旅游發(fā)展對我國產(chǎn)業(yè)結構升級的影響
——基于中介效應、調(diào)節(jié)效應分析

冀雁龍

（山西大同大學云岡學學院，山西 大同 037009）

一、引言

產(chǎn)業(yè)結構是促進經(jīng)濟增長的重要原因（Peneder，2003）[1]，也是建設現(xiàn)代經(jīng)濟體系的核心內(nèi)容。對此，現(xiàn)有大量文獻將產(chǎn)業(yè)結構變遷現(xiàn)象闡述為“庫茲涅茨事實”或“后工業(yè)化事實”（Kuznets，1966；Bell，1973）[2-3]，并采用“恩格爾法則”和“鮑莫爾效應”兩種動力機制對產(chǎn)業(yè)結構變遷的典型事實進行解釋（Baumol，1967；Foellmi，2008）[4-5]；部分學者結合中國地域特色，基于多部門增長模型探討產(chǎn)業(yè)結構變遷過程，并提出技術進步差異、資本深化等是結構變遷的源動力（徐朝陽，2010；郭凱明等，2020）[6-7]。然而，上述文獻多是探討三大產(chǎn)業(yè)差異性動態(tài)比重與經(jīng)濟增長之間的關系，較少涉及到旅游發(fā)展對產(chǎn)業(yè)結構的作用機制分析。

要素轉移是影響產(chǎn)業(yè)結構演進、推進產(chǎn)業(yè)結構升級的深層次原因（干春暉和鄭若谷，2009）[8]。中國地區(qū)間要素稟賦千差萬別，按照產(chǎn)業(yè)經(jīng)濟理論，要素由低生產(chǎn)率部門向高生產(chǎn)率部門的流動，形成具有典型差異的地區(qū)產(chǎn)業(yè)結構。一直以來，產(chǎn)業(yè)結構升級是經(jīng)濟增長相關研究的熱點。部分學者研究發(fā)現(xiàn)，要實現(xiàn)產(chǎn)業(yè)結構升級的戰(zhàn)略目標，就必須提高要素利用效率，增強要素再配置能力（何德旭和姚戰(zhàn)琪，2008）[9]，通過服務業(yè)對外開放，憑借服務貿(mào)易進口技術溢出促進產(chǎn)業(yè)結構升級（姚戰(zhàn)琪，2019）[10]。而作為現(xiàn)代服務業(yè)的重要組成部分，旅游業(yè)因具有產(chǎn)業(yè)關聯(lián)、就業(yè)刺激、投資促進、文化推廣、環(huán)境友好等綜合性優(yōu)勢，對要素市場化配置、產(chǎn)業(yè)體系升級和經(jīng)濟體制轉型產(chǎn)生無法忽視的作用（吳雪飛和趙磊，2019）[11]，這為考察旅游發(fā)展對產(chǎn)業(yè)結構升級影響提供了可行場景。

產(chǎn)業(yè)結構是一個復雜動態(tài)系統(tǒng)，而產(chǎn)業(yè)結構升級是國民經(jīng)濟社會化、工業(yè)化和現(xiàn)代化的過程（姜澤華和白艷，2006）[12]，既可因要素稟賦集聚、要素配置效率提升等方式促進產(chǎn)業(yè)結構升級，也可因旅游產(chǎn)業(yè)是完善區(qū)域產(chǎn)業(yè)結構新的生產(chǎn)力和增長點，從而有效推動產(chǎn)業(yè)轉型。鑒于以上分析，本文利用中國30 個省級面板數(shù)據(jù)，采用中介效應模型和調(diào)節(jié)效應模型，實證檢驗旅游發(fā)展對產(chǎn)業(yè)結構升級的影響。研究發(fā)現(xiàn)：旅游發(fā)展對我國產(chǎn)業(yè)結構升級具有正向促進作用，且對產(chǎn)業(yè)結構生態(tài)化邊際貢獻最大，對產(chǎn)業(yè)結構合理化次之，對產(chǎn)業(yè)結構高級化最弱；中介效應檢驗結果表明，“就業(yè)效應”“資本效應”在旅游發(fā)展促進產(chǎn)業(yè)結構升級中存在部分中介作用；調(diào)節(jié)效應檢驗結果表明，“城鎮(zhèn)化效應”在旅游發(fā)展促進產(chǎn)業(yè)結構升級中主要存在正向調(diào)節(jié)作用，而“環(huán)境效應”則表現(xiàn)為顯著負向調(diào)節(jié)作用。此外，基于我國四大板塊、五大經(jīng)濟帶區(qū)域異質(zhì)性分析，旅游發(fā)展對產(chǎn)業(yè)結構升級的影響因地區(qū)發(fā)展水平差異而有所不同。

本文可能的邊際貢獻在于：第一，從研究內(nèi)容上看，本文從旅游業(yè)存在價值與功能指向為出發(fā)點，在厘清旅游發(fā)展影響產(chǎn)業(yè)結構升級作用機制的情況下，以中國省級樣本進行實證檢驗，豐富和深化該領域的研究；第二，從研究方法上看，本文綜合使用了中介效應模型和調(diào)節(jié)效應模型對旅游發(fā)展影響產(chǎn)業(yè)結構升級的作用機制進行分析，將異質(zhì)性作用路徑通過中介作用和調(diào)節(jié)作用進行區(qū)分；第三，從現(xiàn)實意義上看，本文立足于旅游發(fā)展對產(chǎn)業(yè)結構升級的正向促進作用，為當前在新冠疫情防控常態(tài)化下旅游業(yè)復蘇，推動地區(qū)產(chǎn)業(yè)結構升級，實現(xiàn)我國經(jīng)濟高質(zhì)量發(fā)展和區(qū)域間產(chǎn)業(yè)協(xié)同提供有益的政策啟示。

