孫虹喬
(長沙民政職業技術學院經貿系,長沙 410004)
當前我國旅游消費已經成為了帶動收入、消費、就業增長的新的經濟增長點,2009年國內旅游消費支出達到10183.7億元,占居民消費支出總額的8.41%,旅游消費在國民經濟、社會發展中的綜合帶動作用日益凸顯。2009年12月份國務院通過的《關于加快旅游業發展的意見》明確強調了旅游消費具有的“擴內需、調結構、保增長”功能。與此同時,我國目前已有超過2/3的省、自治區、直轄市及地市縣,將旅游業作為支柱產業或先導產業來定位和培育。由此可見,當前我國各級政府已經把旅游消費作為了撬動國內消費市場的主要抓手,從而賦予了旅游消費在擴大內需方面的全新內涵。因此,加強對旅游消費在拉動經濟增長方面的功能和作用規律的研究,有利于充分發揮旅游消費在擴大內需領域的積極作用,擴展國內消費空間,培育新的消費熱點,從而保障國民經濟的持續、穩定、健康發展。
通過對現有文獻的梳理可知:旅游消費的發展有利于就業的增加、收入水平的提高,有利于產業結構的優化、升級并帶動關聯產業的發展,有利于培育新的消費熱點和創造新的消費群體,從而拓展城鄉居民的消費空間和增強我國經濟的內生增長能力。因此,當前我國政府以旅游消費推動經濟增長的政策目標具有現實的意義和必然性。但現有研究仍存在如下方面的不足:第一,現有研究主要是基于宏觀層面的時間序列數據考察旅游消費的經濟增長效應,從地區視角展開的研究并不多見。第二,現有研究集中于我國居民總體的旅游消費對經濟增長影響的考察,然而旅游消費是一種享受型、發展型的高層次消費,城鄉居民在收入水平、消費心理和行為方面的顯著差異必然會影響并反映于城鄉居民消費需求,從而使得城鄉居民旅游消費對經濟增長的傳導和影響也勢必不同。第三,現有研究大多基于《中國統計年鑒》和《中國投入產出表》上的數據進行統計推斷,運用現代計量經濟學方法就我國旅游消費與經濟增長關系的定量研究還不多見。有鑒于此,本文從分城鄉的視角運用我國2009年地級城市的截面數據就我國城鄉居民旅游消費對經濟增長的影響展開研究。
考慮到當前我國旅游消費的群體、地區差異及其對經濟增長的不同影響,本文選擇我國地級市2009年分城鄉的截面數據進行測度。為此,我們以觀測樣本城市的GDP增長率作為衡量經濟增長的被解釋變量,記為y,以城鄉居民旅游消費支出作為解釋變量,分別記為ūtour、R_tour。此外,由于旅游消費具有很強的產業關聯和經濟擴張效應,從而能有效帶動投資,增加就業,促進關聯產業的發展和轉化、升級;為了較為全面的衡量旅游消費對經濟增長的影響,我們將城鄉投資和收入的增長率,城鄉消費結構的變動度作為控制變量納入實證模型,分別記為ūtour、R_tour、ūinvest、R_invest、ūincome、R_income、ūindustry、R_industry,以期較為全面的考察城鄉居民旅游消費對經濟發展的影響。由于目前我國有283個地級城市中部分城市沒有對以上數據進行統計,因此本文中提取同時具有相關統計指標的200個地級市,但這并沒有影響截面數據的大樣本性質。所有觀測數據均來自《中國統計年鑒(2010)》、《各省統計年鑒(2010)》、《中國旅游統計年鑒(2010)》和《中國城市統計年鑒(2010)》。
模型設定如下:
模型I:y=α10+α11ūtour+α12ūinvest+α13ūinc ome+α14ūindustry+ζ1
