援疆政策對新疆旅游經濟增長的影響研究

胡靜軒， 白洋

新疆歷史文化旅游可持續發展重點實驗室/新疆大學 旅游學院， 烏魯木齊 830046

經濟非平衡化發展是中國邊疆治理的最大挑戰之一[1]， 新疆維吾爾自治區(簡稱新疆)作為中國陸地面積最大的省區， 地處亞歐大陸腹地和祖國西北邊陲， 由于經濟起點低、 交通成本高等因素， 其發展程度與發達省市相比還有一定差距． 邊疆民族地區的治理質效關乎國家領土主權完整和國家治理質效[2]， 為加快經濟增長步伐、 縮小區域發展差距， 自1996年起黨中央啟動對口援疆工作． 早期援疆工作以干部援疆為主， 后期逐漸轉向經濟、 科技、 教育等全方位對口援助[3]． 2010年新一輪對口援疆工作全面展開， 建立國家部委、 19個省市全面對口援疆的完整政策系統， 是改革開放以來規模最大、 涉及領域最廣的援助[4]． 由于旅游業具有強大的經濟乘數效應和就業規模效應， 且新疆旅游資源稟賦優越， 旅游業具有發展成為新疆戰略性支柱產業的潛能和優勢， 故首次中央新疆工作座談會提出要把新疆建設成我國重要的旅游目的地， 國家文化和旅游部也將旅游援疆放在全國旅游工作全局中推進．

省域間的對口支援發軔于中國， 具有鮮明中國特色， 關注的學者和案例地多來自于中國． 實踐證明， 對口援助明顯緩解中國區域間發展不均衡的問題， 為共同富裕的實現做出了巨大貢獻． 現今學術界有關對口支援的研究主要集中于災后援助和對經濟發展處于弱勢地位地區的對口援助， 前者以災區重建[5]和心理援助[6]為主， 后者以新疆和西藏自治區(簡稱西藏)作為典型案例地， 研究內容主要分為政策評估[7]、 產業援助[8-10]、 人才援助[11]等． 早期研究方法以定性分析為主， 多為政策描述[12]和具體援助方式的模式探索[13]； 隨著援助政策實施的深入， 研究方式逐漸走向定量， 雙重差分法、 合成控制法、 Logistic模型等被廣泛應用． 作為中國情境下的特殊政策， 援疆與旅游的相關研究整體關注度偏低， 具有代表性的是對旅游援疆模式的探討[14]和援疆背景下旅游客源市場的分析[15]， 關于援疆政策對旅游經濟影響的研究， 鮮有學者涉足．

新疆旅游業的快速發展與援疆政策的實施息息相關， 二者互相影響、 相輔相成． 一方面， 援疆全方位提高新疆的交通、 醫療、 教育等基礎設施水平； 另一方面， 旅游業是援疆工作的重要載體和有效路徑． 援疆政策對新疆旅游經濟增長的影響效果和驅動機制， 成為學界和業界亟待解決的現實問題． 評估公共政策是政策制定和決策中不可或缺的步驟[16]， 合成控制法[17]和雙重差分法[18]作為政策效果評估的重要利器， 經常同時出現， 相互補充， 使研究內容更加全面和深入[19]， 廣泛應用于多個研究領域． 本文以援疆政策構造準自然實驗， 選擇合成控制法和傾向得分匹配結合雙重差分模型(PSM-DID)， 以2010年作為新一輪援疆政策的實施起點， 從省域、 市域兩個層面研究援疆政策對新疆旅游經濟增長的影響效果及其驅動機制．

1 研究設計

1.1 合成控制法

(1)

式中，δt為影響所有省區旅游經濟增長的時間固定效應；θt為未知參數向量；Zi指不受援疆政策影響且能影響旅游經濟增長的r×1維控制變量；λt是1×F維無法觀測到的公共因子向量；μi指F×1維無法觀測到的省域固定效應；εit是不能觀測且均值為0的隨機擾動項．

假定第一個省區實施援疆政策(i=1)， 為構造其合成對象， 需從未受援疆政策影響的其他省區中確定合適的權重合成控制組． 設定1×N維的權重向量W=(w2，w3， …，wN+1)(wi≥0)， 且w2+w3+…+wN+1=1， 得到合成控制模型．

(2)

只有使援疆政策實施前的旅游經濟增長指標、 協變量與合成對象的對應指標相等， 才能有效通過合成控制法進行反事實結果的模擬， 即權重需滿足：

(3)

