旅游發(fā)展、技術(shù)創(chuàng)新對(duì)經(jīng)濟(jì)增長的影響研究
——基于省級(jí)空間面板數(shù)據(jù)分析

唐夕汐，夏 青，陳 非

（廣東第二師范學(xué)院 管理學(xué)院，廣東 廣州510303）

一、引 言

旅游業(yè)已發(fā)展成為全球經(jīng)濟(jì)中產(chǎn)業(yè)規(guī)模最大、發(fā)展勢(shì)頭最強(qiáng)勁的產(chǎn)業(yè)，其產(chǎn)業(yè)關(guān)聯(lián)帶動(dòng)作用受到全球眾多國家或地區(qū)的高度重視，促使其將旅游業(yè)作為當(dāng)?shù)亟?jīng)濟(jì)的支柱產(chǎn)業(yè)、先導(dǎo)產(chǎn)業(yè)、龍頭產(chǎn)業(yè)，展示出充滿活力的發(fā)展前景。近些年來德國和美國相繼提出“工業(yè)4.0”規(guī)劃和“工業(yè)互聯(lián)網(wǎng)”戰(zhàn)略，黨的十九大進(jìn)一步明確了創(chuàng)新在引領(lǐng)經(jīng)濟(jì)社會(huì)發(fā)展中的戰(zhàn)略地位，以期在新一輪的工業(yè)革命下利用技術(shù)革命和網(wǎng)絡(luò)革命的契機(jī)，促進(jìn)產(chǎn)業(yè)升級(jí)和經(jīng)濟(jì)轉(zhuǎn)型。而現(xiàn)代旅游業(yè)從出現(xiàn)的那一天起就與劃時(shí)代技術(shù)密切相連，甚至可以說是技術(shù)在推動(dòng)旅游業(yè)一次又一次的轉(zhuǎn)型升級(jí)。工業(yè)革命時(shí)期，蒸汽機(jī)技術(shù)推動(dòng)現(xiàn)代意義上旅游業(yè)的出現(xiàn)；二戰(zhàn)后，噴氣式發(fā)動(dòng)機(jī)的出現(xiàn)為洲際旅游提供了可能；電子數(shù)據(jù)交換（EDI）技術(shù)為旅游預(yù)訂系統(tǒng)的出現(xiàn)提供了源動(dòng)力，互聯(lián)網(wǎng)技術(shù)的出現(xiàn)則為全方位旅游信息定制奠定了基礎(chǔ)。因此，旅游業(yè)成為當(dāng)今世界上規(guī)模最大的經(jīng)濟(jì)產(chǎn)業(yè)，技術(shù)創(chuàng)新成為近些年來經(jīng)濟(jì)增長最有沖擊力的變量，如何從技術(shù)創(chuàng)新角度看旅游發(fā)展對(duì)經(jīng)濟(jì)增長的貢獻(xiàn)作用？如何把握好旅游發(fā)展、技術(shù)創(chuàng)新以及兩者的耦合互動(dòng)作用對(duì)經(jīng)濟(jì)增長的影響？如何發(fā)揮兩者的協(xié)同效應(yīng)來促進(jìn)經(jīng)濟(jì)的內(nèi)涵式增長？成為本文亟需回答的關(guān)鍵問題。

本研究擬從理論和實(shí)證兩方面來探究這個(gè)問題：理論方面，在國內(nèi)外相關(guān)研究的基礎(chǔ)上，構(gòu)建了旅游發(fā)展、技術(shù)創(chuàng)新促進(jìn)經(jīng)濟(jì)增長的機(jī)理模型；實(shí)證方面，選擇我國31 個(gè)省份（不含港澳臺(tái)地區(qū)）2008-2018年的面板數(shù)據(jù)來量化旅游發(fā)展、技術(shù)創(chuàng)新以及旅游發(fā)展與技術(shù)創(chuàng)新的融合互動(dòng)對(duì)經(jīng)濟(jì)增長的溢出效應(yīng)大小及方向，并將31 個(gè)省域劃分成東中西部來探究區(qū)域差異帶來的不同作用。本文貢獻(xiàn)主要體現(xiàn)在：①考察旅游發(fā)展、技術(shù)創(chuàng)新與經(jīng)濟(jì)增長三者的作用機(jī)理。彌補(bǔ)旅游發(fā)展、技術(shù)創(chuàng)新與經(jīng)濟(jì)增長相關(guān)研究較少的缺陷。②揭示旅游發(fā)展、技術(shù)創(chuàng)新對(duì)經(jīng)濟(jì)增長的外生性作用?；诼糜问莿?chuàng)新型產(chǎn)業(yè)的發(fā)展現(xiàn)實(shí)以及旅游發(fā)展與技術(shù)創(chuàng)新相關(guān)研究極少進(jìn)入創(chuàng)新研究主流之中的研究現(xiàn)實(shí)，對(duì)于旅游發(fā)展、技術(shù)創(chuàng)新與經(jīng)濟(jì)增長這三者之間長期的動(dòng)態(tài)效應(yīng)進(jìn)行梳理和研究。③旅游發(fā)展與技術(shù)創(chuàng)新并不是獨(dú)立存在的，正視兩者的融合互動(dòng)對(duì)經(jīng)濟(jì)增長的作用價(jià)值并量化其對(duì)經(jīng)濟(jì)增長的貢獻(xiàn)，為旅游發(fā)展與技術(shù)創(chuàng)新融合互動(dòng)提供理論和實(shí)踐借鑒。

