陳凱旋，崔大樹(shù)

（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(kāi)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]。可見(jiàn)，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(méi)有完全發(fā)揮出來(lái)。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(lái)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(wèn)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(guò)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(kāi)放程度、政府干預(yù)等四個(gè)維度來(lái)對(duì)長(zhǎng)三角旅游經(jīng)濟(jì)開(kāi)展研究。

（一）溢出效應(yīng)分析

地理學(xué)第一定律認(rèn)為：萬(wàn)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(guò)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(lái)衡量地區(qū)的旅游發(fā)展水平，運(yùn)用空間計(jì)量模型來(lái)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(lái)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(kāi)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(kāi)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(lái)表征旅游資源稟賦（lnzy）。

（四）對(duì)外開(kāi)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(kāi)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(kāi)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(kāi)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(kāi)放程度，本文借鑒王坤[14]用實(shí)際利用外商直接投資額來(lái)表征對(duì)外開(kāi)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(lái)解決，需要政府的財(cái)政支出來(lái)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(lái)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(lái)表征政府干預(yù)（lnczh）。

二、研究方法與數(shù)據(jù)來(lái)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(lái)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(shuō)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(shuō)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(lái)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(jiàn)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(lái)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(lái)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(lái)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(lái)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(jiàn)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(guò)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(kāi)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(lái)識(shí)別長(zhǎng)三角41 城市間不同空間關(guān)聯(lián)屬性，具體見(jiàn)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(wú)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(shuō)，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(jiàn)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(guò)豪斯曼檢驗(yàn)都顯示選擇固定效應(yīng)，具體結(jié)果見(jiàn)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(wú)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(lái)開(kāi)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(jiàn)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(lái)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(kāi)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(kāi)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(kāi)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(shuō)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(kāi)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(guò)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(kāi)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(lái)說(shuō)，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(méi)有通過(guò)顯著性檢驗(yàn)，說(shuō)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(jiàn)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(kāi)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(kāi)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(kāi)放水平的因素通過(guò)1%水平下的顯著性檢驗(yàn)，說(shuō)明本地區(qū)的經(jīng)濟(jì)發(fā)展水平和對(duì)外開(kāi)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(guò)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(méi)有通過(guò)，但是旅游資源稟賦彈性系數(shù)為負(fù)數(shù)，說(shuō)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(kāi)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(guò)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(lái)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?chē)鞘械穆糜谓?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(jiàn)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(kāi)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(guò)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(kāi)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(kāi)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(kāi)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。