構三個變量，Bi，t，i=1，…，k 是n×n 維時變系數矩陣，μt為n×1 維新息向量，其協方差矩陣為Ωt。文章對Ωt做常規的喬洛斯基分解：

其中，At為下三角矩陣：

∑t為對角矩陣：

因此，模型可以寫成如下形式：

將B1，t，…，Bk，t中的元素進行堆疊得到n2k×1 維向量Bt，模型可進一步化簡為：

其中，?表示克羅內克乘積(Kronecker product)。令αt表示At中非0 和1 元素的堆疊向量，σt表示由矩陣∑t中對角元素所組成的向量。假設模型中的時變參數服從隨機游走過程，待估時變參數的動態演進過程可以表示為：

其中，γt=(γ1t，…，γnt)，γit=logσit2，i=1，…，n。并假設Bk+1～N(μB0，∑B0)，αk+1～N(μα0，∑α0)，γk+1～N(μγ0，∑γ0)。In為n 維單位矩陣，∑B、∑α和∑γ為正定對角矩陣。模型更為詳細的介紹可以參見Nakajima 等(2011)的研究。

TVP-VAR 模型的估計結果評價采用了Geweke(1991)提出的CD 統計量和無效因子，CD 統計量可以用來判斷馬爾科夫鏈模擬的收斂性，無效因子可以用來判斷MCMC 模擬得到的不相關樣本個數。CD 統計量計算公式如下：

其中，m0=1，n0=1000，m1=5001，n1=5000。

無效因子計算公式如下：

2.估計結果

TVP-VAR 模型屬于VAR 族模型，因此在估計模型之前同樣需要確定VAR 的滯后階數。文章使用對數似然值(LogL)、似然比(LR)、最終預測誤差(FPE)、赤池信息準則(AIC)、施瓦茨準則(SC)、漢南奎因準則(HQ)6 個不同的判別準則來檢驗模型的最優滯后階數，檢驗結果見表5。

表5 模型滯后階數檢驗結果

表5 的結果顯示，在似然比、最終預測誤差、赤池信息準則、施瓦茨準則、漢南奎因準則5 個判別準則下均得出最優滯后階數為1 階，因此文章最終選擇1 階滯后。

文章首先對先驗值進行了設定，然后進行了1000 次的退火灼燒預模擬，最終進行了10000 次的MCMC 正式模擬后得到參數估計結果。表6 的結果顯示，CD 統計量均小于1，表明文章估計的馬爾科夫鏈模擬的收斂效果良好。而且無效因子也均較低，最大的僅為96.78，表明在10000 次的模擬中至少可以得到103 個(10000/96.78)不相關樣本，對于模型參數收斂和脈沖響應分析而言是足夠的。綜合以上結果，文章構建的TVPVAR 模型的估計效果良好。

表6 TVP-VAR 模型的參數估計結果

3.時變脈沖響應分析

TVP-VAR 模型的最大優勢是可以基于每一個時點計算脈沖響應函數，進而分析在不同發展階段變量之間影響關系的時變特征。文章首先選定三個代表性時點，分別為1995 年、2010 年、2015 年，代表旅游經濟發展的起步階段、規模擴張階段和提質增效階段。改革開放前，中國旅游資源的開發程度較低，旅游經濟開放水平較低，屬于旅游短缺型國家，1978 年后國際旅游開始放開；1992 年南方談話后改革開放的步伐進一步加快，束縛旅游經濟發展的體制機制不斷完善，國內旅游經濟開始步入正軌，因此1995 年可以代表旅游經濟發展的起步階段，當年的旅游收入水平為1375 億元；進入21 世紀，中國加入世界貿易組織，經濟生產和需求市場快速融入全球化浪潮，勞動力、資本等生產要素流動加快，投資和出口快速增長，宏觀經濟進入快速發展時期，在此帶動下旅游經濟持續快速增長，期間2008 年國際金融危機對旅游業的沖擊有限，但是這一階段旅游經濟發展更加注重規模擴張，發展模式相對粗放，對環境保護的重視程度不足，因此2010 年代表旅游經濟發展的規模擴張階段；黨的十八大以來，中國經濟發展進入新常態，經濟發展模式發生了根本轉變，從高速增長階段轉向高質量發展階段，生態文明建設被納入“五位一體”的總體布局，環境保護和生態修復被放在更加重要的戰略位置，推動了旅游產業發展的轉型升級，因此2015 年可以代表旅游業發展的提質增效階段。