二、理論機(jī)理與測(cè)度模型

（一）理論機(jī)理

1.旅游發(fā)展促進(jìn)經(jīng)濟(jì)增長

國外旅游發(fā)展促進(jìn)經(jīng)濟(jì)增長相關(guān)研究始于19世紀(jì)末，興盛于20 世紀(jì)60 年代，最早是由意大利博迪奧從統(tǒng)計(jì)學(xué)角度開創(chuàng)了旅游與經(jīng)濟(jì)相關(guān)研究的先河［1］。從研究內(nèi)容來看，國內(nèi)外主要集中在旅游業(yè)能否促進(jìn)經(jīng)濟(jì)增長的探討上［2］，大致有三種觀點(diǎn)：一是正向促進(jìn)作用，旅游發(fā)展顯著促進(jìn)經(jīng)濟(jì)增長［3-4］；二是負(fù)向抑制作用，認(rèn)為旅游發(fā)展阻礙經(jīng)濟(jì)增長（負(fù)向抑制作用表現(xiàn)為“荷蘭病”效應(yīng)、“資源詛咒”效應(yīng)、“投資擠出”效應(yīng)、“福利漏損”效應(yīng)以及“反向排斥”效應(yīng)等）［5］；三是關(guān)系不顯著，認(rèn)為旅游發(fā)展與經(jīng)濟(jì)增長并不存在顯著相互關(guān)系［6-7］。在這三種不同的觀點(diǎn)中，Shan 等［8］提出的“旅游導(dǎo)向型經(jīng)濟(jì)增長假說”成為主流研究所認(rèn)同的代表性觀點(diǎn)。延伸正向促進(jìn)作用研究的深度就需要回答旅游發(fā)展具體通過什么動(dòng)力機(jī)制來促進(jìn)經(jīng)濟(jì)增長這個(gè)問題。經(jīng)濟(jì)外部性理論認(rèn)為溢出特指經(jīng)濟(jì)活動(dòng)的外部性，新經(jīng)濟(jì)增長理論認(rèn)為溢出效應(yīng)是解釋經(jīng)濟(jì)增長的重要?jiǎng)恿C(jī)制；阿弗里德·馬歇爾在1890 年［9］提出外部性概念后，經(jīng)過一個(gè)多世紀(jì)的研究深化，溢出被賦予了越來越寬泛的含義，其中，關(guān)注旅游的溢出效應(yīng)是對(duì)旅游行為產(chǎn)生的結(jié)果進(jìn)行全面分析的必然要求，再加上由于旅游業(yè)是極具關(guān)聯(lián)帶動(dòng)作用的產(chǎn)業(yè)，旅游溢出效應(yīng)也成為溢出效應(yīng)相關(guān)研究的典型代表。故基于經(jīng)濟(jì)外部性理論、新經(jīng)濟(jì)增長理論、旅游產(chǎn)業(yè)自身特性，認(rèn)為旅游發(fā)展通過溢出效應(yīng)來促進(jìn)經(jīng)濟(jì)增長。李凡等［10］基于可計(jì)算缺口模型計(jì)算分析了珠江三角洲城市之間的旅游業(yè)區(qū)域溢出效應(yīng)；Caglayan等［11］通過計(jì)量分析得出旅游拉動(dòng)經(jīng)濟(jì)增長的溢出效應(yīng)明顯；吳玉鳴［12］使用空間滯后面板數(shù)據(jù)模型，發(fā)現(xiàn)省域旅游經(jīng)濟(jì)存在明顯的空間相關(guān)性和空間依賴性。但是，旅游發(fā)展具體通過什么溢出來促進(jìn)經(jīng)濟(jì)增長？關(guān)于這個(gè)問題現(xiàn)有研究還沒有涉及。考慮增長有追求數(shù)量增長、結(jié)構(gòu)演進(jìn)和實(shí)現(xiàn)“可持續(xù)發(fā)展”等進(jìn)程和步驟，旅游溢出的這種縱向發(fā)展帶動(dòng)效應(yīng)也可以從旅游規(guī)模溢出、旅游結(jié)構(gòu)溢出、旅游質(zhì)量溢出這三個(gè)方面來理解。如何提高旅游發(fā)展帶來的高質(zhì)量溢出，這正是旅游業(yè)轉(zhuǎn)型升級(jí)、跨越式發(fā)展的隱性約束。同時(shí)旅游規(guī)模溢出與旅游結(jié)構(gòu)溢出作為旅游質(zhì)量溢出的基礎(chǔ)都是為了探討旅游溢出效應(yīng)在質(zhì)量與內(nèi)涵方面的聯(lián)系，因此核心影響變量有旅游投資、人力資本、技術(shù)創(chuàng)新等。其中，技術(shù)創(chuàng)新成為經(jīng)濟(jì)新常態(tài)下旅游發(fā)展促進(jìn)經(jīng)濟(jì)增長的重要?jiǎng)恿σ蛩亍?/p>

