旅游發展對城鄉收入差距的影響效應與機制研究
——基于浙江省52個縣的面板數據分析

馬興超，馬樹才

（遼寧大學 經濟學院，遼寧 沈陽 110036）

●華東經濟

旅游發展對城鄉收入差距的影響效應與機制研究
——基于浙江省52個縣的面板數據分析

馬興超，馬樹才

（遼寧大學 經濟學院，遼寧 沈陽 110036）

文章通過構建浙江省52個縣市2005-2014年的平衡面板數據，采用面板數據固定效應模型考察了旅游發展對城鄉收入差距的影響效應。結果顯示旅游發展顯著縮小了城鄉收入差距，其當期縮減效應為-0.172，長期累積縮減效應為-0.324；無論是國內旅游還是入境旅游，對城鄉收入差距都有著顯著的負向影響，且國內旅游的負向影響較大。此外，經濟發展水平和對外開放水平在旅游發展對城鄉收入差距影響關系中都起著顯著的正向調節作用。相關的穩健性檢驗很好地支持了上述結論。旅游發展對城鄉收入差距影響機制的工具變量固定效應廣義矩估計結果表明，旅游發展對城鎮居民人均可自由支配收入和農村居民人均純收入的彈性系數分別為0.115和0.254，進一步支持了上述結論。

旅游發展；城鄉收入差距；效應測度；機制解析

一、引 言

改革開放30多年，中國經濟保持著年平均9%以上的增長速度，先后跨越了溫飽階段、下中等收入階段，到2010年已經邁入“上中等收入”階段。伴隨經濟快速增長的是日益凸顯的收入差距問題，特別是20世紀90年代中期以來不斷擴大的城鄉收入差距，已占到居民總體收入差距的60%以上（王洪亮，2006）［1］。中國的城鄉收入比從1985年的2.1急劇擴大到2009年峰值的3.3，之后也一直維持在3左右。然而，同期浙江省人均GDP是全國人均水平的兩倍，城鄉收入差距卻維持在全國最低水平。以2005-2014年為例，十年間全國平均城鄉居民收入比為3.19，而同期浙江省城鄉收入比僅為2.37。伴隨著經濟增長的城鄉收入差距必然會擴大嗎？Simon Kuznets（1955）［2］提出的“倒U型假說”認為，收入差距的變動在很大程度上與經濟發展的不同階段密切相關，一國在經濟發展過程中收入差距表現為先上升后下降的“倒U型”過程。然而，Saith（1983）、Fields （1984）、Clarke（1995）、Deiningeretal.（1998）［3-6］等人利用跨國面板數據進行的經驗研究結果對Kuznets“倒U型假說”的合理性提出了嚴重質疑。國內陳斌開等（2013）［7］利用1978-2008年中國省級面板數據研究發現，中國城鄉收入差距在經濟發展過程中呈現出非常穩健的先下降、后上升的U型規律。這就意味著中國城鄉收入差距持續擴大并非經濟增長的結果，經濟的持續增長無法自動彌合城鄉收入差距，彌合城鄉收入差距的另有其他因素。一個自然的問題就是，相較全國城鄉收入差距總體擴大的趨勢，浙江省城鄉收入差距不斷縮小的特殊影響因素是什么？

一個典型事實是：自1987年至今，浙江省旅游業發展近30年時間，同期浙江省農村居民人均收入連續30年位居全國各省之首，浙江省通過大力發展旅游業成為全國率先完成脫貧攻堅任務的省份。旅游業在浙江省通過與三次產業的深度融合，極大地提高了農村居民的收入，縮小了城鄉收入差距。各縣（市）通過發展特色農家樂和民宿等餐飲住宿業，研發加工以農副土特產品為原材料的特色旅游商品，旅游業與第一產業的天然融合提高了農產品附加值、充分利用了農村自然生態環境優勢，帶動了農村勞動力就業，提高了農村勞動力技能，增加了農民收入；通過發展工業旅游和工礦業遺產旅游產品，提高旅游工藝品、紀念品的設計制造水平，旅游業與第二產業的融合宣傳提升了企業知名度，推動了地區經濟增長；通過與影視文化產業、體育產業、金融業、信息產業、醫藥衛生產業等第三產業的融合發展，新的產業形態和產品形態不斷出現，配套服務水平不斷提高，延長了游客停留時間，增強了地區經濟發展后勁和居民收入水平。

