中國科技創(chuàng)新對旅游經(jīng)濟(jì)效率的空間溢出效應(yīng)

王 凱,胡 奕,甘 暢,李 智 慧

(1.湖南師范大學(xué)旅游學(xué)院,湖南 長沙 410081;2.石河子大學(xué)理學(xué)院,新疆 石河子 832000)

0 引言

科技創(chuàng)新能優(yōu)化產(chǎn)業(yè)結(jié)構(gòu)、提高自然資源利用效率和全社會勞動生產(chǎn)率[1],是區(qū)域高質(zhì)量發(fā)展的動力源泉[2]。在此現(xiàn)實(shí)背景下,推進(jìn)科技創(chuàng)新勢必會促進(jìn)旅游產(chǎn)業(yè)的蓬勃發(fā)展?！丁笆奈濉蔽幕吐糜伟l(fā)展規(guī)劃》指出,要聚焦文化和旅游發(fā)展重大戰(zhàn)略和現(xiàn)實(shí)需求,深入實(shí)施科技創(chuàng)新驅(qū)動戰(zhàn)略,強(qiáng)化自主創(chuàng)新,集合優(yōu)勢資源,加強(qiáng)關(guān)鍵技術(shù)研發(fā)和應(yīng)用,全面提升文化和旅游科技創(chuàng)新能力。經(jīng)濟(jì)效率是評價資源投入與產(chǎn)出這一經(jīng)濟(jì)行為的重要手段,旅游經(jīng)濟(jì)效率能科學(xué)反映旅游發(fā)展要素投入與產(chǎn)出水平,并能有效衡量區(qū)域旅游發(fā)展?fàn)顩r和質(zhì)量[3]。因此,兼具理論意義與實(shí)踐價值的研究問題出現(xiàn):科技創(chuàng)新對旅游經(jīng)濟(jì)效率的影響如何?科技創(chuàng)新對旅游經(jīng)濟(jì)效率是否存在空間溢出效應(yīng)?

目前,關(guān)于科技創(chuàng)新與旅游產(chǎn)業(yè)發(fā)展關(guān)系的研究較多,主要有:①科技創(chuàng)新對旅游產(chǎn)業(yè)發(fā)展的單向影響。國外學(xué)者提出科技創(chuàng)新能通過提高旅游業(yè)管理水平[4]和服務(wù)質(zhì)量[5]滿足旅游者多種需求,認(rèn)為科技創(chuàng)新能改善和豐富游客的旅游體驗(yàn),目的地應(yīng)創(chuàng)新產(chǎn)品以增強(qiáng)獨(dú)特性[6]。國內(nèi)學(xué)者認(rèn)為科技創(chuàng)新有助于挖掘旅游資源潛力,優(yōu)化旅游管理系統(tǒng)等,應(yīng)加強(qiáng)科技創(chuàng)新對全域旅游和生態(tài)旅游的賦能作用[7,8];王兆峰揭示了科技創(chuàng)新對湖南武陵山片區(qū)旅游發(fā)展影響的時空分異特征[9];江金波等探究了科技創(chuàng)新對廣東省旅游產(chǎn)業(yè)優(yōu)化升級的影響路徑,指出信息技術(shù)是旅游產(chǎn)業(yè)結(jié)構(gòu)轉(zhuǎn)型的重要驅(qū)動力[10]。②科技創(chuàng)新與旅游產(chǎn)業(yè)發(fā)展之間的動態(tài)關(guān)聯(lián)和相互促進(jìn)作用。已有研究多以省域?yàn)樵u估單元,在厘清兩系統(tǒng)互動機(jī)理的基礎(chǔ)上,運(yùn)用耦合協(xié)調(diào)度[11,12]、復(fù)合系統(tǒng)協(xié)同度[13,14]等模型分析二者的協(xié)同關(guān)系及水平,結(jié)合探索式空間數(shù)據(jù)分析[13]、重心軌跡[13]和灰色GM(1.1)預(yù)測模型[12,13]分析協(xié)調(diào)關(guān)系的時空演變。③旅游產(chǎn)業(yè)科技創(chuàng)新研究?！奥糜慰萍紕?chuàng)新”是指新科技關(guān)注旅游產(chǎn)業(yè)的需求及趨勢,歷經(jīng)設(shè)計、研發(fā)、工程化、商品化等階段,提高旅游產(chǎn)業(yè)的科技含量并強(qiáng)烈驅(qū)動旅游產(chǎn)業(yè)發(fā)展的全部活動和過程總和[15]。國外學(xué)者多聚焦于旅游創(chuàng)新研究,涵蓋旅游創(chuàng)新的評價[16,17]、動力機(jī)制[18]、旅游創(chuàng)新系統(tǒng)[19]等,并指出旅游技術(shù)能改善旅游發(fā)展模式[20];國內(nèi)研究多以省域[21]和市域[22]為例,探究旅游科技創(chuàng)新的時空格局[22]、驅(qū)動因素[21]及經(jīng)濟(jì)效應(yīng)[23]。