二、研究基礎與理論假說

（一）旅游發(fā)展影響產(chǎn)業(yè)結構升級的研究基礎

旅游發(fā)展對產(chǎn)業(yè)結構升級影響的研究，是內(nèi)生經(jīng)濟增長理論在旅游領域的應用，最具代表性的文獻是Lanza and Pigliaru（2000）[13]，通過構建一個包含旅游業(yè)、制造業(yè)的兩部門經(jīng)濟增長模型，將描述旅游發(fā)展的“旅游專業(yè)化”與描述旅游業(yè)與制造業(yè)動態(tài)關系的“產(chǎn)業(yè)結構”納入同一理論框架，得到只有當旅游業(yè)產(chǎn)品與制造業(yè)產(chǎn)品的替代彈性小于1時，旅游發(fā)展才能促進經(jīng)濟增長的結論，這也得到了學者Algieri（2006）[14]、楊梅（2012）[15]的研究證實。基于兩部門增長模型的旅游發(fā)展與產(chǎn)業(yè)結構升級關系研究，實際上是產(chǎn)業(yè)結構升級動力機制“鮑莫爾效應”的細化和延伸。鮑莫爾效應強調(diào)，不同產(chǎn)業(yè)部門產(chǎn)品的替代彈性會決定要素流入的方向（Baumol，1967）[4]，按照鮑莫爾效應的研究進路，如果旅游業(yè)產(chǎn)品與制造業(yè)產(chǎn)品之間的替代彈性小于1，那么產(chǎn)出增長相對較慢的旅游業(yè)產(chǎn)品價格將趨于上漲，從而引導要素流向旅游產(chǎn)業(yè)部門，形成要素稟賦集聚。Acemoglu 和 Guerrieri（2008）[16]提出要素密集度差異進一步影響產(chǎn)業(yè)部門的產(chǎn)出速度。所以，要素稟賦集聚使得旅游業(yè)部門產(chǎn)出速度加快，旅游產(chǎn)品相對價格下降，從而市場上對旅游業(yè)產(chǎn)品需求增加，引致旅游產(chǎn)業(yè)結構的轉型和升級。綜合以上文獻分析，鮑莫爾效應是產(chǎn)業(yè)結構升級的動力機制，也較好的解釋旅游發(fā)展促進產(chǎn)業(yè)結構升級的核心機制。

這一核心機制的內(nèi)涵實際上闡明了產(chǎn)業(yè)存在的屬性，即產(chǎn)業(yè)的關聯(lián)性和多樣性，為了更加明確旅游發(fā)展促進產(chǎn)業(yè)結構升級的基本路徑，就需要回歸到旅游業(yè)存在價值和功能指向多重意蘊的邏輯起點。從存在價值上看，旅游業(yè)濫觴于經(jīng)濟產(chǎn)業(yè)的本質(zhì)屬性，對產(chǎn)業(yè)結構升級產(chǎn)生直接影響，換言之，基于經(jīng)濟外部性理論，旅游發(fā)展通過對要素的空間溢出，直接促進產(chǎn)業(yè)結構升級；從功能指向上看，旅游業(yè)要素的空間溢出過程，必然會受到社會環(huán)境和生態(tài)環(huán)境的雙重約束，更進一步，通過社會因素和生態(tài)因素的調(diào)節(jié)作用，逐步完成旅游業(yè)從生活性服務業(yè)向生產(chǎn)性服務業(yè)的功能轉變，使旅游產(chǎn)業(yè)功能更好契合于地區(qū)產(chǎn)業(yè)結構升級。這也得到趙磊（2015）[17]的研究證實。

基于以上分析，提出本文第一個研究假說：

H1：旅游發(fā)展對我國產(chǎn)業(yè)結構升級產(chǎn)生正向促進作用。

（二）旅游發(fā)展影響產(chǎn)業(yè)結構升級的基本路徑

旅游發(fā)展通過要素溢出的直接影響，以及社會因素、生態(tài)因素的調(diào)節(jié)作用，不斷重塑產(chǎn)業(yè)結構的基本形態(tài)，進而推動產(chǎn)業(yè)結構升級。因此，本文將從旅游發(fā)展對產(chǎn)業(yè)結構升級的直接影響和調(diào)節(jié)作用出發(fā)，也就是分別從“就業(yè)”“資本”中介效應的直接影響和“城鎮(zhèn)化”“環(huán)境”的調(diào)節(jié)作用進行基本路徑分析。

旅游發(fā)展對勞動力的“吸納”作用，成為促進產(chǎn)業(yè)結構升級的重要原因。旅游發(fā)展的勞動力“吸納器”功能，主要通過為社會提供物資資源，提高居民收入、技能和提供促進居民體力和智力的有用信息（Sen，1999）[18]，顯著提升該國就業(yè)水平，而勞動力轉移和技能提高，對勞動生產(chǎn)率的促進作用成為促進產(chǎn)業(yè)結構升級的關鍵。有學者發(fā)現(xiàn)旅游發(fā)展會顯著促進就業(yè)：韓穎和周黎明（2002）[19]發(fā)現(xiàn)旅游業(yè)具有強大的吸納勞動力作用，若每年新增長就業(yè)2 000萬人，旅游業(yè)吸納其中的2.3%以上；胡文海和柳百萍（2009）[20]發(fā)現(xiàn)合肥旅游總收入提高可使勞動力就業(yè)人數(shù)達15 萬人，占合肥市農(nóng)業(yè)剩余勞動力的20%。因此，旅游發(fā)展的“就業(yè)效應”有助于加快我國產(chǎn)業(yè)結構升級步伐。

旅游業(yè)具有顯著資本積累作用，對產(chǎn)業(yè)結構升級產(chǎn)生積極影響。具體而言，旅游發(fā)展可顯著帶動社會投資規(guī)模上升，促進全社會資本積累，彌補經(jīng)濟發(fā)展中的資金缺口。也就是說，旅游業(yè)作為現(xiàn)代服務業(yè)重要組成部分，較高的邊際生產(chǎn)率會吸引資本流向與旅游業(yè)以及相關的優(yōu)勢或高端服務業(yè)，通過資本的集聚形成“資本效應”，不僅加快產(chǎn)業(yè)間的資本轉移和流動，還從整體上促進產(chǎn)業(yè)結構由傳統(tǒng)制造業(yè)向新興服務業(yè)轉變。因此，旅游發(fā)展的“資本效應”顯著促進產(chǎn)業(yè)結構升級。

