湖南省城鎮(zhèn)化對旅游經(jīng)濟(jì)影響的空間溢出效應(yīng)研究

李光輝

(湖南師范大學(xué) 地理科學(xué)學(xué)院,湖南 長沙 410081)

21世紀(jì)以來,中國城鎮(zhèn)化快速推進(jìn),2020年全國城鎮(zhèn)化率高達(dá)63.89%,十四五規(guī)劃再次明確指出“提升城鎮(zhèn)化發(fā)展質(zhì)量,深入推進(jìn)以人為核心的新型城鎮(zhèn)化戰(zhàn)略”.與此同時,旅游經(jīng)濟(jì)發(fā)展較為迅速,隨著全域旅游戰(zhàn)略的深入實施,其支柱產(chǎn)業(yè)地位日益顯著,《“十四五”文化和旅游發(fā)展規(guī)劃》進(jìn)一步提出“深化旅游業(yè)供給側(cè)結(jié)構(gòu)性改革,加強區(qū)域旅游品牌和服務(wù)整合,努力實現(xiàn)旅游業(yè)高質(zhì)量發(fā)展”.旅游業(yè)對外部宏觀環(huán)境較為敏感,因而旅游經(jīng)濟(jì)發(fā)展必然會受到城鎮(zhèn)化進(jìn)程的影響[1].

城鎮(zhèn)化和旅游經(jīng)濟(jì)的互動關(guān)系,引起了學(xué)術(shù)界的廣泛關(guān)注.國外學(xué)者對其研究始于20世紀(jì)90年代,Mullins最先提出了旅游城鎮(zhèn)化的概念,認(rèn)為旅游消費是旅游城鎮(zhèn)化的核心推動力[2].隨后學(xué)者圍繞旅游城鎮(zhèn)化類型、特征和區(qū)域影響[3-6]等展開了系列研究,Gladstone結(jié)合區(qū)位商理論,將美國旅游城市劃分為旅游大都市和休閑城市[3];Burak認(rèn)為旅游城鎮(zhèn)化會對沿海地區(qū)的生態(tài)環(huán)境造成不利影響[4];Beran等認(rèn)為旅游城鎮(zhèn)化可以優(yōu)化地區(qū)服務(wù)環(huán)境,擴大旅游消費規(guī)模,促進(jìn)區(qū)域轉(zhuǎn)型升級[6].國內(nèi)學(xué)者對旅游和城鎮(zhèn)化關(guān)系研究起步較晚,始于21世紀(jì)初,早期研究主要集中在旅游城鎮(zhèn)化的概念內(nèi)涵[7-8]、動力機制[9-10]、發(fā)展模式[11]、旅游發(fā)展和城鎮(zhèn)化之間的關(guān)系[12-14]等方面.陸林、楊莎莎等探討了概念內(nèi)涵,均認(rèn)為旅游城鎮(zhèn)化是以旅游發(fā)展為驅(qū)動力,以游客消費為基礎(chǔ),經(jīng)濟(jì)社會和資源環(huán)境優(yōu)化整合的一種新型城鎮(zhèn)化[7-8];王曙光、唐睿均通過構(gòu)建指標(biāo)體系,一致認(rèn)為旅游經(jīng)濟(jì)和人口、經(jīng)濟(jì)城鎮(zhèn)化存在正向均衡關(guān)系,與生態(tài)城鎮(zhèn)化存在負(fù)向均衡關(guān)系[12-13].隨后利用模型定量測度城鎮(zhèn)化和旅游產(chǎn)業(yè)的耦合協(xié)調(diào)情況逐漸成為學(xué)者關(guān)注的焦點[15-20],趙書虹、杜霞等分別以山東和云南為例,對兩省城鎮(zhèn)化和旅游經(jīng)濟(jì)協(xié)調(diào)發(fā)展的時空演化特征和影響因素進(jìn)行了定量分析[16-17];劉雨婧、唐鴻等均以張家界為研究單元,對其旅游業(yè)與城鎮(zhèn)化的耦合發(fā)展?fàn)顩r及動態(tài)關(guān)系進(jìn)行評價[18-19].盡管目前旅游和城鎮(zhèn)化的研究較為廣泛,但大多集中在對二者關(guān)系定性描述,及單向分析旅游對城鎮(zhèn)化的引導(dǎo)作用,城鎮(zhèn)化對旅游經(jīng)濟(jì)的推動研究略顯不足.王新越、胡付照以長江流域為例,運用單位根、協(xié)整、格蘭杰檢驗等計量方法探析該區(qū)域城鎮(zhèn)化對旅游經(jīng)濟(jì)的發(fā)展格局的影響及區(qū)域差異[21-22].但前述學(xué)者均忽略了城鎮(zhèn)化與旅游經(jīng)濟(jì)發(fā)展的空間相關(guān)性,在僅有的關(guān)于城鎮(zhèn)化溢出效應(yīng)的研究中,王坤等首次基于空間計量模型,分析了中國城鎮(zhèn)化對旅游發(fā)展的空間溢出效應(yīng)[1];隨后王明康等利用空間杜賓模型,探究了中國三大區(qū)域城鎮(zhèn)化對旅游經(jīng)濟(jì)的直接推動作用和空間溢出效應(yīng)[23].