(4)

1.2 PSM-DID

為進一步分析援疆政策的實施效果， 從市域層面剖析其對新疆旅游經濟增長的影響效應， 以實施援疆政策的地州市為實驗組， 未實施的地州市為控制組， 進行PSM-DID檢驗．

參考相關學者研究[21-22]， 通過PSM-DID能夠有效找出與實驗組最相似但未實施援疆政策的地州市， 并驗證援疆政策實施效果． 通過Stata 16.0軟件中的Probit模型計算新疆各地州市傾向得分值， 在控制組中找到與實驗組i概率值最接近的地州市j， 使xi=xj．

Probit(DZSi=1)=e+βXi+ιi

(5)

式中，DZSi為援疆政策的啞變量， 即2010年開始實施援疆政策的地州市賦值為1， 未實施的地州市賦值為0；Xi表示影響地州市實施援疆政策的因素．

根據傾向匹配結果， 利用DID模型分析援疆政策對新疆旅游經濟增長影響．

y=k0+k1bt+k2bc+k3(btbc)+k4o+d

(6)

式中，y為新疆旅游經濟增長；bt表示時間虛擬變量， 援疆政策實施后受其影響的地州市對應時間虛擬變量賦值為1， 其余為0；bc表示市域虛擬變量， 受援疆政策影響的地州市賦值為1， 否則為0；k3作為核心解釋變量的交互項系數， 表示援疆政策對市域旅游經濟增長的凈影響；o是控制變量．

1.3 樣本選取

省域層面研究樣本選取經濟發展水平相對接近的我國西部12個省區市， 鑒于西藏同樣受到對口援助幫扶、 重慶市與其他省區樣本量差異較大， 予以剔除， 最終選擇除西藏、 重慶市以外的9個省區作為新疆的控制組； 市域層面研究樣本為新疆14個地州市， 以2010年開始受援疆政策扶持的12個地州市為實驗組， 未受扶持的烏魯木齊市和克拉瑪依市為控制組． 新疆首府烏魯木齊市受到黨和國家的整體支援， 克拉瑪依市2015年起受到上海市長寧區的人才援助， 但二者本身經濟基礎較好， 在旅游業發展過程中更多依賴于自身條件， 因此在通過平行趨勢檢驗的前提下， 可將二者作為控制組進行對比分析．

1.4 變量描述和數據來源

為保證研究時間一致性和統計數據有效性， 合理評估新疆與西部其他9個省區(未含西藏、 重慶市)、 新疆各地州市間的經濟非均衡化發展， 樣本時間選取2006-2019年， 變量以2006年為基期計算增長率．

基于劉瑞明等研究成果[23-24]， 省域層面以旅游總收入(入境和國內旅游收入總和)為被解釋變量， 能夠直接反映援疆政策對旅游經濟增長的影響程度； 控制變量為人均地區生產總值、 服務業發展水平(第三產業增加值/GDP)、 高等教育普及率(普通高中在校生數/年末人口數)、 每萬人出租車數、 信息化水平(郵電業務總量/年末人口數)、 旅行社數、 星級賓館數和旅游從業人數． 由于旅游總收入是單一指標無法反映旅游經濟綜合質量， 為進一步衡量市域層面旅游業發展情況， 選取旅游總收入、 旅游人次、 星級賓館數等指標通過熵權法的計算結果作為被解釋變量， 整體表征新疆旅游經濟綜合質量， 指標權重大小均值排序為： 星級賓館數>旅游人次>旅游總收入， 隨著時間的推移， 旅游總收入、 旅游人次的權重呈上升態勢， 二者占比整體高于星級賓館數； 核心解釋變量為援疆政策實施時間和地區的交互項； 控制變量為投資水平(固定資產投資/GDP)、 人均地區生產總值、 服務業發展水平、 人均教育投資額(教育投資額/年末人口數)、 旅游接待能力(選取旅行社數量和3A級及以上景區數通過熵權法的合成結果)、 對外開放程度(進出口貿易總額/GDP)． 同時， 市域層面研究可作為省域層面研究的穩健性檢驗， 深入探究援疆政策對新疆旅游經濟增長的影響．