基于以上分析，提出本文第二個研究假說：

H2：就業(yè)效應、資本效應在旅游發(fā)展促進我國產(chǎn)業(yè)結構升級中存在中介作用。

城鎮(zhèn)化是旅游發(fā)展影響產(chǎn)業(yè)結構升級的重要條件。按照經(jīng)濟學理論，產(chǎn)業(yè)結構升級必然伴隨城鎮(zhèn)化水平提高，城鎮(zhèn)化是產(chǎn)業(yè)結構調(diào)整的空間依托（劉永萍和王學淵，2014）[21]。同時，旅游業(yè)為城鎮(zhèn)化提供需求條件，而城鎮(zhèn)化為旅游業(yè)創(chuàng)造供給基礎（吳雪飛和趙磊，2019）[11]。因此，城鎮(zhèn)化對旅游業(yè)促進產(chǎn)業(yè)結構升級的作用機理表現(xiàn)為：其一，集聚效應，城鎮(zhèn)化使得生產(chǎn)要素持續(xù)向城鎮(zhèn)集聚，推動旅游產(chǎn)業(yè)在城鎮(zhèn)的布局與發(fā)展，從而促進旅游產(chǎn)業(yè)鏈的拓展和延伸，實現(xiàn)城鎮(zhèn)產(chǎn)業(yè)體系的升級（王坤等。2016）[21]；其二，收入效應，城鎮(zhèn)化的集聚效應能夠顯著增加企業(yè)和工人收入，收入增加必然會對城鎮(zhèn)公共服務的需求規(guī)模與質(zhì)量提出更高要求，隨著公共需求的引導和財政支出結構的變化，城鎮(zhèn)產(chǎn)業(yè)體系出現(xiàn)服務化傾向；其三，消費效應，城鎮(zhèn)化進程加快旅游消費需求轉型和旅游消費升級，為了迎合旅游消費偏好，城鎮(zhèn)空間的“非旅游消費場所”從被動接受旅游消費到“自發(fā)性滲透”和“能動性混合”，誘發(fā)旅游要素在城鎮(zhèn)空間上的合理配置和集聚，從而促進城鎮(zhèn)產(chǎn)業(yè)體系重塑（趙磊等，2016）[22]。因此，城鎮(zhèn)化在旅游發(fā)展促進產(chǎn)業(yè)結構升級中發(fā)揮正向調(diào)節(jié)作用。

環(huán)境在旅游發(fā)展促進產(chǎn)業(yè)結構升級中發(fā)揮重要調(diào)節(jié)作用。需要說明的一點是，資源有效配置在現(xiàn)實市場中較難實現(xiàn)，環(huán)境對旅游發(fā)展促進產(chǎn)業(yè)結構升級的調(diào)節(jié)作用有可能是負向的。究其原因：其一，成本效應。在有限資源的條件下，可能要求旅游企業(yè)對原有旅游產(chǎn)品進行改良和創(chuàng)新，減小對生態(tài)環(huán)境的影響，但是會無形中增加企業(yè)成本，提高旅游業(yè)產(chǎn)品價格，影響產(chǎn)業(yè)比較優(yōu)勢，從而抑制產(chǎn)業(yè)結構升級（劉慧，2015）[23]；其二，擠出效應。隨著對環(huán)境質(zhì)量的嚴格要求，工業(yè)企業(yè)往往會增加投入以提高產(chǎn)出，以彌補環(huán)境規(guī)制造成的利潤下降，會形成對旅游業(yè)投入要素的“擠出效應”，抑制旅游發(fā)展對產(chǎn)業(yè)結構升級的促進作用（孔海濤，2021）[24]。因此，環(huán)境效應在旅游發(fā)展促進產(chǎn)業(yè)結構升級中可能發(fā)揮負向調(diào)節(jié)作用。

基于以上分析，提出本文第三個研究假說：

H3：城鎮(zhèn)化效應、環(huán)境效應在旅游發(fā)展促進我國產(chǎn)業(yè)結構升級中存在調(diào)節(jié)作用，且城鎮(zhèn)化效應主要發(fā)揮正向調(diào)節(jié)作用，而環(huán)境效應表現(xiàn)為負向調(diào)節(jié)作用。

因此，旅游發(fā)展可能通過兩種主要作用機制（四種基本路徑）促進產(chǎn)業(yè)結構升級，為了更加清晰展示其中關系，影響機制圖如圖1所示。

圖1 旅游發(fā)展影響產(chǎn)業(yè)結構升級的作用機制

三、模型構建與變量描述

（一）模型構建

1.中介效應模型。為了實證檢驗旅游發(fā)展是否通過就業(yè)效應、資本效應對產(chǎn)業(yè)結構升級產(chǎn)生直接影響，本文使用中介效應模型，通過構建Sobel檢驗法驗證是否存在中介作用。據(jù)此，建立以下中介效應模型：

其中，εit、δit、ρit為隨機擾動項，Xit為一系列控制變量，Yit為產(chǎn)業(yè)結構升級變量，tSit為旅游發(fā)展變量，Mit為中介變量，分別是就業(yè)效應（emp）、資本效應（guper）。

2.調(diào)節(jié)效應模型。為了實證檢驗城鎮(zhèn)化效應、環(huán)境效應是否對旅游發(fā)展促進產(chǎn)業(yè)結構升級產(chǎn)生調(diào)節(jié)作用，本文式（1）加入調(diào)節(jié)變量與核心解釋變量的交互項（tSit×Tit），通過交互項的顯著性驗證是否存在調(diào)節(jié)作用。據(jù)此，建立以下調(diào)節(jié)效應模型：

其中，λit為隨機擾動項，Xit為一系列控制變量，Yit 為產(chǎn)業(yè)結構升級變量，tSit為旅游發(fā)展變量，Tit為調(diào)節(jié)變量，分別是城鎮(zhèn)化效應（urb）和環(huán)境效應（env）。

（二）變量選擇與描述性統(tǒng)計

1.被解釋變量。被解釋變量為產(chǎn)業(yè)結構合理化（sr）、產(chǎn)業(yè)結構高級化（sh）、產(chǎn)業(yè)結構生態(tài)化（se） 三大維度指標。其中，產(chǎn)業(yè)結構合理化（sr），參考姚戰(zhàn)琪（2019）[10]的做法，選擇使用第三產(chǎn)業(yè)產(chǎn)值與第二產(chǎn)業(yè)產(chǎn)值之比計算各省份產(chǎn)業(yè)結構合理化。

產(chǎn)業(yè)結構高級化 （sh）， 參考付凌暉（2010）[25]的做法，選擇以三次產(chǎn)業(yè)增加值占比與其所對應坐標體系夾角的變化來衡量產(chǎn)業(yè)結構高級化指標，計算公式如下：

