劉喬 周春波

摘 要：為了探明信息化與市場化改革對文旅產(chǎn)業(yè)融合的影響機理，文章在進行理論分析和假說演繹的基礎上，運用2010—2017年全國58個重點旅游城市的面板數(shù)據(jù)，選取經(jīng)典計量模型、調節(jié)效應模型和門限回歸模型進行實證分析。研究發(fā)現(xiàn)：信息化和市場化改革是驅動城市文旅產(chǎn)業(yè)融合的兩大動力，且驅動過程中存在協(xié)同效應;兩大動力的驅動效應受到市場需求制約而呈現(xiàn)“門限”特征?；趯嵶C結果，文章提出技術創(chuàng)新—市場改革的協(xié)同驅動、供需兩端的雙向發(fā)力以促進文旅產(chǎn)業(yè)融合的政策建議。

關 鍵 詞：信息化;市場化改革;文旅產(chǎn)業(yè)融合;協(xié)同效應;門限特征

DOI：10.16315/j.stm.2021.02.008

中圖分類號： F592

文獻標志碼： A

Informationization， market-oriented reform and convergence

of cultural and tourism industries

LIU Qiao， ZHOU Chun-bo

（Ningbo University—University of Angers Joint Institute， Ningbo 315201， China）

Abstract：In order to explore the influence mechanism of informatization and market-oriented reform on the convergence of cultural and tourism industries， the paper uses panel data of 58 tourism cities in China from 2010 to 2017， based on theoretical analysis and hypothetical deduction. And the classical econometric model， moderating effect model and threshold regression model are used for empirical analysis. The results are as follows： informatization and market-oriented reform are two main driving forces to contributing to the convergence of urban cultural and tourism industries， and there is synergistic effect in the driving process. Moreover， its driving effects present the characteristic of threshold when they are restricted by market demand. Based on these results， the paper puts forward policy recommendations of synergy drive of technological innovation & market reform and two-way force on the supply & demand sides to promote the convergence of cultural and tourism industries.

Keywords：informationization; market-oriented reform; the convergence of cultural and tourism industries; synergistic effect; the characteristic of threshold

收稿日期： 2020-10-28

基金項目： 國家社會科學基金青年項目（20CJY051）。

作者簡介： 劉 喬（1993—），女，碩士研究生;

周春波（1987—），男，副教授，博士，碩士生導師.

隨著我國經(jīng)濟發(fā)展進入“三期疊加”階段，經(jīng)濟增長新舊動力轉換態(tài)勢逐漸加快，文化和旅游融合新業(yè)態(tài)成為推動經(jīng)濟增長的新動能。2016年，國務院發(fā)布的《“十三五”旅游業(yè)發(fā)展規(guī)劃》中明確提出“促進旅游與文化融合發(fā)展”。2017年，中共十九大報告進一步指出“培育新型文化業(yè)態(tài)”。2018年，聯(lián)合國世界旅游組織（UNWTO）出版的《Tourism and Culture Synergies》再次強調文化與旅游產(chǎn)業(yè)的協(xié)同發(fā)展。加快推進文旅產(chǎn)業(yè)融合對滿足人民日益增長的美好生活需要、促進經(jīng)濟高質量發(fā)展具有重要意義。當前，信息化對旅游業(yè)的發(fā)展具有正向推進作用[1]，科技創(chuàng)新已成為推動產(chǎn)業(yè)融合發(fā)展的強勁引擎。互聯(lián)網(wǎng)、大數(shù)據(jù)、人工智能等現(xiàn)代技術逐步滲透到了文化與旅游產(chǎn)業(yè)的價值鏈各個環(huán)節(jié)，推進了價值鏈環(huán)節(jié)間的滲透與交叉，山水實景演出、文化科技主題樂園、影視城、文化旅游新零售智慧店等“文化+旅游+技術”融合業(yè)態(tài)陸續(xù)出現(xiàn)。不過，信息化對文旅產(chǎn)業(yè)融合發(fā)展的作用機理仍然有待從理論和實證層面進行闡述和驗證。