2.技術(shù)創(chuàng)新促進(jìn)經(jīng)濟(jì)增長

200 多年來的經(jīng)濟(jì)增長研究長河中，大體形成4 個(gè)不同階段的理論，即古典增長理論、新古典增長理論、新增長理論以及新制度學(xué)派理論［13］。不同的經(jīng)濟(jì)發(fā)展階段，經(jīng)濟(jì)增長的驅(qū)動(dòng)因素也不盡相同，換句話說，整個(gè)市場(chǎng)化的活動(dòng)就是一個(gè)不斷重新發(fā)現(xiàn)、不斷修正對(duì)各種生產(chǎn)要素估值的一個(gè)過程。因此，隨著理論的推進(jìn)和市場(chǎng)發(fā)展需要，經(jīng)濟(jì)增長機(jī)制經(jīng)歷了從依靠資本、勞動(dòng)力和自然資源等要素驅(qū)動(dòng)到投資驅(qū)動(dòng)，再到今天創(chuàng)新驅(qū)動(dòng)的發(fā)展過程。熊彼特最先論述了技術(shù)創(chuàng)新促進(jìn)經(jīng)濟(jì)增長的機(jī)理，隨后，學(xué)者們從經(jīng)濟(jì)外部性的角度解釋了技術(shù)創(chuàng)新促進(jìn)經(jīng)濟(jì)增長的理論機(jī)理，Romer、Lucas 將技術(shù)創(chuàng)新與經(jīng)濟(jì)增長的相關(guān)研究帶入了區(qū)域空間領(lǐng)域［14-15］；Arrow［16］通過“干中學(xué)”模型首次從內(nèi)生技術(shù)角度解釋技術(shù)創(chuàng)新對(duì)經(jīng)濟(jì)增長的推動(dòng)作用；Lou等［17］認(rèn)為技術(shù)創(chuàng)新溢出效應(yīng)對(duì)市場(chǎng)價(jià)值有顯著的正向關(guān)系?；谛鼙颂氐膭?chuàng)新擴(kuò)散思想、Arrow 的“干中學(xué)”模型就形成了技術(shù)溢出促進(jìn)經(jīng)濟(jì)增長的理論基礎(chǔ)，認(rèn)為技術(shù)創(chuàng)新溢出效應(yīng)是指技術(shù)創(chuàng)新活動(dòng)主體對(duì)其他經(jīng)濟(jì)活動(dòng)主體提供發(fā)展促進(jìn)性或者形成發(fā)展限制性的經(jīng)濟(jì)外部性作用，產(chǎn)生的溢出效應(yīng)是技術(shù)創(chuàng)新帶動(dòng)作用的一種路徑，該路徑聚焦于技術(shù)創(chuàng)新對(duì)經(jīng)濟(jì)增長帶來的發(fā)展關(guān)聯(lián)作用。國內(nèi)對(duì)技術(shù)創(chuàng)新促進(jìn)經(jīng)濟(jì)增長問題的研究主要集中在研究增長機(jī)理方面［18］。另外，在經(jīng)濟(jì)地理學(xué)中將技術(shù)外部性效應(yīng)作為獨(dú)立要素納入生產(chǎn)函數(shù)，建立了技術(shù)溢出效應(yīng)的內(nèi)生增長模型，而技術(shù)所有者不能阻止他人通過競(jìng)爭(zhēng)、模仿、傳播等方式從自身獲益，這也是技術(shù)溢出存在的原因。故技術(shù)創(chuàng)新具體通過有效促進(jìn)知識(shí)流動(dòng)的技術(shù)競(jìng)爭(zhēng)溢出、技術(shù)模仿溢出、技術(shù)傳播溢出來促進(jìn)經(jīng)濟(jì)增長。

3.旅游發(fā)展、技術(shù)創(chuàng)新促進(jìn)經(jīng)濟(jì)增長

旅游發(fā)展與技術(shù)創(chuàng)新并不是獨(dú)立存在的，兩者融合即將其他行業(yè)或部門之中處于相對(duì)優(yōu)勢(shì)地位的技術(shù)性因素融入旅游產(chǎn)業(yè)的各項(xiàng)活動(dòng)環(huán)節(jié)中［19］，這類技術(shù)性因素包括了以信息技術(shù)為代表的高新技術(shù)和以交通技術(shù)為代表的傳統(tǒng)技術(shù)，也包括了演藝、醫(yī)療、養(yǎng)生、影視等專業(yè)技能。在深化階段，各類產(chǎn)業(yè)技術(shù)和專業(yè)技能的融入，拓展了旅游產(chǎn)業(yè)的關(guān)聯(lián)渠道和發(fā)展空間，因此，在將技術(shù)創(chuàng)新作為核心變量考察旅游發(fā)展對(duì)經(jīng)濟(jì)增長的溢出效應(yīng)同時(shí)還需要考察旅游發(fā)展與技術(shù)創(chuàng)新互動(dòng)融合對(duì)經(jīng)濟(jì)增長的貢獻(xiàn)。故基于經(jīng)濟(jì)外部性理論、新經(jīng)濟(jì)增長理論以及旅游產(chǎn)業(yè)自身特性，認(rèn)為旅游溢出效應(yīng)是旅游發(fā)展促進(jìn)經(jīng)濟(jì)增長的動(dòng)力機(jī)制，具體通過旅游規(guī)模溢出、旅游結(jié)構(gòu)溢出、旅游質(zhì)量溢出來促進(jìn)經(jīng)濟(jì)增長。在熊彼特的創(chuàng)新擴(kuò)散思想、“干中學(xué)”模型、技術(shù)溢出理論的指導(dǎo)下，技術(shù)溢出效應(yīng)是技術(shù)創(chuàng)新促進(jìn)經(jīng)濟(jì)增長的動(dòng)力機(jī)制，具體通過技術(shù)競(jìng)爭(zhēng)溢出、技術(shù)模仿溢出、技術(shù)傳播溢出來促進(jìn)經(jīng)濟(jì)增長。融合發(fā)展理論、聯(lián)結(jié)效應(yīng)理論、溢出效應(yīng)理論認(rèn)為不能忽略旅游發(fā)展與技術(shù)創(chuàng)新的融合關(guān)聯(lián)效應(yīng)對(duì)經(jīng)濟(jì)增長的重要作用，這種交互作用通過耦合互動(dòng)溢出、融合關(guān)聯(lián)溢出來促進(jìn)經(jīng)濟(jì)增長。旅游發(fā)展、技術(shù)創(chuàng)新促進(jìn)經(jīng)濟(jì)增長的機(jī)理模型如圖1所示，旅游發(fā)展通過旅游溢出效應(yīng)促進(jìn)經(jīng)濟(jì)增長，技術(shù)創(chuàng)新通過技術(shù)溢出促進(jìn)經(jīng)濟(jì)增長，旅游發(fā)展與技術(shù)創(chuàng)新的相互作用通過耦合互動(dòng)溢出、融合關(guān)聯(lián)溢出來促進(jìn)經(jīng)濟(jì)增長。

