劉 佳，奚一丹

(中國海洋大學(xué) 管理學(xué)院，山東 青島 266100)

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長三角地區(qū)旅游經(jīng)濟(jì)發(fā)展格局演化與影響因素空間計(jì)量分析

劉 佳，奚一丹

(中國海洋大學(xué) 管理學(xué)院，山東 青島 266100)

運(yùn)用空間計(jì)量經(jīng)濟(jì)學(xué)理論和方法，以長三角地區(qū)25個(gè)城市為研究對象，對區(qū)域旅游經(jīng)濟(jì)發(fā)展空間格局、演化特征及其形成機(jī)制進(jìn)行理論分析與實(shí)證研究，研究結(jié)果表明：長三角地區(qū)旅游業(yè)發(fā)展伴隨著明顯的空間集聚過程，不同城市之間旅游經(jīng)濟(jì)發(fā)展存在顯著的空間正相關(guān)性，且呈現(xiàn)局部集聚趨勢；相鄰城市旅游經(jīng)濟(jì)的發(fā)展對本地區(qū)旅游經(jīng)濟(jì)發(fā)展水平的提高表現(xiàn)出較強(qiáng)的空間溢出效應(yīng)與關(guān)聯(lián)效應(yīng)；地區(qū)經(jīng)濟(jì)發(fā)展水平、旅游資源賦存狀況、旅游服務(wù)設(shè)施和區(qū)位交通條件等對長三角地區(qū)旅游經(jīng)濟(jì)發(fā)展水平的提高具有顯著的正向作用，且各影響因素系數(shù)存在一定的空間差異性。進(jìn)而從空間作用和相互影響角度出發(fā)，提出促進(jìn)長三角地區(qū)旅游經(jīng)濟(jì)持續(xù)穩(wěn)定與均衡發(fā)展的對策建議。

長三角地區(qū)；旅游經(jīng)濟(jì)；空間自相關(guān)；空間計(jì)量模型

0 引言

旅游業(yè)是綜合性、關(guān)聯(lián)性很強(qiáng)的產(chǎn)業(yè)，中國自1998年實(shí)施刺激消費(fèi)假日經(jīng)濟(jì)政策以來，旅游經(jīng)濟(jì)對國民經(jīng)濟(jì)的作用越來越凸顯，已經(jīng)成為國民經(jīng)濟(jì)的支柱產(chǎn)業(yè)之一和新的經(jīng)濟(jì)增長點(diǎn)之一[1]?！笆濉逼陂g，全國有20多個(gè)省(自治區(qū)、直轄市)把旅游業(yè)列為當(dāng)?shù)亟?jīng)濟(jì)發(fā)展的支柱性產(chǎn)業(yè)和主導(dǎo)性產(chǎn)業(yè)，旅游業(yè)也因此成為區(qū)域經(jīng)濟(jì)發(fā)展和競爭的新的制高點(diǎn)。長期以來，區(qū)域旅游經(jīng)濟(jì)發(fā)展成為旅游研究的熱點(diǎn)，借鑒國內(nèi)外區(qū)域經(jīng)濟(jì)研究理論與方法，當(dāng)前中國區(qū)域旅游經(jīng)濟(jì)研究成果不斷豐富與完善[2，3]。從研究范圍來看，主要是基于全國尺度分析旅游經(jīng)濟(jì)區(qū)域差異的空間格局，以及基于區(qū)域尺度探討珠三角、長三角、環(huán)渤海三大地區(qū)旅游經(jīng)濟(jì)的空間差異。其中，國內(nèi)學(xué)者關(guān)于長三角地區(qū)旅游經(jīng)濟(jì)發(fā)展研究成果較為顯著，一是主要采用定性方法和理論研究區(qū)域旅游合作，如徐琪提出要實(shí)現(xiàn)城市旅游業(yè)的跨越式發(fā)展必須通過優(yōu)化長三角地區(qū)合作環(huán)境、開發(fā)特色旅游資源和優(yōu)勢旅游產(chǎn)品[4]；張正國，吳光偉通過構(gòu)建長三角區(qū)域旅游合作過程系統(tǒng)結(jié)構(gòu)，建立了區(qū)域旅游合作過程系統(tǒng)的結(jié)構(gòu)模型等[5]；二是采用定量研究手段分析區(qū)域旅游經(jīng)濟(jì)差異、旅游產(chǎn)業(yè)集聚水平等，如鄒德玲，蔣天穎通過構(gòu)建旅游經(jīng)濟(jì)綜合評價(jià)指標(biāo)體系結(jié)合引力模型，確定了長三角區(qū)域旅游經(jīng)濟(jì)的分級區(qū)域[6]；梁美玉，史春云應(yīng)用首位分布和位序—規(guī)模分布的研究方法，研究發(fā)現(xiàn)長三角地區(qū)旅游城市空間格局總體分布均衡，呈現(xiàn)以上海為中心的旅游核心空間分布[7]。靳誠，陸玉麒通過構(gòu)建城市旅游流強(qiáng)度模型，提出“長三角地區(qū)旅游目的地和旅游客源地之間表現(xiàn)為以旅游發(fā)展強(qiáng)市上海為核心的圈層結(jié)構(gòu)”的結(jié)論[8]。從上述文獻(xiàn)整理可以發(fā)現(xiàn)，國內(nèi)對于長三角地區(qū)旅游業(yè)發(fā)展空間相互作用關(guān)系及形成機(jī)制的研究相對匱乏，關(guān)于長三角地區(qū)內(nèi)部城市之間空間效應(yīng)的研究明顯不足。自20世紀(jì)70年代以來，空間理論日益受到重視，空間經(jīng)濟(jì)學(xué)也因此得到快速發(fā)展，空間不同對象由于不同的地理區(qū)位而產(chǎn)生空間效應(yīng)。W R To-bler提出“地理學(xué)第一定律”，認(rèn)為相鄰事物之間存在相似的屬性，而相遠(yuǎn)離的事物則具有不同的屬性，即強(qiáng)調(diào)了空間的依賴性[9]。Anselin認(rèn)為空間異質(zhì)性即事物由于處于不同的空間位置而擁有不同的屬性[10]。不同地區(qū)由于具有不同的旅游資源稟賦、旅游區(qū)位交通條件以及旅游服務(wù)設(shè)施條件等而發(fā)展具有各自特色的旅游業(yè)，其旅游經(jīng)濟(jì)發(fā)展模式必然也會(huì)存在顯著差異，但是鄰近地區(qū)旅游業(yè)的發(fā)展由于空間位置的鄰近而存在密切的經(jīng)濟(jì)聯(lián)系，一個(gè)地區(qū)旅游業(yè)的發(fā)展不僅對本地區(qū)經(jīng)濟(jì)發(fā)展產(chǎn)生直接影響，同時(shí)也會(huì)對鄰近地區(qū)經(jīng)濟(jì)發(fā)展產(chǎn)生一定程度的溢出效應(yīng)。本文從空間計(jì)量經(jīng)濟(jì)研究視角出發(fā)，通過空間自相關(guān)性檢驗(yàn)分析長三角地區(qū)旅游經(jīng)濟(jì)發(fā)展空間格局及其演化特征，揭示該地區(qū)不同城市旅游經(jīng)濟(jì)發(fā)展是否存在顯著的空間聯(lián)動(dòng)特征，在此基礎(chǔ)上構(gòu)建空間計(jì)量模型對影響長三角地區(qū)旅游經(jīng)濟(jì)發(fā)展的主要因素和形成機(jī)制進(jìn)行分析，以期為推動(dòng)長三角地區(qū)旅游經(jīng)濟(jì)持續(xù)快速、穩(wěn)定發(fā)展提供一定的理論依據(jù)和決策參考。

