王 凱，何 靜，徐小凡，甘 暢，唐小惠

（1. 湖南師范大學(xué)旅游學(xué)院，長沙 410081；2. 四川旅游學(xué)院大數(shù)據(jù)與統(tǒng)計學(xué)院，成都 610100）

作為增長勢頭和帶動效應(yīng)強勁的支柱性產(chǎn)業(yè)，旅游業(yè)無疑是推動經(jīng)濟高質(zhì)量發(fā)展戰(zhàn)略的有力支撐。在“雙循環(huán)”新發(fā)展格局中，如何高質(zhì)量重振疫后旅游經(jīng)濟成為各界主體的共同關(guān)切。新型城鎮(zhèn)化橫向涵蓋人力資本集聚、生活方式革新、產(chǎn)業(yè)協(xié)同等多方面，縱向貫穿新基建、區(qū)域聯(lián)通、城市群發(fā)展等多過程（彭沖等，2014；陳明星等，2019），其所引致的知識外溢和創(chuàng)新要素集聚為旅游經(jīng)濟的優(yōu)質(zhì)增長提供了一種可能路徑（余鳳龍等，2014）。國家亦在《“十四五”文化和旅游發(fā)展規(guī)劃》（文化和旅游部，2021）中提出，文旅產(chǎn)業(yè)與新型城鎮(zhèn)化戰(zhàn)略要有機銜接，新型城鎮(zhèn)化與旅游產(chǎn)業(yè)要聯(lián)動發(fā)展的頂層策略。在此背景下，厘清新型城鎮(zhèn)化與旅游經(jīng)濟發(fā)展質(zhì)量之間的關(guān)系，成為一種恰逢其時的學(xué)術(shù)思考。經(jīng)濟效率在測評經(jīng)濟質(zhì)量方面的普適性已獲學(xué)界認同（王松茂等，2020），而反映旅游經(jīng)濟運行投入產(chǎn)出關(guān)系的旅游效率亦是衡量旅游經(jīng)濟發(fā)展質(zhì)量的有效指標（曹芳東等，2015）。因此，深入探析新型城鎮(zhèn)化對旅游效率的作用機理、空間效應(yīng)及其影響特征，對于破解當前區(qū)域旅游經(jīng)濟非均衡特征突出、旅游供需不完全匹配等發(fā)展難題具有重要的實踐價值和理論意義。

已有關(guān)于城鎮(zhèn)化與旅游經(jīng)濟發(fā)展關(guān)系研究主要涉及3個方面：1）旅游城市化。由于發(fā)達國家城市化進程較早，國外學(xué)者率先聚焦于旅游業(yè)對城市化發(fā)展的驅(qū)動作用；國內(nèi)相關(guān)研究雖起步略晚，但旅游城市化同樣備受學(xué)界矚目并得到廣泛探討。以Mullins（1991）最早提出的旅游城市化概念為切入視角，學(xué)者們大多在個體案例層面分別對旅游城鎮(zhèn)化的內(nèi)涵解析（Hannigan,1995）、發(fā)展模式（Gladstone,1998;William et al.,2004;Connely,2007）、空間過程（Qian et al.,2012）、驅(qū)動機制（Pons et al.,2014;Triantafyllopoulos, 2017）等進行探討，其后逐步擴展至對其時空分異特征（熊建新等，2020）、影 響 機 理（葛 敬 炳 等， 2009）、 演 化 路 徑（Gonzalez-Pérez et al.,2016）進行深入剖析。2）城鎮(zhèn)化與旅游經(jīng)濟發(fā)展的互動關(guān)系。追求城鎮(zhèn)化和旅游業(yè)兩大系統(tǒng)的協(xié)同融合，始終是貫穿旅游經(jīng)濟發(fā)展的一大主題，耦合協(xié)調(diào)評價模型和面板向量自回歸模型為二者關(guān)系的演化互動研究累積了豐富成果（馬曉龍 等，2014；趙書虹 等，2020；趙磊 等，2020；黃劍鋒等，2021）。在兩者關(guān)系問題上，既有學(xué)者肯定了城鎮(zhèn)化與旅游經(jīng)濟發(fā)展之間存在互動影響（張廣海等，2017；Liu et al.,2017），亦有學(xué)者認為城鎮(zhèn)化對旅游經(jīng)濟發(fā)展的反向推動作用尚存爭議，二者的雙向因果關(guān)系并不明顯（徐潔等，2010）。3）城鎮(zhèn)化對旅游經(jīng)濟的影響效應(yīng)。涉及這一問題的研究相對較少，學(xué)者們對城鎮(zhèn)化促進旅游經(jīng)濟發(fā)展的先驗論思維進行了實證，發(fā)現(xiàn)這種促進效應(yīng)具有區(qū)域差異性（趙磊，2011）；隨著研究的深入，有學(xué)者將空間異質(zhì)性納入研究范疇，考察了城鎮(zhèn)化對旅游經(jīng)濟的空間溢出效應(yīng)（王坤等，2016；王明康等，2018）；還有學(xué)者認為城鎮(zhèn)化對旅游經(jīng)濟發(fā)展的影響較為復(fù)雜，并具有正負向的雙重作用機制（陳艷等，2013；唐鴻等，2017）；此外，雖有為數(shù)不多的研究涉及城鎮(zhèn)化對旅游效率的影響，但也僅是作為眾多影響因素之一在相關(guān)研究中被籠統(tǒng)解釋（方葉林等，2018；徐冬等，2018）。