圖3 顯示了旅游業發展對產業結構和需求結構影響的時變脈沖響應函數。旅游經濟發生1 標準差大小的正向沖擊后，產業結構便會發生正向的響應，1995 年和2010 年的響應形態呈現先上升后下降的倒“U”型形態，2015 年的響應形態先持續上升后在高位保持穩定，表明旅游經濟發展可以促進中國產業結構優化升級，即在供給端帶動了第三產業發展，證明了第二部分提出的推論。同時可以看出，旅游產業發展對產業結構的影響表現出明顯的時變特征，1995 年的影響系數最低，2010年有所上升，2015 年影響系數最高且長期保持高位。在旅游經濟發展的起步階段，中國國民經濟發展也處于市場經濟秩序整頓恢復的時期，經濟發展的重心是重工業和沿海城市優先發展，第二產業占比較高，第三產業發展滯后，因此低水平的旅游經濟發展對產業結構轉型的帶動作用相對有限，最高的影響系數僅為0.02 左右；在旅游經濟發展的規模擴張階段，國民經濟快速增長，旅游資源開發和市場開放程度不斷加大，居民收入水平持續提升，但經濟發展模式總體屬于粗放型，資源能源消耗強度大，環境污染問題日益嚴重，第二產業仍然屬于主導產業，但第三產業的占比明顯提升，在上述背景下旅游經濟發展對產業結構轉型的帶動作用有所增強，最高的影響系數上升至0.045；在旅游經濟發展的提質增效階段，中國經濟發展進入新常態，勞動力數量開始下降，過去的人口紅利逐漸消失，同時資源能源和環境約束趨緊，消費型服務業和生產性服務業快速發展，第三產業占比首次超過第二產業，旅游產業發展更加注重效益提升和綠色環保，發展的可持續性增強，因此旅游經濟發展對產業結構轉型的帶動作用進一步增強，最高的影響系數接近0.07。

圖3 旅游業發展對產業結構和需求結構影響的時變脈沖響應函數

在需求結構方面，旅游經濟發生1 標準差大小的正向沖擊后，需求結構首先表現出短期的負向響應，然后快速上升轉為正向，從長期來看，不同時期的正向響應強度均保持在一定水平，表明旅游產業發展可以促進需求結構的優化升級，即在需求端帶動了消費增長，同樣證明了第二部分的推論。旅游產業對需求結構影響的時變特征與對產業結構的影響特征一致，即1995 年影響程度最低，2010 年有所上升，2015 年最高。在旅游產業發展的起步階段，居民收入水平相對較低，交通發展水平也較低，跨地區旅游比較局限，餐飲住宿文化服務等關聯需求不足，因此對需求結構的影響有限，影響系數低于0.01，幾乎可以忽略；在旅游產業發展的規模擴張階段，隨著中國經濟的快速增長，居民收入水平明顯提升，鐵路、公路等交通運輸更加便利，跨區域旅游成為常態，餐飲住宿等關聯需求旺盛，因此旅游產業發展對需求結構轉型的促進作用有所提升，最大影響系數上升至0.02；在旅游產業發展的提質增效階段，居民收入繼續保持快速增長，高速鐵路的大范圍建設普及，交通便利性進一步提升，居民消費趨于多元化和個性化，他們對不同的旅游資源和旅游體驗的需求上升，同時旅游產業發展更加注重環境保護，促進了旅游景點的規范可持續發展，因此旅游產業發展對需求結構轉型的促進作用明顯上升，最大影響系數達到0.05。