本文研究數據以EPS數據庫和CEIC數據庫為主， 缺失數據通過西部各省區統計年鑒、 新疆各地州市的統計年鑒、 國民經濟和社會發展統計公報補齊．

2 省域層面援疆政策對新疆旅游經濟增長的影響研究

2.1 基于合成控制法的省域層面分析

通過Stata 16.0軟件進行合成控制法計算： 新疆旅游經濟增長率的合成值由98.1%的四川省和1.9%的云南省組成， 為有效排除線性內推可能性[25]， 將四川省和云南省分別作為實驗組計算其合成值， 結果顯示參與合成的省區、 權重并不相同， 故新疆與四川省和云南省無線性關系．

援疆政策實施前新疆旅游經濟增長率的真實值與合成值各變量對比情況如表1所示， 二者在人均地區生產總值、 服務業發展水平、 高等教育普及率等控制變量的差異均低于0.14． 為有效檢驗援疆政策實施前新疆旅游經濟增長率的真實值與合成值的擬合情況， 對比2007-2009年旅游經濟增長率， 其值變化幅度較小． 新疆旅游經濟增長率的真實值與合成值的控制變量具有高度相似性， 被解釋變量的擬合程度較高， 說明通過合成控制法能夠合理測度援疆政策對新疆旅游經濟增長的影響．

表1 預測變量真實值與合成值的對比

對比樣本期內新疆旅游經濟增長率的真實值與合成值(圖1)及其潛在差距的變化趨勢(圖2)． 2010年以前， 新疆旅游經濟增長率的真實值與合成值變化趨勢幾乎完全重合， 差值在0上下輕微浮動， 說明合成值能夠很好地擬合新疆旅游經濟增長路徑； 2010年援疆政策實施后， 在頂層設計與高位推動下， 新疆旅游經濟增長率真實值開始高于合成值， 潛在差距差值在[-1， 0.5]區間變動． 2014年由于重大事件導致新疆旅游經濟增長率明顯下跌， 旅游經濟增長率的合成值比真實值高0.920． 2015年全國旅游援疆工作會議召開， 得益于政策實施的經驗積累和穩定紅利的持續釋放， 新疆旅游經濟增長率的真實值與合成值差距逐漸拉大， 2019年其差值超過10， 新疆旅游經濟增長率從政策實施前西部省區排名靠后開始躍遷到正數第4位， 充分說明援疆政策實施能夠推動新疆旅游經濟增長， 深刻改變新疆旅游經濟發展進程．

圖1 新疆旅游經濟增長率的真實值與合成值

圖2 新疆旅游經濟增長率的真實值與合成值的潛在差距

2.2 穩健性檢驗

為進一步驗證新疆旅游經濟增長主要是基于援疆政策實施而非其他因素影響， 確保分析結果的可靠性， 故對其進行穩健性檢驗．

2.2.1 隨機置換檢驗

借鑒有關學者做法[26-27]， 對新疆旅游經濟增長率的合成值中權重最大的四川省和權重為0的內蒙古自治區(簡稱內蒙古)分別使用合成控制法得到其合成值， 比較其在2010年前后的旅游經濟增長率(圖3、 圖4)． 從圖中可知， 四川省和內蒙古旅游經濟增長率的真實值均低于其合成值， 佐證援疆政策促進新疆旅游經濟實現跨越式發展的觀點， 援疆政策能夠優化新疆旅游經濟的發展路徑， 提高其旅游經濟增長速度， 使新疆旅游經濟增長率在西部地區名列前茅．

圖3 四川旅游經濟增長率的真實值與合成值

圖4 內蒙古旅游經濟增長率的真實值與合成值

2.2.2 反事實檢驗

為消除援疆政策實施以外其他外生因素的干擾， 證明新疆旅游經濟高速增長的重要原因是2010年起開始實施的援疆政策， 通過假設改變援疆政策實施時間的方式進行反事實檢驗， 驗證援疆政策實施時間改變后的新疆旅游經濟增長率擬合結果(圖5)． 由圖5可知， 假設援疆政策始于2009年， 截至2017年新疆旅游經濟增長率的真實值依舊低于其合成值， 說明近年來新疆旅游經濟發展速度加快是援疆政策實施的必然結果．

圖5 援疆政策實施時間改變后的新疆旅游經濟增長率擬合結果

3 市域層面援疆政策對新疆旅游經濟增長的影響研究

3.1 基于PSM-DID的市域層面分析

通過平行趨勢檢驗是使用雙重差分模型的必要條件． 根據熵權法計算結果， 政策實施前實驗組和控制組的新疆旅游經濟綜合質量增長率變化趨勢基本擬合(圖6)． 以2010年為斷裂點， 二者差值逐漸增加， 實驗組的增長率明顯高于控制組． 隨著援疆政策的實施和旅游援疆戰略的推進， 實驗組和控制組間增長率差距逐漸增大， 2019年增長率差值為6.193．

