管制型制度環境、旅游投資與區域旅游經濟增長
——來自貴州旅發大會的證據

孫小龍，郜 捷，林璧屬，李 磊

(1.貴州師范大學國際旅游文化學院，貴州 貴陽 550025；2.貴州師范學院旅游文化學院，貴州 貴陽 550018；3.廈門大學管理學院，福建 廈門 361005；4.南京師范大學地理科學學院，江蘇 南京 210023)

旅游業已經成為新常態下拉動中國經濟增長的新動力，對區域經濟發展具有積極的貢獻作用，如何促進旅游經濟高質量增長則受到學術界長期關注．已有研究表明，旅游經濟的增長機制主要來自于3個途徑：一是基于投入產出理論的人力、資本及技術等結構要素對旅游經濟增長的影響[1-2]；二是產業化特征對旅游經濟增長的推動，包括旅游交通、接待設施、旅游資源稟賦等[3-5];三是從制度、創新等視角[6-8]探討其對旅游經濟增長的影響．面對新冠病毒等不確定性的外部環境，積極探索旅游業發展的內在驅動機制對于旅游經濟高質量增長具有重要意義．在這其中，旅游制度對于地區旅游經濟增長的影響受到進一步關注[8-11]．例如，Saha等[7]的研究表明,地區政策與經濟自由度對旅游發展具有積極促進作用．此外，制度質量也是提升地區間雙邊旅游流的重要因素[12]，直接影響入境旅游流規模[1]．綜上，制度作為一種內生的動力機制，其對于地區旅游經濟增長的影響是多層次和多主體的，既面向消費者與旅游企業，也面向整個區域的旅游產業發展環境．

值得注意的是，已有旅游制度研究主要從測量、時空演變及變遷等視角展開[8,13-14]，忽略了旅游制度的環境差異對地區旅游經濟增長的影響．制度對于區域經濟發展的重要性不言而喻，而制度效用的關鍵在于構建有針對性的制度環境[15]．作為凸顯政府規制或管制維度的制度環境類型[16-17]，旅游產業發展大會(簡稱旅發大會)優化了承辦地的制度環境，能夠以正式制度的約束方式對地區旅游經濟增長產生影響．結合我國旅游制度執行的“至上而下”模式，旅發大會可以有效集聚各職能部門的資源和政策優勢，對舉辦地旅游產業結構調整、產品建設等方面有顯著促進作用．因此，深入探討以旅發大會為代表的管制型制度環境對旅游經濟增長的影響效用及其理論機制具有重要意義．

本研究以貴州省9個城市為研究樣本，探索和檢驗以旅發大會為代表的管制型制度環境對中小尺度地區旅游經濟增長的影響效應，進一步分析了旅游投資所承擔的機制角色．

1 制度背景與理論假說

1.1 制度背景

旅發大會是中國情景下管制型制度環境建設的獨特表現．作為一種正式的專項旅游制度，旅發大會由各省市自治區政府獨立舉辦．在發展歷程方面，我國大陸地區有28個省份先后舉辦過旅發大會．在區域分布上，舉辦旅發大會的省份主要集中在西南地區，其中連續舉辦旅發大會次數超過10屆的省市有貴州、北京、湖北和云南．為規范和加強旅發大會的制度執行效力，各地以省級政府的名義明確出臺了旅發大會申辦辦法，用來指導旅發大會的選址申辦、資金投入及政策扶持等，并明確指出通過旅發大會的實施推進舉辦地旅游業高質量發展．例如，貴州省要求“召開一次旅發大會，對當地基礎設施建設效能提前五年，對旅游產業發展提前五年，對環境建設提前五年”．但由于地區產業轉型、經濟結構調整等原因，部分省份的旅發大會未能連續舉辦．例如，國內最早舉辦旅發大會的四川省，從2003年起連續召開四屆大會后停辦．在制度職能及效用方面，旅發大會發揮了對地方旅游產業升級轉型和區域旅游創新發展的激勵與約束作用，并具體表現為對地區旅游基礎設施投入、旅游項目推介與投資、旅游示范創建、旅游地宣傳推廣等4個方面的積極推進作用．

