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        旅游消費對區(qū)域產(chǎn)業(yè)結(jié)構(gòu)轉(zhuǎn)型的影響研究
        ——基于空間計量模型與門檻效應(yīng)的檢驗

        2023-11-28 12:47:32顏澄
        中國商論 2023年22期
        關(guān)鍵詞:效應(yīng)轉(zhuǎn)型區(qū)域

        顏澄

        (浙江工業(yè)大學(xué)之江學(xué)院 浙江紹興 312030)

        1 引言

        我國經(jīng)濟(jì)進(jìn)入新發(fā)展階段以來,面臨著動力轉(zhuǎn)變、產(chǎn)業(yè)結(jié)構(gòu)轉(zhuǎn)型等一系列挑戰(zhàn),隨著旅游業(yè)與其他產(chǎn)業(yè)的跨界融合、協(xié)同發(fā)展,旅游業(yè)帶動區(qū)域新業(yè)態(tài)不斷涌現(xiàn)?!丁笆奈濉甭糜伟l(fā)展規(guī)劃》指出,旅游業(yè)作為我國經(jīng)濟(jì)高質(zhì)量發(fā)展的戰(zhàn)略性支持產(chǎn)業(yè),旅游消費已成為促進(jìn)區(qū)域產(chǎn)業(yè)結(jié)構(gòu)轉(zhuǎn)型升級的重要動力。新發(fā)展階段,將旅游業(yè)作為支柱型和主導(dǎo)型產(chǎn)業(yè),利用旅游消費的關(guān)聯(lián)效應(yīng)和帶動效應(yīng)推動區(qū)域產(chǎn)業(yè)結(jié)構(gòu)轉(zhuǎn)型成為區(qū)域經(jīng)濟(jì)高質(zhì)量發(fā)展的重要方向。

        2 相關(guān)文獻(xiàn)綜述

        目前,相關(guān)研究主要集中在旅游業(yè)發(fā)展對產(chǎn)業(yè)結(jié)構(gòu)和經(jīng)濟(jì)增長的影響。在旅游業(yè)發(fā)展對產(chǎn)業(yè)結(jié)構(gòu)的影響方面,吳雪飛和趙磊(2019)通過實證研究發(fā)現(xiàn),以旅游業(yè)為引領(lǐng)的現(xiàn)代服務(wù)業(yè)有利于促進(jìn)資源要素的重新配置,進(jìn)而顯著推動區(qū)域產(chǎn)業(yè)結(jié)構(gòu)合理化和高級化。在旅游業(yè)發(fā)展對經(jīng)濟(jì)增長的影響方面,姬宸宇和張含宇(2021)通過面板數(shù)據(jù)模型研究發(fā)現(xiàn),旅游業(yè)能通過提供就業(yè)、增加稅收等途徑帶動區(qū)域經(jīng)濟(jì)增長;趙磊等(2022)通過面板數(shù)據(jù)模型和中介效應(yīng)模型研究發(fā)現(xiàn),旅游業(yè)發(fā)展不僅能直接促進(jìn)經(jīng)濟(jì)發(fā)展,還能通過產(chǎn)業(yè)結(jié)構(gòu)轉(zhuǎn)型的中介作用促進(jìn)經(jīng)濟(jì)增長。此外,數(shù)字經(jīng)濟(jì)具有強(qiáng)擴(kuò)散性和滲透性,在旅游消費引領(lǐng)產(chǎn)業(yè)結(jié)構(gòu)轉(zhuǎn)型的過程中,能有效促進(jìn)旅游業(yè)與其他產(chǎn)業(yè)的深度融合,進(jìn)而強(qiáng)化旅游消費對區(qū)域產(chǎn)業(yè)結(jié)構(gòu)轉(zhuǎn)型的引領(lǐng)作用。

        綜上所述,已有文獻(xiàn)就旅游業(yè)發(fā)展對產(chǎn)業(yè)結(jié)構(gòu)轉(zhuǎn)型和經(jīng)濟(jì)增長的影響進(jìn)行了深入探討。因此,本文利用空間計量模型檢驗旅游消費對區(qū)域產(chǎn)業(yè)結(jié)構(gòu)轉(zhuǎn)型的空間溢出效應(yīng),利用門檻效應(yīng)模型分析數(shù)字經(jīng)濟(jì)在旅游消費對區(qū)域產(chǎn)業(yè)結(jié)構(gòu)轉(zhuǎn)型影響中的門檻效應(yīng),為促進(jìn)我國產(chǎn)業(yè)結(jié)構(gòu)轉(zhuǎn)型升級提供參考和借鑒。

