环境规制对中国旅游发展的影响研究

刘嘉毅，陈玉萍

（淮阴师范学院，江苏 淮安 223300）

一、引言

优美环境是人类实现高质量生存与发展的自然资产，然而多年来，以高生产、高消耗、高消费、高排放为特征的粗放型经济增长，给中国原本脆弱的生态环境带来了严重破坏。伴随环境质量恶化与全球环保浪潮的兴起，中国政府开始重新审视环境与经济增长的关系，并积极推动经济从粗放增长转向绿色、低碳的可持续增长，以实现经济新常态下的高质量发展。环境规制以破解资源、能源高消耗与化解环境危机为目的，以出台环境保护法律法规与确立约束性发展指标等为工具，是实现人与自然和谐共生的重要途径，更是各国推动经济高质量发展的智慧之选。

当前，环境规制是诸多国家或地区实现绿色增长的重要举措，已成为国内外学者关注的焦点。已有国外文献主要聚焦于环境规制对污染产业转移的影响[1，2]、环境规制对企业研发投入的影响[3，4]、环境规制与经济增长关系[5-7]等研究领域，国内学者利用中国的面板数据，也对上述领域进行了实证检验[8，9]。近年来，国内学者将研究范畴拓展到环境规制对产业结构的影响上，宋雯彦、韩卫辉(2021)研究发现，环境规制已成为产业结构调整的新动力[10]；钟茂初等(2015)认为，环境规制将倒逼产业结构往低碳化方向调整[11]；环境规制对产业结构调整的影响也在郑晓舟等(2021)研究中得到证实，研究显示，环境规制会提高服务业相对于工业部门的比重[12]。在中国各级政府进行环境规制实践的同时，旅游业呈现出蓬勃发展态势，旅游产业发展符合低碳化与服务化的产业调整方向，在上述环境规制会引致产业低碳化与服务化的思想启迪下，需要考量新问题：环境规制对中国旅游发展有何影响？对此问题，尚无相关文献进行实证检验与理论解析。鉴于此，文章基于2001—2019 年中国省级面板数据，就环境规制对旅游发展的影响进行经验检验，并试图厘清环境规制对旅游发展的影响机制，以期为探寻旅游发展动力、把握中国旅游业发展规律寻找一个新的研究视角。

二、文献回顾与研究假设

1.环境规制对旅游发展的影响分析

环境规制是以减少环境破坏与实现经济社会可持续发展为目的，通过政府行政控制或者市场调节等手段，对经济主体环境行为进行干预的行动安排。环境规制对旅游发展的作用机理主要表现于以下五个方面：

（1） 环境规制驱动其他产业资本转移到旅游业

环境规制会提高高污染、高能耗产业的产品边际成本，降低企业的利润空间；在资本逐利的驱动下，部分原本隶属于高污染高能耗的产业资本将会转向清洁型产品生产的行业，旅游业作为低碳环保行业，既符合高污染、高能耗产业资本的转移方向，又契合国家与地方产业结构调整政策。因此，在环境规制之下，其他高污染、高能耗的产业资本会向旅游业转移，从而驱动地区旅游产业发展；同时，环境规制下的产业结构调整也一并得以实现[11]。山西省统计局公开数据显示，截至2014 年底，山西已有200 余家煤炭等资源型企业进军旅游业，这是高污染、高能耗产业资本转移并助推旅游产业发展的典型例证。

（2） 环境规制有利于提升旅游者的出游意愿、服务质量感知

环境是旅游产品的核心所在，旅游目的地环境退化将引致旅游需求下降[13]。相反，环境规制通过一系列政策工具的刺激与引导，可改善旅游目的地的环境质量，进而提升旅游者的出游意愿，为培育更大规模旅游需求创造条件。Vanhove(2002)认为，环境规制有利于提升旅游者的服务质量感知[14]；服务质量感知提升，也会提高旅游者的旅游满意度，进而提升重游意愿与推荐意愿，这将驱动旅游产业规模与质量的双重扩张。