綜上，有關(guān)城鎮(zhèn)化與旅游經(jīng)濟發(fā)展關(guān)系的成果豐碩，但仍存在一些不足：1）已有研究多采用單一指標法測度城鎮(zhèn)化和旅游經(jīng)濟發(fā)展水平，僅關(guān)注到城鎮(zhèn)人口比重、旅游收入、旅游人次等數(shù)量層面的增長，而忽視了對質(zhì)量層面的考察，指標代表性不足。2）已有研究在城鎮(zhèn)化對旅游經(jīng)濟的反哺作用方面缺乏關(guān)注，對于城鎮(zhèn)化和旅游效率關(guān)系的探討更是匱乏。3）已有研究多是在線性假設(shè)下展開，城鎮(zhèn)化對旅游效率的非線性影響缺乏實證支撐；且城鎮(zhèn)化和旅游效率增長均具空間非均衡特征，基于雙變量空間關(guān)聯(lián)探討空間效應(yīng)的研究不足，尚有深入研究的必要。因此，本文在測度中國30個省（市、區(qū)）的新型城鎮(zhèn)化水平和旅游效率的基礎(chǔ)上，運用雙變量LISA 模型勾勒二者在時空上的聯(lián)合演化趨勢，并嘗試基于新型城鎮(zhèn)化的綜合發(fā)展視角建立其影響旅游效率的計量模型，驗證前者對后者可能存在的空間效應(yīng)及其動態(tài)非線性特征。以期進一步拓展城鎮(zhèn)化與旅游經(jīng)濟關(guān)系的相關(guān)研究，為推進新型城鎮(zhèn)化和旅游經(jīng)濟高質(zhì)量發(fā)展融合提供科學(xué)的理論引導(dǎo)和支撐。

1 研究設(shè)計

1.1 數(shù)據(jù)來源

考慮到數(shù)據(jù)的可獲取性，以2001—2019年中國30個?。ㄊ小^(qū)）（西藏及港澳臺地區(qū)除外）的面板數(shù)據(jù)為研究對象。新型城鎮(zhèn)化評價指標體系的數(shù)據(jù)來源于歷年《中國統(tǒng)計年鑒》（國家統(tǒng)計局，2002―2020a），《中國城市統(tǒng)計年鑒》（國家統(tǒng)計局城市社會經(jīng)濟調(diào)查司，2002―2020），《中國第三產(chǎn)業(yè)統(tǒng)計年鑒》（國家統(tǒng)計局，2002―2020b），《中國人口和就業(yè)統(tǒng)計年鑒》（國家統(tǒng)計局人口和就業(yè)統(tǒng)計司，2002―2020），《中國衛(wèi)生健康統(tǒng)計年鑒》（國家衛(wèi)生健康委員會，2002―2020），《中國環(huán)境統(tǒng)計年鑒》（國家統(tǒng)計局，2002―2020c），以及各?。ㄊ?、區(qū)）統(tǒng)計年鑒；旅游效率評價指標體系相關(guān)數(shù)據(jù)來源于歷年《中國旅游統(tǒng)計年鑒》及其副本（國家旅游局，2002―2018），《中國文化和旅游統(tǒng)計年鑒》（文化和旅游部，2019），《中國文化文物和旅游統(tǒng)計年鑒》（文化和旅游部，2020），以及有關(guān)省（市、區(qū)）統(tǒng)計公報等。為盡可能剔除物價水平的影響，人均GDP、人均財政收入、社會消費品零售總額、旅游收入等數(shù)據(jù)，均以2001 年為基期進行平減處理，部分缺失數(shù)據(jù)采用插值法插補。

1.2 研究方法

1.2.1 熵值法 利用熵值法計算新型城鎮(zhèn)化的發(fā)展水平指數(shù)，具體計算公式參見文獻（趙磊等，2020）。為了消除指標中負值和極端值對測算結(jié)果準確性造成的影響，預(yù)先對相關(guān)數(shù)據(jù)進行標準化處理。

1.2.2 Bootstrap-DEA 模型 傳統(tǒng)DEA模型在對小樣本估計時往往會產(chǎn)生樣本評價偏差，而采用重復(fù)抽樣模擬數(shù)據(jù)生成過程的Bootstrap-DEA 模型，能修正樣本估計結(jié)果中所存在的偏差，彌補傳統(tǒng)DEA的不足（曹芳東等，2015）。因此，采用Bootstrap-DEA模型測度旅游效率，步驟參見文獻（Chaabouni,2017）。

1.2.3 雙變量LISA 模型 在刻畫2個地理要素的空間關(guān)聯(lián)特征時，雙變量LISA 模型能彌補傳統(tǒng)空間自相關(guān)方法割裂或孤立地探析變量間的空間關(guān)聯(lián)特征這一不足。模型為（Anselin et al.,2002）：

式中：I為雙變量全局空間自相關(guān)系數(shù)；xi、yi分別為觀測單元i、j的不同觀測值；-x、-y分別表示觀測值xi、yi的均值；n為樣本個數(shù)；s2是樣本方差；wij為queen鄰接空間權(quán)重矩陣。

1.2.4 空間杜賓模型 本文基于空間非均衡的經(jīng)濟發(fā)展實際，需要考慮不同區(qū)域新型城鎮(zhèn)化對旅游效率存在的空間影響，因此需要借助空間計量模型系統(tǒng)考察空間溢出效應(yīng)；而空間杜賓模型（SDM）（Elhorst,2003；張淑文等，2020）排除了空間自相關(guān)誤差項以及由此產(chǎn)生的無效參數(shù)估計問題，適用于大多數(shù)空間分析過程，可用于準確研判新型城鎮(zhèn)化對旅游效率的空間影響。模型構(gòu)建具體為：