二、文獻評述

關于城鄉收入差距影響因素的研究文獻汗牛充棟，經濟發展水平（Simon Kuznets，1955；Saith，1983；Fields，1984；Clarke，1995；Deininger etal.1998；陳斌開等，2013）［2-7］、金融發展水平（Greenwood et al.1989；章奇等，2003；張立軍等，2006；葉志強等，2011）［8-11］、城鄉發展與開放等政策的城市偏向（Kanbur，2005；程開明等，2007；雷根強等，2012；張志超等，2014）［12-15］、城市化（陸銘等，2004；許秀川等，2008；曹裕等，2010）［16-18］、教育水平等個人和家庭特征（Sicula etal，2007；Bergh et al.2009；郭劍雄，2005；侯風云等，2007；陳斌開等，2010）［19-23］等因素都對城鄉收入差距有顯著影響。然而，目前關于旅游業收入分配效應的研究多集中于家庭收入差距效應方面。Blake （2008）［24］探討了東非地區國家旅游相關產業及其他出口產業對家庭的收入分配效應影響，結果發現旅游業及相關產業與其他出口行業相比，只能為貧困家庭提供較少的收入，從而會導致社會不平等加劇和家庭收入差距的擴大。Pathompituknukoon etal. （2012）［25］利用CGE模型研究了泰國清邁地區農村發展旅游業能否彌補減少農業生產帶來的損失。仿真結果表明，當茶葉價格下降20%，旅游價格上漲30%左右時，旅游部門將淡出鄉村。同時，隨著旅游業發展，最富裕的1/5家庭在收入分配中受益最大，而最貧窮的五分之一受益最小。Gatti（2013）［26］以克羅地亞為研究對象，探討了入境旅游需求對可自由支配收入和家庭消費的影響，嘗試回答了隨著入境旅游需求的增加能否帶來更加公平的收入分配。國家層面衡量收入分配效應的阿特金森指標顯示入境需求可以減少不平等，但是以基尼系數作為衡量指標的話，這種影響效應相對要小很多。Incera et al. （2015）［27］通過構建2008年西班牙加里尼亞地區的社會核算矩陣模型，研究了旅游消費如何通過影響家庭收入和政府稅收兩條途徑影響收入家庭分配。結果發現旅游業發展對社會上各個收入階層收入都具有顯著的正向影響，相對于低收入家庭，高收入家庭從旅游業發展過程中獲得的收入更多，從而導致地區收入差距輕微的擴大。

國內已有文獻對于旅游發展與城鄉收入差距的研究以定性分析為主，主題多集中于討論如何實現城鄉旅游協調發展以及旅游發展在城市和鄉村地區所產生的經濟社會效應，鮮有關于我國旅游發展對城鄉收入差距影響的直接經驗研究。僅有的涉及旅游發展與中國收入不平等的經驗研究中，Hengyun Lietal.（2016）［28］利用1997-2010年中國30個省的年度面板數據研究了旅游發展對中國地區間收入不平等的影響，實證結果表明旅游發展對縮小地區收入差距具有顯著的影響，且國內旅游發展對地區收入差距的影響顯著大于入境旅游。趙磊（2011）［29］利用中國1999-2008年我國省級面板數據研究發現，中國省際旅游發展對城鄉收入差距具有顯著的縮減效應。但該研究采用的研究方法較為單一，且未區分國內旅游及入境旅游對城鄉收入差距的不同影響，同時在闡述旅游對城鄉收入差距機制方面也未考慮內生性問題，研究的適用性、穩健性及準確性存疑。鑒于此，本文采用旅游大省浙江省2005-2014年52個縣（市）數據，系統評估旅游業及其與其他變量交互項對城鄉收入差距的影響程度及影響機制，嘗試從旅游發展的視角對浙江省城鄉收入差距較低的事實做出理論解釋和經驗驗證。