國外相關研究在探討文旅產(chǎn)業(yè)融合研究議題時傾向于從遺產(chǎn)旅游、創(chuàng)意旅游、影視旅游、節(jié)事旅游等視角切入。Apostolakis[2]在供需范式下研究遺產(chǎn)與旅游融合發(fā)展時強調游客需求的推力作用和旅游供應商的拉力作用。Richards[3]探討了文化創(chuàng)意與旅游的關系，并認為這種“創(chuàng)新轉向”由供給與需求驅動并推動了旅游業(yè)的發(fā)展。Connell[4]、Ferdinand等[5]則從空間與產(chǎn)業(yè)層面分析了管制放松、價值創(chuàng)新等文旅融合影響因素。國內相關研究則置重于歸納闡釋文化與旅游產(chǎn)業(yè)融合的動力因素，包括內在因素（消費需求、管理創(chuàng)新等）和外在推力因素（技術創(chuàng)新、制度支持等）[6-7]。周春波[8]、劉安樂等[9]從定量分析層面對融合動力因素進行了新的探索。不過，上述研究強調了需求側要素對文旅產(chǎn)業(yè)融合的驅動作用，而使得制度、創(chuàng)新等供給側要素的重要性被弱化。在數(shù)字經(jīng)濟背景下，信息化已成為產(chǎn)業(yè)融合、產(chǎn)業(yè)結構高度化發(fā)展的關鍵因素。Buhalis[10]認為信息技術創(chuàng)造的智能環(huán)境不可避免地會改變行業(yè)結構、生產(chǎn)管理流程，對旅游服務創(chuàng)新、管理等產(chǎn)生破壞性影響。進一步的，旅游產(chǎn)業(yè)與信息技術日趨緊密的聯(lián)系正是旅游產(chǎn)業(yè)為了適應游客需求及外部環(huán)境變化而創(chuàng)新的新范式[11]。與此同時，在我國經(jīng)濟體制轉型過程中，漸進式的市場化改革帶動了市場各要素不同程度的變革，逐步影響了我國的產(chǎn)業(yè)融合進程。市場化改革與政府規(guī)制協(xié)同演化的制度環(huán)境推動了文化與旅游產(chǎn)業(yè)的融合。探明信息化、市場化改革影響文旅產(chǎn)業(yè)融合的內在機理和效應對于推動文旅產(chǎn)業(yè)融合具有重要的理論意義和實踐價值。據(jù)此，本文可能存在兩點貢獻：第一，在供需范式下，把信息化、市場化改革、市場需求同時納入到產(chǎn)業(yè)融合動力研究框架中，以彌補相關文獻在機理分析中的不足;第二，利用2010—2017年全國58個重點旅游城市數(shù)據(jù)，采用經(jīng)典計量模型和調節(jié)效應模型定量測度信息化、市場化改革對文旅產(chǎn)業(yè)融合的單獨和協(xié)同影響效應，引入面板門限模型檢驗非線性影響效應，以拓展該領域的研究深度。

1 理論分析與假說演繹

1.1 信息化對文旅產(chǎn)業(yè)融合的線性驅動機理

信息技術在文化與旅游產(chǎn)業(yè)中的廣泛應用使得兩大產(chǎn)業(yè)逐漸擁有共同的技術基礎，這在提升兩大產(chǎn)業(yè)信息化水平的同時也推動了兩大產(chǎn)業(yè)間的交叉、滲透及技術融合。然而，技術融合的產(chǎn)生并不必然帶來產(chǎn)業(yè)融合[12]。技術創(chuàng)新及其引發(fā)的技術融合需要商業(yè)模式的創(chuàng)新以減輕技術的市場不確定性[13]。互聯(lián)網(wǎng)的發(fā)展通過變革科層組織形態(tài)、削減中間環(huán)節(jié)、降低交易成本推動供應鏈結構由供給導向轉為需求導向，該轉向驅使文化和旅游企業(yè)不斷改變客戶價值主張、服務方式、盈利模式等以實現(xiàn)商業(yè)模式創(chuàng)新，進而促使其拓展新的業(yè)務領域，實現(xiàn)文旅產(chǎn)業(yè)在業(yè)務層面的融合。產(chǎn)業(yè)融合最終以市場融合為導向，以互聯(lián)網(wǎng)為代表的信息技術的快速發(fā)展改變了文化和旅游市場的需求特征及消費結構。電子商務背景下，需求特征由同質化向個性化轉變，使得融合型文化旅游產(chǎn)品的需求逐漸顯現(xiàn)。面對多元化市場需求，企業(yè)傾向于跨產(chǎn)業(yè)合作以發(fā)揮互補效應，由此加速了文化旅游產(chǎn)品及企業(yè)的衍生，推動了文旅產(chǎn)業(yè)在市場層面的融合。