作為西部旅游產業大省，貴州省自2006年舉辦首屆旅發大會后，截止到2019年已連續舉辦十四屆，并形成了集市州和區縣一體的三級旅發大會制度體系．在制度經濟效用方面，根據貴州省國民經濟和社會發展統計公報數據，在舉辦旅發大會的14年期間，貴州省國內旅游收入和接待人次從2006年的377.79億元、0.47億人次增長到2019年的12 407.04億元、11.3億人次，國內旅游收入和接待人次的年均增長率分別達到31.8%、23%．

1.2 理論假說

1.2.1 管制型制度環境與旅游經濟增長 制度創新理論認為造成地區經濟長期增長差異的關鍵在于文化和制度等非結構因素的驅動[18]．作為人為設計的、對人際交往和社會演化的約束，制度環境是對主體間社會和經濟行為的規則激勵和行動規范，能夠影響社會資源的分配[18]，從而推動地區經濟發展．在制度環境類型方面，Scott[16]提出了三維制度環境類型，即管制、認知和規范制度環境．其中，管制型制度環境強調了以政府為主導的制度或政策，其以特定約束行為對個體及地區行業所產生的經濟增長影響．此外，周春波[17]從宏觀視角將制度環境分為政府規制和市場化改革2個類型，認為政府根據產業現狀建立政府規制型制度環境，可以提升文旅行業競爭力和改善市場環境．由此推知，在旅游經濟系統中，以政府為主導的制度環境建設(旅發大會)能夠從市場環境優化和資源配置效率方面約束行為方式，推動地區旅游經濟增長．

在理論層面上，旅發大會屬于管制型旅游制度環境的現實代表．張言慶等[19]認為旅游制度環境作為以政府主導的對旅游產品生產者與消費者間互動關系的約束，有利于旅游秩序及其發展環境的塑造．對旅游者個體而言，旅發大會可以通過減弱“消費不確定性”和增強“旅游市場環境”來促進國內旅游消費[20]．對于旅游產業發展而言，旅游制度環境能夠通過激勵產業結構變革來影響區域經濟活動[21]．就其激勵路徑來看，旅發大會推動并構建了以地方政府為主導的旅游產業發展營商環境．通過旅發大會制度優勢所帶來的社會資源分配效應，舉辦地城市推出一批優質旅游產品項目，并結合地方政府給予的扶持、獎勵政策，促成與旅游投資企業的項目簽約．同時，作為一項綜合性的協調機制平臺，旅發大會能夠整合當地財政、發改及涉旅行政機構等多部門的專項資金，用于地方旅游項目的投資建設與進度推進．此外，通過舉辦旅發大會，地方政府通過各媒體平臺對舉辦地進行大規模宣傳報道，全面提升該地旅游形象及品牌效應，進而推動地區旅游經濟增長[22]．進一步，從旅發大會的影響尺度來看，其目的在于集中力量提升承辦地旅游產業格局及效能.因此，文中認為旅發大會對地區旅游經濟的影響范圍主要表現為中小尺度特征，即對地級城市層面的旅游經濟增長影響．由此可見，旅發大會通過正式制度所賦予的規則激勵和行動約束，直接影響著當地旅游業在產業發展格局、產品與基礎設施、形象與品牌推廣等方面的政策導向與資金投入，進而推動地區旅游經濟增長．基于此，本研究提出假設：H1)旅發大會對區域旅游經濟增長有顯著的正向影響效用．

1.2.2 旅游投資與旅游經濟增長 投資是地區經濟高速增長的驅動力之一.作為促進和保障地區旅游經濟增長的核心[23]，已有研究證實，旅游投資能夠促進地區旅游經濟增長[24-25]．如何有效提升地區旅游投資的規模與力度則成為旅游經濟增長的關鍵．此外，由于旅游投資具有空間分布異質性特征，即旅游投資區域及規模表現為東中西部省份間的較大差距[23]，相比西部區域旅游投資則呈現出激烈的競爭態勢．因此，優化旅游投資的投入機制及其環境氛圍也成為地區旅游業高質量發展的核心．