本文的主要貢獻可以歸納如下：第一，在理論層面上，闡述了旅游發展對地區全要素生產率的不同影響，在傳統的內生經濟增長模型中增加了旅游發展對地區經濟的影響，并利用規范的經濟學模型對此進行了刻畫。第二，在實證層面上，通過偏微觀的縣域面板數據，采用固定效應模型實證測度了旅游發展對城鄉收入差距的影響效應，分開測度了國內旅游及入境旅游對城鄉收入差距的影響效應，綜合使用多種穩健性檢驗方法評估了結論的可靠性。采用工具變量（IV）法解析了旅游發展對城鄉居民收入的影響，較好地克服了內生性偏誤對估計結果的影響。第三，在政策干預方面，本文的分析為國家“十三五”期間推動旅游業轉型升級，促進城鄉和諧發展、推動旅游產業扶貧提供了有益的經驗支持。

三、旅游發展影響城鄉收入差距的效應測度

（一）計量模型設定及變量構造說明

1.計量模型設定

本文在已有研究基礎上，以城鄉收入差距（gap）為被解釋變量，以旅游發展（tourism）為核心解釋變量，同時為了避免模型核心解釋變量與隨機擾動項之間可能存在較強的相關性，導致模型估計有偏，本文還將反映地區經濟發展、金融發展、財政支出、對外開放、人力資本以及城鎮化水平特征的相關變量納入到實證模型中，最終構建模型如下：

其中，gap是被解釋變量，代表各縣城鄉收入差距，tourism是核心解釋變量，代表各縣市旅游業發展水平，下標i和t分別表示縣市和年份；control是一系列控制變量，εit是殘差項。鑒于本文數據時間跨度較長，為了避免時間共同趨勢引致的偽回歸以及不隨時間變化的地區固定效應導致的內生性問題，模型擬采用雙向固定效應模型，其中ηi代表縣市固定效應，μt代表時間固定效應。

2.變量構造說明

（1）被解釋變量。城鄉收入差距（gap）：考慮到縣域數據的可得性，本文參考陸銘等（2004）［16］的做法，采用城鎮居民人均可自由支配收入與農村居民人均純收入比作為城鄉收入差距的度量指標，比值越大則代表相應的城鄉收入差距越大。

（2）核心解釋變量。對地區旅游發展水平的衡量，目前國內外研究者主要采用三種指標，一種是Lee C，Chang C（2008）［30］、趙磊（2011）［29］采用的旅游深度指標，即旅游總收入占GDP的比重。其中，旅游總收入指國內旅游收入與入境旅游收入之和，入境旅游收入按照當年美元兌人民幣匯率均價折算為人民幣。另一種是Wei M，Yang J（2010）［31］使用的旅游密度指標，即旅游總收入與地區總人口相除得到的人均旅游收入。最后一種是I Cortés-Jiménez （2008）［32］采用的旅游人次比指標，即地區年度旅游總人次與地區總人口的比值。三種指標中，旅游深度指標從靜態層面體現了一個地區旅游產業在其國民經濟中的重要程度，較好地反映出一個地區的旅游業發展水平；旅游密度指標從動態層面體現了通過旅游消費支出所產生的乘數累積效應對地區經濟增長的影響；而旅游人次比指標由于存在不同景區景點之間重復統計的問題，衡量誤差相對較大?；谝陨戏治?，本文擬采用旅游深度指標作為旅游發展的度量指標，同時以旅游密度指標和旅游人次比指標作為替代指標進行穩健性檢驗。

（3）其他控制變量。地區經濟發展水平（lnrpg?dp）采用各縣人均GDP指標來度量，為了消除價格因素的影響，本文采用以2005年為基期各縣市所屬地級市當年的CPI指數對被解釋變量進行了消脹處理；政府支出比重（fiscal）采用各縣市政府財政支出占GDP比重來表示，該指標反映了政府對經濟活動的影響程度；儲蓄率（saving）用年末居民儲蓄存款余額占GDP比重表示，金融發展水平（finance）用年末金融機構貸款余額占GDP比重表示；對外開放水平（openness）采用進出口貿易總額占GDP比重來衡量對外開放水平，進出口貿易總額使用當年美元兌人民幣匯率均價折算成人民幣；人力資本水平（human）采用使用較為普遍的人均受教育年限指標作為縣域人力資本水平的代理指標，即以各受教育水平人口在總人口的比重為權數分別乘以相應受教育年限加總可得；城鎮化（urban）采用各縣年末總人口減去鄉村人口來替代城鎮常住人口指標，進而與縣域年末總人口相除得到。