由此提出假設H1：信息化能夠推動文旅產(chǎn)業(yè)融合。

1.2 市場化改革對文旅產(chǎn)業(yè)融合的線性驅動機理

文化與旅游產(chǎn)業(yè)作為開放的產(chǎn)業(yè)系統(tǒng)，其演化進程必然受到外部市場環(huán)境的影響和干預。市場化改革有助于撤銷或放松產(chǎn)業(yè)進入、投資方面的限制，為文旅產(chǎn)業(yè)融合創(chuàng)造寬松的制度環(huán)境。而且，市場化改革有利于提高要素配置效率，降低要素交易成本，為文旅產(chǎn)業(yè)融合進一步掃除要素供給層面的障礙。同時，勞動、資本、信息等要素的集聚也推動了技術進步[14]，進而帶動文旅產(chǎn)業(yè)升級。不僅如此，市場化改革還有助于打破市場壟斷，提升市場競爭水平，文化與旅游企業(yè)為尋求利潤最大化，就需要不斷創(chuàng)新產(chǎn)品并開拓新的業(yè)務領域，從而激勵了文化旅游新產(chǎn)品、新業(yè)態(tài)的生成。此外，市場化改革也為知識產(chǎn)權的轉化及保護創(chuàng)造了良好的環(huán)境。知識產(chǎn)權制度在經(jīng)濟運行和創(chuàng)新活動中發(fā)揮著重要作用，其在加快推進科研創(chuàng)新成果向生產(chǎn)轉移的同時也為技術、產(chǎn)品、管理等方面創(chuàng)新提供產(chǎn)權保護，從而激發(fā)了文旅企業(yè)的創(chuàng)新活力[15]。

由此提出假設H2：市場化改革能夠推動文旅產(chǎn)業(yè)融合。

1.3 信息化與市場化改革協(xié)同驅動機理

信息化與市場化改革在影響文旅產(chǎn)業(yè)融合的過程中存在交互作用。一方面，信息技術是市場機制充分發(fā)揮影響效應的催化劑，高效的信息反饋機制確保了制度供給能夠對文化和旅游市場訴求做出即時回應。另一方面，信息化對文旅產(chǎn)業(yè)融合的影響受到制度環(huán)境的約束，市場化環(huán)境在文旅產(chǎn)業(yè)演化的各個階段支持和保障了技術創(chuàng)新;而且，市場化改革通過降低交易成本、提高市場競爭程度強化了信息技術的擴散效應，從而加速了信息技術在文旅產(chǎn)業(yè)中的滲透和融合。

由此提出假設H3：信息化與市場化改革協(xié)同推動文旅產(chǎn)業(yè)融合。

1.4 非線性驅動機理

本部分從需求維度探究信息化與市場化改革對文旅產(chǎn)業(yè)融合的非線性驅動機制。在文化旅游市場發(fā)展初期，文旅消費需求較小，利潤空間十分有限，信息技術投入成本較高，因而信息化對文旅產(chǎn)業(yè)融合的驅動效應并未達到最大化;而在市場發(fā)展中后期，消費者對文化旅游新產(chǎn)品的需求不斷擴大，信息技術投入成本降低，信息化的技術創(chuàng)新溢出效應開始顯現(xiàn)[16]。在達到一定閾值后，信息化對文旅產(chǎn)業(yè)融合的驅動效應增強。

由此提出假設H4：在市場需求制約下，信息化影響文旅產(chǎn)業(yè)融合的過程具有門限特征。

同樣的，由于早期文化旅游市場需求有限，利潤空間較小，市場化進程并未顯著影響文旅產(chǎn)業(yè)融合;當市場需求達到一定規(guī)模時，更多的文化和旅游企業(yè)受到利益驅使開始為消費者提供跨界產(chǎn)品與服務。隨著市場需求繼續(xù)增長，市場制度環(huán)境的改善將推進文旅產(chǎn)業(yè)在業(yè)務、企業(yè)和市場等方面的融合。