通過對上述相關(guān)文獻(xiàn)梳理可見,目前國內(nèi)外研究大多集中于對旅游和城鎮(zhèn)化互動關(guān)系的定性描述和耦合協(xié)調(diào)分析,定量探求城鎮(zhèn)化對旅游經(jīng)濟(jì)影響的研究較少,且大多未考慮研究單元的空間相關(guān)性和異質(zhì)性,忽略空間要素對二者的影響,不利于客觀反映城鎮(zhèn)化對旅游經(jīng)濟(jì)的影響,結(jié)果可能出現(xiàn)誤差.在數(shù)據(jù)及研究方法上,多以時間序列數(shù)據(jù)的回歸分析模型為主,而基于空間面板數(shù)據(jù)的空間計量分析方法較為缺乏.在研究視角上,多以大中尺度或典型旅游城市為主,較少關(guān)注市州單元.湖南省旅游業(yè)發(fā)展迅速,2019年底旅游業(yè)總收入達(dá)9762.32億元,較上年增長16.83%,正在由旅游大省向旅游強省邁進(jìn).與此同時,2019年全省城鎮(zhèn)化率達(dá)57.22%,城鎮(zhèn)化建設(shè)進(jìn)入快速推進(jìn)時期.基于此,本文基于2010—2019年湖南省14個市州的面板數(shù)據(jù),運用探索性數(shù)據(jù)分析和空間杜賓模型,從市州角度探析城鎮(zhèn)化對旅游經(jīng)濟(jì)的影響及空間溢出效應(yīng),以期為區(qū)域旅游合作及城鎮(zhèn)化和旅游經(jīng)濟(jì)持續(xù)健康發(fā)展提供科學(xué)參考.

1 研究方法

1.1 探索性空間數(shù)據(jù)分析(ESDA)

地理學(xué)第一定律指出:地域空間上任何地理要素均具有相關(guān)性,且呈現(xiàn)距離衰減規(guī)律[24].探索性空間數(shù)據(jù)分析(Exploratory Spatial Data Analysis,ESDA)正是基于這一空間相關(guān)性,利用空間可視化技術(shù)和統(tǒng)計學(xué)原理,對地理事物空間分布格局進(jìn)行分析描述,揭示地理要素之間的空間集聚和異常,分為全局和局部空間自相關(guān)[25-26].全局空間自相關(guān)主要用于測度區(qū)域總體的空間關(guān)聯(lián)和差異程度,常用Global Moran′ sI表示,公式如下:

(1)

局部空間自相關(guān)可進(jìn)一步度量各個地理單元與鄰近單元的空間關(guān)聯(lián)性和空間異質(zhì)性,公式如下:

(2)

式(2)中,zi是市州i、j觀測值的方差標(biāo)準(zhǔn)化值;Ii為市州i與市州j城鎮(zhèn)化對旅游經(jīng)濟(jì)增長的局部關(guān)聯(lián)性.