式中：TEit為被解釋變量，表示i地區(qū)t時期的旅游效率；URBit為核心解釋變量，表示i地區(qū)t時期的新型城鎮(zhèn)化水平；Xit為控制變量組；ρ、Ψ、β分別為對應(yīng)變量的空間滯后系數(shù)；α0為常數(shù)項；α1為核心解釋變量對應(yīng)的回歸系數(shù)；w為空間權(quán)重矩陣；η為控制變量回歸系數(shù)；μi和γt分別代表空間和時間固定效應(yīng)；εit為隨機擾動項。由于模型回歸系數(shù)并非真實偏回歸系數(shù)，需利用偏微分形式分解出直接、間接和總效應(yīng)（Lesage et al.,2009）。

1.2.5 面板門檻模型 “門檻效應(yīng)”是指當某一變量到達特定臨界值后，引起另一變量轉(zhuǎn)向其他發(fā)展形式的現(xiàn)象（嚴翔等，2019）。相較于一般回歸分析，基于門檻變量構(gòu)建分段函數(shù)的門檻回歸模型，對由門檻效應(yīng)引起的各分組變量間非線性關(guān)系的擬合更準確科學(xué)（Hansen, 1999）。雙門檻模型構(gòu)建為：

式中：THRit為門檻變量；γ為待估計的門檻值；I（·）表示指示函數(shù)；α表示彈性系數(shù)。

1.3 指標體系構(gòu)建與變量選取

1.3.1 指標構(gòu)建 新型城鎮(zhèn)化與旅游經(jīng)濟具有復(fù)合性和系統(tǒng)性，在遵循系統(tǒng)、科學(xué)和可獲得等原則的基礎(chǔ)上，參考已有研究構(gòu)建新型城鎮(zhèn)化與旅游效率的綜合評價指標體系。有別于“地為本”的傳統(tǒng)城鎮(zhèn)化，粗放的城市空間外延擴張并不受“人為本”的新型城鎮(zhèn)化所推崇，后者更加強調(diào)內(nèi)涵式發(fā)展。結(jié)合中國新型城鎮(zhèn)化的發(fā)展理念，在參照已有研究（楊陽等，2022）的基礎(chǔ)上，從人口、經(jīng)濟、土地、社會和生態(tài)5 個維度系統(tǒng)反映新型城鎮(zhèn)化（URB）發(fā)展水平（表1）。其中，人口城鎮(zhèn)化體現(xiàn)城鎮(zhèn)人口增長和就業(yè)結(jié)構(gòu)變動情況（蔣正云等，2021）；經(jīng)濟城鎮(zhèn)化反映城鎮(zhèn)經(jīng)濟規(guī)模、聯(lián)系和結(jié)構(gòu)（黃莘絨等，2021）；土地城鎮(zhèn)化衡量現(xiàn)代城鎮(zhèn)范圍和道路建設(shè)情況（蔣正云等，2021）；社會城鎮(zhèn)化涉及教育、醫(yī)療、公共服務(wù)等多方面，綜合反映城鎮(zhèn)居民物質(zhì)和精神生活狀況（彭沖等，2014）；生態(tài)城鎮(zhèn)化反映城市生態(tài)破壞和環(huán)境治理情況（楊陽等，

表1 新型城鎮(zhèn)化評價指標體系構(gòu)建Table 1 Construction of new urbanization evaluation index system

2022）。

旅游效率（TE）的測算包括投入和產(chǎn)出指標，經(jīng)濟學(xué)理論認為勞動力、資本、土地是主要生產(chǎn)要素，但鑒于旅游業(yè)土地要素投入缺乏數(shù)據(jù)統(tǒng)計資料，少有研究將其納入投入指標（王兆峰等，2021）。勞動力是開展旅游經(jīng)濟活動的人力資本要素，用旅行社、A級景區(qū)（點）、星級飯店的直接從業(yè)人員數(shù)表征（Chaabouni, 2017）。資本要素是旅游活動的物質(zhì)支撐，囿于旅游業(yè)固定資產(chǎn)數(shù)據(jù)缺失嚴重，故采用能夠衡量旅游設(shè)施和旅游服務(wù)狀況的旅行社、A級景區(qū)（點）、星級飯店個數(shù)衡量，亦在一定程度上彌補土地要素投入的不足（王兆峰等，2021）。產(chǎn)出指標用反映旅游規(guī)模及收益的旅游人次和收入表示（曹芳東等，2015）。

1.3.2 控制變量選取

1）旅游資源稟賦（GIF）

旅游資源稟賦影響旅游流和旅游投資，選取各省（市、區(qū)）世界自然與文化遺產(chǎn)、國家歷史文化名城、國家重點風(fēng)景名勝區(qū)、國家級自然保護區(qū)、國家森林公園的加總個數(shù)表征（劉宇峰等，2008）。

2）信息化水平（INF）

信息化發(fā)展打破行政區(qū)之間各自為政的旅游發(fā)展狀態(tài)，重塑區(qū)域旅游產(chǎn)業(yè)關(guān)聯(lián)，可用包羅網(wǎng)絡(luò)、固話、移動電話等營業(yè)數(shù)額的郵電業(yè)務(wù)總量表示（王龍杰等，2019）。

3）交通可達性（TRA）

交通是客源地和目的地的連接通道，高速公路里程能夠有效反映區(qū)域內(nèi)交通狀況（徐冬等，2018）。

4）旅游產(chǎn)業(yè)地位（THR）

可映射政府對于區(qū)域旅游經(jīng)濟發(fā)展的意圖與目標，采用旅游總收入占GDP的比重表示（徐冬等，2018；王兆峰等，2021）。

5）對外開放度（OPEN）

旅游業(yè)作為典型的外向型產(chǎn)業(yè)必然會受到地方對外開放水平的影響，用各省（市、區(qū)）進出口總額占GDP的比重表示（Chaabouni,2017）。