由此提出假設H5：在市場需求制約下，市場化改革影響文旅產(chǎn)業(yè)融合的過程具有門限特征。

綜上所述，本文研究機理模型，如圖1所示。

2 研究設計

2.1 計量模型構建

為檢驗信息化和市場化改革對文旅產(chǎn)業(yè)融合的影響效應，設定計量模型，記為式（1）?？紤]到產(chǎn)業(yè)融合是一個持續(xù)動態(tài)的過程，故將被解釋變量的滯后一期作為解釋變量建立如下動態(tài)計量模型，記為式（2）：

β2mktit+∑θictrlit+εit。（2）

將信息化與市場化改革變量進行去中心化處理，引入交互項ln infor×mkt，通過檢驗交互項系數(shù)的顯著性來判斷是否存在調節(jié)效應，以考察信息化與市場化改革協(xié)同機制對文旅產(chǎn)業(yè)融合的影響效應，記為式（3）：

其中：i和t分別代表地區(qū)和時間，ic為文旅產(chǎn)業(yè)融合度，ln infor為信息化，mkt為市場化改革，ctrl為控制變量，包括人力資本（ln hr）、政府支持（gov）、城鎮(zhèn)化水平（urban）、對外貿易（tra）;c為常數(shù)項，αi、

βi（i=1，2，3）分別為信息化、市場化改革變量的相關系數(shù)，φ為交互項系數(shù)，εit為隨機誤差項。

然后，引入靜態(tài)面板門限模型，將市場需求作為門限變量引入模型，以探尋市場需求制約下信息化與市場化改革對文旅產(chǎn)業(yè)融合的影響效應是否具有非線性特征。市場需求變量采用家庭人均消費支出指標來刻畫，取其對數(shù)，記為ln de。門限效應檢驗結果表明市場需求分別在5%和1%統(tǒng)計水平上存在單門限和雙門限效應，具體分析參見下文，不再贅述。最后，參考面板門限回歸模型建立式（4）和式（5）：

其中：I（·）為示性函數(shù)，ln de為門限變量，γi（i=1，2，3）為待估計的門限值。

2.2 變量測度

2.2.1 文旅產(chǎn)業(yè)融合度

現(xiàn)有研究對文旅產(chǎn)業(yè)融合水平的測量方法逐漸形成共識，即在構建兩大產(chǎn)業(yè)評價指標體系的基礎上再利用耦合協(xié)調度模型測算文旅產(chǎn)業(yè)融合水平[17]。本文沿用該方法，首先從產(chǎn)業(yè)的要素水平和經(jīng)濟效益2個維度構建文化與旅游產(chǎn)業(yè)發(fā)展評價指標體系（共選取12個二級指標），旨在考察該階段文化和旅游產(chǎn)業(yè)發(fā)展水平，如表1所示;其次對原始數(shù)據(jù)進行標準化處理，再利用熵值法確定各指標權重;最后通過耦合協(xié)調度模型計算文旅產(chǎn)業(yè)融合度。模型如下：

其中：c為文旅產(chǎn)業(yè)耦合度，t為文旅產(chǎn)業(yè)發(fā)展綜合協(xié)調指數(shù)，u1和u2分別為文化和旅游產(chǎn)業(yè)的綜合發(fā)展水平，rij、wij分別為產(chǎn)業(yè)i指標j的標準化值、權重。

2.2.2 信息化

信息化水平的測度方法主要有2種，一是采用“信息化發(fā)展指數(shù)”，利用指標體系對信息化水平進行測度。該方法雖能較全面地反映區(qū)域信息化情況，但也存在指標眾多、評價標準不統(tǒng)一、重復計算、數(shù)據(jù)缺失等不足，尤其是本研究涉及到58個地級市，數(shù)據(jù)缺失現(xiàn)象較為嚴重。二是采用信息化替代變量，如郵電業(yè)務總額、互聯(lián)網(wǎng)普及率、移動電話普及率等。茶洪旺等[18]選取網(wǎng)民人數(shù)指標來刻畫互聯(lián)網(wǎng)普及率，這在一定程度上反映了信息化的應用水平?？紤]到該方法能有效避免價格等因素所導致的結果偏差，且數(shù)據(jù)采集具有可行性，本文沿用這一方法，為克服異方差的影響，對該指標數(shù)值取對數(shù)。同時，本文將郵電業(yè)務總額作為信息化的替代變量用于穩(wěn)健性檢驗，同樣取其對數(shù)，記為ln infor′。