        3 機(jī)制分析

        3.1 旅游消費對區(qū)域產(chǎn)業(yè)結(jié)構(gòu)轉(zhuǎn)型的影響及空間溢出效應(yīng)

        旅游業(yè)與文化、健康、科技、教育等產(chǎn)業(yè)的融合發(fā)展,有利于促進(jìn)區(qū)域產(chǎn)業(yè)結(jié)構(gòu)轉(zhuǎn)型升級。旺盛的旅游消費是促進(jìn)旅游業(yè)可持續(xù)發(fā)展的關(guān)鍵,旅游消費影響區(qū)域產(chǎn)業(yè)結(jié)構(gòu)轉(zhuǎn)型的路徑包括投資效應(yīng)、關(guān)聯(lián)效應(yīng)、帶動效應(yīng)。同時,旅游消費活動具有較強(qiáng)的區(qū)域流動性,其空間溢出效應(yīng)表現(xiàn)在其對周邊區(qū)域旅游業(yè)、相關(guān)產(chǎn)業(yè)發(fā)展的溢出性影響。一方面,旅游消費的流動性會帶動周邊地區(qū)旅游業(yè)的發(fā)展,進(jìn)而促進(jìn)周邊區(qū)域產(chǎn)業(yè)結(jié)構(gòu)轉(zhuǎn)型;另一方面,旅游業(yè)具有較強(qiáng)的產(chǎn)業(yè)關(guān)聯(lián)性,旅游消費帶動的相關(guān)產(chǎn)業(yè)通過人力資本和技術(shù)擴(kuò)散對周邊區(qū)域產(chǎn)業(yè)結(jié)構(gòu)轉(zhuǎn)型產(chǎn)生影響。

        3.2 數(shù)字經(jīng)濟(jì)的門檻效應(yīng)

        旅游消費對區(qū)域產(chǎn)業(yè)結(jié)構(gòu)轉(zhuǎn)型的促進(jìn)作用受到數(shù)字經(jīng)濟(jì)發(fā)展水平的影響,不同的數(shù)字經(jīng)濟(jì)發(fā)展水平下,旅游消費對區(qū)域產(chǎn)業(yè)結(jié)構(gòu)轉(zhuǎn)型的影響可能存在非線性特征。在低水平的數(shù)字經(jīng)濟(jì)發(fā)展環(huán)境下,區(qū)域旅游消費市場和旅游相關(guān)產(chǎn)業(yè)發(fā)展受限,旅游消費對區(qū)域產(chǎn)業(yè)結(jié)構(gòu)轉(zhuǎn)型的影響較小。隨著區(qū)域數(shù)字經(jīng)濟(jì)水平的提升,數(shù)字技術(shù)和數(shù)字產(chǎn)業(yè)有效提高了旅游企業(yè)的經(jīng)營管理效率,旅游企業(yè)也基于數(shù)字技術(shù)開發(fā)新產(chǎn)品和創(chuàng)新旅游消費模式,為旅游消費市場增長提供了優(yōu)質(zhì)的旅游產(chǎn)品和服務(wù)供給,在此過程中,旅游消費對區(qū)域產(chǎn)業(yè)結(jié)構(gòu)轉(zhuǎn)型的促進(jìn)作用逐步增強(qiáng),因此數(shù)字經(jīng)濟(jì)有效強(qiáng)化了旅游消費對區(qū)域產(chǎn)業(yè)結(jié)構(gòu)轉(zhuǎn)型的促進(jìn)作用。

        4 研究設(shè)計與數(shù)據(jù)說明

        4.1 模型設(shè)定

        在構(gòu)建空間計量模型前,需要對旅游消費、產(chǎn)業(yè)結(jié)構(gòu)轉(zhuǎn)型變量進(jìn)行空間相關(guān)性檢驗,本文用全局Moran’s I指數(shù)來度量其空間相關(guān)性,測度模型如下:

        其中,Y為觀測值;為觀測變量的均值;Wij為空間權(quán)重矩陣;全局Moran’s I的取值范圍為[-1,1]。

        如果變量存在顯著的空間相關(guān)性,就需要利用空間計量模型進(jìn)行分析,常見的空間計量模型包括空間滯后模型(SLM)與空間誤差模型(SEM)。

        SLM模型的計算公式如下:

        其中,INR為區(qū)域產(chǎn)業(yè)結(jié)構(gòu)轉(zhuǎn)型;TOC為旅游消費;ρ為空間滯后系數(shù);CONTROLS為控制變量;εit為隨機(jī)擾動項。

