袁家德，譚佩佩

(安徽建筑大學 公共管理學院，合肥 230601)

一、引言

旅游交通作為旅游業(yè)的三大支柱之一,與旅游發(fā)展的關系密不可分。一方面交通是旅游產(chǎn)業(yè)的命脈,是完成旅游活動的前提[1]。交通基礎設施的建設完善,既有利于增強旅游目的地的競爭力,也能夠帶動目的地旅游資源的集群式開放、旅游流的集聚規(guī)模和擴散,旅游資源要素的組合形態(tài)和利用效率等[2],對旅游業(yè)發(fā)展產(chǎn)生深遠的影響。另一方面,一個國家或區(qū)域旅游業(yè)的發(fā)展,除了具備必要的旅游資源條件之外,還需讓旅游者能夠進得來、出的去和散得開,在旅游需求的促動下,交通基礎設施建設的完善將成為區(qū)域旅游發(fā)展的必然要素。因此,區(qū)域交通基礎設施建設與旅游發(fā)展之間相輔相成,互相促進。

長久以來,交通與旅游之間的關系一直是國內外旅游學者的熱議焦點,眾多學者開展了大量較為深入的研究并取得了豐碩的成果。早在2000年,Rietveld和Nijkamp便注意到了交通與旅游之間的密切聯(lián)系,認為交通基礎設施投資在很大程度上促進了經(jīng)濟增長[3]。Palmertous等以西班牙的租車旅游為切入點,驗證得出旅游交通和旅游發(fā)展之間存在因果關系[4]。國內學者的研究起步相對較晚,但近年來的研究成果日趨豐富。郭向陽等以云南省為例,探討交通服務功能和旅游效率之間的空間聯(lián)系特征[5]。李國棟等以中國綜合交通和旅游業(yè)為例展開實證研究,發(fā)現(xiàn)綜合交通和旅游業(yè)耦合協(xié)調度總體呈增長趨勢,但是并沒有達到高質量的耦合,區(qū)域不平衡現(xiàn)象比較嚴重[6]。于景飛等借助格蘭杰因果關系檢驗等方法分析了旅游業(yè)和交通基礎設施的關系[7]。趙臨龍等運用相關性檢驗、平穩(wěn)性檢驗和協(xié)整分析探討了?？谑薪煌▽β糜螛I(yè)發(fā)展的影響,發(fā)現(xiàn)前者對后者具有顯著關系和推動作用[8]。來逢波等以山東省11家5A景區(qū)作為研究對象進行實證研究,發(fā)現(xiàn)其相互影響的內在機制以及兩者之間富有“彈性”的互動響應關系[9]。陳婷以湖南省為例,利用文獻分析法從理論上探討了交通運輸網(wǎng)建設促進旅游產(chǎn)業(yè)轉型的動力機理[10]。王公為通過對內蒙古旅游發(fā)展進行實證分析,得出內蒙古航空運輸對旅游發(fā)展的影響是積極的,但其響應性呈逐年減弱的趨勢[11]。這些研究成果為我們理解中國交通基礎設施建設與旅游發(fā)展之間的關系提供了線索,同時為區(qū)域旅游開發(fā)實踐提供了有益的借鑒。

上述研究中,大多學者對于二者關系的探討通常聚焦于交通可達性與旅游發(fā)展水平的區(qū)域匹配程度的評價,或二者因果關系的檢驗,卻忽視了旅游發(fā)展的空間相關性及交通基礎設施建設影響的空間溢出效應。事實上,區(qū)域旅游發(fā)展存在區(qū)域的不平衡性和明顯的空間集聚,同時,區(qū)域交通具有整體性和網(wǎng)絡性特征,交通基礎設施建設不僅會影響本地的發(fā)展,還會影響臨近省域的發(fā)展而產(chǎn)生空間溢出效應。因此,將區(qū)域旅游發(fā)展的空間相關性及交通基礎設施建設影響的空間溢出效應納入研究范圍實屬必要。基于此,選取2003—2020年中國大陸31個省域數(shù)據(jù),運用空間計量模型方法探討中國交通基礎設施建設對區(qū)域旅游發(fā)展的跨空間影響,為客觀認識二者之間的關系以及制定相關政策促進旅游業(yè)發(fā)展提供參考。