2.2.3 市場化改革

趙文軍等[19]采用非國有企業(yè)投資在固定投資中的占比來衡量市場化水平。韓先鋒等[20]則采用非國有企業(yè)就業(yè)人數(shù)占總就業(yè)人數(shù)比例來衡量。非國有企業(yè)投資的增長在一定程度上反映了市場機制對私人資本投資生產(chǎn)生活領域的刺激作用，因此本文選用第1種指標來刻畫市場化改革。同時，本文采用第2種指標進行穩(wěn)健性檢驗，記為mkt′。

2.2.4 控制變量

政府支持：地方政府在文旅產(chǎn)業(yè)融合過程中發(fā)揮著重要的引導作用，其財政支出能體現(xiàn)對經(jīng)濟社會的調控能力和影響力，本文采用政府財政支出在GDP中所占比例來衡量政府支持變量。人力資本：人才要素為文旅產(chǎn)業(yè)融合提供了有力的智力支持，本文將人力資本作為控制變量，并選取地方高等教育在校人數(shù)來衡量并對數(shù)據(jù)取對數(shù)[21]。城鎮(zhèn)化水平：考慮到文旅產(chǎn)業(yè)的融合內嵌于城鎮(zhèn)化的進程中，本文將城鎮(zhèn)化納入模型中，并用城鎮(zhèn)人口占總人口的比例來衡量。對外貿易：考慮到對外貿易對文旅產(chǎn)業(yè)融合的影響效應，本文將其引入計量模型中，并用進出口貿易額占GDP比重來衡量。

2.3 數(shù)據(jù)來源

現(xiàn)有文旅產(chǎn)業(yè)融合的量化研究大都局限于省際層面的數(shù)據(jù)，本文則聚焦于城市這一空間尺度，選用《中國旅游統(tǒng)計年鑒》框定的60個重點旅游城市作為研究樣本，樣本時間跨度為2010—2017年（由于個別城市的數(shù)據(jù)缺失嚴重，實際納入統(tǒng)計的城市數(shù)為58個，樣本量為464）。遵循地域均衡原則，本文實證樣本涵蓋了全國東中西部的主要城市，分別為北京、天津、石家莊、秦皇島、承德、太原、大同、呼和浩特、沈陽、大連、長春、哈爾濱、上海、南京、無錫、蘇州、南通、連云港、杭州、寧波、溫州、合肥、黃山、福州、廈門、泉州、漳州、南昌、九江、濟南、青島、煙臺、威海、鄭州、洛陽、武漢、長沙、廣州、深圳、珠海、汕頭、湛江、中山、南寧、桂林、北海、?？?、三亞、重慶、成都、貴陽、昆明、拉薩、西安、蘭州、西寧、銀川、烏魯木齊。本文所使用的數(shù)據(jù)來源于各省市官方網(wǎng)站發(fā)布的統(tǒng)計年鑒、統(tǒng)計公報、《中國城市統(tǒng)計年鑒》《中國旅游統(tǒng)計年鑒》《中國區(qū)域經(jīng)濟統(tǒng)計年鑒》。針對個別缺失的數(shù)據(jù)，本文采用均值替換法，即使用缺失值前后兩年的平均值來替換缺失的數(shù)據(jù)。

3 實證檢驗與結果分析

3.1 描述性統(tǒng)計與平穩(wěn)性檢驗

首先對模型中各變量進行描述性統(tǒng)計，如表2所示。為避免計量分析中可能存在的偽回歸結果，對各變量進行平穩(wěn)性檢驗，LLC檢驗、IPS檢驗、Fisher-ADF檢驗、Fisher-PP檢驗的結果，如表3所示。各變量至少在2種檢驗中拒絕原假設，則認為各變量均為平穩(wěn)性序列且能夠進行回歸分析。