圖1 旅游發(fā)展、技術(shù)創(chuàng)興促進(jìn)經(jīng)濟(jì)增長的機(jī)理模型

（二）測(cè)度模型

1.指標(biāo)選取

研究采用31 個(gè)省份2008-2018 年的面板數(shù)據(jù)，數(shù)據(jù)來源于中國統(tǒng)計(jì)年鑒、各省市統(tǒng)計(jì)公報(bào)。

（1）被解釋變量：經(jīng)濟(jì)增長（eg）。依據(jù)經(jīng)濟(jì)增長有追求量的擴(kuò)展、結(jié)構(gòu)的優(yōu)化、質(zhì)的改善等進(jìn)程和步驟，采用人均GDP來表示地區(qū)經(jīng)濟(jì)發(fā)展水平。具體是基于2000年為基期的GDP平減指數(shù)計(jì)算得到實(shí)際人均GDP。

（2）解釋變量。①旅游發(fā)展（td）。據(jù)經(jīng)濟(jì)增長質(zhì)量理論，旅游發(fā)展效率是旅游業(yè)優(yōu)質(zhì)發(fā)展舉足輕重的指標(biāo)，而旅游業(yè)專業(yè)化程度又是衡量旅游發(fā)展效率的重要指標(biāo)之一。Fayissa 等［20］將旅游專業(yè)化程度視為旅游業(yè)優(yōu)質(zhì)發(fā)展并促進(jìn)經(jīng)濟(jì)優(yōu)質(zhì)增長的指標(biāo)。本研究采用地區(qū)旅游總收入與GDP 之比作為旅游專業(yè)化程度的表征變量來衡量旅游發(fā)展。②技術(shù)創(chuàng)新（ti）。由于技術(shù)創(chuàng)新要素在國內(nèi)外至今都沒有一個(gè)統(tǒng)一、權(quán)威的指標(biāo)認(rèn)證體系，故在中國諸多的統(tǒng)計(jì)數(shù)據(jù)中也沒有足以支持對(duì)技術(shù)創(chuàng)新指標(biāo)的科學(xué)測(cè)度，因此按照通常的做法，用規(guī)模以上工業(yè)企業(yè)研究與試驗(yàn)發(fā)展R&D經(jīng)費(fèi)支出占GDP的比重來表示技術(shù)創(chuàng)新的情況。③旅游發(fā)展與技術(shù)創(chuàng)新的交互項(xiàng)（td×ti）。旅游發(fā)展與技術(shù)創(chuàng)新的交互項(xiàng)主要是用來探究旅游發(fā)展與技術(shù)創(chuàng)新融合關(guān)聯(lián)對(duì)經(jīng)濟(jì)增長的溢出效應(yīng)大小和方向，用旅游發(fā)展與技術(shù)創(chuàng)新的乘積來表示。

（3）控制變量。①資本投入（ci）。用外商直接投資額占地區(qū)GDP之比來衡量；②勞動(dòng)力投入（li），用大學(xué)本科及以上學(xué)歷在勞動(dòng)力中所占比重進(jìn)行衡量；③市場(chǎng)開放程度（mo），用進(jìn)出口貿(mào)易總額占GDP的比重來衡量，其中，進(jìn)出口貿(mào)易總額使用當(dāng)年人民幣兌美元平均匯率換算成人民幣；④政府規(guī)模（gs），用政府財(cái)政支出占GDP 的比重來衡量。

2.空間自相關(guān)分析

空間計(jì)量經(jīng)濟(jì)模型作為計(jì)量經(jīng)濟(jì)學(xué)的一個(gè)分支領(lǐng)域，在量化經(jīng)濟(jì)活動(dòng)主體區(qū)內(nèi)和區(qū)外互動(dòng)關(guān)系方面成為近些年來學(xué)術(shù)界應(yīng)用和推廣的重點(diǎn)，故選擇在溢出效應(yīng)研究領(lǐng)域使用較新穎、較成熟的空間計(jì)量經(jīng)濟(jì)模型來進(jìn)行定量分析。具體步驟是：首先進(jìn)行空間相關(guān)性分析，如果空間相關(guān)性顯著，再進(jìn)行空間計(jì)量分析。

現(xiàn)有研究中用于區(qū)域空間相關(guān)性分析的統(tǒng)計(jì)量主要有Moran's I、LMsar、LMerr、Robust LMsar、Robust LMerr 等指數(shù)，本研究選擇帕克·莫蘭（Moran）在1950年所提出的Moran's I指數(shù)，包括全局空間自相關(guān)的Moran'I 指數(shù)和局域空間自相關(guān)的Moran'I指數(shù)。相關(guān)性的評(píng)價(jià)標(biāo)準(zhǔn)為：Moran's I取值范圍為［-1，1］，0 為正負(fù)相關(guān)的界限，正數(shù)表示空間正相關(guān)，越接近1 空間相關(guān)性越明顯；負(fù)數(shù)表示空間負(fù)相關(guān)，越接近-1 空間差異越大，等于0 空間呈隨機(jī)性，不存在空間相關(guān)關(guān)系。

全局空間自相關(guān)是通過比較鄰近區(qū)域變量屬性值的相似程度來衡量整個(gè)受測(cè)區(qū)域的空間關(guān)聯(lián)程度。計(jì)算公式為：

