文化和旅游產業融合發展對城鄉收入差距的影響
——基于省域面板數據的實證分析

馬宏宇，李 一

（寧波大學 中法聯合學院，浙江 寧波 315000）

一、研究背景及問題的提出

黨的二十大報告指出，要“著力推進城鄉融合和區域協調發展”，2023 年中央“一號文件”明確提出“推動鄉村產業高質量發展”?！肮餐辉Ｊ巧鐣髁x的本質要求”，截至2035 年，實現“全體人民共同富裕取得更為明顯的實質性進展”遠景目標，關鍵在于促進農民持續增收，逐步縮小城鄉收入差距。

2022 年，我國城鄉居民人均可支配收入比降至2.45，但相對貧困人口主要集中在農村地區，城鄉發展不平衡、鄉村發展不充分問題仍然突出。與城鎮相比，農村邊遠貧困地區存在自然條件惡劣、人口惡性負載以及勞動生產率水平不高等問題，成為制約區域經濟發展的重要瓶頸。由于受到資源、環境雙重約束，傳統城鎮工業化發展路徑在就業彈性和優化產業結構等方面不可持續，加劇了“農村生產效率低、城鎮生產成本高”的城鄉二元社會經濟結構強度。

經濟下行時期，文化和旅游業持續增長，截至2019 年末，全年國內旅游人數60.06 億人次，同比增長8.4%；入境旅游人數達1.45 億人次，增長2.9%；出境旅游人數1.55 億人次，增長3.3%?！敖枇ξ穆卯a業，促進共同富?！?，文化與旅游產業融合發展契合國家發展戰略，是農民增收致富、城鄉融合發展的新渠道；然而，文化和旅游產業融合發展是否產生城鄉收入差距縮減效果，以及怎樣實現尚無定論。探索文旅產業融合促進城鄉統籌發展路徑，引導具備條件的農村走“文化旅游”導向的新型城鎮化道路，對解決城鄉發展不平衡問題，實現全體人民的共同富裕有重要意義。

自2018 年文化和旅游部組建以來，文化與旅游產業耦合問題引起學術界廣泛關注。研究最初聚焦于對文旅融合基本問題的探討，包括文化和旅游的關系思辨[1]、文旅融合發展水平測度[2]、文旅融合基本模式、具體文化活動對旅游業發展的影響[3]等，逐漸認識到文旅融合對經濟社會發展的影響。在文化和旅游關系認識方面，主要存在靈魂載體說、身份認同說[4]。在文旅融合的動力機制研究中，消費需求、行政管制、基礎設施、人力資源、技術創新、對外開放水平是關注焦點[5]。在探究文旅融合的效應時，學者注重從多維度研究文化旅游的互動關系在經濟發展和產業轉型方面的影響或實證檢驗文旅產業融合與區域經濟增長的關系。

針對旅游業與城鄉收入差距的關系存在三種不同觀點[6]：一是減緩說。認為旅游業對窮人的影響源于創造就業機會[7]、發揮女性角色作用等；二是加劇說。分別從受益群體[8]、土地資源利用[9]的視角討論旅游效益和福利之間的聯系，發現旅游發展對低收入農業家庭的影響較??；三是旅游對城鄉收入差距的影響具有區域異質性[10]，呈現出非線性特征。趙磊和張晨（2018）[11]認為跨越門檻值后，旅游業發展存在加劇農村貧困強度的潛在傾向，但需要進一步驗證。

縱觀已有文獻，旅游與城鄉收入差距的關系和路徑研究一直是學術界的焦點，文化和旅游產業融合的理論探討也日趨成熟，但文旅產業融合對經濟社會發展的影響未被充分認識，特別是縮減城鄉收入差距的機理缺乏驗證。研究尺度和案例選擇上，現有關于產業融合和收入不平等的研究聚焦于特定區域的微觀樣本或國家宏觀層面，缺少系統性的中觀層次模型。工具應用上，文旅融合研究多構建描述性的概念模型，難以提供基于理論邏輯又可通過實證檢驗的因果命題?；谏鲜龇治?，本文利用2008—2021 年中國省級層面經驗數據，構建中介效應模型，以拓展文化和旅游產業融合縮減城鄉收入差距的路徑研究，進一步引入面板分位數回歸模型以揭示文化和旅游產業融合對城鄉收入差距的非線性影響，以期在縮小城鄉居民收入差距、促進城鄉融合發展方面提供有益參考。

