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    長(zhǎng)三角城市群旅游經(jīng)濟(jì)空間溢出效應(yīng)分析
    ——基于空間杜賓面板模型實(shí)證研究

    2022-03-25 07:42:52陳凱旋崔大樹
    關(guān)鍵詞:杜賓城市群長(zhǎng)三角

    陳凱旋,崔大樹

    (浙江財(cái)經(jīng)大學(xué) 經(jīng)濟(jì)學(xué)院,浙江 杭州 310018)

    在現(xiàn)有城市群中,長(zhǎng)三角城市群是整體開放程度最高、經(jīng)濟(jì)水平最活躍、創(chuàng)新能力最強(qiáng)的區(qū)域之一[1]。旅游發(fā)展在長(zhǎng)三角城市群經(jīng)濟(jì)建設(shè)中作用日趨顯著。從旅游收入看,2019 年長(zhǎng)三角城市群國(guó)內(nèi)旅游收入達(dá)到37 709 億元,同步增長(zhǎng)10.28%,占比國(guó)內(nèi)旅游收入為65%以上[2]??梢?,長(zhǎng)三角城市群旅游發(fā)展勢(shì)頭迅猛,在全國(guó)旅游發(fā)展中占主導(dǎo)地位。就長(zhǎng)三角城市群而言,由于存在資源分布、經(jīng)濟(jì)條件、政府干預(yù)和對(duì)外聯(lián)系等各方面差異,造成各個(gè)城市間旅游經(jīng)濟(jì)發(fā)展呈現(xiàn)空間分異態(tài)勢(shì)。相應(yīng)地,旅游經(jīng)濟(jì)的空間分異現(xiàn)象造成旅游要素在各個(gè)城市間出現(xiàn)集聚與擴(kuò)散效應(yīng),進(jìn)而產(chǎn)生空間溢出的現(xiàn)象。結(jié)合現(xiàn)有的文獻(xiàn),有關(guān)旅游經(jīng)濟(jì)的研究主要集中在:旅游產(chǎn)業(yè)的經(jīng)濟(jì)效應(yīng)、旅游經(jīng)濟(jì)的影響因素和旅游經(jīng)濟(jì)的空間關(guān)聯(lián)的揭示。張清正[3]分別從理論和實(shí)證兩個(gè)方面闡述了江西省旅游產(chǎn)業(yè)對(duì)經(jīng)濟(jì)發(fā)展的影響,具體細(xì)化到旅游業(yè)對(duì)就業(yè)、創(chuàng)匯等影響路徑分析。布乃鵬[4]則是利用模糊集定性比較的方法,分析了山東省17 城市旅游經(jīng)濟(jì)的影響因素,證實(shí)影響旅游經(jīng)濟(jì)的路徑是多種組合的路徑。王冠孝[5]則對(duì)資源型地區(qū)的旅游經(jīng)濟(jì)的驅(qū)動(dòng)機(jī)制分析,發(fā)展需求因素的拉動(dòng)機(jī)制和支持因素的保障機(jī)制共同導(dǎo)致資源性地區(qū)旅游業(yè)增強(qiáng)趨勢(shì)。最后由于空間經(jīng)濟(jì)學(xué)的前沿發(fā)展,近期較為流行從空間角度揭示旅游要素在區(qū)域間作用強(qiáng)度。唐夕汐[6]則借鑒空間計(jì)量模型分析云南省旅游經(jīng)濟(jì)的空間特征并且對(duì)溢出效應(yīng)進(jìn)行量化評(píng)價(jià),發(fā)現(xiàn)云南省各州市間溢出效應(yīng)沒有完全發(fā)揮出來。劉聰[7]對(duì)中國(guó)各省市的旅游專業(yè)化和經(jīng)濟(jì)發(fā)展空間溢出進(jìn)行實(shí)證分析,結(jié)果表明旅游專業(yè)化水平對(duì)經(jīng)濟(jì)發(fā)展起到阻礙作用,出現(xiàn)經(jīng)濟(jì)增長(zhǎng)的負(fù)向空間溢出效應(yīng)。綜上所述,在考慮旅游經(jīng)濟(jì)的空間關(guān)聯(lián)性、空間溢出效應(yīng)是旅游發(fā)展的新趨勢(shì),本文試圖從空間分異的角度來探究長(zhǎng)三角各城市的旅游經(jīng)濟(jì)的空間關(guān)聯(lián)屬性,識(shí)別不同要素間對(duì)長(zhǎng)三角城市群旅游經(jīng)濟(jì)的影響,科學(xué)地探究長(zhǎng)三角城市群空間關(guān)聯(lián)屬性及其影響因素的空間溢出效應(yīng),切實(shí)有力地為旅游經(jīng)濟(jì)增效提質(zhì)的轉(zhuǎn)型提供理論借鑒和參考。