1.2 空間杜賓模型(SDM)

空間杜賓模型(Spatial Durbin Model,SDM)是Lesage等人基于空間滯后模型所提出的,SDM既包含解釋變量的空間滯后項,又包含被解釋變量的空間滯后項,因而是測度地理要素空間依賴效應(yīng)的主要模型[27-28].本研究用其來解釋各市州城鎮(zhèn)化水平對旅游經(jīng)濟(jì)推動的直接效應(yīng)和空間溢出效應(yīng).公式如下:

(3)

式(3)中:yit和xit分別為第t年空間單元i的被解釋變量和解釋變量的觀測值;β為自變量的待估參數(shù);ρ為被解釋變量的空間滯后系數(shù);Wij為空間權(quán)重矩陣;φ為解釋變量的空間溢出系數(shù);μi表示空間效應(yīng);υt代表時間效應(yīng);εit為服從獨立分布的空間誤差項.

對于SDM,運行結(jié)果中的回歸系數(shù)并不能完全解釋自變量對因變量的空間溢出效應(yīng),因而需要運用偏微分方法將SDM結(jié)果進(jìn)一步分解為直接效應(yīng)和間接效應(yīng)[23].直接效應(yīng)表示市州內(nèi)部解釋變量對被解釋變量的影響,間接效應(yīng)表示鄰近地區(qū)的解釋變量和被解釋變量對本市州被解釋變量的影響,即空間溢出效應(yīng).將直接和間接效應(yīng)之和稱之為總效應(yīng)[29].

Y=[I-ρW]-1clN+[I-ρW]-1[X′β+WX′β]+[I-ρW]-1ε*

(4)

式(4)中,Y為N×1維被解釋變量的向量;c為常數(shù)項;lN為元素都為1的N×1維向量;X′為所有解釋變量組成的N×K維矩陣;ε*為誤差項;其余變量含義同上.

2 變量選擇與數(shù)據(jù)來源

2.1 變量選擇

2.1.1 被解釋變量:旅游經(jīng)濟(jì)水平(Tour)

參考Lee和Liu的研究,本文用旅游產(chǎn)業(yè)專業(yè)化水平來表征各市州旅游經(jīng)濟(jì)發(fā)展水平,即旅游總收入占國內(nèi)生產(chǎn)總值(GDP)的比重[30-31].為消除價格因素對不同年份變量的影響,本文按照GDP平減指數(shù),以2010年為基期,將湖南省14個市州各年份GDP和旅游收入折算為2010年不變價格水平.

2.1.2 核心解釋變量:城鎮(zhèn)化水平(Urb)

城鎮(zhèn)化包括形式城鎮(zhèn)化和功能城鎮(zhèn)化,城鎮(zhèn)化水平是從量上來反映城鎮(zhèn)化發(fā)展情況,通常用城鎮(zhèn)人口比重、城鎮(zhèn)地域比重、非農(nóng)業(yè)活動比重等指標(biāo)進(jìn)行測度[32].本文采用形式城鎮(zhèn)化的最直接表現(xiàn)形式也是國際上普遍使用的人口城鎮(zhèn)化率來表征城鎮(zhèn)化水平,即各市州城鎮(zhèn)常住人口占區(qū)域總?cè)丝诘谋戎豙1].

2.1.3 控制變量

旅游產(chǎn)業(yè)作為一種綜合性產(chǎn)業(yè),鑒于其影響因素的復(fù)雜性,本文通過對部分有關(guān)旅游經(jīng)濟(jì)方面的文獻(xiàn)[33-38]進(jìn)行梳理歸納(表1),借鑒吸取出現(xiàn)頻率比較高的影響因素.同時,由于本文的研究樣本僅有14個,為了避免樣本量少而變量多所致的多重共線性問題,僅借鑒選擇旅游資源稟賦、交通可達(dá)性、旅游服務(wù)設(shè)施、地區(qū)經(jīng)濟(jì)增長水平、對外開放度作為控制變量.