二、理論基礎與研究假設

20 世紀70 年代，產業邊界由生產相近替代品的公司確定，融合主要發生在信息技術領域。文旅融合作為一種產業融合發展模式，符合產業融合發展規律。通過打破城鄉二元結構，優化貧困邊遠地區的要素資源配置，使之與農村資源、生態、文化優勢結合，提升產業附加值[12]；形成新產業改善農民收入結構，彌合城鄉收入差距。由此提出：

假設1：文化和旅游產業融合有利于城鄉收入差距的縮減。

從空間分布上看，城鄉收入差距較大地區集中在欠發達地區[13]，呈現出由東向西階梯式遞增趨勢。在城鄉收入差距較高時，文化產業變現能力強、附加值高，而旅游產業投資少、就業門檻低，被認為是經濟增長、貧困緩解工具。隨著城鄉收入差距下降，貧困集中在長期患病、殘疾以及其他喪失勞動能力的“無業可扶、無力脫貧”群體[14]，且東部地區文化旅游業進入“大資本”時代，不斷推高專業化水平，阻礙弱勢群體就業，使文旅融合對城鄉收入差距的平抑作用消失。由此提出：

假設2：文化和旅游產業融合對城鄉居民收入差距的影響呈現出非線性驅動特征。

（一）區域經濟增長路徑

農村地區基礎設施建設落后，公共交通系統便利性較低，導致人力資源弱勢、剩余勞動力難轉和現代經濟體系脆弱，使勞動力收入水平遠低于全國均值。公共品供給的空間溢出性受制于財政分權制度形成的地方保護主義思潮[15]，因而區域內經濟增長成為打破地理區隔、改變人為設定分割市場和強化區域間要素流動的前提。

驅動經濟增長的核心機制是釋放需求和強化供給，特別是在人口規模較高的地區[16]。隨著旅游供需兩側結構性失衡日益嚴重，農村成為旅游流轉移的空間載體。文旅融合通過品牌賦能、文化活化[25]等方式實現資源整合，推動需求端的消費升級，催生經濟轉型新的增長極，拓展滿足人民美好生活需要的實踐路徑[17]。由此提出：

假設3：文化和旅游產業融合的城鄉收入差距平抑效應存在區域經濟增長傳導路徑。

（二）市場化發展路徑

通過引導生產要素在城鎮地區集聚，文旅融合打破傳統城市化進程中要素市場分割、產業相互獨立的狀態，是市場化改革的驅動力。城鄉要素雙向流動加快，提高市場的生產要素配置效率；產品創新擴大消費需求，緩解傳統經濟發展依賴政府投資拉動的結構性問題[18]。城鄉勞動力市場的統一有利于反映真實的供需關系，增加農村居民收入[19]。土地資源市場化利用迫使產業向相對貧困地區轉移，優化農村勞動力結構。由此提出：

假設4：文化和旅游產業融合的城鄉收入差距平抑效應存在市場化改革傳導路徑。

（三）人力資本投資路徑

鄉村振興的關鍵是人力資本投資。產業融合機制一方面通過產業、就業結構非農化和生活方式現代化，提升農村產業鏈帶動全民參與[20]，提高農民專業素養，推進農村人力資本結構合理化，促使農村地區的高水平人力資本存量增加；另一方面通過吸引社會青年下鄉返鄉創業，緩解農村空心化問題，構建“能力-權利-動力”三層機制[21]。

此外，農業部門剩余勞動力進入規模經濟和集聚效應顯著的文化和旅游部門，減輕農村經濟發展的結構性負擔[22]。政府推進文旅融合公共服務體系建設，確保低收入群體的子女獲得良好的認知能力，實現人力資本提升的均等化，阻斷人力資本不平衡狀況的代際傳遞[23]。由此提出：

假設5：文化和旅游產業融合的城鄉收入差距平抑效應存在人力資本投資傳導路徑。

三、文旅融合發展水平測度

（一）文旅融合發展指數測度方法

常用的文旅融合水平測度方法是耦合協調度模型，劉安樂等（2020）[24]、董文靜等（2022）[25]利用熵值法獲取文化和旅游產業評價指標的權重。隨著產業融合深入推進，文化和旅游在系統要素層面緊密關聯、相互滲透，使邊界趨向模糊，實現“1+1＞2”的集聚效果。

