基礎(chǔ)設(shè)施的空間溢出效應(yīng)及其對國內(nèi)旅游人數(shù)的影響

鄭瑤

摘 要：基礎(chǔ)設(shè)施建設(shè)對區(qū)域經(jīng)濟發(fā)展具有廣泛而深遠的影響。本文以粵桂黔三省區(qū)高鐵這一典型的基礎(chǔ)設(shè)施為例，基于空間計量的方法，運用面板數(shù)據(jù)空間杜賓模型（PDSDM），探究基礎(chǔ)設(shè)施的空間溢出效應(yīng)及其對國內(nèi)旅游的影響。研究發(fā)現(xiàn)：本區(qū)域高鐵開通對本區(qū)域國內(nèi)旅游人數(shù)的直接影響是不確定的，而對鄰近地區(qū)的國內(nèi)旅游人數(shù)有顯著的提升作用，即高鐵開通存在明顯的空間溢出效應(yīng)，傳統(tǒng)的計量方法忽略了這種重要的空間溢出效應(yīng)而顯得不夠嚴(yán)謹;地區(qū)的國內(nèi)旅游人數(shù)存在著全局空間自相關(guān)性，且這種空間自相關(guān)性正在逐年增強，特別是2015年粵桂黔大部分地區(qū)高鐵開通運行以來，這種相關(guān)性變得愈發(fā)強烈;熱點地區(qū)的旅游繁榮可以帶動鄰近地區(qū)國內(nèi)旅游人數(shù)增長，但這種帶動作用在區(qū)域之間存在著差異，落后地區(qū)的帶動作用強于發(fā)達地區(qū)。

關(guān)鍵詞：基礎(chǔ)設(shè)施;空間溢出;國內(nèi)旅游;面板數(shù)據(jù)空間杜賓模型;空間自相關(guān)

基礎(chǔ)設(shè)施與區(qū)域發(fā)展是一個歷久彌新的研究課題，近年來，隨著高鐵這一交通基礎(chǔ)設(shè)施建設(shè)在我國的全面展開，基礎(chǔ)設(shè)施，特別是高鐵，再次成為了研究熱點。本文旨在討論基礎(chǔ)設(shè)施的一種——高鐵——與區(qū)域發(fā)展的一個方面——區(qū)域的國內(nèi)旅游活動——之間的關(guān)系，并由此得出一些容易被人們忽視的具有啟發(fā)性的結(jié)論。關(guān)于基礎(chǔ)設(shè)施（或交通基礎(chǔ)設(shè)施或高鐵），旅游，以及兩者之間的關(guān)系，以往的文獻主要涉及以下幾個方面。

（一）基礎(chǔ)設(shè)施的溢出效應(yīng)及其影響

基礎(chǔ)設(shè)施對經(jīng)濟系統(tǒng)的影響是多方面的，如對國家間貿(mào)易的影響（杭雷鳴，2019），對經(jīng)濟聚集的影響（宗剛等，2018），對區(qū)域旅游經(jīng)濟增長的影響（侯志強，2018），等等。大部分學(xué)者認為基礎(chǔ)設(shè)施的影響是具有空間溢出性質(zhì)的（李良，2018），并且他們在研究中多使用到了空間計量的方法（侯志強，宗剛，李良 等，2018;杭雷鳴，2019）。已有文獻以基礎(chǔ)設(shè)施投資存量，或者鐵路，公路密度，作為基礎(chǔ)設(shè)施的代理變量（張茜等，2018），研究基礎(chǔ)設(shè)施對經(jīng)濟系統(tǒng)某方面的影響及其空間溢出效應(yīng)。

（二）交通基礎(chǔ)設(shè)施（或高鐵）對旅游的影響

這一方面的研究分為四類。第一類是研究交通基礎(chǔ)設(shè)施或高鐵對旅游產(chǎn)業(yè)的影響（辛大楞 等，2019）。如張茜 等（2018）便以交通基礎(chǔ)設(shè)施投資量作為代理變量，研究其對旅游產(chǎn)業(yè)（酒店，旅行社等）的影響。第二類是研究高鐵對個人行為選擇的影響。如高鐵對旅游者消費行為的影響（張宇 等，2019），和對旅游目的地選擇的影響（汪德根 等，2015）。第三類是研究高鐵對旅游空間格局的影響（黃泰 等，2017;倪維秋 等2018;李磊，王紹博 等，2019）。第四類是研究高鐵對旅游可達性的影響（李瑞 等，2017;韓玲 等，2018）。