模型II:y=α20+α21R_tour+α22R_invest+α23R_inco me+α24R_industry+ζ2
模型Ⅰ的被解釋變量為y,觀測變量為ūtour,控制變量分別為ūinvest、ūincome、ūindustry。模型Ⅱ的被解釋變量為y,解釋變量為R_tour,控制變量分別為R_invest、R_income、R_industry。考慮到各個地級市的數據分布于不同的省份,有可能存在省內之間的相關性,故運用自抽樣法獲取標準誤差的穩健性估計,同時在抽取殘差時就各個省份的數據進行了聚類。有鑒于當前我國城鄉經濟發展水平、消費狀況的較大差異,可以推斷城鄉居民旅游消費對經濟發展的影響將具有顯著性差異,而且城鎮居民旅游消費對經濟增長的貢獻度應當高于農村居民。為了驗證我們的推斷,分別提出(1)α21≤α11,(2)α22≤α12,(3)α23≤α13,(4)α24≤α14四個原假設,以便在實證分析中進一步驗證。
本文首先運用OLS估計模型Ⅰ、模型Ⅱ,同時考慮到估計的精確性,運用了基于省份聚類的1000次自抽樣估計標準誤差。表1中模型Ⅰ、模型Ⅱ的擬合優度依次為0.873和0.806,整體擬合效果較好。表1中第2、第3列依次為模型Ⅰ、模型Ⅱ的估計系數及標準誤差,由表1可知模型估計的系數都比較顯著。
表1中第4列為模型Ⅰ、模型Ⅱ中觀測變量和控制變量對被解釋變量的影響程度差異性檢驗的結果。
3.2.1 基于觀測變量的考察
根據表1,城鄉居民旅游消費對經濟增長的貢獻分別為a11=0.620和a21=0.309;這說明城鄉居民旅游消費具有拉動經濟增長的直接產出效應。城鄉居民旅游消費的增長有利于推動交通、通訊、物流、商貿、金融等相關產業的發展,提高消費和生產效率,從而形成新的經濟增長點,有效推動經濟的增長。同時,實證檢驗結果在5%的顯著性水平下支持了假說(1)α21≤α11,與假設推斷一致,這說明當前我國城鎮居民旅游消費對經濟增長的促進作用確實要顯著高于農村居民。這是因為:當前我國城鄉居民在收入水平、文化素質、消費環境、消費觀念、消費心理、社會保障及公共服務等方面存在的差距使得城鄉旅游消費需求和實現程度差異明顯。2009年我國城鎮居民的恩格爾系數為36.5%,農村居民的恩格爾系數為41%,城鄉居民在消費水平和質量上存在著明顯的層次性差異,這就使得農村居民在滿足基本生存需求方面的支出擠占了其旅游消費支出。所以,處于富裕型消費階段的城鎮居民改善生活水平和質量的需求和能力強于農村居民,因而隨著城鎮居民收入水平的提高,其旅游消費需求規模和擴張速度要遠遠超出農村居民。因此,現階段我國城鄉居民旅游消費需求數量和質量上的差距使得其對上下游產業發展的綜合帶動能力不同,從而也就對經濟增長的貢獻程度也不同。

表1 實證估計的結果
3.2.2 基于控制變量的考察
我國城鄉居民的旅游消費對經濟增長的影響除了具有直接傳導作用以外,同時還具有引致經濟增長的“繼發效應”,即城鄉居民的旅游消費可以通過增長就業、提高收入水平、引致新的投資發揮其拉動相關產業發展的間接作用,從而形成對經濟增長的“乘數效應”。根據表1可知,雖然城鄉居民旅游消費增長帶動的投資增加、城鄉居民收入水平的提高以及城鄉消費結構的升級、轉化對經濟增長的貢獻存在差異,但各個變量的系數為正,城鄉居民旅游消費引致的投資、收入和消費結構的變化對我國經濟的增長都具有正向的推動作用。