（3） 环境规制可改善旅游企业与产业的环境行为与经济绩效

在环境规制与环保意识日渐升温的情境下，消费者表现出高环境关心的绿色行为，他们购买绿色产品的意愿更强烈[15]；旅游企业也逐渐认识到环境行为是赢得竞争的重要资源，为此他们将对外部环境规制进行能动性反应，并开展自我规制(Self-regulation)的环境行为。在环境规制引导下，旅游企业积极开展的各种环境行为，有利于刺激产业层面的环境规制响应，通过整合若干旅游企业环境行为的共享知识，可以树立产业最佳环境行为的实践标准。并且在此基础上，形成产业生态标签认证，培育产业环境管理规划与行动项目，可以让旅游目的地自然环境得到有效保护，进而实现旅游产业系统与自然环境系统的和谐共生。此外，环境规制引导下的企业与产业的环境行为，有助于提升企业与产业的经济绩效[16]，增大旅游经济系统的正向回馈价值，显然这已经成为驱动旅游业可持续发展的重要引擎。

（4） 环境规制可促进社区生计方式旅游化

环境规制对高污染、高能耗地区的社区居民生计方式产生了挑战，伴随环境规制带来的污染产业地区转移与本地产业的结构调整，社区居民传统的生计方式难以为继[17]。在政府政策引导、社区精英觉醒与企业参与的共同努力下，部分具有独特自然资源与人文资源的社区，将突破传统生计方式的禁锢，在旅游产业中寻找到替代性的生计方式，并积极推动旅游业态创新（如工业遗产旅游、乡村旅游、文化创意旅游等） 与旅游产业升级；由此，社区居民在旅游就业或者创业中可获得新的生计方式，从而驱动社区生计方式旅游化与地区旅游产业发展。

（5） 环境规制提升旅游目的地的吸引力与形象

优美的自然环境既是旅游目的地的主要吸引力之一，又是游客构建旅游目的地形象感知的重要因素。环境规制通过缓解或者改善气候变化、空气污染、水质恶化、海洋污染、植被破坏、生物多样性受损等一系列环境问题[13]，为旅游目的地营造优美环境、提高旅游体验质量提供保障，这必将提升旅游目的地的吸引力与形象声誉，进而驱动旅游产业演化升级与旅游目的地的可持续发展。

基于以上分析，提出如下假设：

假设H1：环境规制对旅游发展有正向助推作用。

2.相关变量对环境规制与旅游发展关系的影响

（1） 经济发展水平的调节效应

经济发展水平越高的地区，人们的文化教育程度普遍较高，环保意识更强，他们追求美好生活环境的愿望也越强烈；因此，在同等程度的环境规制下，处在经济发展水平越高地区的人们，将呈现出更强烈的主动参与环境治理的行为倾向[18]，他们通过举报投诉、网络曝光或者抱团谈判等手段，给污染企业与污染行业施加更大的压力，进而引致污染性企业或者行业转型发展，驱使他们将全部或者部分资本转向资源节约型、环境友好型的旅游产业。此外，由于经济发展可带来更便捷的旅游交通、更充裕的旅游投资资本、更锐意进取的旅游创业精神等，故在环境规制下，旅游极易成为地区或者社区承接产业资本转移、引领产业结构调整的先导产业[19]，故经济发展水平越高的地区，其环境规制对旅游发展的边际影响力也越大。

基于以上分析，提出如下假设：

假设H2：经济发展水平对环境规制与旅游发展的关系有正向调节作用。

（2） 旅游资源禀赋的调节作用

产业结构调整方向是政府、企业等利益主体多方权衡下的选择结果，资源禀赋是多元主体建构产业选择域、形成地区比较优势的重要影响变量。在普遍认同的资源导向型发展模式下，旅游资源禀赋为环境规制下的地区与社区发展，提供了先验信息与产业筛选信号[20]；一旦受到环境规制的影响，旅游资源禀赋越丰裕的地区，越有可能选择资源导向型发展模式，并逐渐形成资源依赖下的发展路径锁定效应，从而推动了旅游产业发展。