梳理文獻發(fā)現(xiàn)，已有研究存在以下不足。第一，雖然在基礎(chǔ)設(shè)施和交通基礎(chǔ)設(shè)施對經(jīng)濟系統(tǒng)某方面的研究中，學(xué)者們多有用到空間計量方法，也注意到了空間溢出效應(yīng)，但是在研究高鐵對旅游的影響時，溢出效應(yīng)往往被忽略了。第二，國內(nèi)旅游活動是否存在著空間自相關(guān)性，即旅游活動頻繁的熱點地區(qū)是否會帶動鄰近地區(qū)的國內(nèi)旅游人數(shù)增減變化，同樣是被忽略掉了。第三，目前研究高鐵對旅游的影響，特別是研究高鐵對國內(nèi)旅游活動（本文以國內(nèi)旅游人數(shù)來衡量）的影響，文獻較少，且方法多為傳統(tǒng)的面板數(shù)據(jù)回歸或者DID方法，沒有考慮到多種方法的交叉運用和交叉驗證。因此，針對以上不足，本文著重運用面板數(shù)據(jù)的空間計量方法，通過研究高鐵對國內(nèi)旅游的影響，揭示出基礎(chǔ)設(shè)施的空間溢出效應(yīng)這一性質(zhì)同樣適用在高鐵之上，揭示出國內(nèi)旅游活動的空間自相關(guān)性即旅游活動的聯(lián)動性及其空間差異，最后給出相應(yīng)的政策建議。

1 研究方法和數(shù)據(jù)來源

1.1指標(biāo)的選取

基于數(shù)據(jù)的可得性，本文選取廣東，廣西和貴州三省區(qū)的39個地級市作為研究對象，以2003至2017年為樣本的時間區(qū)間，研究高鐵這一基礎(chǔ)設(shè)施的空間溢出效應(yīng)及其對國內(nèi)旅游的影響。數(shù)據(jù)主要來源于各省統(tǒng)計年鑒和各地級市的國民經(jīng)濟和社會發(fā)展統(tǒng)計公報等官方統(tǒng)計資料。為了盡可能減少來自異方差和數(shù)據(jù)量綱問題的影響，本文對部分數(shù)據(jù)作取對處理。

已有研究認為，高鐵的主要功能是提供更加快捷便利的客運服務(wù)，而不是運輸貨物（Daniel，2019）。本文認為，高鐵開通對地區(qū)的國內(nèi)旅游人數(shù)產(chǎn)生影響是合情合理的。因此本文選取國內(nèi)旅游者人數(shù)（Domestic Tourists，后文簡稱DT）為被解釋變量，以其作為國內(nèi)旅游的代理變量。鑒于數(shù)據(jù)的精確性和易得性，本文采用二元虛擬變量作為核心解釋變量——高鐵開通與否（HSR）——作為基礎(chǔ)設(shè)施的代理變量。當(dāng)某地級市開通了高鐵，那么以后對應(yīng)的每一年它都取值為“1”，沒有開通高鐵則取值為“0”。特別的，考慮到高鐵開通產(chǎn)生影響可能存在著的滯后性，本文規(guī)定，上半年開通高鐵的，當(dāng)年及其以后都取值為“1”，下半年開通高鐵的，第二年開始均取值為“1”。

控制變量方面，根據(jù)已有研究，本文認為，區(qū)域生產(chǎn)總值（這里用地區(qū)的GDP表示），衡量了區(qū)域的經(jīng)濟活動繁榮程度，GDP指標(biāo)越高，越能催生因經(jīng)濟活動而進行的國內(nèi)旅游活動的展開，因此選擇GDP作為其中一個控制變量。同理，衡量對外經(jīng)濟水平的進出口總額（Import and Export，后文簡稱IE）和外商直接投資（FDI，本文用實際利用外資來表示），衡量對內(nèi)經(jīng)濟的社會消費品零售總額（TRSCG）和固定資產(chǎn)投資（IFA），都有可能影響因商務(wù)活動而產(chǎn)生的旅游行為，并且，以上指標(biāo)也代表著各地級市為旅游者提供產(chǎn)品和服務(wù)的能力，因此它們都可以成為控制變量。最后本文選擇常住人口（Total Population，后文簡稱POP）作為繁榮程度或擁擠程度的代理變量，本文在計量模型中運用固定效應(yīng)，消除因地級市之間旅游資源和稟賦的差異所可能帶來的遺漏變量問題。