本文沿用石燕和詹國輝（2021）[26]依靠主因子分析法構建高質量發展指數的思路對文旅融合水平進行測度，基于“文旅產業”新業態，該方法通過提煉變量群中具有代表性影響的共性因子并向主因子分配權重，避免對單一指標的依賴性。結合產業融合發展特點，從財政投入、文化和旅游產業投入和產出三個角度選取人均文化和旅游事業費等21個指標構成文旅融合發展的評估體系（見表1）。

表1 文化和旅游業融合的指標框架

（二）數據說明與處理

文旅融合發展指數測算的核心基于《關于促進全域旅游發展的指導意見》，描述“文旅產業”特征。由于文化產業類指標的統計口徑在2007 年后發生變化，考慮到數據的可得性，故本文以2008—2021年作為研究時段。對于部分缺失值，本文采用線性插值法予以補齊。

主成分分析的前提是原始變量間存在相關性，需要先對樣本使用KMO 檢驗和Bartlett's 球狀檢驗。結果顯示，KMO 統計值為0.880＞0.8，可認為選取的樣本適合因子分析。Bartlett's 球狀檢驗的Sig.值為0.000＜0.01，在1%的顯著性水平下拒絕“相關系數矩陣是一個單位陣”的假設。

再對樣本使用主成分分析，計算主成分方差貢獻率、累計貢獻率及特征根（見表2）。

表2 貢獻率和特征根的結果表

主成分的特征根和方差貢獻率均由小到大排列，結果顯示，僅前4 項主成分特征根大于1，且前4 項主成分的累計貢獻率為81.89%，即解釋原始變量中81.89%的信息，足以替換此前選擇的21 項指標來評價文旅融合發展水平。

在獲得旋轉后的因子載荷矩陣后計算主成分得分（見表3）。

表3 因子得分系數矩陣

綜上所述，文化和旅游產業融合發展水平的綜合性指數為：

四、研究設計

（一）模型設定

首先，為實證檢驗文旅融合與城鄉收入差距的關系，本文借鑒農村貧困減緩影響因素研究，構建如下基準計量模型：

其中，i和t分別表示地區和年份，GAP表示城鄉居民收入比（農村居民=1），CON表示文旅融合發展指數，Controls表示一組影響城鄉收入差距的控制變量集，包括政府規制（GOV）、產業結構（STRUCTURE）、貿易開放度（OPEN）和工業化水平（INDUSTRY），ε表示隨機誤差項。

其次，本文采用中介效應模型逐步回歸法檢驗，構建模型（2）判斷文旅融合的城鄉差距平抑效應的中介路徑是否顯著：

再次，構建模型（3）判斷通過中介變量，文旅融合對城鄉收入差距縮減的直接效應：

其中，Mediator代表中介變量，包括經濟增長（PGDP）、市場化指數（MARKET）和人力資本（HUM）；μ和σ是隨機誤差項。鑒于時間維度T與省份個體數n相近，本文采用修正序列自相關和異方差問題后的FGLS估計。

最后，考慮到文化和旅游產業系統耦合度與城鄉收入分配情況可能存在非線性關聯，本文在模型（1）的基礎上建立分位數回歸模型QR，以揭示不同城鄉居民收入比例條件下文旅產業融合發展對于城鄉居民收入差距的邊際效益：

其中，Z代表解釋變量集，包括核心解釋變量CON和控制變量Controls；QGAPit（τ/Z）代表在Z給定時GAP的τ條件分位數；ρ（τ）代表分位數回歸系數，經由求解以下目標函數得到：

其中，參考常用的0.1、0.25、0.5、0.75 和0.9 分位點報告分位數回歸結果，ω則代表不同分位數相應的權重。

（二）變量選取

1.被解釋變量。衡量收入差距常用的基尼系數存在如下問題：一是考慮到城鄉收入差距難以剝離，基尼系數將總人口按收入比重劃分成不同階層，不適用于收入高重疊的人群組；二是我國的基尼系數未經國家統計局公布，存在因計算方法選擇造成的結果誤差。選取城鄉居民收入差距指數（GAP），即城鎮居民人均可支配收入與農村居民人均純收入比，其越大表明城鄉居民收入差距越大。