二、交通基礎設施促進區(qū)域旅游發(fā)展的路徑

(一)交通發(fā)展促進區(qū)域旅游開發(fā)

從旅游發(fā)展的長期效益來看,完善的交通基礎設施是影響政府旅游投資決策及活躍旅游人才市場的關鍵因素。一方面,便利的交通運輸條件在降低物流成本的同時顯著拉動了當?shù)氐目土髁?為旅游活動的開展注入新的動力和活力,加強了政府對當?shù)芈糜翁厣a(chǎn)品的開發(fā)力度,進一步激發(fā)區(qū)域旅游開發(fā)潛力。另一方面,健全的交通網(wǎng)絡有助于營造優(yōu)質的宜居環(huán)境,進而吸引更多外商企業(yè)的入駐以及旅游專業(yè)人才的涌入。外部資本的投入可以有助于物質資源的優(yōu)化配置,形成區(qū)域內旅游產(chǎn)業(yè)的集聚化,加速旅游要素的開發(fā)延展。同時高素質的旅游服務人才又能夠提升旅游服務質量,加強文化宣傳,促進文旅融合發(fā)展。

(二)交通發(fā)展提升區(qū)域旅游經(jīng)濟收入

構建完善的交通基礎設施是有效提振區(qū)域旅游經(jīng)濟的重要手段。盡管旅游者在旅游過程中的各項支出會因出行方式、目的及規(guī)劃預算的不同而有所區(qū)別,但對于跨空間距離較遠的游客而言,交通費用在食、住、行等常規(guī)旅游開支項目中所占比例往往最高。與此同時密集的區(qū)域交通網(wǎng)絡以及多樣化的出行方式,能夠有效地改善本地居民的出行及外來旅客的入境條件,增加客流量,帶動景區(qū)門票以及相關食、住、行的消費,進而間接作用于區(qū)域旅游經(jīng)濟。

(三)交通發(fā)展助推區(qū)域旅游方式轉變

近年來,隨著安全游、親子游、健康游等新型旅游形式的盛行,游客的出行方式也逐漸由共乘交通工具的參團游向以家庭為單位的自駕游轉變。在此背景下,公路的工程質量以及停車的便利程度會在很大程度上影響游客對于旅游目的地的形象感知。此外,景區(qū)間打造便捷高效的旅游交通網(wǎng)絡,有利于設計定制化旅游產(chǎn)品,實現(xiàn)區(qū)域內無障礙旅游,極大縮減了游客的出行時間及經(jīng)濟成本。

三、研究方法、模型及數(shù)據(jù)來源

(一)研究方法

1.空間相關性檢驗

采用Moran’s I指數(shù)對區(qū)域旅游發(fā)展的空間相關性進行檢驗。計算公式為:

其中,n為樣本量,即空間位置的個數(shù);Xi和Xj分別為空間位置i和j的觀察值,Wij表示空間權重矩陣,本文采用考慮到接壤因素的鄰接權重矩陣,具體構建方式如下:

2.空間計量模型

基于空間非均衡的旅游發(fā)展實際,在考察交通基礎設施對旅游發(fā)展的影響時,需要納入空間因素的考量?？臻g杜賓模型(SDM)提供了空間計量模型的一般分析框架[12],比空間滯后模型(SLM)和空間誤差模型(SEM)更全面地反映空間相關性對回歸結果的影響[13]。近年來,越來越多的學者意識到空間杜賓模型(SDM)的優(yōu)勢,在研究中直接使用該模型進行實證檢驗[14-17]。因此,選擇空間杜賓模型(SDM)來分析交通基礎設施對旅游發(fā)展的跨空間影響。其計算公式為:

Y=ρWY+Xβ+θWX+uit,uit=λWuit+εit

(1)

3.空間效應分解

由于空間杜賓模型同時考慮解釋變量和被解釋變量的空間殘差項,使得解釋變量發(fā)生變化時不僅會影響到本省域被解釋變量,同時還會影響到其余省域的被解釋變量。為了獲得更加準確的估算結果,將參考張廷海和王點[18]的研究方法對杜賓模型的總效應進行分解,并對直接效應和間接效應進行分析說明。

(二)變量的解釋說明及研究數(shù)據(jù)來源

1.變量說明

為驗證旅游總收入(INCO)和交通基礎設施(TRAN)之間的關系,將INCO與TRAN作為模型的核心變量進行考察,各變量具體說明如下:

旅游總收入(INCO):作為因變量,該變量是研究模型的主要考察對象,用省域旅游總收入來表示。

交通基礎設施(TRAN):是重點考察的核心自變量,用等級公路與鐵路里程之和表示,其中,等級公路即公路設施條件和其他技術條件(保障安全、監(jiān)控違章等等)符合國家或者部門標準規(guī)定的公路。

其他控制變量包括:(1)經(jīng)濟發(fā)展水平(EGDP):用各省份國內生產(chǎn)總值(GDP)除以常住人口數(shù)獲得的數(shù)值進行衡量;(2)產(chǎn)業(yè)結構(INDU):用三產(chǎn)產(chǎn)值占GDP的比重來表示;(3)旅游資源稟賦(TOUR):使用景區(qū)等級賦值法進行旅游資源稟賦的賦值,即1A～5A景區(qū)分別賦值為1～5,所獲得的匯總值即為該省份的旅游資源稟賦值;(4)城鎮(zhèn)化水平(URBA):參考郭朝暉和王建平對城鎮(zhèn)化率的表示方法[19],采用人口城鎮(zhèn)化率即城鎮(zhèn)常住人口與總人口之比來表示;(5)市場化程度(DEGR):參考李如友與黃常州的方法[20],利用省域財政支出占GDP的比重來表示,該值越高說明政府控制經(jīng)濟規(guī)模程度越高,即市場化程度越低,反之則說明市場化經(jīng)濟程度越高;(6)對外開放水平(OPEN):參考郭朝暉和王建平的做法[19],采用進出口總額占GDP比重來衡量。

2.數(shù)據(jù)來源

選取中國大陸31個省級(包括各省、自治區(qū)和直轄市)數(shù)據(jù)資料為實證檢驗的研究對象,由于臺灣、香港和澳門等中國其他省域的數(shù)據(jù)有缺失,故未將這些省域納入研究樣本;數(shù)據(jù)的時間跨度為2003—2020年。其中,旅游收入數(shù)據(jù)和旅游企業(yè)統(tǒng)計數(shù)據(jù)來源于各期《中國旅游統(tǒng)計年鑒》及其副本;A級景區(qū)數(shù)據(jù)來源于文化和旅游部網(wǎng)站發(fā)布的統(tǒng)計信息以及各省級單位的統(tǒng)計年鑒;其他數(shù)據(jù)均來源于各期《中國統(tǒng)計年鑒》和《中國區(qū)域經(jīng)濟統(tǒng)計年鑒》。

3.研究模型設定

為考察中國交通基礎設施建設對區(qū)域旅游發(fā)展的跨空間影響,建立空間杜賓模型(SDM),公式如下:

INCOit=α+β0TRANit+β1EGDPit+

β2INDUit+β3TOURit+β4URBAit+

β5DEGRit+β6OPENit+θ0WTRANit+

θ1WEGDPit+θ2WINDUit+θ3WTOURit+

θ4WURBAit+θ5WDEGRit+θ6WOPENit+εit

(2)

公式中,W表示空間權重矩陣,WTRANit表示核心變量交通基礎設施的空間滯后量,WEGDPit、WINDUit、WTOURit、WURBAit、WOPENitWDEGRit、分別表示經(jīng)濟發(fā)展水平、產(chǎn)業(yè)結構、旅游資源稟賦、城鎮(zhèn)化水平、市場化程度和對外開放水平等控制變量的空間滯后項。

四、模型回歸結果分析

(一)空間相關性的判斷

表1列出了2003—2020年中國省域旅游發(fā)展與交通基礎設施建設的Moran’s I值?？梢钥闯?2003—2020年中國省域旅游發(fā)展和交通基礎設施建設的Moran’s I值均大于零,且都通過了水平為0.05的顯著性檢驗。該結果表明,中國省域旅游發(fā)展與交通基礎設施建設都呈現(xiàn)顯著的空間正相關特征。同時,中國省域旅游發(fā)展的Moran’s I值大體呈倒“U”型變化趨勢,2017年之前為總體上升趨勢,2017年之后為總體下降趨勢,但考察期內的顯著水平未發(fā)生明顯變化。中國省域交通基礎設施建設的Moran’s I值則呈現(xiàn)波動趨勢,而且,考察期內的顯著水平也發(fā)生明顯變化,有9個年份的Moran’s I值在0.01的水平上顯著,另9個年份則在0.05的水平上顯著。相較而言,2003—2020年中國省域旅游發(fā)展的Moran’s I值明顯高于交通基礎設施建設。