表1 旅游經(jīng)濟(jì)發(fā)展影響因素

變量選取依據(jù)如下:①旅游資源稟賦(ETR),該指標(biāo)既是各市州發(fā)展旅游業(yè)的前提基礎(chǔ),也是居民旅游目的地選擇所考慮的核心吸引物,本文選取各市州4A級以上旅游景區(qū)質(zhì)量來表征,借鑒相關(guān)文獻(xiàn)[34-35],結(jié)合層次分析法,將5A、4A景區(qū)權(quán)重分別賦值為3、1,故ETR=5A景區(qū)數(shù)×3+4A景區(qū)數(shù)×1.②交通可達(dá)性(TRA),區(qū)域交通作為旅游流的重要載體,對于旅游地服務(wù)功能提升、游客規(guī)模擴大和區(qū)域旅游一體化的實現(xiàn)具有重要意義[35],本文運用公路密度來反映各市州交通狀況,即各市州年末公路里程和市州土地面積的比值.③旅游服務(wù)設(shè)施(TIN),該指標(biāo)反映各市州旅游接待能力,是旅游經(jīng)濟(jì)發(fā)展的前提保證,最核心的是住宿設(shè)施的規(guī)模大小和完善程度,因而本文用各市州的星級賓館數(shù)來衡量旅游服務(wù)設(shè)施發(fā)展概況[1,33].④地區(qū)經(jīng)濟(jì)增長水平(Rgdp),該變量從兩方面對旅游經(jīng)濟(jì)產(chǎn)生影響:一是從市場需求角度影響市州居民出游頻率和規(guī)模[29],二是可以為當(dāng)?shù)芈糜钨Y源開發(fā)和基礎(chǔ)設(shè)施完善提供資金支持,本文用地區(qū)生產(chǎn)總值來表征.⑤對外開放度(EC),該指標(biāo)反映了區(qū)域吸引外資的能力和入境旅游規(guī)模的大小,本文用實際利用外商投資金額來衡量[36-37].

2.2 數(shù)據(jù)來源

為了消除異方差和保持?jǐn)?shù)據(jù)可比性,對所有變量進(jìn)行取對數(shù)處理.本文主要采用湖南各市州年度數(shù)據(jù),樣本選取的區(qū)間為:2010-2019.基于數(shù)據(jù)的真實性、準(zhǔn)確性和可獲得性原則,本文所選用的社會經(jīng)濟(jì)統(tǒng)計數(shù)據(jù)主要來源于2011-2020 年《湖南省統(tǒng)計年鑒》,2010-2019《湖南省國民經(jīng)濟(jì)與社會發(fā)展統(tǒng)計公報》;各等級旅游景區(qū)具體數(shù)據(jù)資料由筆者于2021年7月9日在湖南省文化和旅游廳直接獲取.對于部分市州出現(xiàn)個別年份數(shù)據(jù)缺失的問題,采用滑動平均插值法對缺失部分進(jìn)行補充完善.

3 實證分析

3.1 空間相關(guān)性檢驗

為了驗證2010-2019旅游經(jīng)濟(jì)和城鎮(zhèn)化發(fā)展是否存在空間自相關(guān)性,本文基于鄰接空間權(quán)重矩陣,借助Geoda軟件,計算二者全局Moran′ sI指數(shù),結(jié)果見表2.數(shù)據(jù)顯示,在研究期內(nèi)旅游經(jīng)濟(jì)和城鎮(zhèn)化水平的全域Moran′ sI值分別在0.212～0.319和0.375～0.404之間波動上升,且檢驗結(jié)果均通過5%的顯著性檢驗,這表明旅游經(jīng)濟(jì)和城鎮(zhèn)化水平存在正空間相關(guān)性.雖然二者個別年份Moran′ sI值有下降,但均大于0.19,且結(jié)果顯著,表明二者空間依賴性和集聚性依然顯著.