上述研究偏重于論證科技創(chuàng)新對旅游發(fā)展的單向影響或二者的耦合協(xié)調(diào)關(guān)系,基于空間分異視角的探討較少;部分學(xué)者考察了科技創(chuàng)新對旅游經(jīng)濟(jì)的積極影響,但較少涉及高質(zhì)量發(fā)展背景下科技創(chuàng)新對旅游經(jīng)濟(jì)效率的影響研究,更易忽略科技創(chuàng)新對旅游經(jīng)濟(jì)效率的空間溢出效應(yīng)。因此,本文通過構(gòu)建科技創(chuàng)新水平和旅游經(jīng)濟(jì)效率的評價指標(biāo)體系,綜合運(yùn)用空間自相關(guān)分析及空間面板杜賓模型(SPDM)考察2001—2019年中國30個省域科技創(chuàng)新對旅游經(jīng)濟(jì)效率的空間溢出效應(yīng),以期為提高科技創(chuàng)新水平、實(shí)現(xiàn)旅游業(yè)提質(zhì)增效和區(qū)域旅游業(yè)高質(zhì)量發(fā)展聯(lián)動提供決策依據(jù)。

1 研究方法和數(shù)據(jù)

1.1 評價指標(biāo)體系構(gòu)建

科技創(chuàng)新水平與旅游經(jīng)濟(jì)效率是多種因素綜合影響的結(jié)果,遵循代表性、科學(xué)性、可獲取性等原則,構(gòu)建綜合評價指標(biāo)體系對科技創(chuàng)新水平與旅游經(jīng)濟(jì)效率進(jìn)行評價(表1)。

表1 科技創(chuàng)新水平與旅游經(jīng)濟(jì)效率評價指標(biāo)體系

1)科技創(chuàng)新水平(XTech)。參考文獻(xiàn)[12,24,25],本文立足于投入—產(chǎn)出視角,選取科技創(chuàng)新投入和產(chǎn)出2個維度11項(xiàng)指標(biāo)構(gòu)建科技創(chuàng)新系統(tǒng)。其中,科技創(chuàng)新投入是自主創(chuàng)新的內(nèi)在驅(qū)動力,主要包括人力、物力和財力投入;科技創(chuàng)新產(chǎn)出反映創(chuàng)新能力和成效,采用技術(shù)市場成交額、專利數(shù)、科技論文數(shù)和新產(chǎn)品銷售收入占比衡量。為避免極端值和負(fù)值對數(shù)據(jù)測算造成不利影響,首先對數(shù)據(jù)進(jìn)行標(biāo)準(zhǔn)化及消0處理,再采用熵值法為各項(xiàng)指標(biāo)賦權(quán),最后采用線性加權(quán)法測算區(qū)域科技創(chuàng)新水平,具體步驟詳見文獻(xiàn)[26]。

(1)

(2)

(3)

γi≥0,i=1,2,…,n}

(4)

(5)

1.2 空間面板杜賓模型(SPDM)構(gòu)建

空間計量面板模型在區(qū)域溢出研究中應(yīng)用頗廣,能同時反映區(qū)域自身特性及其空間關(guān)聯(lián)性?？紤]到科技創(chuàng)新對旅游經(jīng)濟(jì)效率可能存在空間溢出作用,本文借鑒 LeSage等[30]的研究構(gòu)建空間面板杜賓模型(SPDM)(式(6)),考察科技創(chuàng)新對旅游經(jīng)濟(jì)效率的影響。若ε=0且ρ≠0,SPDM會降級為空間面板自回歸模型(SPLM);若ε+ρα1=0,SPDM則簡化為空間面板誤差模型(SPEM)。由此可見,SPDM是一般形式,SPLM和SPEM是SPDM的特殊形式,實(shí)證研究中需要根據(jù)模型診斷結(jié)果選擇最佳模型。

(6)

式中:yit和Tit分別為i地區(qū)在t時期的被解釋變量旅游經(jīng)濟(jì)效率和核心解釋變量科技創(chuàng)新,Xit為控制變量,ρ、ε和β分別為被解釋變量、核心解釋變量和控制變量的空間溢出系數(shù),α1和σ分別為核心解釋變量和控制變量的回歸系數(shù),α0為常數(shù)項(xiàng),w為空間權(quán)重矩陣(本文采用地理鄰接矩陣),μi和γt分別為空間和時間固定效應(yīng),τit為服從正態(tài)分布的隨機(jī)擾動項(xiàng)。