旅發大會作為以政府為主導的地方旅游產業發展平臺，能夠通過正式制度所賦予的權利構建良好的旅游業發展營商氛圍．對于旅游投資而言，旅游產業發展大會能夠營造良好的旅游投資環境[26]，基于制度所給予的行政激勵手段，一方面能夠促進以政府為主體的旅游資金投入，具體表現在旅游基礎及公共服務設施方面的資金投入；另一方面，能夠通過提供優惠的政策刺激來吸引社會資本投入到舉辦地旅游產品或項目開發中．以貴陽為例，在2016年舉辦的第七屆旅發大會上，累計實現旅游產業投資金額達852.15億元(數據來源于中國政府網)．由此可見，旅游產業發展大會能夠創建良好的旅游投資環境，加大對舉辦地旅游業投資的投入規模及力度，促進地方旅游經濟增長．基于此，本研究提出假設：H2)旅發大會通過旅游投資對區域旅游經濟增長產生顯著的正向影響效用．

2 研究設計

2.1 模型設定

作為制度環境異質化的一項自然實驗，舉辦旅發大會屬于典型的地方政策變化行為．在本研究中，由于各地首次舉辦旅發大會的時間不完全相同，因此采用漸進雙重差分模型進行政策評估．模型設定如下[27]1649

Yi,t=β0+β1Xi,t+β2Zi,t+γt+μi+εi,t,

其中，Yi,t為被解釋變量，代表地區i在t年的旅游經濟增長水平;Xi,t為解釋變量，代表地區i在t年是否舉辦旅發大會的虛擬變量，舉辦旅發大會取值為1，反之為0;Zi,t為一系列相關控制變量;β為估計系數;γt和μi分別代表時間和地區固定效應;εi,t為殘差項．

2.2 變量定義

2.2.1 核心變量 以各地城市名稱和旅游產業發展大會作為關鍵詞，通過百度新聞搜索引擎手工檢索各地每年各屆旅發大會的舉辦年份，并以此作為度量旅發大會的代理指標.本研究參考劉瑞明等[10]對于旅游經濟增長的度量，選取人均國內旅游人次、人均國內旅游收入作為度量旅游經濟水平的代理指標．

2.2.2 控制變量 產業結構升級對當地經濟發展具有重要影響[2]，區域第三產業比重能夠反映當地旅游業發展程度及地方政府發展旅游的態度[8]，本研究選擇第三產業占總產值的比重來度量區域產業結構．選擇地區人均GDP來度量區域經濟發展程度[8,10]，作自然對數處理．作為國內旅游的主要市場客源，本地居民數量可能對當地旅游業發展產生影響，選擇年末城市常住人口總量占地區面積來度量區域人口密度[8]．本研究參考Zhang[28]的旅游資源加權指數來定義地區旅游資源水平，使用世界遺產數量(權重0.5)和5A景區數量來衡量當地旅游資源豐度．采用旅游接待設施數量來度量各地旅游接待能力[29]，選取星級酒店數量為代理指標，取對數處理．旅游交通已經成為影響游客目的地選擇的主要因素，本研究選取公路里程在各區域中的覆蓋率[30]來度量旅游通達性．高等教育人力資本對當地經濟增長有促進作用[2,8]，本研究選取高等學校在校生人數來度量人力資本[2]，取對數處理．大規模旅游投資能夠對當地旅游經濟增長產生促進作用[8]，參考李光勤等[8]對旅游投資水平的度量，選擇地區固定資產投資占GDP的比值作為旅游投資水平的代理變量．

2.3 樣本數據篩選

本研究樣本為貴州省所轄9個市州的2000—2018年面板數據，數據來源于《中國區域經濟統計年鑒》和《中國城市統計年鑒》(2001—2014)、《貴州六十年(1949—2009)》、各城市國民經濟和社會發展統計公報(2015—2018)．由于各城市入境旅游人數和收入數據存在較多年度的缺失，對其進行剔除,表1為各變量的描述性統計分析結果．

表1 描述性統計Tab1Summary of descriptive statistics

3 實證結果與分析

3.1 旅發大會對旅游經濟增長的影響

根據模型設定，使用固定效應模型，采用聚類到地級市獲得穩健性的標準差進行回歸．表2考察了旅發大會對地區旅游發展的經濟效應．第1、2列被解釋變量為人均國內旅游接待人次，第1列控制了時間和城市固定效應，第2列進一步控制一系列控制變量，結果發現Post系數在1%和5%水平下顯著為正．為進一步增加估計結果的穩健性，文中使用人均國內旅游收入作為被解釋變量再次回歸，第3、4列分別為控制時間城市固定效應和加入相關控制變量的回歸結果，Post系數在1%和10%水平下均顯著為正．表明旅發大會的舉辦使得當地旅游接待人次和收入提高，證明假設H1獲得支持．