1 空間計(jì)量分析方法與數(shù)據(jù)來源

1.1 空間自相關(guān)分析

探索性空間數(shù)據(jù)分析(ESDA)主要通過空間關(guān)聯(lián)測度研究對象之間的空間分布格局，發(fā)現(xiàn)其空間集聚或空間異常特征[11]。本文從全局空間視角和局部視角對長三角旅游經(jīng)濟(jì)發(fā)展的空間依賴性進(jìn)行分析，以此檢驗(yàn)各個(gè)城市的空間依賴性關(guān)系和作用規(guī)律。

其中，全局空間自相關(guān)分析主要用于探討區(qū)域整體空間差異程度，其通過全局Moran’s I檢驗(yàn)因變量的空間依賴性存在與否，揭示旅游經(jīng)濟(jì)發(fā)展的全局空間相關(guān)性。計(jì)算公式如下：

(1)

(2)

式中：E(I)為期望值； SD(I)為標(biāo)準(zhǔn)差。在顯著性水平5%時(shí)，所適用的臨界值為-1.96

局部空間自相關(guān)分析能夠反映每個(gè)地區(qū)與周邊地區(qū)之間是否具有相似屬性或相異屬性，即是空間相關(guān)或是空間差異。局部空間自相關(guān)主要通過Gi統(tǒng)計(jì)量、Moran散點(diǎn)圖以及空間聯(lián)系的局部指標(biāo)(LISA)加以反映。本文運(yùn)用Moran散點(diǎn)圖來表示。Moran散點(diǎn)圖描述的是研究對象變量z與其空間滯后向量Wz之間的相關(guān)關(guān)系。Moran散點(diǎn)圖橫軸和縱軸對應(yīng)的分別是變量z與空間滯后變量Wz。該圖分為四個(gè)象限是用來識別研究區(qū)域內(nèi)一個(gè)地區(qū)與其周邊地區(qū)之間的相互關(guān)系。第一象限(HH)：“高高區(qū)域”，表示城市之間旅游經(jīng)濟(jì)發(fā)展差異較小，區(qū)域自身與周邊人均旅游收入均較高的市域；第二象限(LH)：“低高區(qū)域”，表示城市之間旅游經(jīng)濟(jì)發(fā)展差異較大，自身人均旅游收入較低而周邊市域人均旅游收入較高；第三象限(LL)：“低低區(qū)域”，表示城市之間旅游發(fā)展差異較小，區(qū)域自身與周邊人均旅游收入均較低的市域；第四象限(HL)：“高低區(qū)域”，表示城市之間旅游經(jīng)濟(jì)發(fā)展差異較大，自身人均旅游收入較高而周邊市域人均旅游收入較低。

1.2 空間面板數(shù)據(jù)模型

本文采用納入空間效應(yīng)(空間相關(guān)和空間差異)的空間常系數(shù)回歸計(jì)量模型進(jìn)行擬合分析，具體包括空間滯后模型(Spatial Lag Model，簡稱SLM)與空間誤差模型(Spatial Error Model，簡稱SEM)。

空間滯后模型(SLM)主要研究相鄰地區(qū)的行為對周邊地區(qū)行為產(chǎn)生的影響(溢出效應(yīng))，反映的因變量的影響因素均會(huì)通過空間傳導(dǎo)機(jī)制作用于其他地區(qū)，空間依存性主要體現(xiàn)在因變量的滯后項(xiàng)上。模型形式設(shè)定如下：

y=ρWy+Xβ+ε

(4)

式中：y為因變量，X為外生解釋變量矩陣，W為空間權(quán)重矩陣，Wy為空間滯后因變量，ρ為空間回歸系數(shù)，反映觀測對象之間的空間依賴作用，β為參數(shù)向量，ε為隨機(jī)干擾項(xiàng)。

空間誤差模型(SEM)表示地區(qū)之間產(chǎn)生相互作用主要是由于所處地理位置存在差異的原因，反映空間溢出是隨機(jī)沖擊的作用結(jié)果，地區(qū)之間的相互關(guān)系通過誤差項(xiàng)加以反映。模型形式設(shè)定如下：

y=β+μ, μ=λW+ε

(5)

式中：β為反映因變量y與自變量x的相關(guān)系數(shù)，μ為隨機(jī)誤差項(xiàng)向量，λ為空間誤差修正系數(shù)，反映觀測對象之間的空間依賴作用，ε為隨機(jī)干擾項(xiàng)。