首先,城鄉旅游消費引致的投資增加對經濟增長的貢獻分別為a12=1.871和a22=1.07;這說明城鄉旅游消費需求的增長會引致與旅游相關的基礎設施、交通、通訊等投資的擴張,并通過旅游消費的產業關聯效應帶動關聯產業投資的增長,從而放大投資乘數的作用拉動經濟增長。同時,實證檢驗結果在5%的顯著性水平支持假設(2)α22≤α12,城鎮居民旅游消費引致的投資增加對經濟增長的貢獻高于農村居民。這是因為城市相對于農村更為完善的交通、通訊、基礎設施和生產、服務功能有利于發揮旅游消費對相關產業和服務帶動的乘數效應,有效發揮投資增長的集聚功能,從而有力推動相關產業的發展、收入水平的提高,供給條件的改善,最終有效驅動國民經濟的增長。
其次,城鄉居民旅游消費帶來的城鄉收入提高對經濟增長的貢獻分別為a13=1.28和a23=1.02;這是因為旅游消費產業的就業特征按勞動密集程度的不同分布于產業鏈的不同環節,其具有的就業容量大,就業門檻較低,吸納勞動力強的特點,能有效促進旅游所在地不同技能層次勞動力就業的增長。城鄉居民旅游消費的增加會通過關聯產業尤其是現代服務業的發展創造出更多的就業機會和渠道,并促進城鄉居民收入的顯著增長。而旅游消費的發展帶來的就業穩定性的提高和收入的增長,進而致富于民,有利于改善城鄉居民的收入增長預期,有效增強城鄉居民的消費能力。而城鄉居民潛在消費能力的釋放,有利于形成擴大內需的乘數作用,從而使旅游消費富民、增收的新路徑和促進經濟增長的新引擎,從而形成“旅游消費需求增長—就業增加—收入提高—經濟增長”的良性循環。此外,假設(3)α23≤α13在顯著性水平10%的條件下得到了支持,說明城鎮居民旅游消費引致的收入增加對經濟增長的貢獻度高于農村居民。這是因為當前我國城鎮居民相對于農村居民更高的收入水平和更為完善的社會保障,將使得城鎮居民的旅游消費需求隨收入水平的提高而同步增長。而農村居民則由于收入水平偏低、教育、養老、醫療等不確定性支出預期上升,從而使農村居民增加收入的很大一部分被其他生產、消費支出擠壓,從而使其旅游消費需求的增長和支出規模與城鎮居民存在較大差距,進而對經濟增長的貢獻程度也弱于城鎮居民。
最后,城鄉居民旅游消費引致的消費結構升級對經濟增長的貢獻分別為a14=0.47和a24=0.306,這說明旅游消費在增加供給、創造需求、引導消費的同時,還能有效促進相關產業發展,并通過誘導我國產業結構的調整和轉化,延長和拓展旅游產業鏈,促進我國工業型經濟向服務型經濟的轉型,從而提高經濟增長的質量和效率。同時,假設(4)α24≤α14在5%的顯著性水平得到了支持,說明城鎮居民通過旅游消費帶動的消費結構的升級進而產業結構的轉化對經濟增長的貢獻差異明顯。這是因為當前我國城鎮居民收入與旅游消費協同增長的條件已經成熟,城鎮居民消費在向享受型、發展型拓展和轉化過程中旅游消費支出持續、大幅增長。城鎮居民較農村居民更高的消費層級和質量使得城鎮居民消費結構的升級、轉化速度明顯快于農村居民,因此城鎮居民的旅游消費更能帶動高端消費和現代服務業的發展,從而更為有力的帶動經濟的增長。
考慮到城鄉居民旅游消費及由此引致的投資、收入和消費結構的變化對經濟增長的影響可能存在的相關性,即模型Ⅰ、模型Ⅱ中擾動項ζ1和ζ2的聯合分布可能并不等于兩者邊緣分布之積。為了增強結論的可靠程度,可以運用SUR估計聯合估計模型Ⅰ、模型Ⅱ組成的方程組。這種估計的好處在于:第一可以充分利用模型Ⅰ、模型Ⅱ的信息以獲取更為有效估計;第二可以對模型Ⅰ、模型Ⅱ的參數跨模型檢驗。在此,我們還是運用對省際聚類1000次的自抽樣法獲取標準誤差的穩健性估計。