基于以上分析，提出如下假设：

假设H3：旅游资源禀赋对环境规制与旅游发展的关系有正向调节作用。

（3） 旅游依托省区市的影响

由于不同地区的地理区位、资源禀赋、制度安排等存在异质性，故旅游经济的发展程度也呈现出地区差异，部分省区市旅游经济占GDP 的份额相对较高，这些地区成为典型的旅游依托省区市。旅游依托省区市与非旅游依托省区市相比，一般都拥有更为完善的旅游公共服务体系、更有效率的旅游要素整合机制、更加发达的旅游市场培育体系等；显然，面对环境规制的压力，旅游依托省区市将会更加倾向于做大做强旅游产业[21]。此外，在旅游依托省区市，更容易采用旅游企业或者产业层面的自我规制环境行为，这也在一定程度上驱动着地区的旅游发展。

基于以上分析，提出如下假设：

假设H4：旅游依托省区市相比非旅游依托省区市，其环境规制对旅游发展的助推作用更大。

三、变量选择、模型设计与估计方法

1.变量与数据来源

文章就环境规制对旅游发展的影响进行实证检验。根据研究目的，借鉴Fayissa 等[22]的做法，将旅游总收入占GDP 比值（旅游专业化） 的对数值，作为衡量旅游发展的代理变量，记为lnTOURDEV，以此作为被解释变量；其中旅游总收入为各省区市国内旅游收入与入境旅游收入的加总值，入境旅游收入经由每年平均汇率值转换为人民币计量的实际值。

研究的核心解释变量为环境规制，当前学术界主要从环境规制政策、污染物处置、污染物排放等视角构建综合指数来衡量环境规制，文章借鉴Cole&Elliott[23]的研究成果，从工业污染物排放量与工业增加值的比值关系出发，首先构建环境污染(EPit)的合成指数，再将环境污染指数逆向转变取对数后获得各省区市环境规制值，环境污染的表达式如下：

式(1)中，EPl，it为第i 省区市在第t 时期第l 种污染物排放量在全国的相对位置；El，it表示第i 省区市在第t 时期第l 种污染物的排放量强度；E^l，it为第t 时期第l 种污染物的全国排放量强度；Yit为第i 省区市在第t 时期的实际工业增加值；el，it第i 省区市在第t 时期第l 种污染物的排放量，污染物主要考察工业废水排放量、工业SO2排放量和工业烟粉尘排放量。环境污染数值越大，说明地方环境标准越宽松，环境规制值也就越小，反之则环境规制值越大。考虑到待检验假设的符号与下文对数模型的使用，对环境污染指数进行逆向处理，即1/EPi，t，再取其对数值得到环境规制值，作为本研究的核心解释变量，记为lnER，以表征地区环境污染规制的程度。

为考察环境规制对旅游发展的影响，考虑到旅游业的产业特性、数据可获得性以及避免共线性问题等，特对以下影响旅游发展的变量加以控制：

（1） 经济发展水平

经济发展水平提升引致居民可支配收入增长，进而提高居民出游意愿，驱动地区旅游发展；经济发展水平越高的地区，商务旅游发展也越快。故预期经济发展会提升旅游发展程度。以人均GDP 的对数值来表征地区经济发展水平，记为lnAVGDP。

（2） 气候舒适度

气候舒适度对游客目的地选择偏好与目的地旅游季节长短有影响，预期气候舒适度改善会提升地区旅游发展程度。借鉴王松忠等[24]的方法，引入以下计算公式：

式(2)中，t 表示气温(℃)，f 是相对湿度值(%)，v 代表风速(m/s)，取CLIMATE 的对数值以表征各省区市年度平均气候舒适度值，记为lnCLIMATE。lnCLIMATE 为逆向指标，数值越大，说明该地区气候舒适度越低。

（3） 旅游资源禀赋

旅游资源禀赋是形成旅游吸引力、塑造旅游目的地形象的源泉，是驱动地区旅游发展的关键因素。文章参考孙根年、冯茂娥[25]的方法，用各类A 级景区数加权求和的对数值来表征地区旅游资源禀赋，记为lnRESOURCE。其中，5A、4A、3A、2A、A 级景点的权数分别为2.5、1.5、1、0.75、0.25。