    一、理論分析與指標(biāo)選擇

    學(xué)者們?cè)谘芯柯糜谓?jīng)濟(jì)增長(zhǎng)問題中,已經(jīng)意識(shí)到旅游經(jīng)濟(jì)是由多元要素共同促進(jìn)發(fā)展,并且存在空間關(guān)聯(lián)屬性和空間溢出效應(yīng)。通過梳理文獻(xiàn)[8-10],參考前人的旅游經(jīng)濟(jì)的研究成果,分別從經(jīng)濟(jì)發(fā)展水平、旅游資源稟賦、對(duì)外開放程度、政府干預(yù)等四個(gè)維度來對(duì)長(zhǎng)三角旅游經(jīng)濟(jì)開展研究。

    (一)溢出效應(yīng)分析

    地理學(xué)第一定律認(rèn)為:萬物皆相關(guān),空間距離越近,相關(guān)程度越高。旅游經(jīng)濟(jì)的空間屬性也是不可忽視的。從空間關(guān)聯(lián)的視角上看,某一地區(qū)的旅游要素必定首先流向周邊的相近地區(qū),其次向中等距離的地區(qū)擴(kuò)散,最后擴(kuò)散至遠(yuǎn)距離區(qū)域。在旅游要素由近到遠(yuǎn)擴(kuò)散過程中,地區(qū)間空間相關(guān)性不斷減弱,地區(qū)旅游要素間出現(xiàn)不平衡分布特征。因此,旅游經(jīng)濟(jì)空間分異就會(huì)各地區(qū)出現(xiàn),導(dǎo)致高集聚旅游要素地區(qū)向低集聚旅游要素地區(qū)出現(xiàn)空間溢出效應(yīng)?;谝陨戏治觯疚倪x擇旅游總收入(lntlv)來衡量地區(qū)的旅游發(fā)展水平,運(yùn)用空間計(jì)量模型來測(cè)度不同地區(qū)間的旅游經(jīng)濟(jì)的溢出效應(yīng)。

    (二)經(jīng)濟(jì)發(fā)展水平

    共生理論認(rèn)為事物間在存在競(jìng)爭(zhēng)關(guān)系的同時(shí),還存在相互促進(jìn)、相互依存的共生關(guān)系[11]。借助共生理論思想,地區(qū)經(jīng)濟(jì)發(fā)展與旅游業(yè)存在共生關(guān)系。一方面,經(jīng)濟(jì)發(fā)展水平高的地區(qū)擁有較大的消費(fèi)空間,進(jìn)而產(chǎn)生更多的旅游需求,刺激旅游規(guī)模的擴(kuò)大。另一方面,旅游業(yè)是上下關(guān)聯(lián)性較強(qiáng)的產(chǎn)業(yè),能有效地促進(jìn)要素在不同產(chǎn)業(yè)間流動(dòng),是助推經(jīng)濟(jì)發(fā)展新動(dòng)力。因此,在識(shí)別影響旅游經(jīng)濟(jì)的因素時(shí),地區(qū)經(jīng)濟(jì)發(fā)展水平是不可或缺。故在上述分析基礎(chǔ)上,選擇地區(qū)GDP總量(lngdp)來衡量經(jīng)濟(jì)發(fā)展水平。