控制變量包括:①經(jīng)濟(jì)發(fā)展水平(XPgdp):區(qū)域經(jīng)濟(jì)發(fā)展水平是旅游發(fā)展規(guī)模、居民出游率和消費(fèi)水平的重要決定因素,可反映區(qū)域發(fā)展旅游業(yè)的經(jīng)濟(jì)實(shí)力,以人均GDP表征[31];②城鎮(zhèn)化水平(XUrb):城鎮(zhèn)化的推進(jìn)伴隨著產(chǎn)業(yè)及人口的空間集聚,通過推動旅游要素積累和旅游產(chǎn)業(yè)創(chuàng)新等實(shí)現(xiàn)旅游經(jīng)濟(jì)效率提升,以城鎮(zhèn)人口比重衡量[32];③對外開放(XOpen):對外開放程度的提升能帶來入境旅游人數(shù)和收入的增加,并且對旅游業(yè)資本和技術(shù)水平的提高大有裨益,采用進(jìn)出口總額占GDP比重表征[31];④產(chǎn)業(yè)結(jié)構(gòu)升級(XStr):產(chǎn)業(yè)結(jié)構(gòu)升級標(biāo)志著區(qū)域服務(wù)化進(jìn)程加快,旅游發(fā)展環(huán)境得到優(yōu)化,以第三產(chǎn)業(yè)產(chǎn)值與第二產(chǎn)業(yè)產(chǎn)值之比度量[26];⑤旅游資源稟賦(XRes):旅游資源是區(qū)域旅游業(yè)發(fā)展的基礎(chǔ)和支撐,也是吸引旅游者來訪的根本要素,該變量由世界自然與文化遺產(chǎn)、國家歷史文化名城、國家重點(diǎn)風(fēng)景名勝區(qū)、國家自然保護(hù)區(qū)、國家森林公園和國家重點(diǎn)文物保護(hù)單位數(shù)量加總表征[33];⑥交通發(fā)展水平(XTra):交通網(wǎng)絡(luò)建設(shè)保障了旅游地的可進(jìn)入性,并為相關(guān)要素流動創(chuàng)造了必要條件[34],利用各省域公路與鐵路里程總和與土地面積之比表示。

此外,解釋變量的回歸系數(shù)無法準(zhǔn)確反映解釋變量對被解釋變量的邊際效應(yīng),因此需要借助偏微分分解法將回歸系數(shù)分解為直接效應(yīng)與間接效應(yīng),前者表示解釋變量對本區(qū)域的平均影響,后者反映解釋變量對相鄰區(qū)域的平均影響(空間溢出效應(yīng))[30]。參考文獻(xiàn)[30],將式(6)轉(zhuǎn)變成矩陣形式(式(7)),則可以將t時刻因變量Y對第M個自變量的偏微分矩陣表示為式(8)。

(7)

式中:Y為被解釋變量的N×1(N=30)維向量,a為常數(shù)項(xiàng),AN為N×1維元素為1的向量,Z′為由所有解釋變量構(gòu)成的N×M維矩陣,θ*為誤差項(xiàng)。

(8)

式中:εm為解釋變量對被解釋變量的直接效應(yīng)(產(chǎn)出彈性),最右側(cè)矩陣中除εm之外的元素值均表示間接效應(yīng)(即相鄰地區(qū)解釋變量對本地區(qū)被解釋變量的影響),直接效應(yīng)與間接效應(yīng)之和為總效應(yīng)。

1.3 數(shù)據(jù)來源

本文以中國30個省域(因數(shù)據(jù)缺失,不含西藏以及港澳臺)為研究對象,考慮到新冠疫情可能會影響研究結(jié)果穩(wěn)健性,將研究時限設(shè)為2001—2019年?？萍紕?chuàng)新評價指標(biāo)數(shù)據(jù)來源于2002—2020年《中國科技統(tǒng)計年鑒》《中國第三產(chǎn)業(yè)統(tǒng)計年鑒》《中國統(tǒng)計年鑒》以及2001—2019年各省域國民經(jīng)濟(jì)和社會發(fā)展統(tǒng)計公報;旅游投入與產(chǎn)出數(shù)據(jù)主要來自《中國旅游統(tǒng)計年鑒》(2002—2018年)、《中國文化和旅游統(tǒng)計年鑒》(2019年)、《中國文化文物和旅游統(tǒng)計年鑒》(2020年)、部分省區(qū)旅游統(tǒng)計公報(2001—2019年),旅游資源稟賦數(shù)據(jù)來源于世界遺產(chǎn)中心網(wǎng)(http://whc.unesco.org/zh/list)、國家文物局官網(wǎng)(http://www.ncha.gov.cn)、國家公園網(wǎng)(http://gigy.com);其他控制變量數(shù)據(jù)均來自國家統(tǒng)計局(http://http://www.stats.gov.cn)和EPS官方數(shù)據(jù)庫。為消除通貨膨脹的影響,以2001年為基期運(yùn)用GDP平減指數(shù)處理有關(guān)經(jīng)濟(jì)數(shù)據(jù),同時考慮到數(shù)據(jù)可能存在異方差問題,對所有指標(biāo)數(shù)據(jù)進(jìn)行取對數(shù)處理。