6）經(jīng)濟發(fā)展水平（PGDP）

區(qū)域經(jīng)濟發(fā)展水平影響居民出游能力和旅游服務(wù)設(shè)施水平，用人均GDP反映該變量發(fā)展狀況（曹芳東等，2015）。

2 新型城鎮(zhèn)化與旅游效率的時空演化特征

2.1 新型城鎮(zhèn)化與旅游效率的時空分布格局

借鑒徐冬等（2018）的研究，將新型城鎮(zhèn)化水平和旅游效率由低到高劃分為3個等級類型，分別為：URB ≤0.25 表示低水平新型城鎮(zhèn)化，0.25 ＜URB ≤0.5表示中等水平新型城鎮(zhèn)化，URB ＞0.5表示高水平新型城鎮(zhèn)化；旅游效率類型劃分同上。進一步按國家統(tǒng)計局（2022）的經(jīng)濟區(qū)域分類標準，從東部、中部、西部以及東北地區(qū)四大區(qū)域分別觀察研究對象的地區(qū)差異性演化特點。

2.1.1 新型城鎮(zhèn)化的時空分布特征 由圖1-a可見，2001—2019年新型城鎮(zhèn)化總指數(shù)呈現(xiàn)由小幅下降轉(zhuǎn)為緩慢上升的演變趨勢，2001 年為0.312 6，2019年為0.353 9，增幅為13.2%，表明全國新型城鎮(zhèn)化的平均發(fā)展水平逐漸提高，各地區(qū)所施行的相關(guān)差異化政策取得明顯的階段性成效。東部地區(qū)新型城鎮(zhèn)化指數(shù)在2001和2019年分別為0.457 0、0.453 8，整體具有穩(wěn)中略降的變動特征；中部地區(qū)增幅為27.6%；西部地區(qū)增幅高達39.1%；東北地區(qū)新型城鎮(zhèn)化水平下降明顯，降幅為-8.4%。在空間演化格局上（表2），新型城鎮(zhèn)化水平在2019 年呈東部＞中部＞西部＞東北部的分布特征；東部地區(qū)水平最高但增勢微弱，北京、江蘇、山東、上海、浙江、廣東6 ?。ㄊ校┰?019 年均實現(xiàn)高水平新型城鎮(zhèn)化；西部地區(qū)新型城鎮(zhèn)化指數(shù)攀升最快，重慶、貴州、云南、山西、寧夏、甘肅和新疆從2001年的低水平躍升為2019 年的中等水平；中部六省增速次之，在2019年均位于中等水平之列；東北三省中的吉林省仍是低水平階段。綜上，雖然東部地區(qū)新型城鎮(zhèn)化建設(shè)基礎(chǔ)優(yōu)良，起點較高，但囿于城鎮(zhèn)建設(shè)發(fā)展具有較強的空間惰性，短期難以扭轉(zhuǎn)調(diào)整，極易對傳統(tǒng)城鎮(zhèn)化的演進機制形成路徑依賴，因此改革收效甚微；與之相比，中、西部地區(qū)彈性空間較大，增勢強勁；而東北地區(qū)長期以工業(yè)為主導(dǎo)的經(jīng)濟結(jié)構(gòu)，則成為其在改革過程中始終難以擺脫的桎梏，新型城鎮(zhèn)化水平排名靠后，發(fā)展形勢不容樂觀。

圖1 2001—2019年新型城鎮(zhèn)化指數(shù)（a）和旅游效率（b）時間演變Fig.1 Time evolution of new urbanization and tourism efficiency from 2001 to 2019

表2 2001—2019年新型城鎮(zhèn)化指數(shù)、旅游效率測度與等級劃分結(jié)果Table 2 Measurement and grading results of new urbanization index and tourism efficiency from 2001 to 2019

2.1.2 旅游效率的時空分布特征 據(jù)圖1-b 可知，2001—2019年中國整體旅游效率大致呈現(xiàn)波動上升趨勢，2001年為0.211，2019年為0.593，增幅高達180.4%，表明旅游效率呈顯著的波動增長態(tài)勢。不過，受非典、金融危機等事件的影響，全國和區(qū)域旅游效率均在2003和2008年出現(xiàn)不同程度的下降。在2001—2019年，東、中、西、東北部地區(qū)旅游效率的增幅分別為85.9%、 287.1%、 269.0%、339.7%，可見區(qū)域旅游效率上升勢頭十足。在空間演化上（見表2），旅游效率在2019 年呈中部＞東部＞西部＞東北部的分異格局；多數(shù)東部省份旅游效率較高，中等效率省份僅有浙江、山東、海南，其余?。ㄊ校┚鶠楦呗糜涡剩恢胁康貐^(qū)除湖北為中等效率之外，其余5省均從2001年的低效率區(qū)轉(zhuǎn)化為2019年的高效率區(qū)；西部地區(qū)增幅明顯，內(nèi)蒙古、甘肅、新疆轉(zhuǎn)為中等效率?。▍^(qū)），廣西、重慶、四川等則躍升為高效率省（市、區(qū)），顛覆了“全員均低”的空間格局；東北地區(qū)的吉林省以較少的勞動力、資源等要素投入實現(xiàn)了較高的旅游經(jīng)濟效益產(chǎn)出，旅游發(fā)展處于高效率狀態(tài)且增幅較大，而遼寧、黑龍江則處于中等效率且增幅較小，旅游要素投入-產(chǎn)出結(jié)構(gòu)尚需進一步優(yōu)化。綜上，東部地區(qū)經(jīng)濟發(fā)達、交通便利，旅游要素投入充足，旅游效率在較長時間內(nèi)保持領(lǐng)先地位，但其發(fā)展后勁隨著“區(qū)位紅利”縮減而顯露不足；中、西部地區(qū)憑借政策區(qū)位、旅游資源、國家戰(zhàn)略開發(fā)等優(yōu)勢，旅游業(yè)高速發(fā)展，要素投入增加，區(qū)域差距逐步縮??；而東北地區(qū)經(jīng)濟、生態(tài)資源等比較優(yōu)勢不明顯，旅游要素投入不足，旅游效率不高。