    (三)旅游資源稟賦

    旅游資源是一個(gè)地區(qū)旅游發(fā)展的核心要素,是開展旅游投資的前提。依據(jù)比較優(yōu)勢(shì)理論思想[12],地區(qū)間的旅游資源稟賦的差異是造成旅游經(jīng)濟(jì)分異的重要原因。擁有較多旅游資源的地區(qū)可以加大投資開發(fā)旅游景區(qū)的建設(shè),吸引游客到訪,進(jìn)而促使旅游經(jīng)濟(jì)出現(xiàn)集聚現(xiàn)象。相應(yīng)地,旅游資源匱乏地區(qū),發(fā)展旅游經(jīng)濟(jì)較為吃力,資源投入產(chǎn)出效率低,進(jìn)而出現(xiàn)旅游貧地的現(xiàn)象。故旅游資源稟賦對(duì)旅游經(jīng)濟(jì)發(fā)展具有重要影響。因此,參照李瑩英[13]做法選取長(zhǎng)三角各城市的5A景區(qū)和4A景區(qū)的數(shù)量,分別賦予5和2.5的權(quán)重進(jìn)行加總求和來表征旅游資源稟賦(lnzy)。

    (四)對(duì)外開放程度

    旅游業(yè)發(fā)展不僅取決于區(qū)域內(nèi)某旅游市場(chǎng)的需求,而且還與對(duì)外聯(lián)系程度相關(guān)。借助推拉理論的思想,我們可以將對(duì)外開放程度和旅游發(fā)展進(jìn)行關(guān)聯(lián)分析。推拉理論認(rèn)為某個(gè)因素的發(fā)展可以歸結(jié)為推力和拉力的相互作用。一方面,對(duì)外開放程度提高,可以打響旅游知名度,形成品牌效應(yīng),吸引外資的投入和增加入境旅游人數(shù),利于旅游市場(chǎng)規(guī)模的擴(kuò)大。這是促進(jìn)旅游發(fā)展的推力。另一方面,對(duì)外開放程度提高,會(huì)促使人員向國(guó)外旅游目的地流動(dòng),進(jìn)而會(huì)縮小本地區(qū)的旅游市場(chǎng),抑制旅游經(jīng)濟(jì)的發(fā)展。這是旅游發(fā)展主要阻力。因此,在研究旅游經(jīng)濟(jì)的影響因素不能忽視對(duì)外開放程度,本文借鑒王坤[14]用實(shí)際利用外商直接投資額來表征對(duì)外開放程度(lnfdi)。

    (五)政府干預(yù)

    旅游業(yè)部分產(chǎn)品具有公共產(chǎn)品屬性,最為顯著的是公共服務(wù)體系的保障。依據(jù)公共產(chǎn)品理論[15],非競(jìng)爭(zhēng)性和非排他性的旅游產(chǎn)品不能單獨(dú)靠市場(chǎng)機(jī)制來解決,需要政府的財(cái)政支出來實(shí)現(xiàn)公共產(chǎn)品的有效性。此外,旅游文化的塑造和城市形象的推廣都需要政府財(cái)政來支撐。政府也具有征收稅收、管制保障和規(guī)劃建設(shè)的權(quán)利,干預(yù)市場(chǎng)失靈的職能,為公共物品保障提供了可能性。因而,需要考慮政府干預(yù)對(duì)旅游經(jīng)濟(jì)的影響,本文采用政府財(cái)政支出指標(biāo)來表征政府干預(yù)(lnczh)。

    二、研究方法與數(shù)據(jù)來源

    (一)探索性空間數(shù)據(jù)分析

    探索性空間數(shù)據(jù)分析(又稱ESDA)主要包括全局空間自相關(guān)和局部空間自相關(guān),可以揭示長(zhǎng)三角城市群旅游經(jīng)濟(jì)的空間依賴性和空間分異特征。其中,全局空間自相關(guān)常用全局莫蘭指數(shù)(Global Moran,s I)來衡量,其能分析整個(gè)研究區(qū)域的某個(gè)觀測(cè)變量的空間關(guān)聯(lián)屬性。公式如下:

    式1 中Moran,sI指數(shù)是全局自相關(guān)系數(shù),取值范圍在[-1,1]之間,其中Moran,sI指數(shù)越靠近1說明長(zhǎng)三角城市群旅游經(jīng)濟(jì)空間正相關(guān)性越強(qiáng),反之靠近-1 說明空間負(fù)相關(guān)性強(qiáng)。則是i 城市和j 城市間旅游總收入的觀測(cè)值,則是x 的均值和方差,n 是樣本數(shù)量。則是基于鄰接矩陣構(gòu)建的空間權(quán)重矩陣。

    局部空間自相關(guān)采用局部莫蘭指數(shù)(Local Moran,s I)來衡量,用于辨別局部地區(qū)的空間關(guān)聯(lián)屬性,具體可以分為高-高、低-低、低-高和高-低四種空間集聚類型。公式如下:

    (二)空間杜賓模型

    常見普通面板模型是不考慮空間異質(zhì)性因素,在估計(jì)空間溢出效應(yīng)是會(huì)出現(xiàn)偏誤的,空間杜賓模型則是同時(shí)考慮了含有因變量和自變量的空間依賴性,能全面地揭示旅游經(jīng)濟(jì)發(fā)展中各個(gè)影響因素空間關(guān)系。故本文選取空間杜賓模型來研究長(zhǎng)三角城市群旅游經(jīng)濟(jì)的空間溢出效應(yīng)。具體公式如下:

    (三)數(shù)據(jù)來源

    故本文選取上海直轄市、江蘇13 地級(jí)市、浙江11 地級(jí)市和安徽16 地級(jí)市總計(jì)41 個(gè)城市作為研究區(qū)域。樣本時(shí)間從2011 年到2018 年,樣本數(shù)據(jù)來源為2012—2019 年的《上海統(tǒng)計(jì)年鑒》《江蘇省統(tǒng)計(jì)年鑒》《浙江統(tǒng)計(jì)年鑒》和《安徽統(tǒng)計(jì)年鑒》以及各個(gè)地級(jí)市的統(tǒng)計(jì)年鑒和統(tǒng)計(jì)公報(bào),其中旅游景區(qū)數(shù)據(jù)則是來自三省一市的文化旅游廳和網(wǎng)絡(luò)檢索獲取。

    三、實(shí)證結(jié)果分析

    (一)全局空間相關(guān)性檢驗(yàn)

    在基于空間鄰接矩陣基礎(chǔ)上,利用Stata 軟件進(jìn)行長(zhǎng)三角城市群旅游經(jīng)濟(jì)全局莫蘭指數(shù)的測(cè)算,具有結(jié)果見表1。2011 年到2018 年間全局莫蘭指數(shù)在0.365-0.402 之間,并且都通過了在1%水平上的顯著性檢驗(yàn),即長(zhǎng)三角城市群旅游經(jīng)濟(jì)的空間依賴性和空間集聚特征得到證實(shí)。從年際波動(dòng)上看,指數(shù)呈現(xiàn)倒N 型變化特征,2011年到2014 年指數(shù)呈現(xiàn)下降的態(tài)勢(shì),2015—2016年指數(shù)呈現(xiàn)上升的趨勢(shì),且在2016 年達(dá)到最高值0.402,2017 年以后指數(shù)有開始出現(xiàn)下降的趨勢(shì)。從這波動(dòng)特征中反映了長(zhǎng)三角地區(qū)不同城市間旅游關(guān)聯(lián)性不是穩(wěn)定不變的。

    表1 長(zhǎng)三角城市群旅游經(jīng)濟(jì)全局莫蘭指數(shù)

    (二)局部空間相關(guān)性檢驗(yàn)