其中，n 為樣本量（空間位置、地區(qū)總和）；x 為檢驗(yàn)變量；xˉ為檢驗(yàn)變量的均值；xi、xj為空間位置i和j的檢驗(yàn)變量；wij為空間權(quán)重矩陣。地理鄰接權(quán)重矩陣是以Rook 相鄰為準(zhǔn)的，也就是說只要有相同邊界就可以認(rèn)為區(qū)域是相鄰的，當(dāng)區(qū)域i 和區(qū)域j 相鄰時(shí)，wij=1；當(dāng)區(qū)域i和區(qū)域j不相鄰時(shí)，wij=0。

局域空間自相關(guān)分析作為全局空間自相關(guān)分析的有效補(bǔ)充，重要性體現(xiàn)在：一是可以在全局空間自相關(guān)分析結(jié)果的基礎(chǔ)上，通過局域空間自相關(guān)分析尋找出可能被忽略的相關(guān)關(guān)系；二是進(jìn)一步挖掘局部之間是否存在異質(zhì)性的區(qū)域；三是相似或相異聚集現(xiàn)象位置的確定。其公式為：

（5）式中參數(shù)含義同（3）式。

3.空間計(jì)量模型

空間計(jì)量經(jīng)濟(jì)方法與一般經(jīng)濟(jì)計(jì)量方法最大的區(qū)別就是考慮了區(qū)域間的相互影響，并把這種相互影響和相互制約的關(guān)系考慮進(jìn)定量計(jì)算的模型分析中。

（6）式就是空間杜賓模型，簡(jiǎn)稱SDM 模型。y 為被解釋變量，表示的是各省區(qū)市的經(jīng)濟(jì)增長；x為解釋變量，表示旅游發(fā)展、技術(shù)創(chuàng)新、旅游發(fā)展與技術(shù)創(chuàng)新的交互項(xiàng)為代表的核心解釋變量以及資本投入、勞動(dòng)力投入、市場(chǎng)因素、政府因素為代表的控制變量；W為權(quán)重矩陣；Wx為解釋變量的空間滯后項(xiàng)，Wy為空間滯后因變量y作為面板模型的被解釋變量，是一個(gè)n×1的列向量；ρ、γ為空間回歸系數(shù)；β為外生變量x回歸系數(shù)參數(shù)向量；α為常數(shù)項(xiàng)；μ為隨機(jī)誤差向量。具體來說，本研究構(gòu)建的空間面板杜賓模型如下：

其中，i=1，2，…，31；t=2008，2009，2010，…，2018；ρ為空間滯后系數(shù)；W為空間權(quán)重矩陣；β、γ為對(duì)應(yīng)的待估系數(shù)，uit為隨機(jī)誤差項(xiàng)。

三、實(shí)證結(jié)果與討論

（一）空間相關(guān)性分析

空間相關(guān)性是檢驗(yàn)區(qū)域之間彼此能不能保證獨(dú)立的問題以及回答是否有溢出現(xiàn)象的重要一環(huán)?；谀m指數(shù)（Moran'I），以經(jīng)濟(jì)增長（eg）、旅游發(fā)展（td）、技術(shù)創(chuàng)新（ti）為變量，選擇K-Nearest Neighbors 為空間權(quán)重矩陣（設(shè)定Number of neighbors is 4）來考察三個(gè)變量的空間特性。

從表1 中可知，2008-2018 年經(jīng)濟(jì)增長空間自相關(guān)值全部為正，均通過了顯著性檢驗(yàn)，證明經(jīng)濟(jì)增長的空間相關(guān)性較強(qiáng)；旅游發(fā)展空間自相關(guān)值2008-2018年也全部為正且通過了顯著性檢驗(yàn)，呈現(xiàn)出在波動(dòng)中下降的趨勢(shì)；技術(shù)創(chuàng)新空間自相關(guān)值從2008年的0.661 4到2018年的0.881 2，區(qū)域間的關(guān)聯(lián)性異常顯著?？傊?，eg、td、ti 均存在正向顯著的空間自相關(guān)，說明空間分布并不是獨(dú)立的狀態(tài)，表現(xiàn)出顯著的空間依賴性。

表1 經(jīng)濟(jì)增長、旅游發(fā)展、技術(shù)創(chuàng)新全局Moran'I（2008-2018年）

為進(jìn)一步了解eg、td、ti的空間分布情況以及是否有相似或相異聚集現(xiàn)象，通過Moran散點(diǎn)圖的計(jì)量對(duì)局域空間相關(guān)性進(jìn)行分析。結(jié)果表明，整個(gè)考察期（2008-2018 年）eg、td、ti 的局域相關(guān)性具有較強(qiáng)的穩(wěn)定性，主要分布在高值集聚的熱點(diǎn)區(qū)和低值集聚的塌陷區(qū)，其中塌陷區(qū)數(shù)量最多。總之，通過全局、局域空間相關(guān)性分析，得到31個(gè)省份空間依賴性明顯、空間特征活躍，因此需要進(jìn)行空間計(jì)量分析來量化這種溢出效應(yīng)。