2.2 新型城鎮(zhèn)化與旅游效率的空間關(guān)聯(lián)特征

根據(jù)地理學(xué)常用的等距劃分原則對各時段的雙變量Moran'sI和局部空間聚類情況進行對比分析。雙變量全局Moran'sI可反映新型城鎮(zhèn)化與旅游效率在動態(tài)演變過程中所存在的空間關(guān)聯(lián)性（表3）。其中，2001—2005 年和2006—2010 年的雙變量全局Moran'sI分別在5%和10%的水平上顯著，但2006—2010 年略微下降；2011—2015 年的雙變量全局Moran'sI上升至0.333，卻不顯著，但并不能因此否認兩者之間存在正向空間相關(guān)性；2016—2019年的雙變量全局Moran'sI降至0.192，并在5%的顯著性水平上通過檢驗?？傮w而言，新型城鎮(zhèn)化和旅游效率的雙變量全局Moran'sI在0.109～0.333 波動且均為正值。由此可見，區(qū)域內(nèi)新型城鎮(zhèn)化水平顯著影響旅游效率的空間特性，兩者聚類分布存在明顯的正向空間關(guān)聯(lián)特征，且關(guān)聯(lián)程度逐漸上升。究其原因，部分?。ㄊ?、區(qū)）新型城鎮(zhèn)化水平的提高使旅游基礎(chǔ)設(shè)施得到優(yōu)化，區(qū)域內(nèi)旅游服務(wù)接待水平得以改善，旅游效率隨之提升，空間關(guān)聯(lián)性亦隨之增強。

表3 新型城鎮(zhèn)化和旅游效率全局Moran's ITable 3 Global Moran index of new urbanization and tourism efficiency

為進一步判斷新型城鎮(zhèn)化和旅游效率的高低值在空間上的聚類情況，以LISA 雙變量模型對兩者的局部空間關(guān)聯(lián)特征進行刻畫（表4）。2001—2005年，正向空間關(guān)聯(lián)的?。ㄊ?、區(qū)）為14個，其中L-L型、H-H型集聚省（市、區(qū)）分別為9和5個；負向空間關(guān)聯(lián)的省份為4個，新型城鎮(zhèn)化和旅游效率空間關(guān)聯(lián)性較強；2006—2010 年，正向空間關(guān)聯(lián)的?。ㄊ?、區(qū)）減少為10 個，負向空間關(guān)聯(lián)的省份升至5個，新型城鎮(zhèn)化和旅游效率的空間異質(zhì)性明顯增強；2011—2015 年，正、負向空間關(guān)聯(lián)的?。ㄊ?、區(qū)）分別為9和8個，二者數(shù)量相當而造成沖抵，使得空間關(guān)聯(lián)的顯著性有所削弱；2016—2019年，負向空間關(guān)聯(lián)的?。ㄊ校┗芈渲?個，空間異質(zhì)性得到緩解。整體上，研究期內(nèi)新型城鎮(zhèn)化與旅游效率的空間關(guān)系以H-H型、L-L型集聚?。ㄊ小^(qū)）占主導(dǎo)，L-L型數(shù)量最多且集中穩(wěn)定分布在東北、西北地區(qū)，旅游效率對新型城鎮(zhèn)化具有較為明顯的空間追隨性；L-H 型集聚省（市、區(qū)）呈現(xiàn)由東部沿海的散點分布轉(zhuǎn)向在西南地區(qū)片狀擴張的時空演變特征，這與東部沿海地區(qū)囿于傳統(tǒng)城鎮(zhèn)化演進路徑，容易引發(fā)生態(tài)問題，擠壓城鎮(zhèn)旅游功能，致使旅游客流逐步轉(zhuǎn)向旅游資源更優(yōu)的西南?。ㄊ校┯嘘P(guān)；H-L型集聚省份較少，主要是少數(shù)東北部沿海省份的新型城鎮(zhèn)化“改革紅利”疊加外溢，城鄉(xiāng)治理、生態(tài)恢復(fù)以及產(chǎn)城融合等積極信息傳導(dǎo)至旅游業(yè)，為旅游效率提升創(chuàng)造了條件。

表4 2001—2019年新型城鎮(zhèn)化和旅游效率的局部空間關(guān)聯(lián)特征Table 4 Local spatial correlation characteristics of new urbanization and tourism efficiency from 2001 to 2019

3 新型城鎮(zhèn)化對旅游效率的影響分析

3.1 新型城鎮(zhèn)化對旅游效率的空間溢出效應(yīng)