    全局空間相關(guān)性檢驗(yàn)只能識(shí)別全局空間依賴性特征,局部空間相關(guān)性則著重判斷局部地區(qū)的空間關(guān)聯(lián)屬性,為探究局部地區(qū)間的空間分異特征提供了量化支持。依據(jù)Stata 軟件生成Moran,s I 散點(diǎn)圖,以此來識(shí)別長(zhǎng)三角41 城市間不同空間關(guān)聯(lián)屬性,具體見圖1、圖2。散點(diǎn)圖的第一、二、三和四象限分別對(duì)應(yīng)高-高類型、低-高類型、低-低類型和高-低類型。結(jié)合表2 分析,長(zhǎng)三角城市群局部關(guān)聯(lián)性是以高-高集聚和低-低集聚為主。高-高集聚則是旅游經(jīng)濟(jì)發(fā)達(dá)城市集聚,代表性城市是上海、蘇州、無錫、杭州等。低-低集聚則是旅游經(jīng)濟(jì)發(fā)展較為欠缺的城市集聚,例如江蘇的連云港、宿遷、淮安和安徽的蕪湖、淮南、淮北等城市。其他集聚類型包括高-低集聚主要代表城市是南京,反映的發(fā)達(dá)的旅游城市被欠發(fā)達(dá)的旅游城市包圍。低-高集聚則是以宣城為典型,反映的是欠發(fā)達(dá)的旅游城市被發(fā)達(dá)旅游城市包圍。綜上所述,長(zhǎng)三角城市群旅游經(jīng)濟(jì)空間分異特征較為明顯,高高集聚的城市主要分布在上海、蘇南和浙北地區(qū),低低集聚主要存在蘇北和皖北地區(qū)。其他集聚類型則主要分布在浙北和南京與安徽交界處。

    圖2 2018 年長(zhǎng)三角城市群旅游經(jīng)濟(jì)散點(diǎn)圖

    圖1 2011 年長(zhǎng)三角城市群旅游經(jīng)濟(jì)散點(diǎn)圖

    (三)空間杜賓模型計(jì)量結(jié)果分析

    全局空間和局部空間相關(guān)性檢驗(yàn),證實(shí)了長(zhǎng)三角城市群旅游經(jīng)濟(jì)存在空間依賴性和空間分異特征,而空間計(jì)量模型能識(shí)別空間溢出效應(yīng)關(guān)系。上文從理論上分析空間杜賓模型優(yōu)于空間滯后模型和空間誤差模型,而從統(tǒng)計(jì)角度說,利用Wald 檢驗(yàn)和LR 檢驗(yàn)的方法可以對(duì)空間模型的判斷,具體見表3。Wald 檢驗(yàn)和LR 檢驗(yàn)的原假設(shè)是空間杜賓模型能退化為空間滯后模型和空間誤差和模型,統(tǒng)計(jì)結(jié)果則至少在5%的顯著性水平上拒絕了原假設(shè)。因此選擇空間杜賓模型更優(yōu)。

    表3 空間模型選擇設(shè)定檢驗(yàn)

    本文為了體現(xiàn)穩(wěn)健性和突顯對(duì)比性,分別做了普通面板模型、空間滯后模型、空間誤差模型和空間杜賓模型,且經(jīng)過豪斯曼檢驗(yàn)都顯示選擇固定效應(yīng),具體結(jié)果見表4。

    表4 長(zhǎng)三角城市群旅游經(jīng)濟(jì)空間杜賓模型回歸結(jié)果

    從空間溢出系數(shù)上看,無論是空間滯后模型還是空間杜賓模型,二者估計(jì)出的空間溢出系數(shù)都在1%水平上顯著。以空間杜賓模型來開展分析,其空間溢出系數(shù)是0.470,其大小體現(xiàn)了空間溢出的強(qiáng)度,并且驗(yàn)證了長(zhǎng)三角城市群旅游經(jīng)濟(jì)存在顯著的正的空間溢出效應(yīng)。具體而言,長(zhǎng)三角內(nèi)部某個(gè)鄰近城市的旅游經(jīng)濟(jì)每提高1%,將會(huì)促使自身城市的旅游經(jīng)濟(jì)增加0.470%,可見跨區(qū)域間旅游經(jīng)濟(jì)的空間拉動(dòng)作用十分明顯。故長(zhǎng)三角內(nèi)部城市應(yīng)該借助旅游經(jīng)濟(jì)的空間溢出效應(yīng),加強(qiáng)旅游要素跨城市間流動(dòng),建立多地區(qū)旅游發(fā)展合作交流機(jī)制,互利共贏地收獲旅游發(fā)展帶來的紅利。