（二）溢出效應(yīng)測(cè)度

為了保障研究的科學(xué)性，在進(jìn)行空間計(jì)量分析的同時(shí)，也使用傳統(tǒng)的計(jì)量面板模型進(jìn)行分析。傳統(tǒng)計(jì)量面板模型分析進(jìn)行了F、LM、豪斯曼三種檢驗(yàn)；空間杜賓模型分析進(jìn)行了Wald、LR、Hausman三種檢驗(yàn)（1），兩種模型對(duì)比結(jié)果見表2 所列。結(jié)果表明，當(dāng)同時(shí)存在空間差異性與空間相關(guān)性時(shí)，傳統(tǒng)的計(jì)量面板模型會(huì)因?yàn)闊o法區(qū)分空間差異性與空間相關(guān)性而產(chǎn)生估計(jì)偏差，計(jì)量結(jié)果也與考慮了空間效應(yīng)的空間面板模型有所出入。參考Elhorst［21］的相關(guān)研究，對(duì)各個(gè)變量的溢出效應(yīng)進(jìn)行直接、間接和總效應(yīng)的分解。采用的方法是空間回歸模型偏微分法對(duì)公式（7）進(jìn)行移向、求逆及偏微分運(yùn)算，直接效應(yīng)意味著對(duì)本地經(jīng)濟(jì)增長帶來出乎意料的發(fā)展關(guān)聯(lián)作用，間接效應(yīng)意味著對(duì)周邊其他地區(qū)經(jīng)濟(jì)增長帶來出乎意料的發(fā)展關(guān)聯(lián)作用，總效應(yīng)=直接效應(yīng)+間接效應(yīng)。

表2 兩種模型對(duì)比結(jié)果

直接效應(yīng)、間接效應(yīng)和總效應(yīng)的分解結(jié)果見表3所列。從分解表可以看出，變量系數(shù)均通過了不同程度的顯著性水平檢驗(yàn)。從旅游發(fā)展、技術(shù)創(chuàng)新直接、間接和總效應(yīng)可以看出，省域經(jīng)濟(jì)增長不僅直接受到本地區(qū)旅游發(fā)展、技術(shù)創(chuàng)新的影響，同時(shí)還會(huì)受到鄰近地區(qū)的“跨界”影響，鄰近地區(qū)旅游發(fā)展、技術(shù)創(chuàng)新會(huì)通過空間傳導(dǎo)機(jī)制作用于本地區(qū)經(jīng)濟(jì)增長，起著發(fā)展帶動(dòng)的相關(guān)作用，從而促進(jìn)經(jīng)濟(jì)增長?？傊瑥姆纸饨Y(jié)果可以得到以下幾條溢出路徑：

（1）技術(shù)創(chuàng)新總溢出效應(yīng)為2.426 263，意味著技術(shù)創(chuàng)新每增加1個(gè)百分比，將帶動(dòng)經(jīng)濟(jì)增長2.426 263個(gè)百分比，帶動(dòng)系數(shù)為2.426 263，在所有的變量中效應(yīng)最強(qiáng)。其對(duì)本地經(jīng)濟(jì)增長的帶動(dòng)系數(shù)為2.048 476，對(duì)周邊其他地區(qū)經(jīng)濟(jì)增長的帶動(dòng)系數(shù)為1.558 170，對(duì)整體經(jīng)濟(jì)增長具有放大作用。說明技術(shù)創(chuàng)新作為近些年來經(jīng)濟(jì)增長中最有沖擊力的變量，其溢出效應(yīng)對(duì)經(jīng)濟(jì)增長的關(guān)聯(lián)帶動(dòng)作用顯著，這也在一定程度上驗(yàn)證了熊彼特創(chuàng)新擴(kuò)散思想、“干中學(xué)”模型、技術(shù)溢出理論在我國省域的適用性。

（2）旅游發(fā)展總溢出效應(yīng)為0.935 746，表明技術(shù)創(chuàng)新每增加1個(gè)百分比，將帶動(dòng)經(jīng)濟(jì)增長0.935 746個(gè)百分比，帶動(dòng)系數(shù)為0.935 746，對(duì)本地經(jīng)濟(jì)增長的帶動(dòng)系數(shù)為0.572 265，對(duì)周邊其他地區(qū)經(jīng)濟(jì)增長的帶動(dòng)系數(shù)為0.046 559，直接、間接、總效應(yīng)值都為正，說明溢出效應(yīng)顯著。但是溢出系數(shù)值都在1以下，說明每單位旅游發(fā)展對(duì)周圍其他地區(qū)以及本地經(jīng)濟(jì)增長的關(guān)聯(lián)帶動(dòng)作用只具有部分共享性。

（3）旅游發(fā)展與技術(shù)創(chuàng)新的交互項(xiàng)總溢出效應(yīng)為-0.945 129，對(duì)本地經(jīng)濟(jì)增長的帶動(dòng)系數(shù)為-0.516 216，對(duì)周邊其他地區(qū)經(jīng)濟(jì)增長的帶動(dòng)系數(shù)為-1.212 200，這表明旅游發(fā)展與技術(shù)創(chuàng)新的融合關(guān)聯(lián)與經(jīng)濟(jì)增長負(fù)相關(guān)，其帶來的溢出效應(yīng)對(duì)經(jīng)濟(jì)增長具有消極的抑制作用。旅游發(fā)展與技術(shù)創(chuàng)新的融合關(guān)聯(lián)在理論和實(shí)踐中出現(xiàn)反差，在理論研究中被忽略的旅游發(fā)展和技術(shù)創(chuàng)新對(duì)經(jīng)濟(jì)增長能產(chǎn)生關(guān)聯(lián)效應(yīng)，在實(shí)際中則負(fù)面作用顯著，阻礙了經(jīng)濟(jì)的優(yōu)質(zhì)增長。這也警示在推進(jìn)旅游發(fā)展與技術(shù)創(chuàng)新融合的過程中，不僅僅關(guān)注旅游發(fā)展、技術(shù)創(chuàng)新自身的優(yōu)質(zhì)發(fā)展，而且要不斷總結(jié)區(qū)域旅游發(fā)展與技術(shù)創(chuàng)新的結(jié)合方式與路徑，重視兩者互動(dòng)融合對(duì)經(jīng)濟(jì)增長的貢獻(xiàn)。