3.1.1 空間面板模型選擇和檢驗結(jié)果 進一步選擇最佳形式的空間計量模型深入探析新型城鎮(zhèn)化對旅游效率的空間溢出影響。首先，對傳統(tǒng)混合面板進行OLS回歸，LM檢驗結(jié)果分別在0.01和0.1的水平上顯著，說明各模型估計的殘差皆具有空間自相關(guān)性，應(yīng)選取包含空間誤差和空間滯后效應(yīng)的空間杜賓模型（SDM）進行研究。Hausman檢驗在0.05的顯著性水平上拒絕原假設(shè)，表明采用固定效應(yīng)的SDM 模型更優(yōu)。此外，由LR 檢驗結(jié)果（73.74,P＜0.01; 79.70,P＜0.01）及Wald 檢驗結(jié)果（67.73,P＜0.05; 86.19,P＜0.01）可知（表5），SDM 不可簡化為SLM 或SEM。對空間固定、時間固定及時間空間雙固定效應(yīng)的SDM 進行計算，比較3 個模型回歸結(jié)果的Log-likelihood，最終選取時間空間雙固定效應(yīng)的SDM 為模型。旅游效率空間滯后項系數(shù)（ρ=0.099 7）在5%的水平顯著，表明鄰近地區(qū)旅游業(yè)效率的高低會影響本地區(qū)的旅游效率，進一步印證了省域間旅游業(yè)發(fā)展的緊密空間關(guān)聯(lián)性。另外，為保證SDM回歸結(jié)果具有穩(wěn)健性，一并列出OLS、SEM、SLM的回歸結(jié)果作為對比（見表5）。新型城鎮(zhèn)化水平系數(shù)為0.282 2且在5%統(tǒng)計水平上顯著，說明本地區(qū)新型城鎮(zhèn)化水平對旅游效率存在正向影響；而從新型城鎮(zhèn)化的空間交互項看，其系數(shù)顯著為負，說明鄰近地區(qū)新型城鎮(zhèn)化水平的提高將明顯抑制本地區(qū)旅游效率的提升。此外，旅游效率不僅受本地區(qū)新型城鎮(zhèn)化水平、旅游資源稟賦、旅游產(chǎn)業(yè)地位、對外開放度和經(jīng)濟發(fā)展水平的影響，還受到鄰近地區(qū)新型城鎮(zhèn)化水平、旅游資源稟賦、交通可達性、旅游產(chǎn)業(yè)地位、對外開放度以及經(jīng)濟發(fā)展水平的影響。

表5 空間計量模型回歸結(jié)果Table 5 Regression results of spatial econometric model

3.1.2 新型城鎮(zhèn)化對旅游效率的空間溢出效應(yīng)分

解 從空間效應(yīng)進一步分解的結(jié)果（表6）可見，新型城鎮(zhèn)化對旅游效率影響的直接效應(yīng)系數(shù)為0.274 3，表明本地區(qū)新型城鎮(zhèn)化指數(shù)每增加1%會對旅游效率產(chǎn)生0.274 3%的正向直接溢出效應(yīng)。城鎮(zhèn)人口增長、產(chǎn)業(yè)集聚、技術(shù)創(chuàng)新是本地區(qū)新型城鎮(zhèn)化發(fā)展的必然結(jié)果。人口增長能夠在需求側(cè)方面擴大旅游市場規(guī)模，提高旅游消費水平，增加旅游效率的經(jīng)濟效益期望產(chǎn)出；產(chǎn)業(yè)集聚能加速旅游要素集中布局，深化旅游部門內(nèi)或上下游產(chǎn)業(yè)間的專業(yè)分工，在降低旅游產(chǎn)業(yè)經(jīng)營成本的同時產(chǎn)生規(guī)模經(jīng)濟，促進旅游產(chǎn)業(yè)結(jié)構(gòu)優(yōu)化升級，以此改善旅游效率；新型城鎮(zhèn)化發(fā)展為技術(shù)創(chuàng)新提供了良好的軟硬環(huán)境，能夠憑借科技化手段完善旅游服務(wù)設(shè)施，改善旅游要素利用效率，從而對本地區(qū)的旅游效率產(chǎn)生正外部性。新型城鎮(zhèn)化對旅游效率影響的間接效應(yīng)系數(shù)為-0.634 5，意味著鄰近地區(qū)新型城鎮(zhèn)化指數(shù)每增加1%則會對本地區(qū)旅游效率產(chǎn)生0.634 5%的抑制作用。一方面，各?。ㄊ?、區(qū)）新型城鎮(zhèn)化進程和旅游業(yè)發(fā)展存在明顯的空間非均衡特征，且無論在新型城鎮(zhèn)化還是旅游效率上都表現(xiàn)出顯著的水平差距，前者更是表現(xiàn)得尤為突出。懸殊的發(fā)展水平使區(qū)域之間形成“梯度”和“壓力差”，本地的人才、資金、市場等要素流則通過“梯度擴散”轉(zhuǎn)移到在新型城鎮(zhèn)化過程中處于優(yōu)勢地位的鄰近地區(qū)，助推其旅游效率的提升，從而削弱本地區(qū)的旅游效率。另一方面，鄰近地區(qū)的新型城鎮(zhèn)化發(fā)展促進了旅游要素在前、后關(guān)聯(lián)產(chǎn)業(yè)之間的鏈條式傳遞，強化了其空間集聚能力和競爭優(yōu)勢，并形成“虹吸”和“規(guī)?！毙?yīng)，截流了本地區(qū)旅游發(fā)展要素和資源，從而對其旅游效率產(chǎn)生負向空間溢出效應(yīng)。

表6 各變量對旅游效率的空間溢出效應(yīng)Table 6 Spatial spillover effects of various variables on tourism efficiency