表1中第5、第6列為運用SUR估計所得的模型Ⅰ、模型Ⅱ中的估計系數和標準誤差,第7列為對模型Ⅰ和模型Ⅱ中觀測變量和控制變量估計系數差異性的跨模型檢驗。比如,對于觀測變量ūtour及R_tour,表2中第7列接受(1)α21≤α11原假設犯第一類差錯的概率僅為0.01;這就意味著在任何大于0.01的顯著性水平下可以接受(1)α21≤α11的原假設,即ūtour對經濟增長的貢獻度要大于R_tour對經濟增長的貢獻,這與表1中第4列運用OLS方法所得結論相符;而其他各變量的情況可以依次類推。通過對表1第2-4列和第5-7列進行比較,得知SUR估計和OLS估計的結果沒有顯著差異,從而進一步增強了所得結論的可靠程度。
本文結合我國2009年200個地級市的截面數據,基于分城鄉的視角實證研究了旅游消費對經濟增長的影響。實證研究可知:第一,我國城鄉居民旅游消費對經濟增長具有積極的正向推動作用。但是,當前城鎮居民旅游消費對經濟增長的貢獻大于農村居民。我國農村潛在的龐大旅游消費市場還有待于加快培育和加緊啟動。第二,我國城鄉居民的旅游消費對經濟增長的影響除了具有直接傳導作用以外,同時還具有引致經濟增長的“繼發效應”,即城鄉居民的旅游消費可以通過增長就業、提高收入水平、引致新的投資發揮其拉動相關產業發展的間接作用,從而形成對經濟增長的“乘數效應”。因此,當前在我國著力擴大內需,實現經濟發展方式向內生增長轉型的背景下,要高度重視促進旅游產業發展和擴大旅游消費在經濟發展和產業結構調整中的功能地位,發揮政府與市場的協同作用,構建“政府推動與市場拉動”的協同機制,分類推進城鄉居民旅游消費。
(1)政府首先要立足于有效擴大內需,培育新的經濟增長點的現實需要,加大對旅游相關產業的投入,完善與旅游消費相關的基礎設施建設和消費環境的改善。
(2)通過市場化的手段,增強我國旅游消費需求的內生增長能力和驅動力。首先要開發和完善多樣化、梯度合理的旅游消費產品和服務體系,有效滿足城鄉居民的旅游消費需求。其次,推動主要旅游景點和線路“一卡通”和“一站式服務”,提高旅游消費的便捷程度,有效滿足現有旅游消費需求并激活和潛在旅游消費需求向現實消費力的轉化。最后,推動旅游自然資源和旅游文化產品的協調發展,逐步形成寓自然資源、文化、風景、文物、宗教于一體的旅游消費產業鏈,并通過延長旅游消費產業鏈條,形成旅游消費增加就業、提高城鄉居民消費和收入水平之間的良性循環,增強旅游消費對經濟增長的綜合帶動能力。
(3)采取有針對性的措施,分類推動城鄉居民旅游消費需求的增長。首先,針對當前我國旅游消費需求和消費能力強,且對經濟增長拉動效果顯著的城鎮居民,要加快“國民休閑計劃”試點工作的推進和經驗總結,盡快向全國范圍內推廣并推動和落實政府機關、企業單位的帶薪休假制度,破解不利于城鎮居民旅游消費需求增長的時間約束。其次,要著力扭轉當前我國城鄉居民收入差距過大,農村消費環境不佳,收入與支出預期不穩的狀況,深化農村社會保障體系的建設和完善,增強農村居民的旅游消費能力和激活農村居民旅游消費意愿,加快培育和啟動我國擁有著龐大人口的農村潛在旅游消費市場。
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