表2 旅發大會對旅游人數和收入的影響Tab 2 Impact of tourism industry development conferenceon tourist trips and revenue

3.2 機制檢驗

在檢驗制度環境對地區旅游經濟增長的中介機制中，本研究將旅游投資作為被解釋變量，旅發大會作為解釋變量，分析旅游產業發展大會的舉辦是否促進了當地旅游投資水平的增加．回歸結果見表3，第1、2列分別為雙重固定效應控制和增加相關控制變量后的回歸結果，表3發現Post系數分別在1%和5%水平下顯著為正．由此可見，舉辦旅發大會能夠顯著提高當年度該地旅游投入的資金規模，用于當地旅游產業發展建設，并反映為地區旅游接待人次和收入的增加，假設H2支持．

表3 旅游投資的中介作用Tab 3 Mediating role of tourism investment

3.3 穩健性檢驗

3.3.1 平行趨勢及動態分解 參照Beck等[27]的分析方法，本研究對雙重差分模型平行趨勢進行檢驗，并進一步解析旅發大會對旅游經濟增長的年度趨勢效應．考察舉辦旅發大會前3年和后6年的周期變化，采用年份虛擬變量Fi和Ai作為解釋變量進行回歸分析，分別檢驗了人均國內旅游人次和收入的平行趨勢．其中，Fi和Ai分別代表舉辦旅發大會前和后的年份，i代表時間．圖1和圖2表明，本研究所使用的雙重差分模型滿足平行趨勢條件．在舉辦旅發大會之前，處理組與對照組在旅游經濟增長方面的趨勢一致．在旅發大會政策實施后，處理組旅游經濟增長呈現出明顯的增長趨勢．

圖1 人均國內旅游人次平行趨勢Fig 1 Parallel trend of tourist trips

圖2 人均國內旅游收入平行趨勢Fig 2 Parallel trend of tourist revenue

在年度動態趨勢效應分解方面，表4的結果表明，旅發大會對地區旅游經濟增長的回歸系數隨年度的變化逐漸增加且越來越顯著，在第6年達到最大值．分析結果表明，舉辦旅發大會對當地旅游經濟增長的影響會隨政策執行年度的推移而逐步增加，并呈現出累積和疊加的滯后效應．

表4 平行趨勢與動態分解結果Tab 4 Result of parallel trend and dynamic impact

3.3.2 安慰劑檢驗 為避免由于遺漏變量或其他隨機因素所造成的回歸結果不穩健，本研究參考Li等、盧盛峰等[31-32]的方法，通過隨機構造處理組的方式進行安慰劑檢驗．具體有，在2000—2018年內共有13個年份受到旅發大會政策的沖擊，每年舉辦旅發大會的城市數量分別為(1,2,3,3,3,3,5,5,7,9,9,9,9)．在全樣本區內隨機抽取13年，并按照第1年有1個、第2年有2個城市為當年處理組的方式，依次類推，隨機構造虛假的Treat和Post變量，計算交乘項Treat_Post．按照表2第2和4列，重復500次回歸，觀察Treat_Post的系數是否接近于均值為零的正態分布．

圖3和圖4分別為交乘項估計系數的分布，對人均國內旅游人次估計系數的均值為0.046 9，標準差為2.405 6；對人均國內旅游收入估計系數的均值為-0.050 6，標準差為2.235 3，都表現為均值接近于零的正態分布．結果表明，本研究的模型估計結果是穩健的．此外，本研究還采用改變被解釋變量的測算方式及對被解釋變量進行1%縮尾處理，分別進行兩次回歸分析，以驗證研究結果穩健．結果表明，文中核心結論未發生實質性變化．

圖3 對人均國內旅游人次的估計系數Fig 3 Estimated coefficients of tourist trips

圖4 對人均國內旅游收入的估計系數Fig 4 Estimated coefficients of tourist revenue

4 結論與建議

4.1 結論

本研究以制度創新理論為視角，使用2000—2018年中國西部省份貴州的9個市州面板數據，運用漸進雙重差分模型檢驗了旅發大會對中小尺度地區旅游經濟增長的影響效應及旅游投資所發揮的機制作用．結論如下：