SLM模型與SEM模型的判斷與選擇主要依據(jù)Moran’s I檢驗(yàn)、極大似然LM-Lag檢驗(yàn)以及極大似然LM-Error檢驗(yàn)等空間檢驗(yàn)效應(yīng)來判定，Anselin和Florax[12]認(rèn)為若LM-Lag檢驗(yàn)較LM-Error檢驗(yàn)在統(tǒng)計(jì)量上更加顯著時(shí)，且Robust LM-Lag顯著而Robust LM-Error不顯著時(shí)則應(yīng)當(dāng)采用空間滯后模型(SLM)；相反則采用空間誤差模型(SEM)。除以上統(tǒng)計(jì)檢驗(yàn)判定外，還可以依據(jù)擬合優(yōu)度R2檢驗(yàn)、自然對數(shù)似然函數(shù)值(LogL)最大，施瓦茨信息值SC、赤池信息值A(chǔ)IC最小等辦法來判斷選擇空間滯后模型(SLM)或是空間誤差模型(SEM)。

1.3 研究區(qū)域概況與數(shù)據(jù)來源

長三角是中國旅游經(jīng)濟(jì)發(fā)達(dá)地區(qū)，改革開放30多年來，旅游經(jīng)濟(jì)快速發(fā)展、穩(wěn)步增長，旅游產(chǎn)業(yè)體系發(fā)展成熟，已經(jīng)形成互為市場、互為腹地、互送客源的旅游地域空間格局。2013年實(shí)現(xiàn)旅游總收入15 922.02億元，占全國總量的53.08%，其中旅游創(chuàng)匯131.1億美元、國內(nèi)旅游收入15 110.1億元，分別占全國總量的25.36%%和57.51%。旅游總收入占其GDP和第三產(chǎn)業(yè)產(chǎn)值的比重分別為13.46%和42.1%，均高于中國其他地區(qū)平均水平，旅游業(yè)在長三角區(qū)域經(jīng)濟(jì)和第三產(chǎn)業(yè)發(fā)展中發(fā)揮了重要作用。

考慮到數(shù)據(jù)的真實(shí)性、連續(xù)性以及可獲得性，本文選取人均旅游收入作為旅游經(jīng)濟(jì)發(fā)展的量度指標(biāo)，人均旅游收入較為客觀地反映了一個(gè)地區(qū)或城市旅游經(jīng)濟(jì)的發(fā)展水平和發(fā)展程度，選取長三角地區(qū)25個(gè)地級市作為研究對象，數(shù)據(jù)樣本以各市的入境旅游收入和國內(nèi)旅游收入、人口數(shù)等作為分析計(jì)算的基礎(chǔ)數(shù)據(jù)，通過計(jì)算獲得各市的人均旅游收入。相關(guān)指標(biāo)數(shù)據(jù)來源于《中國區(qū)域經(jīng)濟(jì)統(tǒng)計(jì)年鑒》(2003～2013年)、《中國旅游統(tǒng)計(jì)年鑒》(2003～2013年)以及浙江省、上海市以與江蘇省旅游政務(wù)統(tǒng)計(jì)網(wǎng)。

2 長三角地區(qū)旅游經(jīng)濟(jì)空間格局及演化特征

2.1 長三角地區(qū)旅游經(jīng)濟(jì)發(fā)展空間集聚特征

改革開放以來，長三角地區(qū)經(jīng)濟(jì)發(fā)展迅速、交通網(wǎng)絡(luò)密集，其強(qiáng)大的空間集聚和輻射能力帶動(dòng)了長三角周邊地區(qū)經(jīng)濟(jì)的迅猛發(fā)展，尤其是近10年來，長三角地區(qū)通過調(diào)整產(chǎn)業(yè)結(jié)構(gòu)更好地推動(dòng)了地區(qū)經(jīng)濟(jì)發(fā)展，旅游業(yè)的發(fā)展得到重視成為長三角地區(qū)經(jīng)濟(jì)發(fā)展的戰(zhàn)略支柱產(chǎn)業(yè)，2002～2012年其旅游總收入從2 809.75億元增加到15 432.36億元，增幅達(dá)5倍。

同時(shí)，長三角地區(qū)旅游經(jīng)濟(jì)發(fā)展的空間集聚特征日趨明顯。本文進(jìn)一步采用區(qū)位基尼系數(shù)(Gini)，分析2002～2012年長三角地區(qū)25個(gè)城市人均旅游收入在地理空間上的分布狀況，從整體上考察長三角地區(qū)旅游經(jīng)濟(jì)發(fā)展水平在地理空間上的集聚趨勢。其計(jì)算公式如下：

(6)

式中：G為區(qū)位基尼系數(shù)；n為長三角市域總數(shù)；Yi為i市人均旅游收入占長三角地區(qū)人均旅游總收入的比重，按照升序排列，即Y1

圖1 2002～2012年長三角地區(qū)人均旅游收入?yún)^(qū)位基尼系數(shù)Fig.1 The Yangtze River Delta area per capita tourism income Gini coefficient from 2002 to 2012