3.2 模型參數(shù)估計

3.2.1 基本模型估計結果分析

為探究信息化、市場化改革對文旅產(chǎn)業(yè)融合的線性驅動效應，本文使用OLS方法對式（1）進行初步估計。接著，利用Hausman檢驗進行固定效應模型（FE）與隨機效應模型（RE）的擇優(yōu)，結果強烈拒絕個體效應與解釋變量不相關的原假設，因而采用FE模型。由于解釋變量中引入了被解釋變量的滯后項，可能與隨機擾動項相關而產(chǎn)生內生性問題，所以引入系統(tǒng)廣義矩估計方法（SGMM），將差分方程與水平方程作為一個方程系統(tǒng)對式（2）進行計量估計。然后，繼續(xù)檢驗計量模型是否存在調節(jié)效應，使用OLS、FE、SGMM方法分別對式（3）進行估計。各模型的F檢驗值與Wald值均統(tǒng)計顯著，且動態(tài)計量模型通過了Arellano-Bond檢驗與Sargan檢驗，擬合度R2介于48%與57%之間，說明計量模型設定較合理，如表4所示。

從基本模型估計結果來看，信息化變量的估計系數(shù)均在1%統(tǒng)計水平下顯著為正。當信息化水平提高1%時，文旅產(chǎn)業(yè)融合水平提高0.073%～0.119%，這表明信息化顯著推進了文旅產(chǎn)業(yè)融合，假設H1得到初步驗證。另一核心解釋變量市場化改革的回歸系數(shù)在[0.09， 0.217]區(qū)間且在1%統(tǒng)計水平下顯著，說明市場化改革能夠推進文旅產(chǎn)業(yè)融合，假設H2得到初步驗證。從調節(jié)效應估計結果來看，交互項ln infor×mkt的系數(shù)在1%或5%統(tǒng)計水平上顯著為正，說明信息化與市場化改革在推進文旅產(chǎn)業(yè)融合的過程中存在協(xié)同效應。一方面，市場化改革強化了信息化對文旅產(chǎn)業(yè)融合的正向影響;另一方面，信息技術在文旅產(chǎn)業(yè)中的廣泛應用也有利于市場化改革推進文旅產(chǎn)業(yè)融合，由此假設H3得以驗證。

3.2.2 面板門限模型估計分析

在進行門限回歸分析前需要檢驗計量模型是否存在門限效應，若存在，則進一步確定其門限值。傳統(tǒng)做法是由研究者根據(jù)經(jīng)驗確定一個或多個門限值，由于該種方法主觀性強且無法對其顯著性進行統(tǒng)計檢驗，所設定的門限值缺乏信度。鑒于此，Hansen提出以“殘差平方和最小化”為原則對門限值進行參數(shù)估計和假設檢驗，有利于克服主觀設定門限值所導致的結果偏誤。本文應用stata15.0，采用Wang[22]開發(fā)的程序進行門限效應檢驗與回歸分析（PTR）。首先，對式（4）進行門限效應檢驗，顯示單門限模型在5%顯著性水平上通過檢驗，而雙重和三重門限效應未通過顯著性檢驗，如表5所示。門限估計值為0.904，對應95%置信區(qū)間為[0.881， 0.908]。其門限回歸結果，如表7列1所示。其次，對式（5）進行門限效應檢驗，結果表明市場化改革對文旅產(chǎn)業(yè)融合的門限模型通過了單門限和雙門限效應檢驗，且分別在1%和5%統(tǒng)計水平上顯著，說明模型存在2個門限值，如表6所示。第1個門限值為0.582，第2個門限值為0.904，對應95%置信區(qū)間分別為[0.568， 0.587]、[0.892， 0.908]。其門限回歸結果，如表7列2所示。

由表7列1可知，當市場需求變量低于閾值0.904時，信息化水平每提升1%，文旅產(chǎn)業(yè)融合水平上升0.108%;當市場需求變量跨越該閾值時，信息化水平每提升1%，文旅產(chǎn)業(yè)融合水平則上升0.155%。這表明市場需求達到一定規(guī)模后，信息化對文旅產(chǎn)業(yè)融合的驅動效應趨于增強，假設H4得到驗證。由表7列2可知，當市場需求變量值位于第一、二區(qū)間內時，市場化改革未能對文旅產(chǎn)業(yè)融合產(chǎn)生顯著的驅動作用;而一旦市場需求變量超過閾值0.904，處于第三區(qū)間內時，市場化改革則顯著驅動文旅產(chǎn)業(yè)融合，此時市場化改革水平每提升1%，文旅產(chǎn)業(yè)融合水平提升0.164%，假設H5得到驗證。