2 結(jié)果與分析

2.1 科技創(chuàng)新水平評價

如表2所示,2001—2019年中國30個省域科技創(chuàng)新指數(shù)均值由0.038增至0.193,年均增長率為9.45%,表明中國科技創(chuàng)新驅(qū)動發(fā)展戰(zhàn)略的有效實(shí)施和新一輪科技革命的穩(wěn)步推進(jìn)帶動了區(qū)域科技創(chuàng)新水平的提升。為進(jìn)一步探究科技創(chuàng)新發(fā)展的區(qū)域異質(zhì)性,將研究樣本劃分為東部、中部、西部和東北4個地區(qū)(1)東部地區(qū):北京、天津、河北、上海、江蘇、浙江、福建、山東、廣東和海南10省域;中部地區(qū):山西、安徽、江西、河南、湖北和湖南6省域;西部地區(qū):內(nèi)蒙古、廣西、重慶、四川、貴州、云南、西藏、陜西、甘肅、青海、寧夏和新疆12省域;東北地區(qū):遼寧、吉林和黑龍江3省域。,2001—2019年四大地區(qū)科技創(chuàng)新指數(shù)均值分別為0.184、0.082、0.047、0.071,累計增長率和平均增長率格局均呈現(xiàn)“中部(465.79%,10.19%)>東部(460.25%,10.13%)>西部(299.22%,8.47%)>東北(188.86%,6.22%)”特征,說明區(qū)域科技創(chuàng)新發(fā)展不平衡問題較突出。其中,東部地區(qū)經(jīng)濟(jì)支撐能力強(qiáng)、地理位置優(yōu)越以及創(chuàng)新氛圍濃厚,始終是科技創(chuàng)新發(fā)展的領(lǐng)頭軍;前期位列第二的東北地區(qū)后期與中部發(fā)生排名互換;西部地區(qū)囿于其低開放性以及落后的社會經(jīng)濟(jì)基礎(chǔ),一直處于科技創(chuàng)新發(fā)展的末位。

表2 2001—2019年中國省域科技創(chuàng)新與旅游經(jīng)濟(jì)效率的綜合指數(shù)

2.2 旅游經(jīng)濟(jì)效率評價

2001—2019年中國30個省域旅游經(jīng)濟(jì)效率均值由0.215增至0.597,年均增長率為6.13%,2003年受“非典”疫情的強(qiáng)烈沖擊旅游業(yè)遭受重創(chuàng),此后穩(wěn)步發(fā)展并在2016年“全域旅游”提出后迅猛發(fā)展,2017年回歸平穩(wěn)趨勢。從區(qū)域看,研究期內(nèi)東部、中部、西部和東北四大地區(qū)旅游經(jīng)濟(jì)效率均值有所改善,前13年東部地區(qū)旅游經(jīng)濟(jì)效率穩(wěn)居首位,2014年以后,中部地區(qū)憑借其豐富的自然和人文旅游資源本底以及充裕的勞動力資源超過東部地區(qū)成為旅游發(fā)展的優(yōu)勝者,“西部大開發(fā)”以及“東北振興”的戰(zhàn)略紅利推動西部和東北地區(qū)旅游經(jīng)濟(jì)效率顯著提升。四大地區(qū)旅游經(jīng)濟(jì)效率的累計增長率和平均增長率均表現(xiàn)為“東北(339.75%,9.66%)>中部(287.10%,8.27%)>西部(269.05%,7.81%)>東部(85.92%,3.67%)”,說明研究期內(nèi)中部、西部和東北地區(qū)旅游發(fā)展勢頭強(qiáng)勁。

2.3 科技創(chuàng)新對旅游經(jīng)濟(jì)效率的空間溢出效應(yīng)