對比來看，中國旅游產業發展對產業結構轉型的影響強度大于對需求結構轉型的影響強度，表明旅游產業對經濟結構的影響主要體現在供給端。旅游產業的發展帶動了相關產業的增長，進而帶動了居民收入水平的提升，但是可能受制于中國居民預防性儲蓄動機較強以及傳統旅游模式已經不適應現階段的大眾旅游需求，收入增長不能更大比例地轉化為旅游消費，因此對需求結構轉型的影響偏弱。在傳統旅游模式下，景點之間相互割裂，統籌管理水平較低，一個景點在帶動相關的餐飲住宿行業方面，關聯性和帶動作用較差。現階段大眾的旅游需求日益品質化、個性化，已不僅僅停留在簡單的傳統旅游，即旅游產業的供給端已經不適應需求變化，導致對消費增長的帶動作用較弱。

4.方差分解

為從不同角度分析旅游產業發展對產業結構和需求結構轉型的影響，文章對模型的產業結構方程和需求結構方程進行了方差分解。表7 的結果顯示，在產業結構方程中，除產業結構本身外，旅游收入的貢獻度最高，并且不斷提高，在第10 期的貢獻度達到了25.9%；在需求結構方程中，除了本身外，旅游收入的貢獻度也最高，同時也呈逐漸提升態勢，在第10 期的貢獻度達到了12.7%。以上結果同樣證明了旅游產業發展對產業結構和需求結構轉型的促進作用，可以和脈沖響應函數結果相互印證。對比來看，旅游收入對產業結構的貢獻度大于對需求結構的貢獻度，與脈沖響應函數的分析結果一致。

表7 產業結構方程和需求結構方程的方差分解結果（單位：%）

五、結論和政策建議

旅游業發展不僅可以促進經濟增長，而且也可以影響經濟結構轉型。文章在分析影響機制的基礎上，選取1993—2019年的時間序列數據，運用協整檢驗、Granger 因果關系檢驗、TVPVAR 模型實證研究了旅游業發展對經濟結構轉型的時變影響機制。研究結果顯示，旅游業發展與產業結構和需求結構之間存在長期穩定的內在關聯性，旅游業發展可以促進中國產業結構和需求結構優化升級，在供給端帶動第三產業發展，在需求端帶動消費增長，并且對產業結構轉型的影響強度大于對需求結構轉型的影響強度。旅游產業發展對產業結構和需求結構的影響表現出明顯的時變特征，在旅游經濟發展起步階段的影響強度最弱，在旅游經濟發展的規模擴張階段的影響強度有所增強，在旅游經濟發展的提質增效階段的影響強度最大。根據文章的研究結果和中國旅游業發展的現實情況研究提出如下的政策建議：

首先，應堅定不移地推進旅游業穩步增長和提質增效。旅游業發展可以促進中國產業結構和需求結構優化升級，在提質增效階段的促進作用更強。因此，應堅持以市場需求為中心，發揮市場在資源配置中的決定性作用，遵循旅游市場需求變化的內在規律，促進旅游行業的轉型發展和穩步增長，同時更好地發揮政府在基礎設施建設和公共服務方面的作用。應堅持體制機制改革和創新驅動，持續釋放旅游業的發展活力，提升要素利用效率，促進行業提質增效。

其次，應堅持旅游業的綠色發展理念，促進可持續發展。實證結果表明，更加注重綠色發展的旅游經濟可以更好地促進產業結構和需求結構轉型升級。因此，應牢固樹立“綠水青山就是金山銀山”的理念，將綠色發展貫穿到旅游規劃、開發、管理、服務全過程，加強對旅游資源的開發保護，加強對旅游景點的綠色管理，加強對游客的宣傳教育引導，形成人與自然和諧發展的現代旅游業新格局，促進行業高質量可持續發展。

最后，應推動構建全域旅游模式，激發大眾的消費潛力。旅游經濟發展對產業結構轉型的帶動作用更加明顯，對需求結構轉型的帶動作用較弱，其中一部分原因是依靠景點景區、賓館飯店等基礎旅游的傳統旅游模式已經不適應現階段的大眾旅游需求。因此，應創新發展理念，加快由景點旅游發展模式向全域旅游發展模式轉變，實現一定范圍內的全域統籌規劃、全域資源整合、全要素綜合調動、全域共治共管共建共享的目標。