就控制變量而言，旅游資源稟賦的間接效應(yīng)系數(shù)顯著為正，表明鄰近地區(qū)旅游資源稟賦的提高能夠有效地提升本地區(qū)的旅游效率。多目的游客在時間、經(jīng)濟等約束條件允許的情況下，可以在一次旅游中選擇多個目的地，而旅游資源稟賦優(yōu)良的區(qū)域無疑對其具有強烈的吸引力，是滿足其多樣化需求的最優(yōu)選擇；當鄰近地區(qū)旅游發(fā)展達到相應(yīng)規(guī)模時，旅游要素便會逐漸向周邊地區(qū)流動溢出，進而提升本地區(qū)的旅游效率。旅游產(chǎn)業(yè)地位的直接效應(yīng)和間接效應(yīng)顯著但作用相反，本地區(qū)旅游產(chǎn)業(yè)地位提升有助于旅游效率的增長，而鄰近地區(qū)旅游產(chǎn)業(yè)地位的提升則不利于本地區(qū)旅游效率的增長；本地區(qū)政府加大旅游業(yè)發(fā)展扶持力度，形成“資金漩渦”和“政策洼地”，不斷吸納鄰近地區(qū)的旅游要素，從而提高本地區(qū)旅游效率，束縛鄰近地區(qū)旅游效率的提升。對外開放水平的直接、間接效應(yīng)系數(shù)均顯著為正，意味著本地區(qū)和鄰近地區(qū)對外開放水平的提高皆能引入資金和客流，改善本地區(qū)旅游效率。經(jīng)濟發(fā)展水平的直接、間接效應(yīng)系數(shù)亦顯著為正，表明本地區(qū)經(jīng)濟發(fā)展可以提供旅游業(yè)所需的物質(zhì)和資金支持，改善旅游效率；鄰近地區(qū)經(jīng)濟發(fā)展則通過空間溢出和擴散效應(yīng)推進本地區(qū)旅游效率的提升。

3.2 新型城鎮(zhèn)化對旅游效率的門檻效應(yīng)

旅游業(yè)能夠通過人口集聚、產(chǎn)業(yè)聯(lián)動、景觀優(yōu)化影響城鎮(zhèn)基礎(chǔ)設(shè)施布局和生態(tài)保育空間塑造，這是驅(qū)動城鎮(zhèn)空間擴張和重構(gòu)的一種內(nèi)在動力和非傳統(tǒng)的新型城鎮(zhèn)化建設(shè)路徑。旅游產(chǎn)業(yè)地位的高低往往決定著各地區(qū)在新型城鎮(zhèn)化過程中對旅游產(chǎn)業(yè)的投入。由于旅游經(jīng)濟發(fā)展具有區(qū)域差異性，各地區(qū)的旅游產(chǎn)業(yè)地位不盡相同，且新型城鎮(zhèn)化的發(fā)展歷程并不是直線上升的簡單線性軌跡，而是具有階段性、周期性的非直線演化。因此，新型城鎮(zhèn)化和旅游產(chǎn)業(yè)地位可能會發(fā)生階段性的失衡錯配，旅游產(chǎn)業(yè)地位的超前或滯后易造成旅游生產(chǎn)要素的投入冗余或投入不足，從而導(dǎo)致新型城鎮(zhèn)化對旅游效率的影響可能并非是持續(xù)恒定的，會隨著旅游產(chǎn)業(yè)地位的變化而發(fā)生轉(zhuǎn)變，呈現(xiàn)動態(tài)演化的非線性門檻特征。因此，為避免主觀判斷上的偏誤，以旅游產(chǎn)業(yè)地位為門檻變量構(gòu)建面板門檻模型，進而量化各區(qū)域在不同旅游產(chǎn)業(yè)地位下的新型城鎮(zhèn)化對旅游效率的門檻效應(yīng)。以自抽樣法重復(fù)抽取樣本300次，對其進行門檻特征檢驗。從檢驗結(jié)果（表7）可看出，旅游產(chǎn)業(yè)地位的單一門檻和雙重門檻效果分別在1%和5%的水平上顯著，這表明新型城鎮(zhèn)化對旅游效率的非線性影響存在雙重門檻特征，應(yīng)選擇雙重門檻模型進行分析。

表7 門檻效果檢驗與門檻值置信區(qū)間Table 7 Threshold effect test and threshold confidence interval

門檻效應(yīng)的回歸結(jié)果（表8）表明，新型城鎮(zhèn)化對旅游效率的作用程度隨著旅游產(chǎn)業(yè)地位的變動而有所不同。具體來看，新型城鎮(zhèn)化在不同門檻區(qū)間內(nèi)對旅游效率的彈性系數(shù)分別為0.537 9 和1.223 1，且均在1%的統(tǒng)計水平上保持顯著。當旅游總收入占GDP的比值≤0.139 9時，新型城鎮(zhèn)化對旅游效率的彈性系數(shù)為0.539 7；當旅游總收入占GDP的比值處于0.139 9～0.250 1時，新型城鎮(zhèn)化對旅游效率的彈性系數(shù)下降到0.330 5；當旅游總收入占GDP 的比值跨越第二個門檻值0.250 1 時，彈性系數(shù)上升到1.223 1?？傮w而言，當旅游收入占GDP比值所反映的省際旅游產(chǎn)業(yè)地位逐漸升高至第一個門檻值時，新型城鎮(zhèn)化對旅游效率的正向作用率先表現(xiàn)為減弱趨勢；而越過第二個門檻值后，增長勢頭強勁?？梢娦滦统擎?zhèn)化對旅游效率具有先下降后上升的“U”型變化規(guī)律，即前者對后者的正外部性只有在省域的旅游產(chǎn)業(yè)地位高于某種水平時才起作用。