（4） 人口规模

人口规模是形成旅游客源、培育旅游消费的基础，可反映出一个地区旅游发展的市场潜力。以各省区市年末人口数的对数来表征人口规模，记为lnPOP。

文章选取2001—2019 年中国30 个省份（西藏和港澳台地区除外） 面板数据。其中，工业污染物排放数据来源于《中国环境统计年鉴》；A 级景区数来源于国家文化和旅游部网站、各省区市文化和旅游局网站以及《中国旅游统计年鉴》；气温、相对湿度、风速数据来源于中国气象科学数据共享网；其他数据来源于2002—2020 年《中国统计年鉴》与各省区市统计年鉴。个别缺失数据用移动平均法补齐；所有涉及的价值型数据都以2001 年为基期，经由各省区市年度CPI 平减为实际值。

2.模型设计与估计方法

文章运用2001—2019 年中国30 个省份的面板数据，实证分析环境规制对旅游发展的影响效应。面板数据拥有时间序列与截面的双重维度，可扩展样本容量，增加数据变异与自由度，在一定程度上可缓解共线性，故能获得更佳的研究结论。依据研究主旨，以旅游发展程度lnTOURDEV 为被解释变量，环境规制lnER 为核心解释变量，建立如下的静态面板对数模型：

式(3)中，lnTOURDEVit表示i 省区市在t 时期的旅游发展程度；lnERit表示i 省区市在t 时期的环境规制程度；CVit表示可能影响旅游发展的控制变量组；ui表示地区固定效应，vt为时期效应，εit表示随机误差项。下文将用混合回归、固定效应、随机效应对公式(3)进行估计。此外，旅游发展的过去值由于惯性可能会对当期值有解释力，故把lnTOURDEVit滞后一期(lnTOURDEVi，t-1)引入到模型中，则形成如下动态面板计量模型：

同时，为实证检验部分控制变量对环境规制与旅游发展关系的影响效应，特将这些控制变量与环境规制(lnERit)的交互项引入到模型中，设定如下模型：

式(5)中，j 为引入交互项的控制变量个数。由于不能排除环境规制与旅游发展之间双向影响滋生的内生性；此外，旅游发展滞后项、部分控制变量与因变量之间也可能由于双向因果而引发内生问题，故采用系统广义矩估计法(sys-GMM)对计量模型(4)、(5)进行估计。Bond[26]认为，在有限样本下，一步法sys-GMM 的估计结果优于两步法sys-GMM，故采用一步法sys-GMM对相关模型进行估计。为判断估计结果的有效性，采用AR(1)、AR(2)检验残差项是否自相关，并通过Sargen 统计量的P 值考察过度识别检验。下文将主要报告一步法sys-GMM的实证结果。

四、实证结果分析

1.环境规制对旅游发展的影响分析

表1 为环境规制对旅游发展的回归结果。模型1、模型2、模型3 分别采用混合回归、随机效应、固定效应对静态面板数据下的公式(3)进行估计的结果，模型4 则为利用系统广义矩估计法(sys-GMM)对公式(4)的回归结果。模型1～4 核心解释变量lnER 的回归系数在1%的置信水平上显著为正，这充分表明，环境规制与旅游发展存在显性正相关关系，在样本时间段（2001—2019 年），环境规制有效地推动了中国旅游发展，故假设H1 得到实证支持。模型5～7 使用sys-GMM估计，考察了中国东、中、西部不同区域下环境规制对旅游发展的影响效应。东、中、西部地区划分情况：北京、天津、上海、江苏、浙江、福建、辽宁、山东、广东和海南隶属于东部地区；中部地区有安徽、河南、湖南、湖北、内蒙古、河北、山西、吉林、黑龙江和江西；其他省份则为西部地区。表1 模型5、模型6、模型7 回归结果显示，无论在哪个区域，环境规制对旅游发展都存在显著的助推作用，这也证实假设H1 在东、中、西部地区都是成立的。比较模型5～7 三个区域核心解释变量lnER 的回归系数大小可知，环境规制对旅游发展的边际影响效应存在区域差异，可能的原因在于，不同地区在旅游服务体系发达程度、创新创业意识与环境、文化与制度等方面存在差异，进而引致环境规制对旅游发展的边际影响也呈现出区域异质性。