2.核心解釋變量。本文構建綜合評價指標體系反映文化和旅游產業融合的復雜特征，采用因子分析法計算得到文旅融合發展指數（CON）。

3.中介變量。包括用于論證文旅融合影響機制的三個變量：一是經濟增長（PGDP），本文使用實際人均GDP 衡量，即按基期平減計算的地區生產總值與其范圍內的年末常住人口的比值；二是市場化水平（MARKET），本文選用政府與市場關系等指標構建樊綱指數；三是人力資本（HUM），以地區人均受教育年限來衡量。

4.控制變量。選取可能影響城鄉居民收入差距的4 個解釋變量加以控制：政府規制（GOV），選取地方財政一般預算支出占GDP 比重衡量；產業結構（STRUCTURE），使用第三產業產值占GDP 的比重衡量；貿易開放度（OPEN），以省區市進出口總額占地區生產總值的比重表示；工業化水平（INDUSTRY），利用工業增加值占GDP 的比重反映。

（三）數據來源

按照全面性和可比性原則，本文以2008—2021年中國除港澳臺地區外的31 ?。ㄗ灾螀^、直轄市）數據作為研究樣本。其中，城鄉居民收入比（農村居民=1）等的原始數據源于《中國統計年鑒》；計算文旅融合發展指數的21 項指標原始數據源于《中國旅游統計年鑒》《中國文化文物統計年鑒》以及《中國文化文物和旅游統計年鑒》；個別數據補充自各?。ㄗ灾螀^、直轄市）統計公報和國家統計局。在聚類分析前，為消除因二級指標異質性產生的難以測度的偏差，本文采用標準化法對數據進行無量綱化處理。

五、實證結果分析

（一）面板FGLS 估計

本文計算得到面板FGLS 估計的回歸結果（見表4），方差膨脹因子（VIF）的均值為2.34，表明模型不存在嚴重的多重共線性問題。其中模型（1）是基準回歸結果，模型（2）～模型（7）是影響機制回歸結果。Modified Wald、Wooldridge 檢驗統計值顯著，表明基準和中介效應模型均存在組間異方差和組內自相關問題。在主效應檢驗方面，文化和旅游產業融合對城鄉居民收入比率的回歸系數在0.01 的顯著性水平下為-0.27，表明文旅融合存在對城鄉收入差距的縮減效應。

表4 面板FGLS 方法的回歸結果

此外，財政支出、貿易開放度與城鄉居民收入比顯著負相關，表明政府規制和貿易開放可能有利于縮減城鄉差距。工業化率與城鄉居民收入比顯著正相關，表明工業化原本縮減城鄉差距的路徑可能受阻，導致農村貧困加??；產業結構與城鄉居民收入比的線性關系不穩健，可能存在復雜的作用機制。

在區域經濟增長路徑的中介效應檢驗方面，模型（1）～模型（3）中文旅融合水平的回歸系數均顯著，且模型（3）中的經濟增長的回歸系數顯著，證實經濟增長存在中介作用。文旅融合與經濟增長顯著正相關，再將經濟增長加入基準模型后，文旅融合發展水平的回歸系數絕對值減小18.5%，說明文旅融合過程帶動區域經濟增長，存在城鄉居民收入差距平抑效應。

在市場化發展路徑的中介效應檢驗方面，模型（4）和模型（5）中文旅融合發展水平的回歸系數均顯著，且模型（5）中的市場化水平的回歸系數顯著。文旅融合發展對市場化水平的正溢出效應顯著，再將市場化水平加入基準模型后，文旅融合發展水平的回歸系數絕對值從0.27 減小至0.24，說明市場環境優化在文旅融合發展縮減城鄉居民收入差距過程中存在部分中介效應，約占總效應的11.1%。

在人力資本投資路徑的中介效應檢驗方面，由模型（6）可知，文旅融合發展與人力資本積累顯著正相關。模型（7）中文旅融合發展仍與城鄉居民收入顯著正相關，但其回歸系數絕對值與基準模型相比降低，證明人力資本提升在文旅融合發展的城鄉差距平抑中起到部分中介作用，約占總效應的14.8%。

（二）面板分位數回歸

伴隨我國經濟轉向中高速增長新常態，區域收入差距呈現出收斂走勢?；趯Τ青l收入差距階段性特征是否影響文旅融合平抑效應的進一步探究，本文采用分位數回歸法估計基準模型，選取90%、75%、50%、25%和10%五個常用分位點。為控制個體異質性，緩解遺漏變量導致的內生性問題，本文采用自助法（Bootstrap）重復抽樣500 次，選擇公路旅客周轉量等作為工具變量，得到馬爾科夫鏈蒙特卡洛法（MCMC）估計結果（見表5）。