3.數據來源說明

考慮到2003年爆發的非典（SARS）對我國旅游業造成了巨大的當期及滯后影響，以及2005以前年份涉及本文被解釋變量和核心解釋變量的相關數據大量缺失，本文最終構建了2005-2014年浙江省11個地級市下屬的58個縣（市）中的52個縣（市）的平衡面板數據，樣本具有廣泛的代表性，有助于得出相對科學的結論。相關變量數據來自于2006-2015年《中國縣（市）社會經濟統計年鑒》、《中國區域經濟統計年鑒》、《浙江省統計年鑒》、各地級市統計年鑒以及浙江省旅游信息網。本文所使用的軟件為Sta?ta13.1。為了方便對下文實證結果進行分析討論，現將主要變量的統計性描述列示于表1。

表1 主要變量的統計性描述

（二）實證分析與討論

在進行實證分析之前，為了對被解釋變量與核心解釋變量之間關系有一個直觀的認識，首先利用ArcGIS10.2軟件，分別將浙江省各縣近十年平均城鄉收入差距水平以及旅游發展水平繪制在地圖上。如圖1、圖2所示，灰色程度越深，代表相應的變量數值越大。不難發現，顏色的深淺變化大致呈現出相反變化趨勢，這就意味著旅游發展與城鄉收入差距呈負相關關系，具體影響效應通過下文計量模型加以測度。

圖1 2005-2014年浙江省各縣城鄉收入差距平均水平

圖2 2005-2014年浙江省各縣旅游業平均發展水平

通過對面板數據模型進行LR檢驗、BP檢驗、Hausman檢驗及時期效應的F檢驗，本文最終建立了雙向固定效應模型，并采用更為穩健的Driscoll-Kraay方法進行模型估計，估計結果呈現于表2①。

表2 旅游發展影響城鄉收入差距的效應測度

從表2中的第一行可以發現，旅游發展變量的回歸系數均在1%的水平上顯著為負。從影響效應來看，模型1在加入相關控制變量后，旅游發展系數估計值為-0.172，即旅游發展水平每上升1個百分點，城鄉收入差距會相應縮減0.172個百分點。參照Wooldridge做法，可以求得旅游發展對城鄉收入差距的標準化系數為-0.072，即旅游發展的變化解釋了城鄉收入差距變化的7.2%，符合相關的理論預期?？紤]到城鄉收入差距不僅受到旅游發展當期影響，還可能受過往旅游發展影響，分別在模型2和模型3中分別加入旅游發展的滯后1期和滯后2期。模型2中，旅游發展當期回歸系數降低為-0.160，并在1%顯著性水平上顯著；滯后一期回歸系數為-0.024，在10%顯著性水平上顯著。模型3中，旅游發展當期回歸系數、滯后一期系數及滯后兩期系數依次為-0.153、-0.022、-0.149，分別在1%、10%和1%的顯著性水平上顯著。綜合模型1-3的回歸結果，不難發現旅游發展對城鄉收入差距的當期縮減效應為-0.172，考慮到以往各期旅游發展對城鄉收入差距的滯后影響，將當期旅游發展系數與滯后一期、滯后二期回歸系數相加（滯后三期及以后回歸系數不顯著），旅游發展對城鄉收入差距的長期累積縮減效應約為-0.324，即長期旅游發展水平每提高1個百分點，城鄉收入差距將大致縮減0.324個百分點，旅游發展水平變動大約可以解釋城鄉收入差距變動的10%。