表1 环境规制对旅游发展的回归结果

表1 模型4～7 显示，滞后因变量系数lnTOURDEV(t-1)在1%的置信水平上显著为正，说明当期旅游发展对下期旅游发展存在显著解释力，该结果也佐证了前期学者提出的“中国旅游业存在自我驱动发展惯性”的研究结论[27]。从表1 各模型主要控制变量的估计系数看出，在10%的显著性水平上，经济发展、气候舒适度与旅游资源禀赋对旅游发展的影响效应都是显著的，且这三个变量对旅游发展的影响方向与前文预期一致；这也证实，旅游发展程度是地区经济条件、自然气候条件与旅游资源禀赋等多因素协同作用的结果。就人口规模这一控制变量而言，表1 数据显示，人口规模对旅游发展的正向影响效应并不总是显著的，模型7 显示，西部地区的人口规模对旅游发展缺乏明显的解释力，究其原因，可能在于西部地区人口稀少，地域广阔，旅游交通通达性欠佳。

2.相关变量的调节效应

表2 旨在考察环境规制对旅游发展的边际效应是否受其他变量的影响。模型1～2 采用sys-GMM 对公式(5)进行估计，模型1 与模型2 回归结果显示，加入各交互项后，环境规制对旅游发展的助推作用依然正向显著。模型1 加入了环境规制与经济发展水平的交互项，该交互项的回归系数0.066 在5%的置信水平上显著，反映出经济发展水平对环境规制与旅游发展有正向调节效应，这表明，一个经济发展水平越高的地区，其环境规制对旅游发展的助推作用也越大，因此假设H2 得到实证支持。表2 模型2 加入了环境规制与旅游资源禀赋的交互项，结果显示，该交互项通过1%的显著性水平，且系数为正，这充分说明，旅游资源禀赋正向调节环境规制与旅游发展的关系，旅游资源禀赋越丰裕的地区，其旅游发展对环境规制的响应力度越大，故假设H3 也得到实证支持。为验证假设H4，特引入旅游依托省区市TLEAD（虚拟变量） 与环境规制的交互项，首先计算样本时间段所有省份旅游总收入与GDP 商值的平均值，数据显示，该平均值为0.1089，若某省区市旅游总收入与GDP的商值大于0.1089，则该省为旅游依托省区市，TLEAD 赋值为1，否则为非旅游依托省区市，TLEAD 赋值为0。表2 模型3显示，环境规制与旅游依托省区市的交互项系数为正，且在1%的置信水平上依然显著，这表明，旅游依托省区市相比非旅游依托省区市而言，其环境规制对旅游发展的助推作用更大，故假设H4 也通过了实证检验。

表2 交互项对环境规制与旅游发展关系的调节

3.不同规制力度下环境规制对旅游发展的影响

在不同环境规制力度下，环境规制对旅游发展的影响效应不同。对样本时间段（2001—2019 年） 各省份的环境规制lnER 求年度平均值，依据该年度平均值的高低，采用GIS 自然断裂法，将研究的30 个样本省份划分到高环境规制省份、较高环境规制省份、较低环境规制省份、低环境规制省份四大类中，高环境规制省份包含北京、天津、江苏、浙江、上海、山东、广东，较高环境规制省份包含吉林、黑龙江、辽宁、河北、安徽、福建、河南、海南、重庆，内蒙古、江西、湖北、湖南、四川、云南隶属于较低环境规制省份，其他省份为低环境规制省份。表3 显示了不同环境规制分区下环境规制对旅游发展的影响结果，数据显示，4 个模型核心解释变量lnER 的正向系数全部在1%的水平上显著；这表明，无论处在何种环境规制省份类别中，环境规制对旅游发展的助推作用显示出跨类别的稳定性。对4 个模型lnER 回归系数大小对比后发现，随着环境规制力度从小到大，环境规制对旅游发展的助推作用也从弱变强，这也表明，环境规制对旅游发展的影响效应与环境规制力度密切相关。