表8 雙門檻模型估計結(jié)果Table 8 Estimation results of double threshold model

4 結(jié)論與討論

以中國30 個?。ㄊ?、區(qū)）為研究對象，運用雙變量LISA 模型、空間杜賓模型等方法實證了2001―2019年中國新型城鎮(zhèn)化對旅游效率的空間效應(yīng)，并借助門檻模型分析了二者之間非線性的影響關(guān)系。研究發(fā)現(xiàn)：1）2001―2019 年中國新型城鎮(zhèn)化水平和旅游效率具有不同程度的波動提升態(tài)勢，二者在2019年分別呈現(xiàn)東部＞中部＞西部＞東北部以及中部＞東部＞西部＞東北部的空間分布特征。2）新型城鎮(zhèn)化和旅游效率具有正向空間關(guān)聯(lián)性，局部空間關(guān)聯(lián)以H-H型、L-L型為主；新型城鎮(zhèn)化對旅游效率存在正向直接效應(yīng)與負向空間溢出效應(yīng)。3）在旅游產(chǎn)業(yè)地位這一門檻變量的作用下，新型城鎮(zhèn)化對旅游效率長期保持正向影響，并存在動態(tài)非線性的雙重門檻特征。

針對本文結(jié)論，提出如下建議：1）京津冀、長三角等高密度城鎮(zhèn)群地區(qū)要積極治理突出的“大城市病”問題，深度推進生態(tài)環(huán)境、城鄉(xiāng)統(tǒng)籌、基礎(chǔ)設(shè)施等一體化發(fā)展，輻射帶動北部地區(qū)和長江經(jīng)濟帶等廣闊腹地的新型城鎮(zhèn)化和旅游業(yè)高質(zhì)量發(fā)展；東北地區(qū)應(yīng)積極發(fā)揮區(qū)域?qū)W習(xí)效應(yīng)并立足特色冰雪資源優(yōu)勢，打破發(fā)展瓶頸以構(gòu)筑新型城鎮(zhèn)化和旅游業(yè)高質(zhì)量發(fā)展新動力；中西部地區(qū)新型城鎮(zhèn)化和旅游發(fā)展要厚植人文和生態(tài)優(yōu)勢，打造特色小鎮(zhèn)，同時利用好國家戰(zhàn)略優(yōu)勢，加快培育成渝、中原等城市群成為新增長極以集聚旅游生產(chǎn)要素，促進新型城鎮(zhèn)化發(fā)展和旅游效率提升。2）各地區(qū)要打破行政區(qū)劃藩籬的限制，構(gòu)建要素跨區(qū)流動、信息共建共享、資源高效配置的共贏發(fā)展機制，以協(xié)調(diào)合作和共同發(fā)展代替無序競爭和非合作性博弈，聯(lián)合制定區(qū)域新型城鎮(zhèn)化策略，建設(shè)整體協(xié)同和高質(zhì)量發(fā)展的城市群以強化各?。ㄊ?、區(qū)）的內(nèi)部空間關(guān)聯(lián)，最大化新型城鎮(zhèn)化對旅游效率的空間溢出效應(yīng)。3）各?。ㄊ?、區(qū)）要堅決避免盲目的新型城鎮(zhèn)化擴張，新型城鎮(zhèn)化建設(shè)模式和發(fā)展規(guī)模要基于自身不同的旅游產(chǎn)業(yè)發(fā)展現(xiàn)實，采取與旅游發(fā)展相適應(yīng)的新型城鎮(zhèn)化發(fā)展路線，以差異化的戰(zhàn)略措施引導(dǎo)新型城鎮(zhèn)化建設(shè)過程中對于旅游要素投入的科學(xué)組合和高效配置，扭轉(zhuǎn)新型城鎮(zhèn)化與旅游產(chǎn)業(yè)在發(fā)展階段和發(fā)展規(guī)模上的錯配失衡局面，盡快破除新型城鎮(zhèn)化發(fā)展對旅游效率提升的限制門檻，進而提高旅游效率。

以往有關(guān)城鎮(zhèn)化與旅游效率的研究相對較少，既有相關(guān)的研究成果主要集中在擬合預(yù)測城鎮(zhèn)化與旅游效率耦合協(xié)調(diào)發(fā)展的時空演變趨勢（軒源等，2020），以及在線性假設(shè)前提下分析城鎮(zhèn)化對于旅游效率的正向作用（方葉林等，2018；徐冬等，2018），未考慮到城鎮(zhèn)化對旅游效率影響可能存在“門檻條件”。與已有研究相比，本文可能的邊際貢獻在于：從新型城鎮(zhèn)化的綜合發(fā)展視角豐富了城鎮(zhèn)化與旅游經(jīng)濟關(guān)系的研究，以新經(jīng)濟地理學(xué)和計量經(jīng)濟學(xué)為支撐構(gòu)建了空間杜賓模型和面板門檻模型，拓展了新型城鎮(zhèn)化對旅游效率反映在地理上的空間效應(yīng)研究，并為二者在時間演化上的動態(tài)非線性關(guān)系提供了實證量化依據(jù)，更為符合新型城鎮(zhèn)化與旅游經(jīng)濟動態(tài)演化和高質(zhì)量發(fā)展的客觀實際。但本文仍存在一些不足：囿于個別旅游統(tǒng)計指標口徑調(diào)整以及統(tǒng)計數(shù)據(jù)的缺失，致使旅游效率指標的相關(guān)數(shù)據(jù)獲取存在困難。本文在參考眾多相關(guān)指標體系的基礎(chǔ)上測算的旅游效率雖能在較大程度上反映當前旅游經(jīng)濟的發(fā)展質(zhì)量，但隨著未來旅游統(tǒng)計的完善，深挖旅游數(shù)據(jù)尤其是效率投入要素數(shù)據(jù)進而提高測算結(jié)果的科學(xué)性，應(yīng)值得關(guān)注。