2.3.1 空間自相關(guān)檢驗(yàn) 在借助空間計量模型測算科技創(chuàng)新對旅游經(jīng)濟(jì)效率的空間效應(yīng)之前,需檢驗(yàn)二者是否具有空間自相關(guān)性,故本文基于地理鄰接矩陣計算2001—2019年科技創(chuàng)新與旅游經(jīng)濟(jì)效率的全局Moran′s I以驗(yàn)證二者的空間集聚性。如表3所示,除2004年外,其他年份科技創(chuàng)新全局Moran′s I均顯著為正值,表明全國科技創(chuàng)新發(fā)展水平空間分布表現(xiàn)出地理位置相鄰省域科技創(chuàng)新水平相近的特點(diǎn)。2001—2019年旅游經(jīng)濟(jì)效率全局Moran′s I均為正值,大多數(shù)年份檢驗(yàn)結(jié)果呈現(xiàn)出不同程度的顯著性,說明旅游經(jīng)濟(jì)效率在全國范圍內(nèi)具有較強(qiáng)的空間依賴性和集聚性。值得注意的是,雖然科技創(chuàng)新和旅游經(jīng)濟(jì)效率的全局Moran′s I在少數(shù)年份未通過顯著性檢驗(yàn),但并不能據(jù)此判斷當(dāng)年任何地區(qū)科技創(chuàng)新與旅游經(jīng)濟(jì)效率均孤立于相鄰地區(qū),可能是由于二者的空間相關(guān)性只存在于少數(shù)省域,抑或是因?yàn)榭臻g正相關(guān)和負(fù)相關(guān)的省域相互抵消所致[34]?？紤]到全局Moran′s I忽略了各省域空間關(guān)聯(lián)的差異性,本文在局部空間自相關(guān)檢驗(yàn)的基礎(chǔ)上,借助Moran′s I散點(diǎn)圖對30個省域科技創(chuàng)新和旅游經(jīng)濟(jì)效率的空間自相關(guān)進(jìn)行可視化(圖1)。如圖1所示,科技創(chuàng)新和旅游經(jīng)濟(jì)效率的局部Moran′s I分別為0.162和0.124,且最少有16個省域處于第一和第三象限,占研究省域總數(shù)的53.3%以上,說明中國科技創(chuàng)新與旅游經(jīng)濟(jì)效率均具有顯著的空間自相關(guān)性,且主要呈現(xiàn)高高和低低集聚模式。

圖1 科技創(chuàng)新與旅游經(jīng)濟(jì)效率的局部Moran′s I

表3 科技創(chuàng)新與旅游經(jīng)濟(jì)效率的全局Moran′s I

2.3.2 模型選擇 空間自相關(guān)檢驗(yàn)結(jié)果顯示科技創(chuàng)新以及旅游經(jīng)濟(jì)效率均存在全局和局部的空間關(guān)聯(lián),在探究科技創(chuàng)新對旅游經(jīng)濟(jì)效率的影響時有必要將空間作用納入研究范圍,故本文擬構(gòu)建空間計量模型進(jìn)行研究。空間計量模型的確定需要結(jié)合LM檢驗(yàn)、Wald檢驗(yàn)、LR檢驗(yàn)以及Hausman檢驗(yàn)等的結(jié)果加以判斷[35](表4)。首先,SPLM模型和SPEM模型的LM和Robust LM統(tǒng)計量分別在1%和5%的水平上顯著,說明科技創(chuàng)新對旅游經(jīng)濟(jì)效率同時具有空間滯后效應(yīng)和空間誤差效應(yīng),驗(yàn)證了前者對后者的影響具有空間關(guān)聯(lián)性。其次,建立SPDM模型,通過Wald與LR檢驗(yàn)結(jié)果篩選最優(yōu)模型。SPLM模型和SPEM模型的Wald與LR統(tǒng)計量均在1%的水平上顯著,拒絕了SPDM模型會簡化為SPLM模型或SPEM模型的原假設(shè),故SPDM模型為本文最優(yōu)模型。進(jìn)一步運(yùn)用Hausman檢驗(yàn)對固定效應(yīng)和隨機(jī)效應(yīng)進(jìn)行判定,Hausman統(tǒng)計值為38.45,且通過了1%水平的顯著性檢驗(yàn),表明固定效應(yīng)更適用。最后,在固定效應(yīng)基礎(chǔ)上進(jìn)行時間固定和空間固定選擇,檢驗(yàn)結(jié)果皆拒絕原假設(shè),故時空雙重固定最優(yōu)。因此,本文選擇SPDM時空雙重固定模型分析科技創(chuàng)新對旅游經(jīng)濟(jì)效率的影響。