表3 溢出效應(yīng)分解

lndirect間接效應(yīng)Total總效應(yīng)lnli mo gs td ti td×ti ci lnli mo gs-0.684 278***-0.106 110**-0.250 868*0.618 824*3.606 603***-1.728 416**0.081 891**0.504 424***0.242 758**0.035 175**-0.377 187-0.034 982 0.248 165 1.014 058 15.188 496***5.751 642-0.019 433 0.325 426 0.191 419***1.551 635***-0.212 659-0.688 084 2.180 232***-0.545 114-4.535 165 2.671 948-1.028 963***1.271 620***-0.096 653 2.684 819***-0.383 902***-0.040 477 0.260 208 2.613 836 0.903 911***-5.347 583-0.018 495 0.311 051 0.181 417 1.585 207***續(xù)表3項(xiàng)目 變量Coefficient 31省份 東部 中部 西部

（三）區(qū)域差異分析

將31個(gè)省份按照東（11）、中（8）、西部（12）（2）三大區(qū)域來解析旅游發(fā)展、技術(shù)創(chuàng)新促進(jìn)經(jīng)濟(jì)增長溢出效應(yīng)的區(qū)域差異特性。首先進(jìn)行Wald spatial lag、LR spatial lag、Wald spatial error、LR spatial error、Hausman test-statistic 四種檢驗(yàn)，隨后采用空間回歸偏微分法對(duì)各個(gè)變量的溢出效應(yīng)進(jìn)行直接、間接、總效應(yīng)這三種效應(yīng)的分解，結(jié)果見表3所列。

（1）東部地區(qū)旅游發(fā)展、技術(shù)創(chuàng)新、旅游發(fā)展與技術(shù)創(chuàng)新的交互項(xiàng)對(duì)經(jīng)濟(jì)增長的總系數(shù)分別為1.014 058、15.188 496、5.751 642，三者的溢出效應(yīng)都比較顯著，尤其是技術(shù)創(chuàng)新以及旅游發(fā)展與技術(shù)創(chuàng)新的交互項(xiàng)有較強(qiáng)的關(guān)聯(lián)帶動(dòng)作用。三個(gè)核心變量對(duì)本地經(jīng)濟(jì)增長的產(chǎn)出系數(shù)分別為0.102 057、9.621 135、6.475 122，對(duì)周邊其他地區(qū)的產(chǎn)出系數(shù)為0.912 002、5.567 361、-0.723 480，其中旅游發(fā)展與技術(shù)創(chuàng)新的交互項(xiàng)對(duì)周邊其他地區(qū)的經(jīng)濟(jì)增長帶來了消極的負(fù)面影響。故從縱向比較來看，東部地區(qū)經(jīng)濟(jì)增長是典型的技術(shù)創(chuàng)新導(dǎo)向型模式。

（2）中部地區(qū)旅游發(fā)展、技術(shù)創(chuàng)新、旅游發(fā)展與技術(shù)創(chuàng)新的交互項(xiàng)對(duì)經(jīng)濟(jì)增長的總系數(shù)分別為-0.545 114、-4.535 165、2.671 948，旅游發(fā)展和技術(shù)創(chuàng)新都帶來了負(fù)溢出效應(yīng)，說明中部地區(qū)旅游發(fā)展與技術(shù)創(chuàng)新本身還處在比較封閉的低水平自我發(fā)展階段，而知識(shí)、技術(shù)是可以通過學(xué)習(xí)、模仿、復(fù)制等方式在經(jīng)濟(jì)活動(dòng)主體間、區(qū)域間傳遞的，中部地區(qū)需要通過完善旅游發(fā)展與技術(shù)創(chuàng)新的溢出機(jī)制來加強(qiáng)溢出對(duì)經(jīng)濟(jì)的貢獻(xiàn)作用。因此從三個(gè)指標(biāo)的縱向?qū)Ρ葋砜?，中部地區(qū)經(jīng)濟(jì)增長屬于旅游、技術(shù)交互融合型發(fā)展模式。

（3）西部地區(qū)旅游發(fā)展、技術(shù)創(chuàng)新、旅游發(fā)展與技術(shù)創(chuàng)新的交互項(xiàng)對(duì)經(jīng)濟(jì)增長的總系數(shù)分別為2.613 836、0.903 911、-5.347 583，旅游發(fā)展與技術(shù)創(chuàng)新的交互項(xiàng)帶來了負(fù)溢出效應(yīng)，從縱向?qū)Ρ葋砜?，西部地區(qū)經(jīng)濟(jì)增長屬于旅游發(fā)展導(dǎo)向型發(fā)展模式。另外，西部地區(qū)旅游發(fā)展、技術(shù)創(chuàng)新、旅游發(fā)展與技術(shù)創(chuàng)新的交互項(xiàng)的間接溢出效應(yīng)分別為-0.036 602、-0.746 569、-5.551 302，說明西部地區(qū)對(duì)周邊其他地區(qū)的空間溢出效應(yīng)并沒有有效發(fā)揮出來，反而對(duì)其他地區(qū)經(jīng)濟(jì)增長有抑制作用，這與西部地區(qū)的經(jīng)濟(jì)發(fā)展基礎(chǔ)、市場(chǎng)關(guān)聯(lián)程度、創(chuàng)新存量和創(chuàng)新潛力有關(guān)。