如式（5）所示，θj為第j個產(chǎn)業(yè)增加值占國內(nèi)生產(chǎn)總值與所對應坐標體系夾角；xi為產(chǎn)業(yè)增加占國內(nèi)生產(chǎn)總值比值；以每一個產(chǎn)業(yè)增加值占比作為空間向量的一個分量，從而構建一組三維向量X0=(x1,0,x2,0,x3,0)，分別計算X0與產(chǎn)業(yè)有低層次到高層次排列的向量 X1=(1,0,0)，X2=(0,1,0)，X3=(0,0,1)的夾角θ1、θ2和θ3，其次，產(chǎn)業(yè)結構高級化sh的計算公式如下：

其中，j=1,2,3，sh越大，表示產(chǎn)業(yè)結構高級化水平越高。

產(chǎn)業(yè)結構生態(tài)化（se），參考楊麗君和邵軍（2018）[26]的做法，選擇能源消耗總量占GDP 的比重計算各省份產(chǎn)業(yè)結構生態(tài)化。由于該指標為反向測度指標，本文參考葉宗裕（2003）[27]的方法，將指標正向化：

2.核心解釋變量。核心解釋變量是旅游發(fā)展，國外文獻一般使用三種指標進行測度：一種是人均旅游收入（Lee，2008）[28]；第二種是旅游人次比 （Corte，2008）[29]；第三種是旅游專業(yè)化（Robertico et al，2020）[30]。依據(jù)既有研究成果的設定慣例，本文使用旅游專業(yè)化（旅游總收入占GDP 的比重）衡量地區(qū)旅游發(fā)展水平，其他兩類表征方式用以做穩(wěn)健性檢驗。

3.控制變量。結合目前研究成果，本文選取以下控制變量：（1）基礎設施（infra）。基礎設施有助于增強要素資源流動，降低產(chǎn)品交易成本，從而加速產(chǎn)業(yè)結構升級，本文使用公路交通基礎設施密度表示（吳雪飛和趙磊，2019）[11]。（2）政府支出規(guī)模（gov）。政府支出是實施政府宏觀經(jīng)濟調(diào)控的主要手段，有助于資本、勞動力在不同產(chǎn)業(yè)之間流動，本文使用地方政府財政支出占GDP 比重表示 （趙 磊，2015）[17]。（3） 外貿(mào)依存度（fdi）。本文使用外商直接投資占GDP 比重表示，外商直接投資通過技術引進與擴散帶來的正向技術效應對產(chǎn)業(yè)結構升級存在積極和催化作用（盛斌和呂越，2012）[31]。（4）技術進步（tech）。技術進步在地區(qū)經(jīng)濟增長和產(chǎn)業(yè)結構升級中扮演重要角色，本文選取各省份專利申請數(shù)作為代理變量（李 平 和崔 喜 君，2007）[32]。（5） 制度 環(huán) 境（inst）。制度環(huán)境是影響要素資源配置效率的重要因素，本文使用市場化進程指數(shù)表示制度環(huán)境（樊綱等，2011）[33]。

4.中介變量。本文選擇以下中介變量，分別是：（1）就業(yè)效應（emp）。使用各省份旅游業(yè)就業(yè)人數(shù)占總就業(yè)人數(shù)比重衡量就業(yè)效應，由于自2011 年起旅游業(yè)就業(yè)人數(shù)可收集統(tǒng)計數(shù)據(jù)存在較多缺失，本文就業(yè)效應使用第三產(chǎn)業(yè)就業(yè)人數(shù)占總就業(yè)人數(shù)的比值構建指標。（2）資本效應（guper）。本文使用張軍等（2004）[34]的計算方法，以2000 年為基期，根據(jù)“永續(xù)盤存法”計算實際資本存量，然后用實際資本存量除以地區(qū)GDP，得到資本效應的代理變量。

5.調(diào)節(jié)變量。本文選擇以下調(diào)節(jié)變量，分別是：（1）城鎮(zhèn)化效應（urb）。按照國家統(tǒng)計局規(guī)定，本文使用各省份城鎮(zhèn)人口數(shù)量與地區(qū)總人口比值來衡量，其中地區(qū)總人口按常住人口計算。（2）環(huán)境效應（env）。本文使用典型大氣污染物SO2排放量占GDP 的比重作為構建環(huán)境效應的指標，該指標為反向測度指標，同樣參考葉宗裕（2003）[27]做法進行正向化處理。

（三）數(shù)據(jù)來源及描述性統(tǒng)計

各變量的含義和描述性統(tǒng)計結果如表1 所示。本文使用研究樣本為中國30 個省市區(qū)，不包含西藏、香港、澳門和臺灣四個地區(qū)，數(shù)據(jù)來源主要有2001-2020 年《中國統(tǒng)計年鑒》、2001-2018 年《中國旅游統(tǒng)計年鑒》、2019 年《中國文化和旅游統(tǒng)計年鑒》以及2020 年《中國文化文物和旅游統(tǒng)計年鑒》，以及各省市區(qū)國民經(jīng)濟和社會發(fā)展統(tǒng)計公報、中經(jīng)網(wǎng)統(tǒng)計數(shù)據(jù)庫和EPS數(shù)據(jù)平臺，最后使用Excel2016、Stata15.1對數(shù)據(jù)進行整理、運算。

表1 各變量描述性統(tǒng)計

四、實證結果

（一）基準回歸結果

表2為旅游發(fā)展對我國產(chǎn)業(yè)結構升級影響的基準回歸結果，列（1）、列（3）和列（5）分別為旅游發(fā)展對產(chǎn)業(yè)結構合理化、產(chǎn)業(yè)結構高級化和產(chǎn)業(yè)結構生態(tài)化影響的回歸結果，旅游發(fā)展的估計系數(shù)分別是2.4375、1.8157、3.8483，均通過了1%的顯著性檢驗。列（2）、列（4）和列（6）分別是加入一系列控制變量后的回歸結果，旅游發(fā)展的估計系數(shù)分別為1.9965、0.7830、2.9445，加入控制變量后模型中旅游發(fā)展的回歸系數(shù)除了下降之外，顯著性并未發(fā)生變化。由基準模型回歸結果可知：我國旅游發(fā)展顯著促進產(chǎn)業(yè)結構升級，其中，對產(chǎn)業(yè)結構生態(tài)化的促進作用最為顯著，對產(chǎn)業(yè)結構合理化促進作用次之，對產(chǎn)業(yè)結構高級化的促進影響最弱，這主要是因為旅游業(yè)作為典型的生態(tài)友好型、環(huán)境保護型產(chǎn)業(yè)，對產(chǎn)業(yè)結構生態(tài)化發(fā)展促進效果最為明顯，隨著旅游業(yè)發(fā)展和壯大，通過要素轉移體現(xiàn)在對產(chǎn)業(yè)間動態(tài)合理化比重的積極作用，促進產(chǎn)業(yè)結構合理化水平，但由于旅游業(yè)自身創(chuàng)新功能不足和知識溢出能力有限，對要素配置效率和生產(chǎn)率的提升作用有限，對產(chǎn)業(yè)結構高級化的促進作用最弱。假說1得到驗證。