表2 湖南省各市州城鎮(zhèn)化和旅游經(jīng)濟(jì)發(fā)展的Moran′s I值

3.2 模型識別與參數(shù)估計

空間相關(guān)性檢驗結(jié)果表明在研究城鎮(zhèn)化水平對旅游經(jīng)濟(jì)影響時不能忽略其空間溢出效應(yīng),因此計量模型的比較選擇要充分考慮空間因素.借助Stata 15.0,基于鄰接空間權(quán)重矩陣,進(jìn)行空間計量模型檢驗,結(jié)果見表3.首先,基于LM和Robust LM結(jié)果,判斷空間計量模型是否存在空間滯后項和誤差項.LM-lag和Robust LM-lag均通過了1%的顯著性檢驗,而LM-error和Robust LM-error均未通過顯著性檢驗,表明存在空間滯后項,因此,空間滯后模型(Spatial Lag Model,SLM)優(yōu)于空間誤差模型(Spatial Error Model,SEM).其次,構(gòu)建SDM,基于Wald 和LR結(jié)果,判斷SDM是否可以退化為SLM或SEM.P值顯示W(wǎng)ald-lag、LR-lag、Wald-error和LR-error均通過了1%的顯著性檢驗,表明SDM不能簡化SLM或SEM,其為最優(yōu)模型.最后,基于Hausman test結(jié)果,判斷SDM選用固定效應(yīng)還是隨機效應(yīng).Hausman test檢驗結(jié)果通過了0.001的顯著性檢驗,因此選用固定效應(yīng).

表3 空間計量模型檢驗結(jié)果

空間計量模型識別結(jié)果表明固定效應(yīng)的SDM為最優(yōu)模型,根據(jù)SDM對時間和空間的固定形式,將其分為時間固定效應(yīng)、空間固定效應(yīng)、時空雙固定效應(yīng),同時利用普通最小二乘法(Ordinary Least Squares,OLS)的混合回歸結(jié)果,進(jìn)一步對比分析.從OLS和SDM的回歸結(jié)果(表4)來看,空間固定效應(yīng)的調(diào)整R2(Adj.R2)均大于OLS和其他2種固定效應(yīng)SDM的擬合優(yōu)度系數(shù),雖然時空雙固定效應(yīng)對數(shù)似然估計值(Log L)最大,但其Adj.R2最低,模型擬合效果最差,因此空間固定的SDM為本文的最優(yōu)模型.

表4 OLS和空間面板杜賓模型(SDM)回歸估計結(jié)果

從城鎮(zhèn)化水平的參數(shù)結(jié)果來看,非空間面板的OLS模型城鎮(zhèn)化對旅游經(jīng)濟(jì)的影響系數(shù)為6.361,而考慮空間要素的空間固定效應(yīng)SDM城鎮(zhèn)化對旅游經(jīng)濟(jì)的影響系數(shù)下降到0.920,這表明忽略自變量和因變量的空間交互作用,將高估城鎮(zhèn)化水平對本市州旅游經(jīng)濟(jì)的影響作用.從固定效應(yīng)的空間溢出系數(shù)來看,ρ為0.606,且通過了1%的顯著性檢驗,這表明在城鎮(zhèn)化進(jìn)程中,本地區(qū)的旅游經(jīng)濟(jì)具有顯著的空間溢出效應(yīng),本市州旅游經(jīng)濟(jì)每增長1%將帶動臨近市州的旅游經(jīng)濟(jì)增長0.606%.

3.3 空間效應(yīng)分解

參數(shù)估計值并不能反映真實的偏回歸系數(shù),因此需要把城鎮(zhèn)化水平對旅游經(jīng)濟(jì)的影響進(jìn)行空間效應(yīng)分解.基于空間固定效應(yīng)的SDM模型,根據(jù)公式(4),借助Stata將總效應(yīng)分解為直接效應(yīng)和間接效應(yīng)(表5),前者表示本地區(qū)城鎮(zhèn)化水平及其他解釋變量對本區(qū)旅游經(jīng)濟(jì)的影響,后者表示本市州相關(guān)解釋變量對臨近地區(qū)旅游經(jīng)濟(jì)的影響.