表4 模型檢驗(yàn)結(jié)果

2.3.3 回歸結(jié)果分析 ①從OLS、SPLM、SPEM及SPDM模型的檢驗(yàn)結(jié)果(表5)可知,核心解釋變量的影響系數(shù)和顯著性并無質(zhì)的變化,表明本文關(guān)于科技創(chuàng)新對旅游經(jīng)濟(jì)效率影響的研究結(jié)果具有穩(wěn)健性。其中,SPDM模型的LogL最大,赤池信息量(AIC)和貝葉斯信息量(BIC)最小,表示SPDM模型更具解釋力[36],故為本文最佳模型。②空間交互作用會影響科技創(chuàng)新對旅游經(jīng)濟(jì)效率的產(chǎn)出彈性。如表5所示,在忽略空間作用的傳統(tǒng)OLS回歸模型中,科技創(chuàng)新對旅游經(jīng)濟(jì)效率的影響系數(shù)為0.098 8,P值為0.074;在考慮空間因素的SPLM、SPEM及SPDM模型中,其估計系數(shù)和顯著性明顯提高,且考慮空間溢出效應(yīng)的SPDM模型結(jié)果最理想。顯然,非空間面板的OLS模型因忽略了變量間的空間溢出效應(yīng)而低估了科技創(chuàng)新對旅游經(jīng)濟(jì)效率的作用程度。③科技創(chuàng)新對旅游經(jīng)濟(jì)效率具有明顯的空間溢出效應(yīng)。旅游經(jīng)濟(jì)效率的空間溢出系數(shù)ρ在10%的水平上顯著,表明旅游經(jīng)濟(jì)效率具有明顯的空間溢出性;科技創(chuàng)新與旅游經(jīng)濟(jì)效率的空間交互項(xiàng)W×lnXTech系數(shù)顯著為負(fù),意味著相鄰省域創(chuàng)新能力的日益提升阻礙了本省域旅游經(jīng)濟(jì)效率的改善,這可能是相鄰省域科技創(chuàng)新發(fā)展對本省域旅游發(fā)展要素的“虹吸效應(yīng)”大于“擴(kuò)散效應(yīng)”,導(dǎo)致旅游發(fā)展受阻。

表5 模型回歸結(jié)果

2.3.4 空間效應(yīng)分解 基于時空雙重固定的SPDM模型估計,運(yùn)用前述偏微分分解法計算各解釋變量對被解釋變量的直接效應(yīng)、間接效應(yīng)和總效應(yīng)(表6),從空間影響分解結(jié)果可以看出:

表6 模型回歸結(jié)果

1)科技創(chuàng)新對本省域旅游經(jīng)濟(jì)效率的影響?？萍紕?chuàng)新對旅游經(jīng)濟(jì)效率影響的直接效應(yīng)系數(shù)為0.321 2,且在1%的水平上顯著,表明科技創(chuàng)新能有效推動本區(qū)域旅游經(jīng)濟(jì)效率的改善。這可能是因?yàn)?創(chuàng)新人才和技術(shù)的投入豐富了旅游產(chǎn)品和旅游業(yè)態(tài),改善了旅游供給和旅游發(fā)展模式,提升了區(qū)域旅游吸引力,增加旅游產(chǎn)出;科技創(chuàng)新加速了旅游企業(yè)的專業(yè)化進(jìn)程,旅游服務(wù)和設(shè)施的科技性日益增強(qiáng),在節(jié)省人力資源的同時也契合多樣旅游需求,進(jìn)而減少旅游從業(yè)人員投入、增加區(qū)域旅游人數(shù);移動互聯(lián)網(wǎng)、大數(shù)據(jù)及云計算等現(xiàn)代信息技術(shù)的蓬勃發(fā)展不僅推動了旅游企業(yè)交易管理工作的智能化和高效化,降低旅游企業(yè)成本和投入,而且加快推動旅游企業(yè)營銷品牌化和網(wǎng)絡(luò)化的實(shí)現(xiàn),拓寬了旅游信息交流渠道,促進(jìn)旅游目的地形象廣泛傳播,提高其知名度,驅(qū)動旅游收入增加;大量旅游信息以及在線旅游服務(wù)平臺提高了旅游者對消費(fèi)行為的自組織能力,引導(dǎo)旅游消費(fèi)行為升級[37];科技創(chuàng)新能改善旅游資源質(zhì)量,一方面,科學(xué)技術(shù)在旅游資源開發(fā)與保護(hù)監(jiān)測過程的廣泛應(yīng)用能有效保護(hù)旅游資源和避免無序開發(fā)以優(yōu)化旅游供給,另一方面,減量技術(shù)、再利用技術(shù)和資源化技術(shù)等生態(tài)技術(shù)和綠色科技的運(yùn)用保護(hù)了旅游業(yè)賴以生存的生態(tài)環(huán)境,提升了旅游資源品質(zhì)和吸引力,推動國內(nèi)外旅游人次的增長[8]。