        SEM模型的計算公式如下:

        其中,γ為空間誤差系數(shù);Wij為空間權(quán)重矩陣;μit為隨機(jī)擾動項。

        本文以數(shù)字經(jīng)濟(jì)為門檻變量,檢驗不同數(shù)字經(jīng)濟(jì)發(fā)展水平下,旅游消費對區(qū)域產(chǎn)業(yè)結(jié)構(gòu)轉(zhuǎn)型的影響效應(yīng),構(gòu)建門檻效應(yīng)模型:

        4.2 變量測度

        (1)被解釋變量:區(qū)域產(chǎn)業(yè)結(jié)構(gòu)轉(zhuǎn)型(INR)。參考王園園和王亞麗(2023)的測度方法,利用第三產(chǎn)業(yè)和第二產(chǎn)業(yè)之比衡量區(qū)域產(chǎn)業(yè)結(jié)構(gòu)轉(zhuǎn)型水平。

        (2)核心解釋變量:旅游消費(TOC)。借鑒喬玉芳(2023)的研究方法,利用人均國內(nèi)旅游總收入的對數(shù)衡量旅游消費水平。

        (3)門檻變量:數(shù)字經(jīng)濟(jì)(DEO)。借鑒劉英基等(2023)的評價指標(biāo)體系,從移動電話基站密度、互聯(lián)網(wǎng)普及率、軟件業(yè)務(wù)收入占比、網(wǎng)上零售額占比、企業(yè)電子商務(wù)采購額占比五方面,利用熵權(quán)法測算區(qū)域數(shù)字經(jīng)濟(jì)發(fā)展水平。

        (4)控制變量。參考吳雪飛和趙磊(2019)、王園園和王亞麗(2023)的研究,選擇如下控制變量:對外開放水平(Open),利用外商直接投資占GDP的比重進(jìn)行衡量;城鎮(zhèn)化率(Urban),利用年末城鎮(zhèn)人口比重進(jìn)行衡量;人力資本(Human),利用勞動力平均受教育年限進(jìn)行衡量;政府干預(yù)(Gov),利用政府財政支出占GDP的比重進(jìn)行衡量;經(jīng)濟(jì)發(fā)展水平(Pgdp),利用人均GDP的對數(shù)進(jìn)行衡量;科技創(chuàng)新水平(Tech),利用專利授權(quán)量的對數(shù)進(jìn)行衡量。

        4.3 數(shù)據(jù)來源

        本文選取2010—2021年我國大陸31個省(市)的面板數(shù)據(jù)為樣本,數(shù)據(jù)來源于2011—2022年《中國文化文物和旅游統(tǒng)計年鑒》《中國第三產(chǎn)業(yè)統(tǒng)計年鑒》《中國統(tǒng)計年鑒》,以及各省(市)統(tǒng)計年鑒和國民經(jīng)濟(jì)統(tǒng)計公報,通過線性插值法對部分年份缺失數(shù)據(jù)進(jìn)行填充。

        5 實證分析

        5.1 空間相關(guān)性和LM檢驗

        本文利用全局Moran’s I指數(shù)測算旅游消費、產(chǎn)業(yè)結(jié)構(gòu)轉(zhuǎn)型的空間相關(guān)性,研究結(jié)果如表1所示。2010—2021年旅游消費、區(qū)域產(chǎn)業(yè)結(jié)構(gòu)轉(zhuǎn)型的全局Moran’s I指數(shù)均顯著為正,因此旅游消費、區(qū)域產(chǎn)業(yè)結(jié)構(gòu)轉(zhuǎn)型變量具有顯著的正空間相關(guān)性。

        表1 空間相關(guān)性檢驗

        空間相關(guān)性檢驗結(jié)果表明,旅游消費、區(qū)域產(chǎn)業(yè)結(jié)構(gòu)轉(zhuǎn)型變量具有顯著的正相關(guān)性,因此需要利用空間計量模型分析旅游消費對區(qū)域產(chǎn)業(yè)結(jié)構(gòu)轉(zhuǎn)型的影響。LM檢驗結(jié)果(見表2)顯示,LM(lag)和LM(error)均顯著,Robust LM (lag)顯著且Robust LM(error)不顯著,因此使用SLM模型的效果優(yōu)于使用SEM模型。