此外，浙江省作為我國經濟發展和對外開放的前沿，旅游發展還可能影響各縣市的經濟發展和對外開放水平，進而影響到城鄉收入差距。為此，在模型4和模型5中分別加入了旅游發展與經濟發展水平、旅游發展與對外開放水平的交互項。模型4的估計結果顯示，旅游發展與縣域經濟發展水平的交互項在1%顯著性水平上顯著為正，經濟發展水平對城鄉收入差距產生正向調節作用。這說明在經濟發展水平較高的縣市，旅游發展反而會擴大當地城鄉收入差距。進一步可以計算得出縣域經濟發展水平對數的門限值為10.686，相當于以2005年為基期不變價格表示的43 764元。參照表1中的統計性描述，大多數縣市實際人均GDP并未達到這一水平，這就意味著在大多數縣市發展旅游業可以顯著縮小城鄉收入差距②。反過來計算出縣域旅游發展的門限水平為0.32，這一門限水平要高于各縣市旅游發展水平的均值0.19，說明對于大多數縣市而言，地區經濟增長有利于城鄉收入差距的減小，但也意味著加快旅游發展在促進縣域經濟增長的同時還會拉大城鄉收入差距。模型5的估計結果與模型4非常相似，對外開放也會擴大城鄉收入差距，其門限值為0.458 9，高于樣本縣市平均對外開放水平的0.343 1，說明目前大多數縣市發展旅游業可以顯著縮小城鄉收入差距；反過來得到旅游發展的門限水平為0.42，高于旅游發展的均值0.19，對于樣本中大多數縣市而言，對外開放有利于縮小城鄉收入差距，但也意味著加快旅游發展在帶動各縣市對外開放的同時也會擴大城鄉收入差距。

模型6和模型7則進一步細分了國內旅游發展水平和入境旅游發展水平對城鄉收入差距的影響。結果發現，無論是國內旅游還是入境旅游都在1%顯著性水平上顯著有利于縮減城鄉收入差距，且國內旅游對城鄉收入差距的縮減效應明顯大于入境旅游。其中國內旅游的縮減效應高達-0.504，即國內旅游每提高1個百分點，城鄉收入差距會相應縮減0.504個百分點，國內旅游發展水平變動可以解釋城鄉收入差距變動的10.3%；入境旅游的縮減效應達到-0.126，即入境旅游每提高1個百分點，城鄉收入差距會相應縮減0.126個百分點，入境旅游發展水平變動可以解釋城鄉收入差距變動的4.3%。這也說明浙江省入境旅游市場發展較為完善，從側面體現出浙江省正逐步實現由旅游大省向旅游強省的轉變。

（三）穩健性檢驗

1.分地區回歸

浙江省根據省內各縣經濟發展情況，劃分出26個欠發達縣，這些欠發達縣多位于山地丘陵地區，經濟發展水平和對外開放水平較低，但境內旅游資源稟賦出眾③。為了分別考察發達縣和欠發達縣旅游發展對城鄉收入差距的影響，本文將52個樣本縣劃分為欠發達縣（19個）和發達縣（33個）兩組，分別考察旅游發展對城鄉收入差距的影響。如表3所示，無論是發達縣還是欠發達縣，旅游發展對城鄉收入差距的影響均在1%的顯著性水平上顯著為負，并且旅游發展對城鄉收入差距的負向影響在欠發達縣較大。

表3 分地區回歸結果

具體來看，國內旅游在發達縣和欠發達縣對城鄉收入差距的影響與總體旅游發展水平保持一致，只是欠發達縣旅游發展對城鄉收入差距影響明顯更大；欠發達縣入境旅游發展對城鄉收入差距的影響依舊在1%的顯著性水平上顯著為負，而發達縣的入境旅游發展水平對城鄉收入差距的影響雖然為負，但卻不顯著。綜合來看，一個合理的解釋就是欠發達縣的旅游資源稟賦更為出眾，對國內外游客的吸引力明顯更大，農村居民從中獲益更多。此外，無論是發達縣還是欠發達縣，經濟發展水平和對外開放水平對城鄉收入差距的影響均顯著為負，但影響方向卻相反?？紤]到樣本中發達縣和欠發達縣的經濟發展水平均值分別為10.694和9.792，對外開放水平均值分別為0.478 6和0.150 6，分別位于各自的門限水平10.686和0.458 9的兩端，因而回歸結果符號相反。

2.替代性指標

本文分別采用旅游密度指標人均旅游收入和旅游人次比指標來測度旅游發展對城鄉收入差距的縮減效應。如表4所示，前3列是以人均旅游收入作為旅游發展度量指標時的回歸結果。其中，模型1中人均旅游收入的系數為-0.086，并且在1%的水平上顯著為負，這意味著旅游發展水平每上升1個百分點，城鄉收入差距會相應縮減0.086個百分點；進一步計算得到的標準化系數為-0.167，旅游發展水平變化解釋了各縣市城鄉收入差距變化的16.7%，與前文的研究結論相似。模型2、模型3加入人均旅游收入與經濟發展、人均旅游收入與對外開放交互項后也均在1%的顯著性水平上顯著。表4的后3列為使用旅游人次比進行的穩健性檢驗結果，與使用人均旅游收入指標進行檢驗的結果基本一致，這里不再贅述。