2)科技創(chuàng)新對旅游經(jīng)濟(jì)效率的空間溢出效應(yīng)。在地理鄰接權(quán)重矩陣下,科技創(chuàng)新對旅游經(jīng)濟(jì)效率影響的間接效應(yīng)系數(shù)為-0.727 8,且在1%的水平上顯著,說明區(qū)域科技創(chuàng)新能力的提升會對相鄰省域旅游經(jīng)濟(jì)效率產(chǎn)生反向推動作用和空間競爭效應(yīng),這與王龍杰等的研究結(jié)論[34,38,39]相似?？赡茉蛴?一方面,科技創(chuàng)新是影響區(qū)域發(fā)展競爭力的重要因素,創(chuàng)新能力的提升能為區(qū)域經(jīng)濟(jì)發(fā)展帶來良好機(jī)遇[24]。在科技創(chuàng)新的驅(qū)動下,經(jīng)濟(jì)和技術(shù)發(fā)展的“鴻溝”使人才、市場和資金等要素更多集聚在創(chuàng)新能力和經(jīng)濟(jì)實(shí)力雙優(yōu)的本省域,因此對鄰近省域旅游發(fā)展所需的經(jīng)濟(jì)資源要素產(chǎn)生“虹吸效應(yīng)”,導(dǎo)致其旅游發(fā)展要素短缺,旅游投入及旅游吸引力不足,因而抑制旅游發(fā)展和旅游經(jīng)濟(jì)效率提高。另一方面,科技創(chuàng)新通過加速產(chǎn)業(yè)更替、優(yōu)化需求結(jié)構(gòu)以及利用產(chǎn)業(yè)間的關(guān)聯(lián)效應(yīng)推動產(chǎn)業(yè)結(jié)構(gòu)轉(zhuǎn)型升級。產(chǎn)業(yè)結(jié)構(gòu)升級表明“經(jīng)濟(jì)服務(wù)化”進(jìn)程加快[26],并伴隨著區(qū)域交通、通信、住宿等基礎(chǔ)設(shè)施的日臻完善,從而為本省域旅游高質(zhì)量發(fā)展提供肥沃土壤,但由于旅游發(fā)展存在空間競爭和屏蔽效應(yīng),使處于旅游相對非優(yōu)區(qū)的相鄰省域旅游人次和收入減少,進(jìn)而降低旅游經(jīng)濟(jì)效率。

3)控制變量對旅游經(jīng)濟(jì)效率的影響。①經(jīng)濟(jì)發(fā)展水平和城鎮(zhèn)化能對旅游經(jīng)濟(jì)效率產(chǎn)生強(qiáng)有力的推動作用,但二者均會在一定程度上約束相鄰省域旅游經(jīng)濟(jì)效率的改善,這可能是因?yàn)樵诮?jīng)濟(jì)發(fā)展水平和城鎮(zhèn)化發(fā)展的加持下,本省域會對周圍省域的人才、技術(shù)、資金等產(chǎn)生吸納作用,相應(yīng)縮減鄰近省域旅游經(jīng)濟(jì)要素與資源的投入,導(dǎo)致旅游業(yè)發(fā)展受限。②旅游資源稟賦對旅游經(jīng)濟(jì)效率的直接效應(yīng)和間接效應(yīng)均顯著為正,表明旅游資源的深度有序開發(fā)是挖掘旅游潛力以及刺激旅游需求的重要手段,同時旅游資源開發(fā)具有示范和模仿效應(yīng),鄰近省域能通過借鑒旅游資源開發(fā)經(jīng)驗(yàn)把握旅游需求以激發(fā)旅游市場活力,從而帶動旅游效率提高。③對外開放、產(chǎn)業(yè)結(jié)構(gòu)升級以及交通發(fā)展水平對旅游經(jīng)濟(jì)效率均具有不同程度的正向作用,對外開放程度的優(yōu)化在展現(xiàn)深厚文化及旅游發(fā)展內(nèi)涵的同時能拓寬國外旅游市場以改善旅游經(jīng)濟(jì)發(fā)展水平;產(chǎn)業(yè)結(jié)構(gòu)升級意味著服務(wù)經(jīng)濟(jì)日趨成熟,旅游目的地的基礎(chǔ)服務(wù)設(shè)施(如交通、餐飲、住宿等)明顯改善,能為旅游者提供優(yōu)質(zhì)服務(wù)和愉快體驗(yàn);交通設(shè)施是連接旅游供給和需求的樞紐,交通設(shè)施建設(shè)能提高區(qū)域可達(dá)性和擴(kuò)大旅游流,增加旅游產(chǎn)出。但三者對旅游經(jīng)濟(jì)效率的間接效應(yīng)均不顯著,說明它們對旅游經(jīng)濟(jì)效率的作用尚未形成完備的省域聯(lián)動機(jī)制,對相鄰省域旅游經(jīng)濟(jì)效率的輻射強(qiáng)度仍待鞏固加強(qiáng)。