    續(xù)表4

    從各影響因素上看,普通面板模型中經(jīng)濟(jì)發(fā)展水平、旅游資源稟賦、對(duì)外開放程度、政府干預(yù)各因素都是顯著促進(jìn)城市旅游經(jīng)濟(jì)的增長(zhǎng),其中政府干預(yù)對(duì)旅游經(jīng)濟(jì)發(fā)展影響最大。其次,經(jīng)濟(jì)發(fā)展水平、旅游資源稟賦對(duì)旅游經(jīng)濟(jì)的彈性系數(shù)處在中等。最后,對(duì)外開放雖然也促進(jìn)旅游發(fā)展,但是相比其他因素,它們的彈性系數(shù)較小。在對(duì)比空間面板模型,可以顯著地發(fā)現(xiàn)忽視空間效應(yīng)的普通固定面板估計(jì)系數(shù)都出現(xiàn)偏大結(jié)果。具體分析,經(jīng)濟(jì)發(fā)展水平、旅游資源稟賦、對(duì)外開放程度和政府干預(yù)的普通固定面板系數(shù)都是大于空間面板所估計(jì)的系數(shù)。這說明如果忽視空間因素,普通面板回歸模型將會(huì)高估這些因素的影響。

    在空間杜賓模型中,各影響因素強(qiáng)度和作用路徑存在顯著的差異。從空間溢出角度看,經(jīng)濟(jì)發(fā)展水平(W*lngdp)、對(duì)外開放(W*lnfdi)兩個(gè)因素都對(duì)長(zhǎng)三角城市群旅游經(jīng)濟(jì)均有正向的空間溢出效應(yīng)。以經(jīng)濟(jì)發(fā)展水平為例,其在空間杜賓模型中經(jīng)濟(jì)發(fā)展水平的空間滯后項(xiàng)均是正值,并且通過了5%水平下的顯著性檢驗(yàn)。這表明鄰近地區(qū)的經(jīng)濟(jì)水平提高會(huì)導(dǎo)致本地區(qū)旅游經(jīng)濟(jì)增長(zhǎng)。與經(jīng)濟(jì)發(fā)展水平一致,對(duì)外開放水平同樣會(huì)帶動(dòng)鄰近地區(qū)城市旅游經(jīng)濟(jì)發(fā)展。反之,旅游資源稟賦(W*Lnzy)則對(duì)長(zhǎng)三角城市群旅游經(jīng)濟(jì)均有負(fù)向的空間溢出效應(yīng)。從旅游資源稟賦角度來說,鄰近地區(qū)的旅游資源豐富,會(huì)對(duì)本地區(qū)旅游業(yè)產(chǎn)生“虹吸效應(yīng)”,促使外地游客和本地游客向旅游資源豐富的鄰近地區(qū)轉(zhuǎn)移,縮小本地旅游市場(chǎng)規(guī)模。政府干預(yù)(W*Lnczh)的系數(shù)也是負(fù)數(shù),但是沒有通過顯著性檢驗(yàn),說明鄰近地區(qū)的政府干預(yù)對(duì)本地區(qū)的旅游經(jīng)濟(jì)發(fā)展影響相關(guān)性較弱。

    (四)空間效應(yīng)偏微分分解

    空間杜賓模型中自變量空間滯后系數(shù)不能真實(shí)地代表估計(jì)結(jié)果,需要進(jìn)行空間效應(yīng)偏微分分解,具體分解為直接效應(yīng)、間接效應(yīng)和總效應(yīng)。直接效應(yīng):各因素對(duì)本地區(qū)平均影響。間接效應(yīng):對(duì)鄰近地區(qū)的平均影響??傂?yīng)則是直接效應(yīng)與間接效應(yīng)的和。具體分解結(jié)果見表5。