圖6 新疆旅游經濟綜合質量增長率的平行趨勢檢驗

參考郭金忠等[28]的傾向得分匹配分析， 設置觀測時間為2009年， 以Probit模型估計傾向得分后確定實驗組為昌吉回族自治州， 控制組為烏魯木齊市． 通過雙重差分模型， 采用逐步回歸方式分析援疆政策對新疆旅游經濟綜合質量增長率的影響效果(表2)．

表2 援疆政策對新疆旅游經濟綜合質量增長率的回歸結果

模型(1)內交互項反映援疆政策對新疆旅游經濟綜合質量增長率的凈影響， 模型(2)至(7)表示加入相關控制變量后的回歸結果， DID系數普遍在1%水平上顯著為正， 說明援疆政策實施對新疆旅游經濟綜合質量增長率有明顯帶動效應， 隨著控制變量數量的不斷增多， 交互項系數整體呈下降趨勢． 投資水平系數多數情況下顯著為負， 未能有效提升新疆旅游經濟綜合質量增長率， 投資水平與旅游經濟的關聯度減弱， 表明新疆旅游經濟發展模式正從傳統的投資驅動向數字驅動、 科技賦能轉變， 科技援疆需要發揮更大作用． 對外開放程度系數不顯著為負， 應與旅游宣傳力度欠佳、 旅游產品類型單一、 鄰近地區經濟較弱有關． 控制變量系數均顯著為正的排序為： 服務業發展水平(3.376)>人均地區生產總值(1.441)>人均教育投資額(0.536)>旅游接待能力(0.148)． 服務業發展水平提高游客的出行效率， 使潛在游客有效轉化為現實旅游者； 人均地區生產總值的增加擴大本地居民對旅游的需求， 激發游客的消費欲望； 人均教育投資額的多寡代表地區對教育的重視程度， 教育水平的提高改變人民群眾的知識結構和旅游素養， 為旅游業發展提供專業人才儲備并助力文明旅游環境； 旅游接待能力的高低關系游客的旅游體驗， 新疆旅游資源豐富且稟賦較高， 但旅游景區間距離遠、 旅途時間長， 提高旅游從業者服務能力能夠有效緩解游客在旅游過程中的消極情緒．

3.2 穩健性檢驗

3.2.1 替換因變量檢驗

分析表明援疆政策有助于提高新疆旅游經濟綜合質量增長速度， 將旅游經濟綜合質量增長率替換為人均旅游接待人次增長率后重新回歸， 進行穩健性檢驗(表3)．

表3 援疆政策對人均旅游接待人次增長率的回歸結果

由表3可知， 回歸結果中DID交互項系數、 各控制變量系數的變化趨勢與旅游經濟綜合質量增長率的回歸結果基本保持一致， 具有穩健性． 總體而言， DID交互項系數維持在1%～5%的正向顯著水平， 說明援疆政策對新疆人均旅游接待人次增長率同樣具有正向影響， 隨著控制變量數量不斷增加， 交互項系數整體亦呈下降趨勢． 投資水平系數顯著為負， 為改善現狀， 需要通過項目投資完善新疆旅游公共服務體系建設， 如高速鐵路、 高速公路、 旅游廁所等． 可將投資項目與旅游業相互關聯， 調整投資結構， 如將醫療投資成果轉化為康養旅游資源， 結合新疆沙療等特色項目開發康養旅游． 旅游接待能力和對外開放程度不顯著， 現有旅游接待能力難以滿足游客的多樣化需求， 需要打造專業化、 高水平的旅游服務團隊， 優化、 升級現有旅游資源結構， 提升旅游景區的吸引力和競爭力． 新疆正在建設全方位多層次的開放格局， 2021年塔城等邊境旅游試驗區的開放是其積極發展入境旅游的重要體現， 未來需要通過推動落地簽證、 72小時免簽等措施保障新疆入境旅游經濟的發展． 正向顯著控制變量中， 服務業發展水平(4.659)系數最大， 是影響人均旅游接待人次增長率的重要因素． 人均地區生產總值排名第二， 該指標的高低反映地區的基礎設施水平和城市建設情況， 影響游客旅游目的地選擇． 人均教育投資額(0.167)系數最小， 教育影響旅游從業者素質和居民文化水平， 與游客旅游體驗和區域旅游形象正向關聯．