1.2研究方法

鑒于以往的研究對空間溢出效應(yīng)鮮有涉及，本人將納入空間因素，著重考慮空間計量。第一步是空間權(quán)重矩陣的選擇。常見的空間權(quán)重矩陣包括空間鄰接矩陣，反距離矩陣，經(jīng)濟距離矩陣等。鑒于粵桂黔三省區(qū)同處我國南方，維度相當(dāng)，地理接近，文化相似，故本文選取容易理解和容易處理的空間鄰接矩陣作為權(quán)重矩陣。第二步，本文考察是否存在著空間自相關(guān)問題，即鄰近地級市的旅游旺盛程度是否對本市的國內(nèi)旅游人數(shù)產(chǎn)生影響。本文采用全局空間自相關(guān)的莫蘭指數(shù)和局部空間自相關(guān)的莫蘭指數(shù)，來刻畫國內(nèi)旅游人數(shù)的空間自相關(guān)性及其時空差異。第三步，也是最重要的，本文考察基礎(chǔ)設(shè)施是否存在空間溢出效應(yīng)，及其對國內(nèi)旅游的影響。如果基礎(chǔ)設(shè)施（HSR）存在空間溢出效應(yīng)并且國內(nèi)旅游人數(shù)存在空間自相關(guān)，則選取空間杜賓模型（SDM）進行實證計量;若不存在空間溢出效應(yīng)，則選取空間滯后模型（SAR/SLM）進行計量;若兩者均不存在，則選取普通面板混合回歸模型即可。

2國內(nèi)旅游人數(shù)的空間自相關(guān)性

2.1國內(nèi)旅游人數(shù)空間自相關(guān)的演變

由于篇幅原因未計算每年國內(nèi)旅游人數(shù)（DT）的空間自相關(guān)系數(shù)，但可以從表1看出，粵桂黔三省區(qū)國內(nèi)旅游空間自相關(guān)性逐年增強。特別是2015年以來，粵桂黔三省區(qū)各地級市之間的國內(nèi)旅游，呈現(xiàn)相當(dāng)強的空間自相關(guān)性。2015年國內(nèi)旅游人數(shù)的空間自相關(guān)系數(shù)接近在10%的顯著性水平上顯著，而2016和2017年的自相關(guān)系數(shù)分別在5%和1%的顯著性水平上顯著。這個時間節(jié)點，恰好處在南廣高鐵和貴廣高鐵沿線高鐵站點開通并運行的時間段。這說明，高鐵基礎(chǔ)設(shè)施的開通，進一步加強了國內(nèi)旅游的聯(lián)動性，即鄰近地市的高鐵開通或者說基礎(chǔ)設(shè)施的完善，使得各地市旅游活動的聯(lián)系越來越密切，鄰近地區(qū)的旅游繁榮，越來越對本地區(qū)的旅游產(chǎn)生拉動作用。有鑒于此，在后面的空間計量模型中，有必要考慮被解釋變量的空間滯后。

2.2 國內(nèi)旅游人數(shù)空間自相關(guān)的區(qū)域差異

當(dāng)考慮局部莫蘭指數(shù)時發(fā)現(xiàn)，國內(nèi)旅游活動的空間自相關(guān)性存在著地區(qū)差異。相互鄰近的肇慶，云浮和陽江，它們展現(xiàn)出局域的H-H聚類，空間自相關(guān)性明顯，表明三個地級市的旅游活動存在明顯的相互促進的作用。因為2014年年末，南廣高鐵和貴廣高鐵的開通，使它們之間的聯(lián)系更加密切，其國內(nèi)旅游更加具有聯(lián)動性。同類型的還有遵義，貴陽和安順三個地級市。廣州和佛山，它們展現(xiàn)出L-H聚類。其他地區(qū)的局域莫蘭指數(shù)不顯著。這表明，國內(nèi)旅游人數(shù)的空間自相關(guān)性存在著區(qū)域差異，欠發(fā)達地區(qū)高鐵基礎(chǔ)設(shè)施的建設(shè)和開通相比于發(fā)達地區(qū)，所帶來的國內(nèi)旅游聯(lián)動性會更好。這是因為，發(fā)達地區(qū)在高鐵開通前，交通條件已經(jīng)比欠發(fā)達地區(qū)優(yōu)越了許多，因此高鐵的開通對發(fā)達地區(qū)的交通條件和基礎(chǔ)設(shè)施條件的邊際提升不如欠發(fā)達地區(qū)大，由此引起的國內(nèi)旅游人數(shù)的提升不如欠發(fā)達地區(qū)大。

3高鐵開通對國內(nèi)旅游影響的空間計量分析

3.1空間計量模型的確定

由于容易產(chǎn)生共線性的問題，普通面板下的OLS回歸對于虛擬變量HSR來說并不合適， DID方法沒有考慮可能存在的空間溢出問題。我們已經(jīng)明確地發(fā)現(xiàn)，被解釋變量存在著空間自相關(guān)問題。因此首先假定存在高鐵的空間溢出效應(yīng)，直接使用面板數(shù)據(jù)空間杜賓模型進行實證，然后通過實證結(jié)果和穩(wěn)健性檢驗來驗證模型是否合理。