表5 空間固定效應(yīng)的SDM模型空間效應(yīng)分解結(jié)果

由表5可知,城鎮(zhèn)化水平對旅游經(jīng)濟(jì)的直接效應(yīng)和間接效應(yīng)分別為1.631和0.548,且至少通過了5%的顯著性檢驗,這表明湖南省14個地級市州的城鎮(zhèn)化水平對旅游經(jīng)濟(jì)發(fā)展具有明顯的推動作用和正向空間溢出效應(yīng),如果城鎮(zhèn)化水平每提升1%,會直接帶動本地區(qū)旅游經(jīng)濟(jì)提升1.631%,間接促進(jìn)臨近市州旅游經(jīng)濟(jì)增長0.548%.城鎮(zhèn)化水平的提升會從消費和投資效應(yīng)促進(jìn)旅游經(jīng)濟(jì)發(fā)展:一是城鎮(zhèn)化促進(jìn)居民收入水平提高,推動居民消費觀念和消費結(jié)構(gòu)發(fā)生轉(zhuǎn)變,刺激了旅游消費需要,進(jìn)一步擴大了旅游市場規(guī)模;二是城鎮(zhèn)化過程中,居民旅游消費水平日益提升,且消費需求日益多樣化,這就要求旅游相關(guān)部門、旅游企業(yè)不斷加大對旅游景區(qū)、旅游交通、旅游飯店等基礎(chǔ)設(shè)施的投資力度,同時開發(fā)品類豐富的旅游產(chǎn)品.城鎮(zhèn)化所帶來的消費和投資效應(yīng)不僅促進(jìn)了本地區(qū)旅游業(yè)的發(fā)展,同時由于空間溢出效應(yīng)的存在,也帶動了周圍市州的旅游經(jīng)濟(jì)發(fā)展.

從控制變量來看,直接效應(yīng)中除了對外開放程度,其余變量均至少通過了10%的顯著性檢驗,直接效應(yīng)分別為0.837、0.224、0.072、0.474,這表明在城鎮(zhèn)化過程中,如果地區(qū)經(jīng)濟(jì)發(fā)展水平、旅游服務(wù)設(shè)施、旅游資源稟賦、交通可達(dá)性每提升1%將會促進(jìn)本市州旅游經(jīng)濟(jì)分別增長0.837%、0.224%、0.072%、0.474%.間接效應(yīng)中只有地區(qū)經(jīng)濟(jì)發(fā)展水平和旅游交通通達(dá)性通過了顯著性檢驗,且偏回歸系數(shù)為正,這表明城鎮(zhèn)化進(jìn)程中地區(qū)經(jīng)濟(jì)發(fā)展水平提高,會增大旅游者中遠(yuǎn)距離出游概率,擴大臨近市州旅游市場規(guī)模;同時交通可達(dá)性的提高,會縮減居民出游的距離和時間成本,也具有顯著的空間溢出效應(yīng).

4 結(jié)論與建議

4.1 結(jié) 論

本文利用2010-2019年湖南省14個地級市州的面板數(shù)據(jù),借助Stata、GeoDa等工具,通過構(gòu)建空間計量模型,實證分析了城鎮(zhèn)化對旅游經(jīng)濟(jì)的空間溢出效應(yīng),主要結(jié)論如下:①2010-2019年,湖南省旅游經(jīng)濟(jì)和城鎮(zhèn)化水平的全域Moran′ sI值分別在0.212～0.319和0.375～0.404之間波動上升,這表明二者存在空間正相關(guān)性.如果忽視城鎮(zhèn)化的空間溢出效應(yīng),將會高估其對本區(qū)域旅游經(jīng)濟(jì)的影響.②空間固定效應(yīng)的SDM顯示,城鎮(zhèn)化水平對旅游經(jīng)濟(jì)具有明顯的促進(jìn)作用和空間溢出效應(yīng),如果城鎮(zhèn)化水平每提升1%,將會直接帶動本地區(qū)旅游經(jīng)濟(jì)提升1.631%,間接促進(jìn)臨近市州旅游經(jīng)濟(jì)增長0.548%.③在城鎮(zhèn)化過程中,地區(qū)經(jīng)濟(jì)發(fā)展水平、旅游服務(wù)設(shè)施、旅游資源稟賦、交通可達(dá)性對本地區(qū)旅游經(jīng)濟(jì)具有明顯的推動作用,同時如果地區(qū)經(jīng)濟(jì)發(fā)展水平和交通可達(dá)性具有顯著的空間正向溢出效應(yīng),二者每提升1%,將間接促進(jìn)臨近地區(qū)旅游經(jīng)濟(jì)分別增長0.472%和0.371%.