由于受到經(jīng)濟(jì)發(fā)達(dá)程度、地理區(qū)位、交通條件、旅游資源規(guī)模、文化習(xí)俗等多種因素的影響，長三角地區(qū)旅游經(jīng)濟(jì)發(fā)展呈現(xiàn)出顯著的空間分異特征。本文以2002、2005、2008和2012年4年為觀察年份，以人均旅游收入作為衡量指標(biāo)，分別繪制旅游經(jīng)濟(jì)發(fā)展的空間四分位圖，對長三角地區(qū)旅游經(jīng)濟(jì)發(fā)展在空間上的變化趨勢進(jìn)行比較分析?？臻g四分位圖是空間分布分圖表示的一種，將觀測值指標(biāo)依據(jù)規(guī)模大小進(jìn)行排序進(jìn)而分為四大類，從而簡化地圖的空間示意[13]。如圖2所示，顏色深淺代表長三角地區(qū)各市旅游經(jīng)濟(jì)發(fā)展水平的強(qiáng)弱，顏色越深，即城市旅游經(jīng)濟(jì)發(fā)展越強(qiáng)勁；相反，若城市旅游經(jīng)濟(jì)發(fā)展越孱弱，其顏色越淺。由此可知，長三角旅游經(jīng)濟(jì)發(fā)展在空間分布上均存在一定的空間集聚性，大體上呈現(xiàn)出中部地區(qū)旅游經(jīng)濟(jì)發(fā)展強(qiáng)勁、南部和北部地區(qū)旅游經(jīng)濟(jì)發(fā)展較弱的格局，這也符合長三角區(qū)域經(jīng)濟(jì)發(fā)展實(shí)力空間分布的現(xiàn)實(shí)狀況。從四年時(shí)間截面上可以看出，長三角旅游經(jīng)濟(jì)發(fā)展長期保持相對穩(wěn)定的空間分布格局，中部地區(qū)旅游經(jīng)濟(jì)發(fā)展相對成熟、旅游經(jīng)濟(jì)發(fā)展水平相對較高，空間格局較為穩(wěn)定，而南部和北部地區(qū)旅游經(jīng)濟(jì)發(fā)展水平空間格局則表現(xiàn)出一定的波動(dòng)性，但南部地區(qū)旅游經(jīng)濟(jì)發(fā)展水平要明顯高于北部地區(qū)。顯然，經(jīng)濟(jì)發(fā)展水平空間格局基本上決定了旅游經(jīng)濟(jì)發(fā)展水平空間布局，經(jīng)濟(jì)相對發(fā)達(dá)的地區(qū)具有強(qiáng)烈的旅游經(jīng)濟(jì)空間集聚特征，而經(jīng)濟(jì)不發(fā)達(dá)的地區(qū)則具有較弱或沒有旅游經(jīng)濟(jì)空間集聚特征。然而，區(qū)位基尼系數(shù)并不能全面反映長三角地區(qū)旅游經(jīng)濟(jì)發(fā)展空間布局，僅通過單項(xiàng)指標(biāo)反映了長三角地區(qū)旅游經(jīng)濟(jì)發(fā)展的空間集中程度，對于旅游經(jīng)濟(jì)發(fā)展相似的城市在空間上的空間相關(guān)性或異質(zhì)性并未給出明確的解釋。因此，本文將結(jié)合空間自相關(guān)分析方法對長三角地區(qū)25個(gè)城市旅游經(jīng)濟(jì)發(fā)展水平在空間上的相關(guān)性和異質(zhì)性進(jìn)行檢驗(yàn)，以此來揭示長三角地區(qū)旅游經(jīng)濟(jì)發(fā)展在區(qū)域空間上是否存在顯著的集聚特征以及動(dòng)態(tài)演化趨勢。

圖2 2002、2005、2008和2012年長三角地區(qū)空間四分位圖Fig.2 2002、2005、2008 and 2012 the Yangtze River Delta region of space four bitmap

2.2 長三角地區(qū)旅游經(jīng)濟(jì)發(fā)展空間格局演化特征分析

2.2.1 全局空間總體差異及演化特征

本文采用全局空間自相關(guān)檢驗(yàn)來揭示長三角地區(qū)旅游經(jīng)濟(jì)發(fā)展的空間相關(guān)性、差異性及演化特征。根據(jù)長三角地區(qū)各城市的鄰接關(guān)系，采用二進(jìn)制鄰接權(quán)重矩陣，鄰接標(biāo)準(zhǔn)包括原則和原則?；陂L三角地區(qū)各城市的行政區(qū)劃和地理連接，本文選擇原則。2002～2012年長三角地區(qū)25個(gè)城市人均旅游收入的全局Moran’s I見表1。

表1 長三角2002-2012年人均旅游收入 全局自相關(guān)Moran’s I值及檢驗(yàn)值Tab.1 The per capita income of tourism global autocorrelation Moran’s I value and test value of the Yangtze River Delta from 2002 to 2012

由表1可知，各年Moran’s I值均為正值，且都通過了99%的Z值檢驗(yàn)，檢驗(yàn)結(jié)果較為顯著，表明長三角地區(qū)旅游經(jīng)濟(jì)發(fā)展在空間上具有顯著的正相關(guān)關(guān)系，即區(qū)域旅游經(jīng)濟(jì)發(fā)展整體上呈現(xiàn)相互影響和作用趨勢。Moran’s I值除2003年和2011年出現(xiàn)下降外，其余年份數(shù)值均在不斷增大，總體集聚趨勢不斷上升，表明自2002年以來長三角地區(qū)旅游經(jīng)濟(jì)發(fā)展相似的地區(qū)在空間上集聚分布，旅游經(jīng)濟(jì)發(fā)展強(qiáng)勁地區(qū)和弱勢地區(qū)各自形成相對集中的地域分布，且集中分布范圍在不斷擴(kuò)張。其中，2003年和2011年Moran’s I值出現(xiàn)下降，表明長三角地區(qū)旅游經(jīng)濟(jì)發(fā)展在這兩個(gè)年份空間集中分布趨勢減弱，但是造成這兩個(gè)年份趨勢減弱的影響因素大不相同。2003年“非典”對中國整體入境旅游的影響非常重大，形成了周期為一年的波谷。以上海為中心的長三角旅游經(jīng)濟(jì)發(fā)達(dá)地區(qū)，由于入境旅游收入的驟減，與旅游經(jīng)濟(jì)發(fā)展水平較弱的地區(qū)之間的差距縮小，在空間上的集中趨勢也大為減弱；2010年上海世博會(huì)的成功舉辦為上海、蘇州、杭州等地旅游業(yè)的發(fā)展帶來了巨大的收益，也拉大了與周邊城市之間的旅游經(jīng)濟(jì)發(fā)展水平的差距，但是盛會(huì)之后出現(xiàn)了低谷效應(yīng)，與2010年相比，上海、蘇州、杭州等地旅游收入增幅普遍降低，僅增加了6.4%，而長三角地區(qū)的其他城市旅游收入上升幅度較大，上升幅度均值為20.4%，使得2011年Moran’s I值呈現(xiàn)下降態(tài)勢。

2.2.2 局部空間差異及演化特征

本文選取2002年、2005年、2008年和2012年作為時(shí)間截面，對長三角地區(qū)旅游經(jīng)濟(jì)水平進(jìn)行局部空間自相關(guān)分析，圖3左側(cè)一列為4個(gè)時(shí)間截面旅游經(jīng)濟(jì)發(fā)展分布的局部Moran散點(diǎn)圖，右側(cè)一列為局部Moran散點(diǎn)圖對應(yīng)的旅游經(jīng)濟(jì)發(fā)展空間分布圖?？梢缘贸鲆韵陆Y(jié)論：