表4 替代性指標Ⅰ和指標Ⅱ回歸結果

四、旅游發展影響城鄉收入差距的機制解析

（一）計量模型說明

計量模型以新增長理論為基礎，參考Levin etal. （1997）［33］、Miller etal.（2000）［34］研究思路，假定浙江省縣域全要素生產率不僅取決于人力資本積累水平（human），還受地區旅游發展水平（tourism）及其他相關變量X影響，X包括政府規模（fiscal）、產業結構（tertiary）、對外開放程度（openness）等，最終，建立如下形式生產函數：

其中，Y代表國內生產總值，tourism代表旅游發展水平，X代表其他相關變量，H代表人力資本投入，K代表物質資本投入，L代表勞動力投入。A（·）代表?？怂怪行约夹g進步，即“產出增長型”技術進步。在這里，旅游發展水平主要通過規模集聚效應外溢來影響全要素生產率從而間接地影響地區產出增長。本文假定生產函數為柯布—道格拉斯（Cobb-Douglas，C-D）形式，則（1）式轉化為：

其中，i表示地區，t表示年度，為了方便研究，假定規模報酬不變，即αi+βi=1，將式（2）兩邊同時除以Li,t：

同時，參考Hulten etal.（2006）［35］、毛其淋和盛斌（2011）［36］的做法，假定（3）式中的?？怂剐薯桝（·）是多元組合形式，即

將（4）式代入（3）式整理后，同時對等式左右兩邊取對數，最終推導得出經濟發展水平與旅游發展、人均物質資本、人力資本及其他相關變量X的對數函數關系式：

為了檢驗旅游發展對城鄉收入差距的影響機制是否存在，需要分別考察旅游發展（tourism）對各縣總體經濟發展水平、城市經濟發展水平、農村經濟發展水平的影響。為此，本文在（5）式的基礎上分別構建了（6）式、（7）式、（8）式三個計量模型。

模型6中被解釋變量為地區經濟發展水平，與上文保持一致。模型7和模型8分別采用城鎮居民人均可自由支配收入以及農村居民實際人均純收兩個人均收入指標作為城市經濟發展水平和農村經濟發展水平的度量指標，同時作消脹和取對數處理。核心解釋變量依舊采用旅游深度指標作為旅游發展的度量指標，控制變量除人力資本水平（human）、對外開放水平（openness）和政府支出比重（fiscal）之外，新增地區人均物質資本（pk）和產業結構水平（tertia?ry）。其中人均物質資本（pk）采用永續盤存法進行核算，首先利用K0=I0/（g+δ）對基期物質資本存量進行估算，其中I0為2005年投資量，g為2005-2014年投資的平均增長速度，δ為資本折舊率，參照張軍等（2004）［37］研究，δ取值為9.6%④，然后以2005年為基期的浙江省固定投資價格指數對歷年固定資本形成總額進行折算，最后按照永續盤存法，利用Kt= （1-δ）Kt-1+It，分別計算出2005-2014年浙江省50個縣市的物質資本存量⑤。最后，用所得物質資本存量K與當年社會就業人數相除得到人均物質資本存量。產業結構水平（tertiary）采用第三產業就業人口占總就業人口比重進行衡量。該比重越大，表明服務業發展水平越高，對地方經濟增長的帶動效應也就越大。

（二）回歸結果討論

最終通過檢驗建立了雙向固定效應模型，依舊采用更為穩健的Driscoll-Kraay方法進行模型估計。表5中的1-3列分別為模型6至模型8的估計結果。

表5 旅游發展影響城鄉收入差距的機制解析

由表5可知，旅游發展對各縣市地區經濟增長在1%水平上顯著為正，意味著其他條件不變的情況下，旅游發展水平提高1%，對地區經濟增長的正向影響為0.12%，遠遠高于Fayissa etal.（2007）［38］采用1992-2004年非洲42個國家面板數據固定效應模型估計得出的旅游發展對經濟增長彈性系數0.037 8，以及Se? queira etal.（2008）［39］采用1980-2002年跨國動態面板模型估計得出的旅游發展對經濟增長的彈性系數0.03~0.05，也遠高于國內趙磊（2015）［40］利用中國省級面板數據估計得出的旅游發展對經濟增長彈性系數0.035 4，與浙江省旅游發展水平高于全國平均水平的事實相一致。