        表2 LM檢驗結(jié)果

        5.2 空間計量模型分析

        本文利用SLM模型分析旅游消費對區(qū)域產(chǎn)業(yè)結(jié)構(gòu)轉(zhuǎn)型的影響,回歸結(jié)果如表3所示。模型(1)顯示,在未加入控制變量的情況下,在1%的顯著水平上,旅游消費對區(qū)域產(chǎn)業(yè)結(jié)構(gòu)轉(zhuǎn)型具有顯著影響。模型(2)顯示,在加入控制變量后,在1%的顯著性水平,旅游消費對區(qū)域產(chǎn)業(yè)結(jié)構(gòu)轉(zhuǎn)型影響的回歸系數(shù)為0.358。模型(3)顯示,加入數(shù)字經(jīng)濟(jì)變量后,在1%的顯著性水平上,旅游消費每增加1%,區(qū)域產(chǎn)業(yè)結(jié)構(gòu)轉(zhuǎn)型水平將提升0.386%。旅游消費通過直接影響和空間溢出效應(yīng)對區(qū)域產(chǎn)業(yè)結(jié)構(gòu)轉(zhuǎn)型產(chǎn)生影響。直接效應(yīng)方面,旅游消費通過投資效應(yīng)、關(guān)聯(lián)效應(yīng)和帶動效應(yīng)促進(jìn)區(qū)域產(chǎn)業(yè)結(jié)構(gòu)轉(zhuǎn)型;空間溢出效應(yīng)方面,模型(3)中空間滯后系數(shù)ρ為0.128,且在1%的顯著性水平上顯著,說明旅游消費能夠顯著帶動周邊地區(qū)旅游業(yè)及相關(guān)產(chǎn)業(yè)發(fā)展,進(jìn)而促進(jìn)周邊地區(qū)產(chǎn)業(yè)結(jié)構(gòu)轉(zhuǎn)型。

        表3 空間滯后模型回歸結(jié)果

        5.3 穩(wěn)健性檢驗

        為進(jìn)一步驗證結(jié)論的可靠性,本文利用以下方式進(jìn)行穩(wěn)健性檢驗:一是替換被解釋變量,利用第三產(chǎn)業(yè)占GDP的比重測算區(qū)域產(chǎn)業(yè)結(jié)構(gòu)轉(zhuǎn)型水平;二是刪除部分樣本,刪除4個直轄市和5個自治區(qū)樣本;三是改變估計方法,利用固定效應(yīng)模型進(jìn)行檢驗。穩(wěn)健性檢驗結(jié)果如表4所示,旅游消費對區(qū)域產(chǎn)業(yè)結(jié)構(gòu)轉(zhuǎn)型的回歸系數(shù)顯著為正,說明本文的估計結(jié)果具有穩(wěn)健性。

        表4 穩(wěn)健性檢驗結(jié)果

        5.4 異質(zhì)性分析

        受資源稟賦和經(jīng)濟(jì)社會發(fā)展水平的影響,旅游消費對區(qū)域產(chǎn)業(yè)結(jié)構(gòu)轉(zhuǎn)型的影響可能存在異質(zhì)性特征,本文利用SLM模型分別對我國東部、中部和西部的樣本數(shù)據(jù)進(jìn)行回歸。研究結(jié)果(表5)顯示,旅游消費對我國東部、中部和西部產(chǎn)業(yè)結(jié)構(gòu)轉(zhuǎn)型均存在顯著的促進(jìn)作用,但其對東部地區(qū)產(chǎn)業(yè)結(jié)構(gòu)轉(zhuǎn)型的促進(jìn)效應(yīng)更強(qiáng)。東部地區(qū)作為我國經(jīng)濟(jì)實力最強(qiáng)的區(qū)域,具有廣闊的旅游消費市場,且東部地區(qū)較為重視旅游產(chǎn)品和服務(wù)的開發(fā),因此旅游消費規(guī)模較大,有效帶動了相關(guān)產(chǎn)業(yè)和現(xiàn)代服務(wù)業(yè)的發(fā)展,顯著促進(jìn)了東部地區(qū)產(chǎn)業(yè)結(jié)構(gòu)的轉(zhuǎn)型。我國中部地區(qū)缺乏完善的旅游業(yè)體系,旅游資本投入效率偏低,旅游消費對產(chǎn)業(yè)結(jié)構(gòu)轉(zhuǎn)型的引領(lǐng)功能相對較弱。我國西部地區(qū)旅游資源缺乏有效整合,旅游基礎(chǔ)設(shè)施和公共服務(wù)設(shè)施發(fā)展滯后,旅游消費規(guī)模較小,導(dǎo)致旅游及相關(guān)產(chǎn)業(yè)發(fā)展緩慢,因此西部地區(qū)旅游消費對區(qū)域產(chǎn)業(yè)結(jié)構(gòu)轉(zhuǎn)型的驅(qū)動作用最弱。