(1)從整體上來看，2002年以來，長三角地區(qū)旅游經(jīng)濟(jì)發(fā)展總體格局保持相對穩(wěn)定的狀態(tài)。從人均旅游收入位于“高高區(qū)域”城市的空間結(jié)構(gòu)來看，多是以上海、蘇州為核心的圈狀空間結(jié)構(gòu)，表明在長三角旅游經(jīng)濟(jì)發(fā)展中，中部地區(qū)始終是旅游經(jīng)濟(jì)發(fā)展空間格局的核心區(qū)域，是旅游經(jīng)濟(jì)發(fā)展最為發(fā)達(dá)的地區(qū)，在區(qū)域旅游經(jīng)濟(jì)發(fā)展格局中有著舉足輕重的地位；而江蘇北部地區(qū)城市以及浙江南部地區(qū)城市始終處于低低區(qū)域，且在長三角旅游經(jīng)濟(jì)發(fā)展格局中一直處于穩(wěn)定狀態(tài)。

(2)4個(gè)截面年份中，未發(fā)生變化的城市單元占總數(shù)量的64%，表明自2002年以來，大部分城市保持原有的空間格局。從“高高區(qū)域”來看，4個(gè)年份始終在高高區(qū)域內(nèi)的城市共4個(gè)，分別為上海、蘇州、無錫、舟山，分布在長江下游兩岸。從“低低區(qū)域”來看，始終未發(fā)生變化的一共為11個(gè)，為總數(shù)的44%，多分布在江蘇北部地區(qū)和浙江南部地區(qū)，表明長三角北部地區(qū)和南部地區(qū)旅游經(jīng)濟(jì)發(fā)展始終處于相對滯后的狀態(tài)。

(3)旅游經(jīng)濟(jì)發(fā)展總體格局保持相對穩(wěn)定的情況下，屬于在不同類型的城市也發(fā)生一定的變化。屬于“高高區(qū)域”的城市的數(shù)量不斷增加，落入“低低區(qū)域”的城市數(shù)量基本保持不變。屬于“高高區(qū)域”的城市比重由2002年的16%上升到2012年的40%，自2002年以來，以上海和蘇州為中心的長三角地區(qū)旅游業(yè)發(fā)展突飛猛進(jìn)并保持強(qiáng)勁的發(fā)展勢頭，區(qū)域旅游合作推動(dòng)了長三角地區(qū)旅游經(jīng)濟(jì)的整體發(fā)展。

(4)沿江城市旅游經(jīng)濟(jì)發(fā)展明顯優(yōu)于沿海和內(nèi)陸城市，長三角地區(qū)旅游經(jīng)濟(jì)發(fā)展空間格局演變呈現(xiàn)明顯的沿江化，屬于“高高區(qū)域”的城市多分布于沿江地區(qū)。豐富的旅游資源和高品質(zhì)的旅游景區(qū)、優(yōu)越的地理區(qū)位和良好的經(jīng)濟(jì)發(fā)展水平以及便利的區(qū)位交通條件經(jīng)濟(jì)使得沿江地區(qū)的城市對周邊城市產(chǎn)生強(qiáng)大的輻射作用，有巨大的向心引力，吸引人力、資金等各種旅游經(jīng)濟(jì)發(fā)展要素在此集聚，形成旅游經(jīng)濟(jì)發(fā)展的高密度區(qū)域。

圖3 2002年、2005年、2008年和2012年長三角地區(qū)人均旅游收入散點(diǎn)圖及空間關(guān)聯(lián)圖

Fig.3 2002、2005、2008 and 2012 the Yangtze River Delta Per capita income scatter and the spatial correlation graph

3 長三角地區(qū)旅游經(jīng)濟(jì)發(fā)展影響因素的空間計(jì)量分析

3.1 空間計(jì)量模型構(gòu)建

影響一個(gè)地區(qū)或城市旅游經(jīng)濟(jì)發(fā)展的因素復(fù)雜多樣。本文假定影響旅游經(jīng)濟(jì)發(fā)展的主要因素如下：(1)區(qū)域經(jīng)濟(jì)發(fā)展水平：旅游經(jīng)濟(jì)的發(fā)展規(guī)模和發(fā)展速度，往往與當(dāng)?shù)氐慕?jīng)濟(jì)發(fā)展水平有重要的聯(lián)系，這里采用人均國內(nèi)生產(chǎn)總值(記為PGDP，元)加以衡量。(2)旅游資源稟賦：一個(gè)地區(qū)旅游資源的豐富度和知名度是該地區(qū)旅游經(jīng)濟(jì)發(fā)展的關(guān)鍵與核心，這里采用國家4A、5A級旅游景區(qū)總數(shù)(記為ZY，個(gè))加以衡量。(3)旅游服務(wù)設(shè)施條件：旅游服務(wù)設(shè)施是一個(gè)地區(qū)旅游經(jīng)濟(jì)發(fā)展的硬件，也是支持其發(fā)展的必要條件，這里采用地區(qū)星級飯店數(shù)(記為LF，家)來加以衡量。(4)交通區(qū)位條件：交通區(qū)位條件關(guān)系到一個(gè)地區(qū)的可進(jìn)入性和交通便利性，這里采用地區(qū)公路里程數(shù)(記為JT，公里)加以衡量。

基于以上旅游經(jīng)濟(jì)發(fā)展的各類要素，首先不考慮空間效應(yīng)，構(gòu)建反映長三角地區(qū)旅游經(jīng)濟(jì)發(fā)展的經(jīng)典計(jì)量經(jīng)濟(jì)學(xué)回歸模型：

lnLY=α+β1lnPGDP+β2lnZY+β3lnLF+β4lnJC+ε

式中：LY為長三角地區(qū)人均旅游收入，為被解釋變量；PGDP、ZY、LF、JC分為人均國內(nèi)生產(chǎn)總值、4A級以上景區(qū)個(gè)數(shù)、星級飯店個(gè)數(shù)、公路里程數(shù)，為解釋變量；α為常數(shù)項(xiàng)，β1、β2、β3為回歸系數(shù)，ε為隨機(jī)誤差項(xiàng)。本文采用長三角地區(qū)25個(gè)城市2012年橫截面數(shù)據(jù)作為樣本，同時(shí)對5個(gè)變量數(shù)據(jù)進(jìn)行對數(shù)處理，從而消除原始數(shù)據(jù)異方差現(xiàn)象，保證反映原始數(shù)據(jù)的真實(shí)情況。從長三角地區(qū)旅游經(jīng)濟(jì)發(fā)展空間格局演變中可以發(fā)現(xiàn)，旅游區(qū)域并非孤立存在，而是與周邊相鄰地區(qū)存在很強(qiáng)的空間相關(guān)性。運(yùn)用普通最小二乘法(OLS)回歸模型進(jìn)行回歸分析時(shí)，會(huì)由于忽略經(jīng)濟(jì)主體之間的空間聯(lián)系和空間效應(yīng)而導(dǎo)致系數(shù)估計(jì)值存在偏差或無效[14]。因此，本文將納入空間效應(yīng)、采用空間數(shù)據(jù)面板模型來深入分析影響長三角地區(qū)旅游經(jīng)濟(jì)發(fā)展的空間溢出和空間依賴性。