旅游發展對城鎮居民人均收入以及農村居民人均收入的影響均在1%的顯著性水平上顯著，意味著旅游發展每提高1%，對城鎮居民人均收入和農村居民人均收入的正向影響分別為0.056%和0.109%。究其原因可能是：其一，浙江省農村地區憑借臨近高品位旅游資源、自身擁有的良好生態環境以及國家和地方營造的良好政策環境等諸多優勢，通過發展農家樂、民宿等餐飲和住宿產業，并逐步向生態觀光、現代農業、特色購物、康體健身、休閑度假、養老度假等形式的鄉村高端旅游發展模式轉變，旅游產業規模集聚效應外溢提高了農村全要素生產率，增加了農村居民人均收入。其二，城市旅游發展尚處于規模報酬遞增階段，要素投入滯后于地區旅游發展規劃，產業規模集聚外溢效應不明顯，對城市地區全要素生產率提升幅度相對較小，致使城鎮居民人均可自由支配收入增長相對農村居民人均純收入增長速度較慢，最終降低了縣域城鄉收入差距。

考慮到旅游發展和地區經濟增長之間可能存在的雙向因果關系，本文進一步采用工具變量（IV）法進行估計。鑒于樣本時間跨度較長，本文選用旅游發展的滯后一期與滯后兩期作為其自身的工具變量。通過計算旅游發展與其自身滯后一期和滯后兩期Pearson相關系數，二者分別高達0.885 1和0.844 7，且均在1%的顯著性水平上顯著，滿足工具變量與內生解釋變量的相關性要求；同時，當期的經濟發展難以影響到前期的旅游發展，工具變量自然也滿足與隨機擾動項無關的要求。由于工具變量個數多于內生解釋變量個數，本文采用效率更高的工具變量固定效應廣義矩估計（IV-FE-GMM）方法進行估計，結果呈現在表5的4-6列，在對核心解釋變量內生性進行處理后，旅游發展對地區經濟增長、城鎮居民人均收入以及農村居民人均收入的影響依舊在1%水平上顯著為正，在其他條件不變的情況下，旅游發展水平每提高1%，對地區經濟增長、城鎮居民人均收入、農村居民人均收入的正向影響增加了一倍有余，分別擴大到0.277%、0.115%和0.254%。相對IV-FEGMM估計結果，FE估計明顯低估了旅游發展對經濟增長的正向影響。旅游發展對農村居民人均收入的影響依舊顯著高于對城鎮居民人均收入的影響，上述結論依然成立⑥。

五、結論與啟示

本文通過構建浙江省52個縣市2005-2014年的平衡面板數據，實證測度了旅游發展對城鄉收入差距的影響效應，并對影響機制進行了解析，主要得出如下結論：

（1）浙江省縣域旅游發展對城鄉收入差距具有顯著的負向影響，經驗研究結果顯示其當期縮減效應為-0.172，長期累積縮減效應約為-0.324；無論是國內旅游還是入境旅游，對城鄉收入差距都有著顯著的負向影響，且國內旅游對城鄉收入差距的負向影響顯著大于入境旅游。這與浙江省當前旅游發展的總體現狀保持一致。

（2）縣域經濟發展和對外開放在旅游發展對各縣市城鄉收入差距的影響中都起著顯著的正向調節作用，其實際調節作用體現在旅游發展對不同地區城鄉收入差距的影響上面。無論是在發達縣還是欠發達縣，旅游發展對城鄉收入差距均具有顯著的負向影響，且在欠發達地區負向影響效應更大；國內旅游與之相似，但入境旅游對城鄉收入差距影響僅在欠發達地區顯著，發達地區則不顯著。

（3）工具變量（IV）回歸結果表明旅游發展對城鎮居民人均可自由支配收入和農村居民人均純收入的彈性系數分別為0.115和0.254，揭示了浙江省旅游發展有利于縮減城鄉收入差距的傳導機制。