1)舉辦旅發大會對區域旅游經濟增長具有積極促進作用．與已有研究結論一致[8,10,11,33]，以制度為驅動的內在要素是旅游經濟增長的關鍵．本研究認為：一方面管制型旅游制度環境能夠影響社會資源的分配，并對區域旅游秩序及其產業發展環境進行塑造；另一方面管制型旅游制度環境能夠提升社會資源配置和交易的效率[33]，提升旅游制度執行的綜合效率，進而增強旅游目的地綜合競爭力[11]．此外，以旅發大會為代表的制度環境能夠通過正式制度賦予的激勵和約束職能構建良好的旅游產業發展市場環境．基于這一理論作用機制，旅發大會通過旅游項目來帶動資金投入和產品宣傳推廣等方式，推動舉辦地旅游產業發展的提質增效．進一步，在旅發大會的影響尺度上，本研究以地級城市為考察單位，研究結果也證實中小尺度城市舉辦旅發大會能夠有效發揮制度環境對地區旅游經濟增長的推動效用．相比省級層面旅發大會作用的“錦上添花”，中小尺度城市的地方政府能夠充分發揮其制度環境建設的“地方性”作用，強化對市場環境與資源配置的約束，更有利于促進地區旅游經濟增長．值得注意的是，研究發現旅發大會對地區旅游接待人次和旅游收入的影響表現出差異性，旅發大會對旅游接待人次的影響要高于旅游收入．本研究認為可能的原因在于旅游客源市場結構．在國內旅游市場中，當地居民是區域旅游市場的重要客源組成部分．在旅游消費支出上，當地游客減少了住宿、交通等占比較大的非必需旅游消費支出[34]，進而形成這一影響差異．

2)旅發大會對區域旅游經濟增長的影響表現為累積疊加的滯后效應形式，旅發大會對地區旅游經濟增長的影響效應隨時間維度的推移在不斷增強．從表4的結果來看，旅發大會對地區旅游經濟增長的影響從第4個年度開始逐漸變為顯著影響．與此同時，在旅發大會執行后的全部6個考察周期中，各年度影響系數逐年成倍遞增．此外，這一影響效應也表現出國內旅游接待人次和旅游收入的差異．本研究認為造成這一現象的原因是：一方面旅游業具有投資規模大、周期長和回報慢的重資產特征，舉辦旅發大會能夠帶來旅游資金投入增加和政策扶持等優勢，但體現在旅游經濟增長上則會呈現出相對的時間滯后效應．另一方面，作為一項政策制度，旅發大會的執行具有時間上的持續性特點，即各地在每一年度均要舉辦旅發大會，進而在當年度均會產生相應的旅游投入等，同時結合旅發大會影響效應滯后的特征，最終形成制度執行效應的多年度累積和疊加效果．

3)旅發大會通過旅游投資對區域旅游經濟增長產生積極影響作用．與Alam等、Banerjee等[24-25]的結論一致，旅游投資是旅游業發展的關鍵．需要指出的是，我國旅游投資具有典型的區域不均衡特質[23]，特別在西部地區，這一現實束縛了地方旅游產業發展．因此，優化和完善旅游投資的機制及環境是旅游業發展的必然之路．作為以制度性改善推動結構性調整的范式，以旅發大會為代表的制度環境是舉辦地旅游投資環境優化的重要方式之一，能夠推動地區旅游投資結構的良性發展，不論是政府投入規模還是社會資本引入力度方面，旅發大會的舉辦有效的提升了當地旅游投資水平．

4.2 建議

基于以上結論，本研究提出如下政策建議．首先，建議更多的地方政府管理者根據其產業發展導向和旅游業發展情況，推廣這一制度方式，并優先考慮選擇旅游資源稟賦好、旅游產業潛力強的城市舉辦旅發大會，充分發揮旅發大會優化旅游產業發展環境的制度優勢．其次，綜觀我國旅發大會舉辦的實際情況，多數省份旅發大會的舉辦均缺乏時間上的連續性．考慮到旅游業特征和旅發大會影響效應的累積滯后特點，持續性的執行這一制度是旅發大會促進地區旅游經濟可持續和高質量增長的關鍵．第三，進一步發揮旅發大會綜合協調機制平臺作用，將各級涉及旅游產業和管理的部門納入到大會機制中，作為該項制度的參與者，進而從旅游項目立項、投資、運營和宣傳推廣等層面給予全面的支持，以推動地區旅游業高質量增長．