長三角地區(qū)旅游經(jīng)濟(jì)發(fā)展的空間滯后模型(SLM)形式如下：

lnLY=α+ρWLY+β1lnPGDP+β2lnZY+β3lnLF+β4lnJC+ε

式中：ρ為空間滯后自回歸系數(shù)；W為空間權(quán)重矩陣；α為常數(shù)項(xiàng)；β1、β2、β3為回歸系數(shù)；ε為隨機(jī)誤差項(xiàng)。

長三角地區(qū)旅游經(jīng)濟(jì)發(fā)展的空間誤差模型(SEM)形式如下：

lnLY=α+λWε+β1lnPGDP+β2lnZY+β3lnLF+β4lnJC+μ

式中：λ為空間誤差自回歸系數(shù)；W為空間權(quán)重矩陣；α為常數(shù)項(xiàng)；β1、β2、β3為回歸系數(shù)；μ為正態(tài)分布隨機(jī)誤差項(xiàng)。

3.2 空間計(jì)量模型估計(jì)與結(jié)果3.2.1 計(jì)量模型選擇

首先，運(yùn)用普通最小二乘(OLS)模型進(jìn)行估計(jì)分析，并將其所得結(jié)果與空間計(jì)量經(jīng)濟(jì)模型估計(jì)的參數(shù)進(jìn)行對比分析。由表2可知，長三角地區(qū)旅游經(jīng)濟(jì)發(fā)展影響因素OLS估計(jì)模型的擬合度為93.67%，F(xiàn)統(tǒng)計(jì)值為73.965 5，模型整體上通過了1%水平的顯著性檢驗(yàn)；PGDP、LYZY、LF、JC四個(gè)解釋變量分別通過了1%、1%、5%、5%水平的變量顯著性檢驗(yàn)，且估計(jì)系數(shù)均為正數(shù)，表明地區(qū)經(jīng)濟(jì)發(fā)展、旅游資源稟賦、旅游服務(wù)設(shè)施以及交通區(qū)位條件對與長三角地區(qū)旅游經(jīng)濟(jì)的發(fā)展有一定程度的正向促進(jìn)作用。最小二乘(OLS)模型估計(jì)結(jié)果能夠在一定程度上反映旅游經(jīng)濟(jì)發(fā)展各要素對地區(qū)旅游經(jīng)濟(jì)發(fā)展的正向效應(yīng)，但模型并未將空間效應(yīng)納入考慮之中，這可能使得估計(jì)結(jié)果存在一定的偏差，從而影響其分析的準(zhǔn)確性和客觀性。

為保證模型估計(jì)結(jié)果的正確性和科學(xué)性，將地理空間因素納入回歸模型中，對OLS模型估計(jì)的殘差值進(jìn)行空間依賴性檢驗(yàn)。由表2可知，根據(jù)Anselin提出的空間效應(yīng)檢驗(yàn)判別標(biāo)準(zhǔn)，LM(Lag)與Robust LM(Lag)均通過了5%水平的顯著性檢驗(yàn)，而LM(error)與Robust LM(error)未通過10%水平的顯著性檢驗(yàn)，因此，選擇空間滯后模型(SEM)更適合進(jìn)行研究論證。同時(shí)，采用極大似然法(ML)對空間滯后模型(SLM)與空間誤差模型(SEM)進(jìn)行對比，結(jié)果如表3所示，SLM擬合優(yōu)度R2為0.941 1，Log L值為26.101 7均高于OLS模型的25.206與SEM模型的25.397 1，而AIC值與SC值均小于OLS與SEM模型。由此可知，最小二乘(OLS)模型估計(jì)由于忽略了空間效應(yīng)而使得模型估計(jì)結(jié)果產(chǎn)生偏差?？紤]空間效應(yīng)的作用，空間滯后模型(SLM)比空間誤差模型(SEM)更適合旅游經(jīng)濟(jì)發(fā)展影響因素的分析，且得出的解釋能力也顯著增強(qiáng)。

表2 長三角地區(qū)旅游經(jīng)濟(jì)發(fā)展經(jīng)典回歸模型OLS估計(jì)結(jié)果Tab.2 The estimation results of the classic tourism economic development in the Yangtze River Delta region OLS regression model

表3 空間依賴性檢驗(yàn)Tab.3 Spatial dependence test

3.2.2 空間滯后模型估計(jì)與分析

由表4空間計(jì)量分析結(jié)果顯示，空間滯后模型的空間滯后參數(shù)通過0.83%的顯著性檢驗(yàn)，表明地區(qū)經(jīng)濟(jì)發(fā)展水平、旅游資源稟賦、旅游服務(wù)設(shè)施對地區(qū)旅游經(jīng)濟(jì)發(fā)展的影響在地理空間的鄰近區(qū)域表現(xiàn)出較強(qiáng)的溢出效應(yīng)；SEM的空間誤差估計(jì)參數(shù)通過了1%的顯著性檢驗(yàn)，表明這些影響因素對地區(qū)旅游經(jīng)濟(jì)發(fā)展的提高具有較強(qiáng)的空間依賴作用。由此反映出各變量與旅游經(jīng)濟(jì)發(fā)展水平之間在地理空間上相互影響和相互作用，并且通過鄰近地區(qū)進(jìn)行相互傳遞影響。其次，從空間滯后模型估計(jì)系數(shù)進(jìn)行分析可知，PGDP、ZY、LF與JC四個(gè)變量的回歸系數(shù)均為正數(shù)，且通過了5%、1%、10%、1%水平的顯著性檢驗(yàn)，同經(jīng)典回歸模型最小二乘法估計(jì)相比，4個(gè)變量系數(shù)的顯著性程度均有明顯提高，表明這些變量對提高地區(qū)旅游經(jīng)濟(jì)發(fā)展有顯著的正向影響。