3.2.2 安慰劑檢驗

為證明旅游經濟綜合質量增長率有效提升主要是源于援疆政策的實施， 參考王良虎等[29]的研究， 通過虛假政策時間驗證援疆政策實施的有效性． 將時間區間設置為2006-2011年， 假定2008年為援疆政策實施年份， 由于樣本時間同時涵蓋真實援疆政策發生時間， 故能夠檢驗其有效性． 改變援疆政策實施時間后， DID交互項系數變化p值(0.458)不顯著， 控制變量系數均不顯著， 表明2010年開始實施的援疆政策真實有效， 具有穩健性．

4 結論與對策建議

4.1 結論

援疆政策對新疆旅游經濟增長的影響具有顯著的階段性特征． 2010-2014年省域、 市域層面的旅游經濟增長速度都較為緩慢， 年均變化幅度小； 隨著援疆政策的深入實施， 全國旅游援疆工作會議的召開， 2015-2019年間援疆政策對新疆旅游經濟發展進程的推動作用明顯， 新疆旅游經濟邁入高速度發展階段．

從省域層面看， 新疆旅游經濟增長率遠高于其合成對象． 援疆政策實施前， 預測變量的真實值與合成值差異較小， 新疆旅游經濟增長率的真實值與合成值擬合度較高； 援疆政策實施后， 政策為新疆旅游經濟增長提供重要保障， 新疆旅游經濟增長率提升， 2019年比其合成值高10.777， 新疆旅游經濟增長速度在西部省區中躍居前列； 回歸結果通過隨機置換檢驗和反事實檢驗， 模型具有穩健性．

從市域層面看， 援疆政策的實施有助于縮小新疆內部經濟差距． 實驗組和控制組具備可比性， 新疆旅游經濟綜合質量增長率通過平行趨勢檢驗； 援疆政策實施后， 受援地州市與未受援地州市的旅游經濟綜合質量增長率差距日趨明顯， 截至2019年相差6.193； 人均地區生產總值和服務業發展水平是新疆旅游經濟綜合質量增長率的重要影響因素； 回歸結果通過替換因變量檢驗和安慰劑檢驗， 模型具有穩健性．

4.2 對策建議

近年來， 援疆工作經歷“輸血→造血→活血”的嬗變， 結合研究結果與新疆實際， 針對援疆政策助推新疆旅游經濟發展提出對策建議．

從國家層面看， 對口援疆作為國家戰略， 具有階段性發展特征， 旅游援疆專項政策的提出是新疆旅游經濟增長速度提升的關鍵． 在黨和國家做好旅游援疆頂層設計和整體規劃的前提下， 需要宏觀把控旅游援疆工作的前進方向和發展進程， 探尋旅游援疆與新疆旅游業的“完美結合點”和“最優發展模式”， 結合實踐發展和現實需求， 不斷調整旅游援疆政策， 促進新疆旅游經濟高質量發展， 將新疆打造成為世界知名的旅游目的地．

從省域層面看， 一方面， 19個省市在援疆工作中應平衡好“輸血和造血”的關系， 對經濟發展水平較低的地州市以輸血式支援為主， 優先解決“三難一不暢”等“急難愁盼”問題， 并通過智力援助等造血式支援助推新疆旅游經濟發展； 另一方面， 作為受援方， 新疆應充分認識到自身的資源優勢和旅游發展特征， 設立旅游援疆領導小組辦公室， 制訂區域旅游發展規劃和旅游援疆專項方案， 縱向溝通反饋國家部委、 14個地州市和橫向溝通交流19個省市， 各方力量主動作為、 各司其職、 各盡其責， 形成工作合力．

從市域層面看， 14個地州市應明確各自的旅游資源稟賦和錯位發展方向， 充分利用新一輪對口援疆的戰略機遇和政策紅利， 將援疆政策有效轉化為新疆旅游經濟高質量發展的“活血劑”． 基于全域旅游視角， 建立健全受援地州市間的區域旅游合作機制， 在阿爾泰山千里畫廊、 天山世界遺產帶等旅游線路的基礎上實現“高級別景區主導、 中小型景區參與”的旅游資源聯動模式， 提高旅游吸引力和市場競爭力， 優化旅游產業布局， 拓展游客游覽半徑， 延長游客停留時間， 促進區域旅游經濟的協調發展．