3 結(jié)論與啟示

本文在測算2001—2019年中國30個省域科技創(chuàng)新水平及旅游經(jīng)濟(jì)效率的基礎(chǔ)上,借助空間面板杜賓模型考察科技創(chuàng)新對旅游經(jīng)濟(jì)效率的影響及空間效應(yīng),主要結(jié)論如下:①2001—2019年中國30個省域科技創(chuàng)新指數(shù)均值由0.038增至0.193,年均增長率為9.45%,東、中、西部以及東北四大地區(qū)科技創(chuàng)新水平明顯上升,增速形成“中部>東部>西部>東北”的空間格局;30個省域旅游經(jīng)濟(jì)效率均值由0.215增至0.597,年均增長率為6.13%,四大地區(qū)旅游經(jīng)濟(jì)效率改善卓有成效,增速呈現(xiàn)“東北>中部>西部>東部”的分布特征。②科技創(chuàng)新水平和旅游經(jīng)濟(jì)效率均呈現(xiàn)明顯的空間關(guān)聯(lián)性和依賴性,并且主要形成高高和低低集聚模式,表明研究科技創(chuàng)新對旅游經(jīng)濟(jì)效率的影響不可忽視空間效應(yīng);空間計量模型結(jié)果顯示,科技創(chuàng)新對本地旅游經(jīng)濟(jì)效率改善作用明顯,但會在一定程度上抑制鄰近省域旅游經(jīng)濟(jì)效率的提升。③在科技創(chuàng)新的影響下,經(jīng)濟(jì)發(fā)展水平和城鎮(zhèn)化對本省域旅游經(jīng)濟(jì)效率具有明顯的正向作用,但會抑制相鄰省域旅游經(jīng)濟(jì)效率提升;旅游資源稟賦對旅游經(jīng)濟(jì)效率的直接和間接效應(yīng)均正向顯著;對外開放、產(chǎn)業(yè)結(jié)構(gòu)升級以及交通發(fā)展水平均能促進(jìn)本省域旅游經(jīng)濟(jì)效率的改善,但對相鄰省域旅游經(jīng)濟(jì)效率的作用仍需加強(qiáng)。

根據(jù)上述結(jié)論提出以下建議:①旅游業(yè)高質(zhì)量發(fā)展目標(biāo)的實(shí)現(xiàn)要求區(qū)域協(xié)同發(fā)展。東部地區(qū)應(yīng)充分發(fā)揮在科技創(chuàng)新和旅游發(fā)展方面的引領(lǐng)示范作用,保持其科技創(chuàng)新發(fā)展優(yōu)勢,加快經(jīng)濟(jì)發(fā)展及人才引進(jìn),強(qiáng)化科技對旅游業(yè)高質(zhì)量發(fā)展的支撐作用;中部地區(qū)應(yīng)積極配合和承接?xùn)|部地區(qū)產(chǎn)業(yè)轉(zhuǎn)移,持續(xù)推進(jìn)科技創(chuàng)新驅(qū)動發(fā)展戰(zhàn)略,擴(kuò)大科技創(chuàng)新增強(qiáng)旅游經(jīng)濟(jì)效率的作用范圍;西部和東北地區(qū)應(yīng)借鑒東部地區(qū)科技創(chuàng)新經(jīng)驗(yàn),出臺優(yōu)惠扶持政策,鼓勵科技創(chuàng)新,加快推進(jìn)旅游領(lǐng)域“產(chǎn)學(xué)研”合作發(fā)展。②要充分考慮旅游經(jīng)濟(jì)效率的空間關(guān)聯(lián)特性,將空間作用納入旅游高質(zhì)量發(fā)展的實(shí)施過程中。要高度重視科技創(chuàng)新對旅游經(jīng)濟(jì)效率的負(fù)向空間溢出效應(yīng),共謀科技創(chuàng)新與合作發(fā)展,弱化其對鄰近省域經(jīng)濟(jì)資源要素等的“截流效應(yīng)”,打破行政區(qū)劃對旅游發(fā)展的壁壘,攜手推進(jìn)區(qū)域發(fā)展和旅游發(fā)展一體化,促進(jìn)旅游生產(chǎn)要素(如物質(zhì)資本、勞動力等)的跨區(qū)域流動,正向發(fā)揮強(qiáng)化旅游經(jīng)濟(jì)效率領(lǐng)先省域的輻射溢出作用。③各省域要加強(qiáng)技術(shù)經(jīng)濟(jì)組織和社會經(jīng)濟(jì)制度創(chuàng)新,加快推進(jìn)新型城鎮(zhèn)化進(jìn)程,保障公共衛(wèi)生、教育、社會保障、就業(yè)等服務(wù)質(zhì)量,提高居民旅游消費(fèi)能力;合理有序開發(fā)旅游資源,加快文化和旅游產(chǎn)業(yè)融合步伐,促進(jìn)旅游可持續(xù)發(fā)展;全面提高對外開放水平,增強(qiáng)開放型經(jīng)濟(jì)體制建設(shè)能力和水平,促進(jìn)國內(nèi)國際經(jīng)濟(jì)聯(lián)動;全力推進(jìn)產(chǎn)業(yè)結(jié)構(gòu)調(diào)整,實(shí)現(xiàn)各產(chǎn)業(yè)協(xié)調(diào)發(fā)展和區(qū)域產(chǎn)業(yè)結(jié)構(gòu)優(yōu)化升級;加大交通建設(shè)投入,關(guān)注交通技術(shù)變革,構(gòu)建快速交通體系。