本文使用的計量模型如下：

式（1）中：α是常數(shù)項;ρ，β和λ均為待估參數(shù);W為空間權(quán)重矩陣，本文采用39*39的二元虛擬變量鄰接矩陣。

3.2模型估計結(jié)果與分析

起初由于并不知道是否應(yīng)該在空間杜賓模型中給每一個解釋變量附加空間權(quán)重矩陣，因此本文首先假定對每一個解釋變量附加空間權(quán)重矩陣是合適的。其結(jié)果（表2）顯示，雖然ρ和λ的P值都遠小于0.01（Wx欄HSR的回歸系數(shù)為λ），但W x欄顯示，將其他眾多控制變量均賦予空間權(quán)重矩陣并不是合適的，因為大部分回歸系數(shù)并不顯著。

接下來，僅僅只對被解釋變量Ln（DT）和核心解釋變量HSR賦予空間權(quán)重矩陣W，回歸結(jié)果如表3所示。同樣的，ρ和λ的P值都遠小于0.01，并且回歸結(jié)果顯示的R方有所提升，這說明本文的模型選擇是合適的。豪斯曼檢驗的P值為0.082，拒絕了原假設(shè)，說明本文所運用的固定個體效應(yīng)是合適的。

HSR帶來的直接效應(yīng)不顯著（P值為0.24），即本地區(qū)的高鐵開通，不一定會影響到本地區(qū)的國內(nèi)旅游人數(shù)的增減。但間接效應(yīng)則說明，鄰近地區(qū)的高鐵開通，顯著地促進了本地區(qū)國內(nèi)旅游人數(shù)的增長，這一點是運用傳統(tǒng)方法難以發(fā)現(xiàn)的。

從總效應(yīng)來看，高鐵開通，會實現(xiàn)約20%的國內(nèi)旅游人數(shù)的增長，并且這一結(jié)果在10%的顯著性水平上可信。從其他影響因素來看，社會消費品零售總額每增長1%會引起國內(nèi)旅游人數(shù)增長0.85%，而常住人口每增加1%，會導(dǎo)致國內(nèi)旅游人數(shù)的下降2.86%。表明國內(nèi)旅游者十分關(guān)注旅游目的地提供商品和服務(wù)的能力及其商業(yè)活力，同時國內(nèi)旅游者對擁擠可能感到厭惡。這一推斷與使用同樣數(shù)據(jù)進行面板混合回歸得到的結(jié)論高度一致，說明本文使用的面板數(shù)據(jù)空間杜賓模型所作的實證檢驗是具有穩(wěn)健性的。

4? 結(jié)論和啟示

本文將研究視角定格在粵桂黔這一文化同源，地理接近而紛繁復(fù)雜的區(qū)域，旨在抓住高鐵開通潮的契機，試圖揭示出以高鐵為代表的基礎(chǔ)設(shè)施的空間溢出效應(yīng)及其對國內(nèi)旅游的影響。研究發(fā)現(xiàn)。

以高鐵為代表的基礎(chǔ)設(shè)施，其直接影響效應(yīng)不一定能簡單觀測和感覺得到，但其間接效應(yīng)往往是巨大的。基礎(chǔ)設(shè)施的作用往往通過其空間溢出效應(yīng)被分散化了。鄰近地區(qū)的基礎(chǔ)設(shè)施完善，很有可能會給本地區(qū)帶來好處，這種好處絕不僅僅體現(xiàn)在國內(nèi)旅游人數(shù)的提升上，會體現(xiàn)在各個行業(yè)各個領(lǐng)域上。也就是說，基礎(chǔ)設(shè)施的作用不僅是由于空間溢出分散化了，還會由于行業(yè)等溢出分散化了。因此，正如以往研究揭示的那樣，評估基礎(chǔ)設(shè)施的成本和收益是極其困難的。我國多年以來的實踐經(jīng)驗告訴我們，恰當(dāng)?shù)幕A(chǔ)設(shè)施建設(shè)是有利于經(jīng)濟發(fā)展的。