表2 旅游發(fā)展對我國產(chǎn)業(yè)結構升級影響的基準回歸結果

在本文選擇的控制變量對產(chǎn)業(yè)結構升級的影響過程中，其中，基礎設施除了對產(chǎn)業(yè)結構合理化影響不顯著之外，對產(chǎn)業(yè)結構高級化、產(chǎn)業(yè)結構生態(tài)化的促進作用明顯，主要因為基礎設施改善為國內(nèi)貿(mào)易創(chuàng)造了便捷條件，為要素資源優(yōu)化配置和環(huán)境改善提供了幫助，顯著提升產(chǎn)業(yè)結構高級化和產(chǎn)業(yè)結構生態(tài)化，而對產(chǎn)業(yè)結構服務化存在滯后效應，表現(xiàn)為對產(chǎn)業(yè)結構合理化影響不顯著；政府支出規(guī)模對于產(chǎn)業(yè)結構合理化、高級化和生態(tài)化的促進作用明顯，表現(xiàn)為地方政府通過適當?shù)呢斦a貼等方式，加快要素轉移和流動，以彌補市場機制不足，使得產(chǎn)業(yè)結構調(diào)整盡可能符合市場調(diào)整方向，顯著促進產(chǎn)業(yè)結構合理化、產(chǎn)業(yè)結構高級化和產(chǎn)業(yè)結構生態(tài)化；外貿(mào)依存度對我國產(chǎn)業(yè)結構升級的三個維度產(chǎn)生截然不同的影響，根據(jù)產(chǎn)業(yè)關聯(lián)理論，外商直接投資的進入會對我國勞動密集型產(chǎn)業(yè)產(chǎn)生顯著的前向關聯(lián)效應和后向關聯(lián)效應，對旅游業(yè)的前向關聯(lián)效應顯著為正，以技術溢出的方式推動產(chǎn)業(yè)結構高級化的同時，也會造成我國生態(tài)環(huán)境破壞和資源過度損耗，形成對產(chǎn)業(yè)結構生態(tài)化的顯著抑制作用，由此可見，外商直接投資對我國產(chǎn)業(yè)結構升級是一把“雙刃劍”；技術進步顯著抑制我國產(chǎn)業(yè)結構合理化，這與一般研究結論相左，但與現(xiàn)實并不違背，可能的解釋是，在技術進步的引領下，產(chǎn)業(yè)快速轉型和升級以地區(qū)非均衡發(fā)展方式為基礎，并且地區(qū)間非均衡發(fā)展將不斷強化產(chǎn)業(yè)間的不協(xié)調(diào)關系，要素稟賦結構與技術進步方向的不相適應，抑制我國產(chǎn)業(yè)結構升級；制度環(huán)境對產(chǎn)業(yè)結構合理化、產(chǎn)業(yè)結構高級化具有積極促進作用，均通過1%顯著性檢驗，其原因是地方政府通過財政補貼、政策扶持等方式來改善企業(yè)和產(chǎn)業(yè)發(fā)展環(huán)境，提高要素配置效率和加快企業(yè)內(nèi)技術創(chuàng)新，而要素配置效率提升是技術進步的基礎，促進產(chǎn)業(yè)結構合理化和產(chǎn)業(yè)結構高級化水平。

（二）中介效應檢驗

表3為旅游發(fā)展就業(yè)效應和資本效應對我國產(chǎn)業(yè)結構升級的中介效應檢驗結果，列（7）、列（8）、列（9）和列（10）的檢驗結果可以看出，旅游發(fā)展就業(yè)效應的中介作用顯著。列（7）說明我國旅游發(fā)展具有顯著的就業(yè)效應，列（8）、列（9）、列 （10） 的Sobel 檢驗、Goodman Text1 檢驗和Goodman Text2 檢驗均顯著，中介效應比例分別為36.17%、47.28%、4.34%，表明我國旅游發(fā)展通過促進勞動力要素轉移、流動，以促進就業(yè)增長實現(xiàn)勞動力要素在產(chǎn)業(yè)間的合理化配置，形成對產(chǎn)業(yè)結構合理化的積極影響，此外旅游發(fā)展帶來勞動力技能的提升和發(fā)揮人力資本積累的“干中學效應”，不斷提升產(chǎn)業(yè)生產(chǎn)率，進而促進產(chǎn)業(yè)結構高級化，相比較而言，當前我國旅游發(fā)展帶來的勞動力結構和素質(zhì)變化對產(chǎn)業(yè)結構生態(tài)化提升作用相對較低。

表3 旅游發(fā)展對我國產(chǎn)業(yè)結構升級的中介效應檢驗

從表 3 列 （11）、列 （12）、列 （13） 和列（14）的檢驗結果可以看到，在考慮旅游發(fā)展的資本效應時，旅游發(fā)展對產(chǎn)業(yè)結構高級化中介效應檢驗顯著。列（11）說明我國旅游發(fā)展具有顯著的資本效應，列（13）的Sobel 檢驗、Goodman Text1檢驗和Goodman Text2檢驗均顯著，中介效應比例為28.02%，表明旅游發(fā)展通過資本效應促進產(chǎn)業(yè)結構高級化作用明顯，這與我國實際情況相符，當前我國物資資本的高收益率仍是現(xiàn)階段推進產(chǎn)業(yè)結構升級的主要動力，旅游發(fā)展的資本效應成為促進產(chǎn)業(yè)結構高級化的重要路徑之一。假說2得以驗證。