本文研究結論對相關地區啟示如下：

（1）雖然入境旅游對城鄉收入差距具有顯著的縮減效應，但應該看到相對國內旅游，這種影響還明顯較小。未來應該通過加大宣傳引導，加強配套基礎設施建設，推進國內旅游市場和入境旅游市場協調發展。

（2）考慮經濟發展水平和對外開放與旅游發展的交互作用對城鄉收入差距的正向影響，未來隨著地區經濟發展、對外開放程度提高，在制定旅游收入分配等相關政策時，不僅要注重效率，更要注重公平。

（3）目前浙江省各縣通過發展旅游業使得農村居民人均純收入增速快于城鎮居民人均可自由支配收入，二者趨于收斂，最終降低了城鄉收入差距。但總體來看，這種收斂發生在旅游業發展較為初級的階段，未來應通過旅游產業轉型升級，有機整合縣域范圍內旅游資源、財政資源、人力資源、政策資源，實現由景點旅游階段向全域旅游階段轉變，以旅游業帶動和促進城鄉經濟協調發展，最終實現城鄉收入差距由低水平收斂向高水平收斂轉變。

注釋：

①表2及后面的穩健性回歸結果中，相關控制變量系數估計值與理論預期一致，限于篇幅，表中僅呈現核心變量及與之相關交互項系數估計結果，控制變量系數估計結果及相關模型設定檢驗結果不再一一呈現，備索。

②事實上，如果將tourism×lnrpgdp替換為lnrpgdp平方項的話，可以發現經濟發展水平與城鄉收入差距之間的關系并不符合庫茲涅茨“倒U型”分布，反而呈現“U型”分布，拐點發生在實際人均GDP達到91126元時，在此之前隨著經濟發展，城鄉收入差距會逐漸縮小，與上文結論類似。

③2015年2月28日，浙江省政府對26個欠發達縣實行集體摘帽，不再區分發達縣與欠發達縣。

④即使將資本折舊率取為單豪杰（2008）［38］研究得出的10.96%，結論依舊穩健。

⑤蕭山區和余杭區相關統計數據缺失。

⑥事實上，即使將旅游發展水平分別替換為國內旅游發展水平以及入境旅游發展水平，上述作用機制依舊成立。這就意味著，無論是國內旅游還是入境旅游對農村居民的增收效應都要大于對城鎮居民的增收效應。

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A Study on the Effectand Mechanism of Tourism Development on Urban-RuralIncome Gap —An Analysis Based on the Panel Data of52 Counties in Zhejiang Province

MA Xing-chao,MA Shu-cai
(School of Economics,Liaoning University,Shenyang 110036,China)

By constructing the paneldata of52 counties in Zhejiang province from 2005 to 2014,the paper applies the paneldata fixed ef?fectmodelto estimate the effectoftourism developmenton the urban-ruralincome gap.The results show thattourism developmentcan sig?nificantly narrow the urban-rural income gap,the current reduction effect and the long term cumulative reduction effect reach-0.172 and-0.324 respectively;Both domestic tourism and inbound tourism have a significant negative effecton the urban-rural income gap,and the negative effect of domestic tourism is even greater.In addition,both the level ofeconomic developmentand the level of opening to the outside world play a significantpositive moderating role in the relationshup between tourism developmentand the urban-rural income gap. The related robusttests well supportthese conclusions.The results of instrumental variable fixed effectgeneralized matrix show that each 1%increase in tourism development,urban per capita disposable income and rural per capita net income will increase 0.115%and 0.254%respectively,which further supports the above conclusions

tourism development;urban-ruralincome gap;effectmeasurement;mechanism analysis

F590.3;F126.2

A

1007-5097（2017）01-0013-10

［責任編輯：張 兵］

10.3969/j.issn.1007-5097.2017.01.002

2016-05-31

國家統計局統計科學研究（重點）計劃項目（2011LZ-019）

馬興超（1985-），男，河南原陽人，博士研究生，研究方向：產業集聚，技術創新,收入分配；

馬樹才（1945-），男，遼寧岫巖人，教授，博士生導師，研究方向：統計與數量經濟理論。