通過東中西部旅游發(fā)展、技術(shù)創(chuàng)新、旅游發(fā)展與技術(shù)創(chuàng)新的交互項(xiàng)對(duì)經(jīng)濟(jì)增長貢獻(xiàn)的對(duì)比分析，有利于制定針對(duì)性的政策建議來促進(jìn)經(jīng)濟(jì)優(yōu)質(zhì)增長和區(qū)域一體化發(fā)展。從東中西部對(duì)比結(jié)果來看，東部地區(qū)旅游發(fā)展、技術(shù)創(chuàng)新、旅游發(fā)展與技術(shù)創(chuàng)新的交互項(xiàng)的經(jīng)濟(jì)效應(yīng)較為突出，中西部地區(qū)在追趕東部地區(qū)、實(shí)現(xiàn)經(jīng)濟(jì)騰飛的過程中，需要認(rèn)識(shí)到創(chuàng)新是可以作為彎道超車的重要變量。因此，政府部門以及社會(huì)力量要重視旅游發(fā)展過程中技術(shù)創(chuàng)新的作用和價(jià)值，從而對(duì)中西部重點(diǎn)省巿或地區(qū)進(jìn)行重點(diǎn)投入。

四、結(jié)束語

本研究借助Stata、ArcGIS、OpenGeoDa等軟件，利用空間相關(guān)性分析、空間計(jì)量模型、多元回歸等方法，選擇31 個(gè)省份2008-2018 年的數(shù)據(jù)，量化旅游發(fā)展、技術(shù)創(chuàng)新、旅游發(fā)展與技術(shù)創(chuàng)新的交互項(xiàng)對(duì)經(jīng)濟(jì)增長的貢獻(xiàn)作用。

從總體溢出路徑來看：①技術(shù)創(chuàng)新溢出促進(jìn)經(jīng)濟(jì)增長的效應(yīng)具有放大作用。技術(shù)創(chuàng)新總溢出效應(yīng)明顯，對(duì)本地經(jīng)濟(jì)增長、周邊其他地區(qū)經(jīng)濟(jì)增長的帶動(dòng)作用均較為顯著。②旅游發(fā)展溢出促進(jìn)經(jīng)濟(jì)增長的效應(yīng)具有部分共享性。旅游發(fā)展直接、間接、總效應(yīng)值都為正，說明溢出效應(yīng)顯著，但是溢出系數(shù)值都在1以下，說明每單位旅游發(fā)展對(duì)周圍其他地區(qū)以及本地經(jīng)濟(jì)增長的關(guān)聯(lián)帶動(dòng)作用都是小于1 個(gè)單位。③旅游發(fā)展與技術(shù)創(chuàng)新的交互項(xiàng)溢出效應(yīng)成為增長障礙。旅游發(fā)展與技術(shù)創(chuàng)新的融合關(guān)聯(lián)與經(jīng)濟(jì)增長負(fù)相關(guān)，其帶來的溢出效應(yīng)對(duì)經(jīng)濟(jì)增長具有消極的抑制作用。

從區(qū)域溢出模式來看：①東部地區(qū)經(jīng)濟(jì)增長是技術(shù)創(chuàng)新導(dǎo)向型；②中部地區(qū)經(jīng)濟(jì)增長是旅游、技術(shù)交互融合型，其需要通過完善旅游發(fā)展與技術(shù)創(chuàng)新的溢出機(jī)制來加強(qiáng)溢出對(duì)經(jīng)濟(jì)的貢獻(xiàn)作用；③西部地區(qū)經(jīng)濟(jì)增長是旅游發(fā)展導(dǎo)向型。

總之，從理論上來看旅游發(fā)展通過旅游溢出效應(yīng)促進(jìn)經(jīng)濟(jì)增長，技術(shù)創(chuàng)新通過技術(shù)溢出促進(jìn)經(jīng)濟(jì)增長，旅游發(fā)展和技術(shù)創(chuàng)新的相互作用通過耦合互動(dòng)溢出、融合關(guān)聯(lián)溢出來促進(jìn)經(jīng)濟(jì)增長。而通過實(shí)證檢驗(yàn)發(fā)現(xiàn)，對(duì)旅游發(fā)展與技術(shù)創(chuàng)新的融合關(guān)聯(lián)方式、途徑進(jìn)行不斷探索，是提高旅游發(fā)展和技術(shù)創(chuàng)新融合深度與廣度、實(shí)現(xiàn)旅游發(fā)展和技術(shù)創(chuàng)新協(xié)同發(fā)展的重要途徑，從而能夠有效促進(jìn)經(jīng)濟(jì)優(yōu)質(zhì)發(fā)展。

注 釋：

（1）Wald 檢驗(yàn)在空間計(jì)量模型選擇中較為常用，具體來說是先對(duì)無約束模型進(jìn)行分析，從而得到相應(yīng)的估計(jì)值，把估計(jì)值套入約束條件中進(jìn)行檢驗(yàn)；LR 檢驗(yàn)即似然比檢驗(yàn)，檢驗(yàn)的實(shí)質(zhì)是分別計(jì)算約束和無約束條件下的參數(shù)估計(jì)值，再對(duì)兩種結(jié)果進(jìn)行比較分析，看對(duì)數(shù)似然函數(shù)是否足夠接近；Hausman檢驗(yàn)是在Wald、LR檢驗(yàn)如果結(jié)果為顯著之后進(jìn)行的一種檢驗(yàn)，主要作用在進(jìn)行溢出效應(yīng)測(cè)度時(shí)判斷出適用固定效應(yīng)的空間杜賓模型還是隨機(jī)效應(yīng)的空間杜賓模型。

（2）東部地區(qū)包括北京、天津、河北、遼寧、上海、江蘇、浙江、福建、山東、廣東、海南11 個(gè)省份；中部地區(qū)包括山西、吉林、黑龍江、安徽、江西、河南、湖北、湖南8個(gè)省份；西部地區(qū)包括內(nèi)蒙古、廣西、重慶、四川、貴州、云南、西藏、陜西、甘肅、青海、寧夏、新疆12個(gè)省份。