4.2 建 議

①充分認(rèn)識城鎮(zhèn)化的空間溢出效應(yīng),積極培育各市州旅游協(xié)同發(fā)展關(guān)系.研究結(jié)果顯示湖南省城鎮(zhèn)化對旅游經(jīng)濟(jì)的影響具有正向溢出效應(yīng),因此,政府及旅游相關(guān)部門應(yīng)充分挖掘城鎮(zhèn)化對臨近市州的空間溢出效應(yīng).在制定旅游規(guī)劃及政策時,應(yīng)打破行政壁壘,跳出區(qū)域看旅游發(fā)展,加強各市州的旅游交流與合作,建立區(qū)域旅游市場合作機制來釋放城鎮(zhèn)化所帶來的旅游消費活力;加快各市州物質(zhì)資本、勞動力、旅游產(chǎn)品等旅游生產(chǎn)要素跨區(qū)域流動,提升要素產(chǎn)出效益對周圍地區(qū)旅游發(fā)展的關(guān)聯(lián)帶動作用;加快各市州旅游大數(shù)據(jù)信息服務(wù)平臺建設(shè),推進(jìn)旅游信息全省共享共建,逐步提升旅游業(yè)信息化水平.

②優(yōu)化提升長株潭地區(qū)城鎮(zhèn)化質(zhì)量,積極發(fā)揮旅游極核的示范和溢出效應(yīng).長株潭地區(qū)城鎮(zhèn)化水平較高,經(jīng)濟(jì)發(fā)展迅速,綜合立體交通網(wǎng)絡(luò)較為完善,因此該地區(qū)應(yīng)在擴大城鎮(zhèn)化規(guī)模的基礎(chǔ)上,把握好城鎮(zhèn)化內(nèi)涵的提升,發(fā)揮城鎮(zhèn)化質(zhì)量與旅游經(jīng)濟(jì)的協(xié)同效應(yīng).注重發(fā)揮長沙、株洲、湘潭等區(qū)域增長極對旅游信息、旅游企業(yè)文化、科技等要素的溢出效應(yīng),提高長株潭與湘西地區(qū)的交通可達(dá)性,增強與湖北、廣東、江西等臨近省域的聯(lián)系,充分利用該地域和周圍省市的城鎮(zhèn)化、旅游流的溢出效應(yīng),帶動湘西旅游業(yè)轉(zhuǎn)型發(fā)展,提升長株潭旅游競爭優(yōu)勢;注重提升城鎮(zhèn)化和旅游業(yè)的生態(tài)文化內(nèi)涵,提升湖湘文化、紅色文化品質(zhì),進(jìn)一步優(yōu)化消費環(huán)境和產(chǎn)業(yè)結(jié)構(gòu),實現(xiàn)城鎮(zhèn)化和旅游經(jīng)濟(jì)協(xié)同與轉(zhuǎn)型發(fā)展.

③加大湘西區(qū)域城鎮(zhèn)化建設(shè)力度,釋放城鎮(zhèn)化促進(jìn)旅游業(yè)發(fā)展的巨大潛能.研究結(jié)果顯示,交通可達(dá)性存在明顯空間溢出效應(yīng),大湘西區(qū)域自然風(fēng)光、歷史文物、民俗風(fēng)情等旅游資源豐富,但地域較偏僻,交通可達(dá)性較差,因此在城鎮(zhèn)化建設(shè)過程中應(yīng)持續(xù)加強武陵片區(qū)和湘西內(nèi)部的交通基礎(chǔ)設(shè)施建設(shè),提高景區(qū)的可達(dá)性;探索旅游+農(nóng)業(yè)、旅游+鄉(xiāng)村工業(yè)、旅游+文化、旅游+手工業(yè)等產(chǎn)業(yè)融合模式,把城鎮(zhèn)化經(jīng)濟(jì)主體與旅游產(chǎn)業(yè)緊密結(jié)合,激發(fā)城鎮(zhèn)經(jīng)濟(jì)主體和特色產(chǎn)業(yè)的活力,逐步提高城鎮(zhèn)化水平,促進(jìn)其反哺旅游產(chǎn)業(yè)發(fā)展;在推進(jìn)城鎮(zhèn)化過程中,政府要通過各種優(yōu)惠政策和經(jīng)濟(jì)手段不斷提高該區(qū)域城鄉(xiāng)居民的收入水平,釋放湘西內(nèi)部旅游需求推動其旅游經(jīng)濟(jì)發(fā)展的潛力.