表5 面板分位數估計的回歸結果

在突破中位數前，文旅融合發展對城鄉居民收入差距的影響為負，但絕對值逐漸減小。此后，文旅融合的影響顯著為正且絕對值逐漸增大。文化和旅游在一定階段改善貧富分化情況，但從長期來看，旅游產業的高級化可能不利于當地貧富差距的縮減。

（三）穩健性檢驗

考慮到模型可能存在的準確性、有效性問題，本文使用以下兩種方法進行穩健性檢驗。

一是改變樣本容量。為防止數據中極端異常值干擾回歸結果，本文對原始數據作縮尾處理，保留1%～99%范圍內觀測數據對模型（1）～模型（7）重新估計（見表6）。文旅融合的回歸系數顯著性并未改變，經濟增長、市場化水平以及人力資本的中介效應檢驗結果和初始結果一致。

表6 穩健性檢驗回歸結果一

二是重新計算核心解釋變量。根據主因子分析法構建文旅融合發展指數時，存在指標權重的不同計算方法。本文采用因子得分系數矩陣作為賦予權重的基礎，得到新的文旅融合發展指數替換核心解釋變量，回歸結果如表7 所示。結果發現，數值有細微差異，但不足以實質性改變文旅融合的基準和中介檢驗結果，論證研究結論的穩健性。

表7 穩健性檢驗回歸結果二

六、結論與建議

（一）研究結論

作為產業賦能鄉村振興的重點領域，文旅融合在促進鄉村振興戰略落實方面發揮著關鍵作用。主要結論如下：

一是主效應檢驗表明，文化和旅游產業融合和城鄉居民收入差距存在負相關關系，即隨著地區文旅融合發展水平的提高，城鄉居民收入差距顯著地縮減。

二是在城鄉居民收入比率的分位數降低的過程中，文旅融合對城鄉居民收入差距的影響由負轉正，表明文化和旅游產業融合對收入不平等的緩和呈現出顯著邊際遞減的非線性特征，從長期來看，旅游產業的高級化可能惡化當地的貧富差距狀況。

三是文旅融合的影響存在顯著的中介效應，區域經濟增長、市場化發展和人力資本投資是文旅融合的城鄉收入差距平抑效應產生的傳導路徑，在短期內對縮小城鄉收入差距發揮積極作用。此外，政府規制和貿易開放是促進城鄉收入差距縮減的有利因素，工業化率可能抑制城鄉收入差距的減緩。

（二）政策建議

結合上述結論，文旅融合對城鄉收入不平等的平抑作用在時空分布中存在差異，且受到區域經濟發展水平等因素影響。主要政策建議如下：

一是考慮到縮減城鄉差距的目標，在制定推動文旅融合的政策時，應該區別對待不同地區，推動鄉村旅游差異化發展。在經濟基礎薄弱的中西部地區，城鄉收入差距較大，加快開發利用文化和旅游資源，帶動農村地區經濟增長；在經濟發展水平較高的東部地區，應該關注文化旅游市場資本增密對低端勞動力的影響，避免旅游經濟過度增長帶來的資源虛耗。

二是堅持市場化改革，糾正要素資源配置的城鎮偏向，逐步消除城鄉經濟二元結構。政府通過厘清土地集體所有的概念，加速農村土地確權登記，健全市場準入、產權保護等要素市場制度設計。通過城鎮戶籍制度改革和市民化成本分擔等手段促進城鄉人才雙向流動，破除阻礙人才下鄉返鄉就業的制度藩籬，發揮文化和旅游產業推動農民增收的作用。在城市化進程中，持續推動各領域全方位提高對外開放水平，確保城鄉勞動力均衡地從對外貿易中獲得發展機遇。

三是依托文化和旅游新業態，加大對農民的人力資本投資，扶持農村勞動力就地轉移就業創業。健全財政支持長效管理體系，為地區政府在城鄉統籌背景下規范教育經費投入提供數據支撐。針對下鄉返鄉勞動力開展鄉村旅游服務技能培訓，加快高校共建并優化文化旅游高等教育空間布局，著重培養既適應當地旅游高級化發展需要，又愿意在農村地區定居的文化旅游業尖端人才。依托文化旅游資源，推動研學旅游與學校課程結合，豐富職業教育類型，提高城鄉居民非農就業質量。