表3 不同规制力度下环境规制对旅游发展的回归结果

4.进一步的稳健性分析

采用按分时段样本与替换变量两种方法，考察环境规制对旅游发展的助推作用是否具有稳健性。

（1） 分时段样本

将样本划分为2001—2010 年与2011—2019 年两个时段，表4 模型1 与模型2 为两个不同时段下的稳健性检验结果，两个模型核心解释变量lnER 的回归系数，在1%的置信水平上显著为正，表明环境规制对旅游发展的正向影响是稳健成立的，假设H1 并没有出现随时段改变而不成立的情况。比较表4 模型1 与模型2 中lnER 估计系数的大小可知，环境规制对旅游发展的边际影响随时间推进呈现递增趋势，其原因可能包含两方面：其一，随时间推移，人们的环境意识增强，居民主动参与环境行动给污染企业或者行业传导的压力增大，进而使得环境规制对旅游发展的推动效应增强；其二，随时间推进，地区旅游公共服务体系、旅游要素整合机制、旅游市场培育体系等日趋成熟，旅游产业也更能及时有效地对环境规制进行能动响应，进而强化了环境规制对旅游发展的边际影响效应。

表4 环境规制对旅游发展回归结果的稳健性检验

（2） 替换变量

由于对外开放程度与经济发展水平密切相关，同时对外开放对旅游发展也应有一定解释力，因此，在模型3 中，用对外开放程度lnOPEN 来替换变量lnAVGDP，lnOPEN 为进出口商品总额与GDP 商值的对数值，替换控制变量后，模型3 显示，lnER 的系数为0.193，且在1%的置信水平上显著，这充分说明，环境规制已经在助推中国旅游产业发展，该研究结论具有稳健性。

五、研究结论与展望

基于中国2001—2019 年的30 个省份省际面板数据，实证分析了环境规制对旅游发展的影响效应。结论如下：第一，样本时段的环境规制对旅游发展有显著助推效应，东、中、西部地区的助推效应存在区域差异；在分时段样本、不同环境规制区以及改变控制变量等情形下，环境规制对旅游发展的助推作用稳健成立；分时段样本估计结果显示，随时间推进，环境规制对旅游发展的边际影响呈现递增态势。第二，经济发展水平、旅游资源禀赋对环境规制与旅游发展的关系有正向调节作用，旅游依托省区市相比非旅游依托省区市，其环境规制对旅游发展的边际效应有明显提升。环境规制力度从小变大，也将引致环境规制对旅游发展的助推作用从弱变强。第三，当期旅游发展对下期旅游发展具有显著解释力，显示出中国旅游产业发展具有自我驱动惯性。人口规模对旅游产业发展的影响效应因地区而异，经济发展水平与旅游资源禀赋对旅游发展有显著正向影响，气候舒适度提升也会驱动地区旅游发展。

以上研究结论表明，环境规制已经成为中国旅游经济发展的助推器，这为中国旅游产业可持续发展提供了一个新的研究视角，就旅游产业这个特定领域而言，文章也验证了学者们提出的环境规制助推经济发展的结论[28]。从旅游产业发展规律来看，旅游发展与地域环境休戚相关，为此需要警惕环境问题对旅游业可持续发展带来的严峻挑战，谨慎评估各类环境问题对旅游发展带来的潜在影响，积极开展环境规制以优化环境，进而整体提升中国旅游业的环境质量与体验质量。此外，旅游企业应该主动进行自我环境规制，建立环境管理系统[29]，努力开展节能减排行动，以彰显企业社会责任与提升企业绿色竞争力。再者，从产业层面出发，旅游业需要建立最佳环境实践的共享知识平台，积极推动绿色生态的行业认证，建立切实可行的环境管理规划与行动项目，以驱动自我的绿色成长与经济社会的可持续发展。

诚然，文章也存在一定的研究局限，首先，如前文所述，文章是从污染物排放视角建立的环境规制指标，那么，如果选择从规制政策、污染物处置等角度构建新的环境规制指标，上述结论是否依然成立，还有待于实证检验；其次，环境规制工具既包含政府的行政命令（如罚款、排污许可证等），也包括污染税、碳排放交易等市场工具，不同环境规制工具对旅游发展的影响效应有何异同，文章并未就此展开研究。以上研究不足，都有待于进一步深入探讨。