隨著我國基礎(chǔ)設(shè)施建設(shè)的逐步完善，國內(nèi)旅游活動所表現(xiàn)出來的對鄰近地區(qū)旅游的帶動作用愈發(fā)明顯。特別是在經(jīng)濟上欠發(fā)達但旅游資源豐富的地區(qū)，本地區(qū)或鄰近地區(qū)高鐵的開通，顯著地促進著整個大區(qū)域的互聯(lián)互通，促進了旅游活動和行業(yè)的共同發(fā)展。作為基礎(chǔ)設(shè)施的投資者，應(yīng)該將更多的基礎(chǔ)設(shè)施建設(shè)安排到欠發(fā)達地區(qū);而作為地方政府，應(yīng)該千方百計地將本地區(qū)連接到高鐵或是其他便捷的交通網(wǎng)絡(luò)之中，不斷加強自身和鄰近地區(qū)的交通聯(lián)系和經(jīng)濟聯(lián)系。

傳統(tǒng)的計量方法經(jīng)常忽視了空間因素，導(dǎo)致研究結(jié)論不夠嚴(yán)謹，因此有必要將多種計量方法混合使用，取長補短，使研究更具科學(xué)性和可信性。需要指出的是，由于精力有限，本文也存在一些不足之處，比如在尋找常住人口的數(shù)據(jù)時，一些省市的給出的是城鎮(zhèn)戶籍人口，而另一些給出的是年末總?cè)丝?再如，本文空間權(quán)重矩陣的采用具有一定的主觀性，應(yīng)該再采用其他更加合理的權(quán)重矩陣做穩(wěn)健性檢驗。此部分留作以后進一步完善。

參考文獻

[1] 杭雷鳴.基礎(chǔ)設(shè)施、空間溢出對中國與周邊國家間貿(mào)易的影響[J].國際貿(mào)易問題，2019（02）：29-40.

[2] 李良，李會齊.四川省交通基礎(chǔ)設(shè)施的溢出效應(yīng)研究[J].公路，2018，63（11）：181-187.

[3] 宗剛，張雪薇，張江朋.空間視角下交通基礎(chǔ)設(shè)施對經(jīng)濟集聚的影響分析[J].經(jīng)濟問題探索，2018（08）：67-74.

[4] 侯志強.交通基礎(chǔ)設(shè)施對區(qū)域旅游經(jīng)濟增長效應(yīng)的實證分析——基于中國省域面板數(shù)據(jù)的空間計量模型[J].宏觀經(jīng)濟研究，2018（06）：118-132.

[5] 張茜，趙鑫.交通基礎(chǔ)設(shè)施及其跨區(qū)域溢出效應(yīng)對旅游業(yè)的影響——基于星級酒店、旅行社、景區(qū)的數(shù)據(jù)[J].經(jīng)濟管理，2018，40（04）：118-133.

[6] 張宇，朱成李，李春美.高鐵對旅游消費行為的影響——基于四川市場的分析[J].商業(yè)經(jīng)濟研究，2019（13）：152-155.

[7] 李磊，陸林，穆成林，孫小龍.高鐵網(wǎng)絡(luò)化時代典型旅游城市旅游流空間結(jié)構(gòu)演化——以黃山市為例[J].經(jīng)濟地理，2019，39（05）：207-216+225.

[8] 辛大楞，李建萍.高鐵開通與地區(qū)旅游業(yè)發(fā)展——基于中國287個地級及以上城市的實證研究[J].山西財經(jīng)大學(xué)學(xué)報，2019，41（06）：57-66.

[9] 王紹博，羅小龍，郭建科，張培剛，顧宗倪.高鐵網(wǎng)絡(luò)化下東北地區(qū)旅游空間結(jié)構(gòu)動態(tài)演變分析[J].地理科學(xué)，2019，39（04）：568-577.

[10] 韓玲，崔哲浩，潘鑫豪.高鐵對延邊地區(qū)旅游可達性的影響分析[J].延邊大學(xué)學(xué)報（社會科學(xué)版），2018，51（05）：86-93+142.

[11] 倪維秋，廖茂林.高速鐵路對中國省會城市旅游經(jīng)濟聯(lián)系的空間影響[J].中國人口·資源與環(huán)境，2018，28（03）：160-168.

[12] 黃泰，席建超，葛全勝.高鐵對長三角區(qū)域旅游一體化影響計量研究[J].長江流域資源與環(huán)境，2017，26（09）：1311-1322.

[13] 李瑞，奚世軍，吳曉俊，劉中正，龍家麗，何程櫟，馬榮，劉美云.貴廣高鐵對沿線旅游城市可達性影響測度及其地域結(jié)構(gòu)系統(tǒng)構(gòu)建[J].世界地理研究，2017，26（04）：62-72.

[14] 汪德根，牛玉，王莉.高鐵對旅游者目的地選擇的影響——以京滬高鐵為例[J].地理研究，2015，34（09）：1770-1780.