表1 2003—2020年中國省域旅游發(fā)展與交通基礎設施建設的Moran’s I值

(二)估計結果與效應分解

上述分析結果表明,中國省域旅游發(fā)展與交通基礎設施建設存在顯著的空間正相關性,在分析二者之間的關系時有必要引入空間因素,對空間溢出效應進行檢驗。因此,下文將采用空間杜賓模型(SDM)對中國交通基礎設施建設對區(qū)域旅游發(fā)展的影響作用進行估計。

表2顯示了空間杜賓模型(SDM)的個體固定效應和隨機效應估計結果,固定效應的空間Hausman檢驗結果在1%的水平下顯著為正,說明模型的個體固定效應估計結果更為可靠。因此,將基于個體固定效應模型對估計結果進行解釋。為體現(xiàn)估計結果的穩(wěn)健性,同時顯示了隨機效應模型的估計結果。表2還顯示,固定效應模型的ρ值為0.287,且在0.01的水平上顯著,表明中國大陸31個省域的旅游發(fā)展存在顯著的空間依賴性。同時,交通基礎設施(TRAN)的估計系數(shù)為0.137,且在0.05的水平上顯著,說明考慮空間溢出效應后,交通基礎設施建設對區(qū)域旅游發(fā)展具有顯著的促進作用。從直接效應和間接效應來看,交通基礎設施的直接效應為0.125,且在0.05的水平上顯著,說明交通基礎設施對本省域旅游發(fā)展具有顯著的促進作用,即交通基礎設施增長5%,本地旅游總收入將上漲0.125%;交通基礎設施的間接效應為-0.284,且在0.05的水平上顯著,表明空間溢出效應顯著為負,說明一個省域的交通基礎設施建設對臨近省域的旅游發(fā)展具有顯著抑制作用。其原因是,加強對某一省域的交通基礎設施建設只是為這一個省域內的旅游發(fā)展創(chuàng)造條件,無法將分布于全國各地的旅游景區(qū)貫穿于整個交通網(wǎng)中,進而導致周邊的旅游發(fā)展出現(xiàn)負增長現(xiàn)象,即負的空間溢出效應,同時區(qū)域間的旅游發(fā)展的差距也將由此擴大。從總效應來看,交通基礎設施對區(qū)域旅游發(fā)展的影響為負,但未通過顯著性檢驗,說明總體來說,交通基礎設施對區(qū)域旅游發(fā)展作用不突出,這與中國國情和交通基礎設施建設現(xiàn)狀密切相關。中國幅員遼闊,國土面積排名世界第三,東西、南北跨度都很大;中國東部沿海,西部深處內陸,形成了東部經(jīng)濟發(fā)達、西部內陸經(jīng)濟發(fā)展水平遠落后于東部的經(jīng)濟現(xiàn)狀,在此國情下,中國東西部的交通基礎設施建設形成了東部密集,西部稀疏的現(xiàn)狀。交通基礎設施建設的不平衡,減少了省域與省域之間的聯(lián)系與合作,從而加劇了省域之間的旅游發(fā)展水平不平衡狀況。

表2 空間杜賓模型(SDM)回歸結果及模型分解

表2還顯示,經(jīng)濟發(fā)展水平、產(chǎn)業(yè)結構、市場化程度的直接效應均為正,且都顯著,說明三者對區(qū)域旅游發(fā)展具有顯著的促進作用;同時三者的間接效應都大于0,說明了三者對臨近省域的旅游發(fā)展也具有推動作用。城鎮(zhèn)化水平的直接效應顯著為正,間接效應卻未通過顯著性檢驗,說明城鎮(zhèn)化水平對本省域的旅游發(fā)展具有促進作用,但是對周邊省域旅游發(fā)展的影響作用不明顯。對外開放水平的直接效應為負但不顯著,間接效應顯著為正,說明對外開放對周邊省域具有正的空間溢出效應,即對周邊省域的旅游發(fā)展有推動作用。