(1)在SLM模型估計(jì)中，空間滯后參數(shù)的估計(jì)值為0.2341，且在1%水平上高度顯著。表明長三角地區(qū)某一城市與周邊城市具有很強(qiáng)的空間溢出正效應(yīng)，促使旅游經(jīng)濟(jì)發(fā)展變動(dòng)由核心城市向周邊鄰近城市擴(kuò)散，帶動(dòng)周邊城市旅游經(jīng)濟(jì)發(fā)展。尤其是以上海、杭州、蘇州為中心的長三角核心地區(qū)已經(jīng)逐漸成為世界第六大城市群之一。上海、南京、無錫、蘇州、杭州華東五市是中國旅游經(jīng)濟(jì)發(fā)展的重心，隨著近年來“一小時(shí)經(jīng)濟(jì)圈”、“半小時(shí)經(jīng)濟(jì)圈”等打造，長三角的區(qū)域集聚效應(yīng)不斷增強(qiáng)，因此，一旦核心城市旅游經(jīng)濟(jì)發(fā)展有所上下波動(dòng)，必然會(huì)通過空間相互作用對周邊相鄰城市旅游經(jīng)濟(jì)的發(fā)展產(chǎn)生較大程度的影響。

(2)地區(qū)經(jīng)濟(jì)發(fā)展在5%水平下顯著，且其系數(shù)為0.479 2，表明經(jīng)濟(jì)發(fā)展水平提高會(huì)極大地拉動(dòng)當(dāng)?shù)芈糜螛I(yè)的發(fā)展。人均國內(nèi)生產(chǎn)總值增加，人們的可支配收入也會(huì)相應(yīng)增加，生活基本需求得到滿足就會(huì)產(chǎn)生出外旅游動(dòng)機(jī)。世界旅游組織研究表明，當(dāng)人均國內(nèi)生產(chǎn)總值達(dá)到2 000美元時(shí)，居民就會(huì)產(chǎn)生休閑旅游的需求，從而使得休閑旅游將得到快速發(fā)展；當(dāng)人均國內(nèi)生產(chǎn)總值達(dá)到3 000美元時(shí)，旅游需求將會(huì)出現(xiàn)爆炸性增長，旅游市場將會(huì)呈現(xiàn)以度假旅游為核心的趨勢；當(dāng)人均國內(nèi)生產(chǎn)總值達(dá)到5 000美元時(shí)，整個(gè)社會(huì)將會(huì)步入成熟的度假旅游經(jīng)濟(jì)時(shí)代，居民的休閑需求和消費(fèi)能力也將會(huì)日益增強(qiáng)。長三角地區(qū)是中國經(jīng)濟(jì)發(fā)達(dá)的地區(qū)，江蘇、浙江、上海人民的人均國內(nèi)生產(chǎn)總值逐年上升，尤其是上海、蘇南和浙北地區(qū)在2002年人均國內(nèi)生產(chǎn)總值就達(dá)到5 000美元，這幾個(gè)地區(qū)之間互為客源地和目的地，有效地提高了各城市旅游經(jīng)濟(jì)水平的提高。

(3)從SLM模型估計(jì)結(jié)果來看，旅游服務(wù)設(shè)施對長三角地區(qū)旅游收入的提高較為顯著，表明旅游服務(wù)設(shè)施對長三角地區(qū)旅游經(jīng)濟(jì)發(fā)展影響增強(qiáng)。這與中國實(shí)施改革開放以來，長三角地區(qū)大規(guī)模建設(shè)星級飯店有關(guān)，隨著休閑旅游時(shí)代的到來，旅游者更加注重旅游過程中的品質(zhì)享受，上海、杭州等一線城市建設(shè)高星級的飯店吸引了大批的高端游客，這也帶動(dòng)周邊城市大力酒店業(yè)，大規(guī)模新建星級酒店、特色主題酒店等，較大地拉動(dòng)了地區(qū)旅游收入的增長。

表4 長三角地區(qū)旅游經(jīng)濟(jì)發(fā)展SLM和SEM估計(jì)結(jié)果Tab.4 The estimation results of the Yangtze River Delta tourism economic development of SLM and SEM

(4)旅游資源稟賦在1%水平下顯著，系數(shù)為0.294 1，旅游資源賦存狀況對長三角地區(qū)旅游經(jīng)濟(jì)發(fā)展的增強(qiáng)較為顯著，但是其影響系數(shù)相較于地區(qū)經(jīng)濟(jì)發(fā)展水平、旅游服務(wù)設(shè)施影響系數(shù)較小，旅游資源賦存狀況是影響長三角地區(qū)旅游經(jīng)濟(jì)發(fā)展差異及格局演化的主要因素，但不是核心要素，表明長三角地區(qū)旅游經(jīng)濟(jì)發(fā)展已經(jīng)由“資源導(dǎo)向型”走向“經(jīng)濟(jì)導(dǎo)向型”。

(5)交通區(qū)位的便利程度對提高長三角地區(qū)旅游經(jīng)濟(jì)發(fā)展的影響并不十分顯著，不會(huì)引起旅游經(jīng)濟(jì)發(fā)展格局的變化?？蛇M(jìn)入性是一個(gè)地區(qū)能夠發(fā)展旅游的基本條件，長三角地區(qū)位于中國經(jīng)濟(jì)發(fā)達(dá)地區(qū)之一，早在2003年底，長三角地區(qū)公路里程數(shù)就達(dá)到11.8×104km，其中高速公路3 779 km，公路網(wǎng)密度和高速公路密度分別為全國的3倍和5.8倍[15]。近年來，長三角地區(qū)基礎(chǔ)設(shè)施進(jìn)一步完善，但并不能對該地區(qū)旅游經(jīng)濟(jì)的發(fā)展帶來顯著影響。