4 穩(wěn)健性檢驗

為增強上述結論的可靠性，本文還進行了2種穩(wěn)健性測試。限于篇幅，本文僅列出核心解釋變量的計量結果，結果表明本文結論具有相當?shù)姆€(wěn)健性。第一，本文將整體樣本劃為東部、中部、西部進行分地區(qū)回歸。結果顯示無論是東中部還是西部，信息化均通過1%統(tǒng)計水平上的顯著性檢驗，與全樣本估計下的結果相一致。在東中部地區(qū)，市場化改革也顯著提升了文旅產(chǎn)業(yè)融合水平，而西部地區(qū)市場化改革卻未顯著影響文旅產(chǎn)業(yè)融合，這可能是因為該區(qū)域市場需求規(guī)模尚未達到閾值，從而導致市場化改革尚未對文旅產(chǎn)業(yè)融合產(chǎn)生明顯推動作用，如表8所示。

第二，本文更換核心解釋變量指標，將郵電業(yè)務總額、非國有就業(yè)人數(shù)占總就業(yè)人數(shù)比重分別作為信息化與市場化改革變量的替換指標。為消除價格變動的影響，本文將郵電業(yè)務總額調整為2010年不變價格，并取其對數(shù)。替換指標后的結果顯示信息化和市場化改革仍在1%統(tǒng)計水平上顯著正向影響文旅產(chǎn)業(yè)融合，如表9所示。

5 結論與建議

文旅產(chǎn)業(yè)融合是現(xiàn)今旅游管理領域的政策焦點與研究熱點，但現(xiàn)有研究對于文旅產(chǎn)業(yè)融合的驅動機理頗易隱沒不彰。因此，本文將機理剖析與量化驗證融為一體，揭示信息化與市場化改革驅動文旅產(chǎn)業(yè)融合的內在機理，定量測度其線性與非線性驅動效應，得出如下結論：經(jīng)典計量分析表明信息化與市場化改革是驅動城市文旅產(chǎn)業(yè)融合的兩大動力;調節(jié)效應分析表明兩大動力在推動文旅產(chǎn)業(yè)融合的進程中存在協(xié)同效應;門限回歸分析表明兩大動力的驅動效應受到市場需求制約而呈現(xiàn)“門限”特征。當市場需求跨越閾值時，信息化對文旅產(chǎn)業(yè)融合的驅動效應趨于增強，而市場化改革對文旅產(chǎn)業(yè)融合的驅動作用則從不顯著轉為顯著驅動。

本研究具有如下啟示：第一，制定技術創(chuàng)新—市場改革協(xié)同驅動的發(fā)展戰(zhàn)略，全面推進文化產(chǎn)業(yè)與旅游產(chǎn)業(yè)融合發(fā)展格局。加大對文旅行業(yè)內信息技術和應用平臺的研發(fā)、生產(chǎn)等投資，引領“智慧”文旅產(chǎn)業(yè)發(fā)展，擴大5G、大數(shù)據(jù)、人工智能等新興信息技術在文旅場景中的創(chuàng)新性應用，豐富、創(chuàng)新文化旅游產(chǎn)品的內容和形式，增強文化旅游產(chǎn)品的供給和營銷能力。完善文旅產(chǎn)業(yè)融合發(fā)展體制機制，不斷深化要素市場化配置改革，推動資源要素在文旅產(chǎn)業(yè)中的有效供給和快速流通，鼓勵跨產(chǎn)業(yè)合作，有效整合文化、旅游產(chǎn)業(yè)資源優(yōu)勢，積極引導和推動文化旅游合作項目的建設和落地，著力培育文旅新業(yè)態(tài)。第二，堅持供給需求兩端雙向發(fā)力，加快促進文旅產(chǎn)業(yè)深度融合發(fā)展。一方面，把文化旅游資源轉化為發(fā)展優(yōu)勢，精心打造迎合市場需求的文化旅游產(chǎn)品，形成具有優(yōu)良口碑和高附加值的文化旅游品牌，并搭建線上分銷渠道，擴大文化旅游消費市場。另一方面，構建并完善市場主體利益保障機制，規(guī)范文化旅游市場秩序，切實保障消費者權益，完善文化旅游消費設施，推廣移動支付方式，實現(xiàn)移動網(wǎng)絡全覆蓋，營造良好的文化旅游消費環(huán)境。

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[編輯：厲艷飛]