（三）調(diào)節(jié)效應檢驗

表4為城鎮(zhèn)化效應和環(huán)境效應對旅游發(fā)展影響我國產(chǎn)業(yè)結構升級的調(diào)節(jié)效應檢驗結果，列（15）、列（16）、列（17）的檢驗結果可以看出，旅游發(fā)展與城鎮(zhèn)化效應的交互項對產(chǎn)業(yè)結構合理化、產(chǎn)業(yè)結構高級化的影響為正，對產(chǎn)業(yè)結構生態(tài)化的影響顯著為負，均通過了1%水平的顯著性檢驗，表明城鎮(zhèn)化對產(chǎn)業(yè)結構合理化、產(chǎn)業(yè)結構高級化具有正向調(diào)節(jié)作用，而對產(chǎn)業(yè)結構生態(tài)化具有負向調(diào)節(jié)作用。從整體上看，城鎮(zhèn)化主要表現(xiàn)出正向調(diào)節(jié)作用，究其原因，按照新結構經(jīng)濟學理論，新型城鎮(zhèn)化是大規(guī)模要素集聚與產(chǎn)業(yè)集中的必要條件，通過對要素稟賦結構的改善，驅(qū)動旅游發(fā)展對產(chǎn)業(yè)間動態(tài)比例合理化和產(chǎn)業(yè)結構高級化的正向促進作用（劉舫等，2021）[35]，但是不可否認的是，隨著城鎮(zhèn)化進程持續(xù)推進，“城市病”會造成生態(tài)破壞和能源消耗總量上升，帶來對產(chǎn)業(yè)結構升級投入要素和非期望產(chǎn)出的約束，造成旅游發(fā)展對產(chǎn)業(yè)結構生態(tài)化的抑制作用。

表4 旅游發(fā)展對我國產(chǎn)業(yè)結構升級的調(diào)節(jié)效應檢驗

列（18）、列（19）、列（20）的檢驗結果可以看到，旅游發(fā)展與環(huán)境效應的交互項對產(chǎn)業(yè)結構合理化、高級化、生態(tài)化的影響為負，均通過了1%水平的顯著性檢驗，表明環(huán)境效應在對產(chǎn)業(yè)結構升級中存在顯著的負向調(diào)節(jié)作用。究其原因，產(chǎn)業(yè)結構升級是一個投入、產(chǎn)出在產(chǎn)業(yè)部門間轉移的過程，當所有要素資源在各產(chǎn)業(yè)間有效配置時，產(chǎn)業(yè)結構是最優(yōu)的。但是在環(huán)境和能源的雙重約束下，必然對資源要素配置效率產(chǎn)生不利影響，一旦某個產(chǎn)業(yè)部門投入、產(chǎn)出出現(xiàn)偏差，導致其他關聯(lián)產(chǎn)業(yè)部門反向偏離，產(chǎn)業(yè)結構出現(xiàn)扭曲，旅游業(yè)作為前、后向關聯(lián)非常緊密的產(chǎn)業(yè)，無疑會加劇這種產(chǎn)業(yè)結構扭曲。假說3得到驗證。

五、進一步分析

（一）區(qū)域異質(zhì)性分析

由上述分析可知，旅游發(fā)展有助于我國產(chǎn)業(yè)結構升級，而不同區(qū)域之間的發(fā)展差距會產(chǎn)生什么影響呢？因此，本文進一步探索區(qū)域間（四大板塊、五大經(jīng)濟帶）旅游發(fā)展對產(chǎn)業(yè)結構升級的影響。

表5反映了我國四大板塊地區(qū)旅游發(fā)展對產(chǎn)業(yè)結構升級的影響。從表5的估計結果可以看出，東北地區(qū)旅游發(fā)展對該地區(qū)產(chǎn)業(yè)結構高級化正向促進作用最為顯著，但對該地區(qū)產(chǎn)業(yè)結構合理化和產(chǎn)業(yè)結構生態(tài)化促進作用不顯著。東部地區(qū)旅游發(fā)展對產(chǎn)業(yè)結構合理化促進作用最為顯著，對產(chǎn)業(yè)結構高級化作用次之，但是對產(chǎn)業(yè)結構生態(tài)化促進作用不顯著。中部地區(qū)旅游發(fā)展對產(chǎn)業(yè)結構合理化、產(chǎn)業(yè)結構高級化和產(chǎn)業(yè)結構生態(tài)化的促進作用均顯著。西部地區(qū)旅游發(fā)展對產(chǎn)業(yè)結構合理化和產(chǎn)業(yè)結構生態(tài)化促進明顯，但是對產(chǎn)業(yè)結構高級化作用不顯著。對比四大區(qū)域板塊，中部地區(qū)旅游發(fā)展對區(qū)域產(chǎn)業(yè)結構升級促進作用顯著大于東北地區(qū)、東部地區(qū)和西部地區(qū)，表明中部地區(qū)正在迅速崛起，支撐產(chǎn)業(yè)結構升級的要素稟賦集聚特征正在逐步改善，主要體現(xiàn)在人才儲備的豐富和廉價勞動力吸引大量企業(yè)進入（范合君和何思錦，2021）[36]，旅游業(yè)在該地區(qū)更容易形成對勞動力等生產(chǎn)要素的空間溢出。