(三)穩(wěn)健性檢驗

為進一步驗證上述估計結果的穩(wěn)健性,將使用另一個表示區(qū)域旅游發(fā)展水平變量,即將旅游總收入(INCO)換成旅游總收入占GDP的比重(INCO2)重新對計量模型進行估計,結果如表3所示。

表3 空間杜賓模型的穩(wěn)健性檢驗

可以看出,Hausman檢驗結果顯著為正,說明固定效應模型是最優(yōu)選擇。交通基礎設施(TRAN)的估計系數(shù)顯著為正,數(shù)值變化很小;控制變量方面,僅有旅游資源稟賦(TOUR)變量從原來的不顯著變化為顯著,其余變量均未發(fā)生根本性變化。從空間杜賓模型(SDM)分解的結果來看,穩(wěn)健性估計結果的變化不大。由此可以認為,空間杜賓模型(SDM)的估計結果是穩(wěn)健的。

五、結論與建議

(一)研究結論

選取中國大陸31個省域作為研究對象,分析了交通基礎設施建設對區(qū)域旅游發(fā)展的影響作用。實證研究結果表明:(1)中國省域旅游發(fā)展和交通基礎設施建設存在顯著的空間自相關。同時,考察期內中國省域旅游發(fā)展水平的空間依賴程度呈倒“U”型發(fā)展態(tài)勢,但交通基礎設施的空間相關性呈現(xiàn)波動趨勢。相較而言,中國省域旅游發(fā)展的空間相關性明顯高于交通基礎設施建設。(2)交通基礎設施建設對本省域的旅游發(fā)展具有顯著的促進作用,對臨近省域的旅游發(fā)展具有顯著的負向溢出效應,但交通基礎設施對旅游發(fā)展的正向作用與來自周邊省域的負向影響互為補充,以至于總體而言交通基礎設施建設對旅游發(fā)展未顯現(xiàn)出顯著影響。(3)經(jīng)濟發(fā)展水平、產(chǎn)業(yè)結構、市場化程度以及城鎮(zhèn)化水平對本省域的旅游發(fā)展具有顯著的促進作用;經(jīng)濟發(fā)展水平、產(chǎn)業(yè)結構和對外開放水平產(chǎn)生顯著的正向空間溢出效應;從總效應來看,經(jīng)濟發(fā)展水平、產(chǎn)業(yè)結構、市場化程度和對外開放水平對旅游經(jīng)濟發(fā)展具有顯著的促進作用。

(二)政策建議

根據(jù)上述研究結論,提出以下政策建議:

1.正確認識交通基礎設施在省域旅游發(fā)展中的地位和作用。各省在發(fā)展和經(jīng)營旅游業(yè)的同時,需要因地制宜做好發(fā)展規(guī)劃,以完善省域間交通基礎設施并發(fā)揮其“以鄰為睦”的正向空間溢出效應為原則,經(jīng)過縝密謀劃與實地取證,聯(lián)合制定綜合交通體系規(guī)劃,處理好長期發(fā)展和短期投資之間的關系,確保交通運輸方式的多樣化發(fā)展。

2.以區(qū)域協(xié)作為核心構建綜合交通網(wǎng)絡,依托公共交通串聯(lián)不同區(qū)域間旅游景點,建立特色旅游環(huán)線。目前國內各大知名旅游景點比較分散,相當多的旅游景點所處位置較為偏遠,導致各景點在公共交通網(wǎng)絡上的可達性較差。而交通基礎設施具有顯著的空間正相關性。因此,有必要設立跨區(qū)域的綜合交通系統(tǒng)。實現(xiàn)各景點之間的無障礙轉移與無縫連接,為游客出行節(jié)省時間成本,提升各省域間交通運輸?shù)臅惩芰?從而推動整體旅游業(yè)的協(xié)調發(fā)展。

3.交通基礎設施并不是影響省域旅游發(fā)展的唯一因素,旅游發(fā)展規(guī)劃還應關注經(jīng)濟發(fā)展水平、產(chǎn)業(yè)結構、市場化程度和城鎮(zhèn)化水平等因素的綜合影響。在省域旅游發(fā)展過程中,政府應重視零售、餐飲、娛樂等行業(yè)以及市場規(guī)模、人口密度、通信建設等因素所發(fā)揮的作用。通過政府的宏觀調控,實現(xiàn)交通基礎設施與諸多因素的有機結合,共同推動旅游發(fā)展。