4 結(jié)論與討論

本文運(yùn)用空間計(jì)量經(jīng)濟(jì)學(xué)理論和方法，揭示了長三角地區(qū)旅游經(jīng)濟(jì)發(fā)展空間格局與演化特征，探討了其旅游經(jīng)濟(jì)差異形成的影響因素和作用機(jī)制，研究結(jié)果表明：(1)長三角地區(qū)旅游經(jīng)濟(jì)發(fā)展整體呈現(xiàn)空間集聚的狀態(tài)，2002-2012年旅游空間基尼系數(shù)雖有下降趨勢，但是集中指數(shù)仍然較高；(2)全局空間相關(guān)性檢驗(yàn)表明長三角地區(qū)旅游經(jīng)濟(jì)發(fā)展存在穩(wěn)定的正空間相關(guān)性，即整個(gè)地區(qū)旅游業(yè)的發(fā)展保持良好的一致性，運(yùn)用局部空間自相關(guān)檢驗(yàn)發(fā)現(xiàn)長三角地區(qū)中部區(qū)域旅游業(yè)的發(fā)展態(tài)勢迅猛，無論是旅游業(yè)發(fā)展速度還是發(fā)展規(guī)模均高于其他區(qū)域。(3)地區(qū)經(jīng)濟(jì)發(fā)展水平對長三角地區(qū)旅游經(jīng)濟(jì)的發(fā)展存在顯著的正向作用，旅游服務(wù)設(shè)施的完善和旅游資源品質(zhì)的提高有利于該地區(qū)旅游經(jīng)濟(jì)的發(fā)展，而交通區(qū)位條件對長三角地區(qū)旅游經(jīng)濟(jì)的發(fā)展的影響并不顯著。

因此，根據(jù)研究結(jié)果提出以下政策建議：(1)依托長江黃金水道，加快促進(jìn)城市之間的互動(dòng)與合作。其中蘇南、浙東地區(qū)多個(gè)城市位于長三角地區(qū)的核心地帶，受到國際性大都市上海高強(qiáng)度的經(jīng)濟(jì)輻射，影響巨大。相比蘇南、浙東地區(qū)，長三角地區(qū)其他城市則不具備優(yōu)越的區(qū)位條件，應(yīng)與核心城市主動(dòng)建立地區(qū)合作，向發(fā)達(dá)城市靠攏，實(shí)現(xiàn)城市之間的技術(shù)交流和資源共享。(2)加快長三角地區(qū)城市經(jīng)濟(jì)發(fā)展，著力提高地區(qū)旅游經(jīng)濟(jì)發(fā)展水平。受到地理區(qū)位、交通條件、經(jīng)濟(jì)基礎(chǔ)等多方面因素的影響，長三角地區(qū)各城市之間經(jīng)濟(jì)發(fā)展速度和發(fā)展規(guī)模存在顯著差異，中部地區(qū)城市化水平較高、城市經(jīng)濟(jì)發(fā)展速度較快；南部和北部地區(qū)城市化水平較低、城市經(jīng)濟(jì)發(fā)展速度相對較慢。因此，長三角發(fā)展較為落后地區(qū)應(yīng)大力培育經(jīng)濟(jì)發(fā)展新的增長點(diǎn)，旅游發(fā)達(dá)地區(qū)則應(yīng)通過“極化效應(yīng)”帶動(dòng)地區(qū)周邊城市的經(jīng)濟(jì)發(fā)展，從而為旅游業(yè)的發(fā)展奠定堅(jiān)實(shí)的基礎(chǔ)。(3)大力提高旅游景區(qū)的知名度。高品質(zhì)旅游資源對地區(qū)旅游業(yè)的發(fā)展有著更為顯著的影響。長三角地區(qū)擁有15個(gè)國家級旅游城市，蘇南、上海、浙東地區(qū)擁有長三角地區(qū)80%以上的國家5A、4A級旅游景區(qū)，蘇中、蘇北以及浙南城市僅占20%。因此，擁有較少高質(zhì)量景區(qū)的城市應(yīng)大力挖掘其他具有當(dāng)?shù)靥厣穆糜钨Y源，將旅游資源的文化內(nèi)涵與城市品牌塑造相結(jié)合，將旅游資源與城市融為一體，以城市為載體提高景區(qū)、景點(diǎn)的知名度和美譽(yù)度。(4)優(yōu)化旅游交通，完善長三角地區(qū)旅游交通體系。長三角地區(qū)公路路網(wǎng)密度位居全國前列，但路網(wǎng)密度明顯不均勻，以上海、蘇州、杭州以及寧波為中心的區(qū)域交通可達(dá)性最優(yōu)，其次可達(dá)性較好的是滬寧-滬杭-杭甬沿線地區(qū)，蘇南和蘇北地區(qū)雖已修建了南京長江大橋、長江二橋等，但是南北地區(qū)之間的交通可達(dá)性仍有一定的差距。因此，應(yīng)構(gòu)建以上海、蘇州等城市為中心的區(qū)域交通網(wǎng)絡(luò)，縮短城市之間的交通距離，將蘇北區(qū)域和浙江南部區(qū)域有效地連接起來，使長三角地區(qū)形成高度發(fā)達(dá)的立體旅游交通網(wǎng)絡(luò)體系。

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THE YANGTZE RIVER DELTA TOURISM ECONOMY DEVELOPMENT PATTERN,EVOLUTION AND INFLUENCE OF SPATIAL ECONOMETRIC ANALYSIS

LIU jia，XI yi-dan

(SchoolofManagement，MarineDevelopmentResearchInstitute，OceanUniversityofChina，Qingdao266100，Shandong，China)

Using the spatial econometric theory and methods and studying 25 cities in Yangtze River, this paper analyze the the evolution of spatial pattern, evolutionary character and formal mechanism of regional tourism economic. It suggested that tourism has apparent spatial agglomeration process in the Yangtze River Delta area, the development of tourism economy in different city has significant positive spatial correlation and appear the trend of local agglomeration. The development of the adjacent city tourism economy has strong exhibit spatial spillover effect and correlation effects on improving local tourism economy. Regional economic development level, tourism resource occurrence condition, tourist service facilities and regional traffic conditions has significant positive effect on the development of tourism economy in Yangtze river delta and various factors exist spatial heterogeneity. Then from the perspective of space effect and influence, we put forward the strategy of promoting steady and balanced development of tourism economy in Yangtze river delta economic.

the Yangtze River Delta;tourism economy;spatial autocorrelation；spatial econometric model

2015-02-27；

2015-05-18．

F592.7

A

1001-7852(2015)03-0015-10