    表5 空間效應(yīng)偏微分分解

    從直接效應(yīng)上看,經(jīng)濟(jì)發(fā)展水平、旅游資源稟賦、政府干預(yù)和對(duì)外開放水平都能促進(jìn)本地區(qū)的旅游經(jīng)濟(jì)發(fā)展,且都通在1%水平下的顯著性檢驗(yàn)。四個(gè)因素對(duì)比分析看,政府干預(yù)作用>旅游資源稟賦作用>經(jīng)濟(jì)發(fā)展水平作用>對(duì)外開放水平作用。以政府干預(yù)為例,如果提升1%的政府干預(yù)系數(shù),旅游經(jīng)濟(jì)水平則能提上升0.499%。

    從間接效應(yīng)上看,只有經(jīng)濟(jì)發(fā)展水平、對(duì)外開放水平的因素通過1%水平下的顯著性檢驗(yàn),說明本地區(qū)的經(jīng)濟(jì)發(fā)展水平和對(duì)外開放程度均會(huì)影響鄰近地區(qū)的旅游經(jīng)濟(jì)。政府干預(yù)只通過了10%的水平的檢驗(yàn),解釋力度不強(qiáng)。從旅游資源稟賦看,雖然其顯著性檢驗(yàn)沒有通過,但是旅游資源稟賦彈性系數(shù)為負(fù)數(shù),說明本地區(qū)旅游資源稟賦可能會(huì)在一定程度上對(duì)鄰近地區(qū)旅游發(fā)展產(chǎn)生抑制影響。從影響程度上看,本地區(qū)經(jīng)濟(jì)發(fā)展水平對(duì)鄰近地區(qū)旅游發(fā)展影響最大,即本地區(qū)提升1%的對(duì)外開放水平,就會(huì)提升鄰近地區(qū)旅游經(jīng)濟(jì)0.478%。

    從總效應(yīng)上看,只有旅游資源稟賦系數(shù)是不顯著的,其他因素都通過顯著檢驗(yàn)。具體而言,盡管旅游資源會(huì)對(duì)本地區(qū)旅游經(jīng)濟(jì)發(fā)展有直接推動(dòng)作用,但考慮到旅游資源稟賦有虹吸效應(yīng),會(huì)對(duì)鄰近地區(qū)旅游經(jīng)濟(jì)產(chǎn)生抑制效應(yīng)。故旅游資源既有促進(jìn)本地區(qū)旅游發(fā)展作用,又有抑制鄰近地區(qū)旅游發(fā)展,二者相互作用,因而總效應(yīng)看起來并不顯著。

    四、結(jié)論分析

    本文以長(zhǎng)三角41 城市為研究對(duì)象,結(jié)合探索性空間分析方法和空間杜賓模型的實(shí)證方法,考察了2011—2018 年長(zhǎng)三角城市群旅游經(jīng)濟(jì)的空間關(guān)聯(lián)屬性,探究了旅游經(jīng)濟(jì)空間溢出效應(yīng)以及各影響因素對(duì)旅游經(jīng)濟(jì)的空間效應(yīng),得到結(jié)論如下:

    (1)2011—2018 年長(zhǎng)三角城市群旅游經(jīng)濟(jì)存在顯著的空間依賴性和空間集聚特征。具體而言,本地區(qū)城市的旅游經(jīng)濟(jì)發(fā)展與周圍城市的旅游經(jīng)濟(jì)發(fā)展存在正的空間相關(guān)性。從空間集聚特征上看,高-高集聚和低-低集聚比較明顯。其中,高-高集聚體現(xiàn)為旅游經(jīng)濟(jì)發(fā)達(dá)城市集聚,主要分布在上海、蘇南和浙北地區(qū)。低-低集聚則是旅游經(jīng)濟(jì)發(fā)展較為欠缺的城市集聚,主要分布在蘇北和皖北地區(qū)。