表5 我國四大板塊旅游發(fā)展對產(chǎn)業(yè)結構升級影響

表6反映了我國五大經(jīng)濟帶旅游發(fā)展對產(chǎn)業(yè)結構升級的影響。從表6的估計結果可以看出，京津冀協(xié)同發(fā)展經(jīng)濟帶旅游發(fā)展對產(chǎn)業(yè)結構合理化和高級化正向促進作為顯著，但是抑制產(chǎn)業(yè)結構生態(tài)化。長江經(jīng)濟帶旅游發(fā)展對產(chǎn)業(yè)結構升級具有顯著促進作用，而“一帶一路”建設經(jīng)濟帶則不同，旅游發(fā)展僅對產(chǎn)業(yè)結構合理化具有顯著促進作用，對產(chǎn)業(yè)結構高級化和生態(tài)化有抑制作用。長三角一體化經(jīng)濟帶旅游發(fā)展顯著促進產(chǎn)業(yè)結構高級化和生態(tài)化，但是對產(chǎn)業(yè)結構合理化影響效應不顯著。黃河流域經(jīng)濟帶旅游發(fā)展顯著促進產(chǎn)業(yè)結構升級。五大經(jīng)濟帶與四大區(qū)域板塊的異質(zhì)性分析結果相類似，究其原因，要素稟賦集聚是旅游發(fā)展促進產(chǎn)業(yè)結構升級的主要原因，長江經(jīng)濟帶的資本集聚和黃河流域經(jīng)濟帶的勞動力集聚，表現(xiàn)為旅游發(fā)展對產(chǎn)業(yè)結構升級的持續(xù)正向促進作用，而較高城鎮(zhèn)化會持續(xù)受到生態(tài)環(huán)境的約束，表現(xiàn)為京津冀協(xié)同發(fā)展經(jīng)濟帶旅游發(fā)展對產(chǎn)業(yè)結構生態(tài)化的抑制作用，長三角經(jīng)濟帶則是在創(chuàng)新驅(qū)動的新興產(chǎn)業(yè)引領下的產(chǎn)業(yè)結構升級過程，表現(xiàn)為旅游發(fā)展對產(chǎn)業(yè)結構高級化、生態(tài)化的正向促進作用，卻對產(chǎn)業(yè)間動態(tài)合理化比重的影響不顯著，最后，“一帶一路”建設經(jīng)濟帶則因資本要素集聚能力較弱、人力資本存量少、生態(tài)環(huán)境面臨壓力較大等因素，旅游業(yè)雖然在產(chǎn)業(yè)間合理化發(fā)揮積極作用，但是對產(chǎn)業(yè)結構高級化和生態(tài)化發(fā)揮消極作用。因此，基于四大板塊、五大經(jīng)濟帶的區(qū)域異質(zhì)性分析，旅游發(fā)展對產(chǎn)業(yè)結構升級的影響因地區(qū)發(fā)展水平差異而有所不同。

表6 我國五大經(jīng)濟帶旅游發(fā)展對產(chǎn)業(yè)結構升級影響

（二）內(nèi)生性檢驗

模型中內(nèi)生性問題是制約檢驗結果合理性的重要影響因素，一般情況下，模型內(nèi)生性問題來源于：遺漏變量、互為因果關系和指標的度量誤差，當模型中存在較為嚴重的內(nèi)生性問題時，會導致估計結果有偏差且不一致。因此，為了保證估計結果的有效性，一般采用工具變量法（IV）來解決，本文借鑒吳雪飛和趙磊（2019）[11]的做法，使用森林覆蓋率（forest）作為旅游發(fā)展的第一組工具變量，此工具變量的選取體現(xiàn)了自然稟賦條件與旅游發(fā)展緊密相關，且與地區(qū)產(chǎn)業(yè)結構的關聯(lián)性不強，所以基于地理因素的嚴格外生性成為使用該指標作為旅游發(fā)展工具變量的原因。此外，按照學者選取工具變量的原則，繼續(xù)選取滯后二期（l2.ts）、滯后三期（l3.ts）作為旅游發(fā)展的第二組工具變量，采用上述兩種工具變量集進行兩階段最小二乘法（2SLS）估計。

表7 為工具變量兩階段最小二乘法回歸結果，在分析回歸結果之前，采用多種統(tǒng)計量進行工具變量有效性檢驗。采用Durbin-Wu-Hausman 內(nèi)生性檢驗，結果均在1%水平上顯著拒絕“不存在內(nèi)生性”的原假設，表明基準回歸模型中存在內(nèi)生性問題；采用Kleibergen-Paap rk LM 統(tǒng)計量來驗證，結果均在1%水平上顯著拒絕“工具變量識別不足”的原假設；對于弱工具變量檢驗，Kleibergen-Paap Wald rk F 統(tǒng)計量均大于Stock-Yogo 檢驗10%水平臨界值19.93，拒絕工具變量弱識別的原假設；通過Hansen J檢驗，均未通過10%水平下拒絕工具變量過度識別的原假設，說明模型工具變量是外生的。綜合來看，本文所選取工具變量有效，使用工具變量得到的回歸結果同基準回歸結果相比較，核心解釋變量的回歸系數(shù)顯著提升，顯著性未發(fā)生明顯變化，表明核心解釋變量的內(nèi)生性問題會導致回歸結果產(chǎn)生向下偏倚。

表7 工具變量回歸結果

（三）穩(wěn)健性檢驗

以上回歸結果初步驗證了基本研究假設，接下來，本文通過變換估計方法、替換核心被解釋變量、解釋變量以及處理樣本數(shù)據(jù)進行穩(wěn)健性檢驗。

1.穩(wěn)健性檢驗Ⅰ。產(chǎn)業(yè)結構升級是一個動態(tài)變化過程，其影響存在持續(xù)性，為了更好捕捉這種變化，本文引入產(chǎn)業(yè)結構升級的滯后一期項，并將其拓展成為動態(tài)面板數(shù)據(jù)模型，同時為了獲取參數(shù)的無偏估計量，本文采取兩步系統(tǒng)廣義矩估計（SYS-GMM）方法對動態(tài)面板數(shù)據(jù)進行估計，回歸結果如表8所示，檢驗結果均滿足兩步系統(tǒng)廣義矩估計的要求，尤其是旅游發(fā)展對產(chǎn)業(yè)結構升級的回歸系數(shù)均顯著為正，回歸結果依舊穩(wěn)健。

表8 穩(wěn)健性檢驗Ⅰ

2.穩(wěn)健性檢驗Ⅱ。參考已有文獻的思路，本文嘗試分別替換被解釋變量產(chǎn)業(yè)結構合理化、產(chǎn)業(yè)結構高級化和產(chǎn)業(yè)結構生態(tài)化的測度指標，其中，產(chǎn)業(yè)結構合理化使用重新構造泰爾指數(shù)（干春暉等，2011）[37]進行測度，產(chǎn)業(yè)結構高級化使用產(chǎn)業(yè)結構層次系數(shù)（姚戰(zhàn)琪，2019）[10]進行測度，產(chǎn)業(yè)結構生態(tài)化使用萬元GDP 工業(yè)廢氣排放量的正向化指標（賈丹丹等，2018）[38]進行測度，回歸結果如表9所示，表明旅游發(fā)展促進我國產(chǎn)業(yè)結構升級的結果依舊成立。