        表5 異質(zhì)性檢驗結(jié)果

        5.5 門檻效應(yīng)檢驗

        不同數(shù)字經(jīng)濟(jì)水平下,旅游消費對區(qū)域產(chǎn)業(yè)結(jié)構(gòu)轉(zhuǎn)型具有非線性影響,本文利用Bootstrap法對數(shù)字經(jīng)濟(jì)的門檻效應(yīng)進(jìn)行檢驗,門檻效應(yīng)回歸結(jié)果如表6所示。在5%的顯著性水平上,數(shù)字經(jīng)濟(jì)存在顯著單門檻效應(yīng);在1%的顯著性水平上,數(shù)字經(jīng)濟(jì)存在顯著雙重門檻效應(yīng)。當(dāng)數(shù)字經(jīng)濟(jì)水平低于第一門檻值0.219時,在10%的顯著性水平上,旅游消費對區(qū)域產(chǎn)業(yè)結(jié)構(gòu)轉(zhuǎn)型的影響系數(shù)為0.208,說明數(shù)字經(jīng)濟(jì)是旅游消費市場和產(chǎn)業(yè)結(jié)構(gòu)轉(zhuǎn)型發(fā)展的重要基礎(chǔ),數(shù)字經(jīng)濟(jì)水平過低不利于發(fā)揮旅游消費對區(qū)域產(chǎn)業(yè)結(jié)構(gòu)轉(zhuǎn)型的引領(lǐng)和帶動作用。當(dāng)數(shù)字經(jīng)濟(jì)水平在0.219~0.528時,在1%的顯著性水平上,旅游消費對區(qū)域產(chǎn)業(yè)結(jié)構(gòu)轉(zhuǎn)型的影響系數(shù)為0.401,說明隨著數(shù)字經(jīng)濟(jì)水平的提升,旅游消費對區(qū)域產(chǎn)業(yè)結(jié)構(gòu)轉(zhuǎn)型的促進(jìn)作用逐步增強(qiáng)。當(dāng)數(shù)字經(jīng)濟(jì)水平超過0.528后,在1%的顯著性水平上,旅游消費對區(qū)域產(chǎn)業(yè)結(jié)構(gòu)轉(zhuǎn)型的影響系數(shù)為0.623,說明數(shù)字經(jīng)濟(jì)水平強(qiáng)化了旅游消費對區(qū)域產(chǎn)業(yè)結(jié)構(gòu)轉(zhuǎn)型的促進(jìn)作用。

        表6 門檻效應(yīng)模型回歸結(jié)果

        6 結(jié)語

        本文利用空間滯后模型和門檻效應(yīng)模型實證檢驗了旅游消費對區(qū)域產(chǎn)業(yè)結(jié)構(gòu)轉(zhuǎn)型的影響及數(shù)字經(jīng)濟(jì)的門檻效應(yīng),根據(jù)以上結(jié)論,提出以下政策建議:第一,各地區(qū)要加強(qiáng)現(xiàn)代旅游體系建設(shè),促進(jìn)旅游有效供給和優(yōu)質(zhì)供給,利用旅游消費引導(dǎo)和帶動區(qū)域產(chǎn)業(yè)結(jié)構(gòu)轉(zhuǎn)型升級。第二,規(guī)劃部門要優(yōu)化旅游空間布局,在東部地區(qū)加快推進(jìn)旅游現(xiàn)代化,在中部地區(qū)加快完善旅游業(yè)體系,在西部地區(qū)發(fā)展特色旅游,利用旅游消費的空間溢出效應(yīng)推動區(qū)域及周邊地區(qū)產(chǎn)業(yè)結(jié)構(gòu)轉(zhuǎn)型升級。第三,加快新技術(shù)應(yīng)用和技術(shù)創(chuàng)新,數(shù)字經(jīng)濟(jì)顯著強(qiáng)化了旅游消費對區(qū)域產(chǎn)業(yè)結(jié)構(gòu)轉(zhuǎn)型的影響效應(yīng),因此各地區(qū)要加快推動數(shù)字經(jīng)濟(jì)和現(xiàn)代商業(yè)模式在旅游消費領(lǐng)域的應(yīng)用普及,推動旅游業(yè)和數(shù)字經(jīng)濟(jì)融合發(fā)展。

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