    (2)長(zhǎng)三角城市群旅游經(jīng)濟(jì)的正向溢出效應(yīng)十分明顯。依據(jù)空間杜賓模型溢出系數(shù)結(jié)果,長(zhǎng)三角地區(qū)鄰近城市的旅游經(jīng)濟(jì)每提高1%,將會(huì)促使自身城市的旅游經(jīng)濟(jì)增加0.470%。其溢出系數(shù)大小體現(xiàn)了空間溢出的強(qiáng)度,可見跨區(qū)域旅游經(jīng)濟(jì)的空間拉動(dòng)作用十分明顯。

    (3)從影響因素上看,各因素影響路徑和作用強(qiáng)度大不相同。從空間溢出角度,經(jīng)濟(jì)發(fā)展水平和對(duì)外開放程度兩種因素是正向的影響,即鄰近地區(qū)的經(jīng)濟(jì)發(fā)展水平和對(duì)外水平提高都會(huì)對(duì)本地區(qū)的旅游經(jīng)濟(jì)有促進(jìn)作用。旅游資源稟賦則是負(fù)向影響,會(huì)對(duì)旅游經(jīng)濟(jì)有負(fù)向的空間溢出效應(yīng)。本地區(qū)的政府干預(yù)與鄰近地區(qū)旅游經(jīng)濟(jì)發(fā)展相關(guān)性不大。此外,在對(duì)比空間面板模型時(shí),普通固定面板模型容易會(huì)高估影響系數(shù)的值,進(jìn)而會(huì)夸大這些因素的作用強(qiáng)度。

    五、政策建議

    (1)精準(zhǔn)施策,錯(cuò)位發(fā)展。從空間關(guān)聯(lián)特征可知,旅游經(jīng)濟(jì)發(fā)達(dá)城市主要集中在上海、蘇南、浙北地區(qū)。旅游城市較為落后地區(qū)主要集中在蘇北、皖北地區(qū)。因此,在執(zhí)行相關(guān)旅游政策時(shí),應(yīng)有的放矢。對(duì)旅游發(fā)達(dá)城市,應(yīng)以上海為龍頭發(fā)揮其輻射作用,繼續(xù)帶動(dòng)周邊城市平穩(wěn)的增長(zhǎng),政策調(diào)整不宜過大。對(duì)于旅游發(fā)展落后城市,應(yīng)借鑒發(fā)達(dá)地區(qū)的旅游發(fā)展模式,結(jié)合自身城市特點(diǎn),敢于推進(jìn)旅游政策改革,實(shí)現(xiàn)錯(cuò)位發(fā)展。

    (2)加強(qiáng)與周邊城市旅游要素流動(dòng),互利共贏。從空間溢出角度看,周邊城市旅游經(jīng)濟(jì)發(fā)展會(huì)對(duì)本地區(qū)旅游發(fā)展有促進(jìn)作用。因此,城市在發(fā)展旅游經(jīng)濟(jì)時(shí)不能孤立式發(fā)展,應(yīng)該加強(qiáng)城市間勞動(dòng)力、資本、技術(shù)等要素流通,實(shí)現(xiàn)跨區(qū)域旅游聯(lián)合營(yíng)銷、基礎(chǔ)設(shè)施共享等,最終實(shí)現(xiàn)互利共贏。

    (3)加強(qiáng)政府干預(yù),提高開放程度。在對(duì)各因素進(jìn)行模型回歸上看,政府干預(yù)對(duì)旅游經(jīng)濟(jì)發(fā)展最為明顯。此外,提高對(duì)外開放程度也是提高旅游經(jīng)濟(jì)發(fā)展重要方式。一方面提高開放程度,可以直接促進(jìn)本地區(qū)旅游經(jīng)濟(jì)的發(fā)展,另一方面,也可以間接促進(jìn)周邊城市旅游經(jīng)濟(jì),實(shí)現(xiàn)區(qū)域間協(xié)同發(fā)展。

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