表9 穩(wěn)健性檢驗Ⅱ

3.穩(wěn)健性檢驗Ⅲ。參考已有國外文獻，本文嘗試替換核心解釋變量旅游發(fā)展的測度指標，分別使用人均旅游收入（Lee，2008）[28]、旅游人次比（Corte,2008）[29]替換旅游專業(yè)化指數(shù)，其中，人均旅游人次（ts1）使用地區(qū)旅游總收入與該地區(qū)總人口數(shù)的比值，旅游人次比（ts2）使用地區(qū)旅游總人次與該地區(qū)總人口數(shù)的比值，回歸結果如表10 所示，表明旅游發(fā)展促進我國產(chǎn)業(yè)結構升級的結果依舊成立。

表10 穩(wěn)健性檢驗Ⅲ

4.穩(wěn)健性檢驗Ⅳ。為了避免樣本數(shù)據(jù)極端值的干擾，本文分別將各樣本變量進行上下1%的Winsorize 縮尾處理，然后再對基準模型進行回歸，回歸結果見表11 所示，旅游發(fā)展的回歸結果顯著性與前期結果相似，進而說明數(shù)據(jù)極端值并未改變基準回歸結果。

表11 穩(wěn)健性檢驗Ⅳ

六、結論與政策建議

（一）研究結論

盡管產(chǎn)業(yè)結構升級涉及產(chǎn)業(yè)發(fā)展的諸多方面，但是其核心在于要素在產(chǎn)業(yè)間的有效配置。本文基于旅游業(yè)的存在價值與功能指向，以就業(yè)效應、資本效應作為中介變量，以城鎮(zhèn)化效應、環(huán)境效應作為調(diào)節(jié)變量，系統(tǒng)考察了旅游發(fā)展對我國產(chǎn)業(yè)結構升級的作用機制。研究發(fā)現(xiàn)：第一，旅游發(fā)展顯著促進我國產(chǎn)業(yè)結構升級，且對產(chǎn)業(yè)結構生態(tài)化促進作用最大，對產(chǎn)業(yè)結構合理化的促進作用次之，對產(chǎn)業(yè)結構高級化的促進作用最弱；第二，從中介作用檢驗結果表明，旅游發(fā)展的“就業(yè)效應”“資本效應”顯著促進我國產(chǎn)業(yè)結構升級；第三，從調(diào)節(jié)作用檢驗結果表明，“城鎮(zhèn)化效應”“環(huán)境效應”在旅游發(fā)展促進產(chǎn)業(yè)結構升級中調(diào)節(jié)作用明顯，且“城鎮(zhèn)化效應”主要發(fā)揮正向調(diào)節(jié)作用，“環(huán)境效應”則表現(xiàn)為顯著負向調(diào)節(jié)作用；第四，本文還發(fā)現(xiàn)區(qū)域差異對旅游發(fā)展促進產(chǎn)業(yè)結構升級具有異質(zhì)性，不僅會受到我國四大板塊劃分的影響，還會因五大經(jīng)濟帶發(fā)展水平的差異而有所不同。本文的證據(jù)表明，旅游業(yè)濫觴于經(jīng)濟性產(chǎn)業(yè)，并隨著產(chǎn)業(yè)功能轉變，對產(chǎn)業(yè)結構升級發(fā)揮持續(xù)的正向促進作用，但是旅游發(fā)展促進產(chǎn)業(yè)結構升級的作用機制還值得繼續(xù)探索。

（二）政策建議

當前，加快產(chǎn)業(yè)結構升級是實現(xiàn)經(jīng)濟高質(zhì)量發(fā)展的有力抓手，也是推進區(qū)域間產(chǎn)業(yè)協(xié)同的重要途徑。因此，本文提出如下對策建議。

1.繼續(xù)推進旅游發(fā)展戰(zhàn)略。應以旅游業(yè)的規(guī)模擴張和優(yōu)質(zhì)發(fā)展為契機，通過優(yōu)化資源要素配置、帶動新興產(chǎn)業(yè)發(fā)展、促進傳統(tǒng)產(chǎn)業(yè)轉型升級，這為地區(qū)探索產(chǎn)業(yè)結構升級的可行性方案提供了產(chǎn)業(yè)選擇。

2.強化勞動力、資本等要素轉移和流動，營造旅游發(fā)展良好市場環(huán)境。繼續(xù)深化供給側結構性改革，發(fā)揮市場在資源配置中的決定性作用，以構建經(jīng)濟新發(fā)展格局為依托，疏通阻礙資本和勞動自由流動的“堵點”，通過規(guī)范旅游業(yè)交易制度，營造旅游發(fā)展的良好市場環(huán)境。

3.加強城鎮(zhèn)化、環(huán)境保護與旅游業(yè)之間的良性互動、深度融合。一方面，城鎮(zhèn)化為旅游發(fā)展推進產(chǎn)業(yè)結構升級提供了必要的空間承載條件，可以適度采用以旅游業(yè)為導向的城鎮(zhèn)化建設策略，比如旅游特色小鎮(zhèn)建設，不僅是新型城鎮(zhèn)化有效途徑的探索，也是旅游城鎮(zhèn)化推進產(chǎn)業(yè)結構升級的有效方式。另一方面，加快旅游發(fā)展與生態(tài)環(huán)境耦合協(xié)調(diào)發(fā)展，為產(chǎn)業(yè)結構升級和區(qū)域經(jīng)濟提供關鍵鏈接，通過減輕生態(tài)壓力、增長產(chǎn)業(yè)升級動力，促進區(qū)域產(chǎn)業(yè)結構升級。

4.構建產(chǎn)業(yè)結構升級政策體系，推進區(qū)域協(xié)調(diào)發(fā)展。一方面，鼓勵旅游業(yè)在內(nèi)的現(xiàn)代服務業(yè)轉型升級，逐步向高端化和精細化方向發(fā)展，這也是部分產(chǎn)業(yè)仍然存在短板情況下實現(xiàn)經(jīng)濟高質(zhì)量發(fā)展的關鍵。另一方面，在不同區(qū)域之間構建優(yōu)勢互補的產(chǎn)業(yè)結構發(fā)展模式，杜絕地區(qū)產(chǎn)業(yè)發(fā)展“麻雀雖小五臟俱全”的模式，實現(xiàn)“產(chǎn)業(yè)發(fā)展趨異、區(qū)域發(fā)展趨同”的總戰(zhàn)略目標，不斷推進區(qū)域平衡、協(xié)調(diào)發(fā)展。