劉晨，鈕欽

（1.北京市經(jīng)濟與社會發(fā)展研究所，北京 101160；2.中國科學(xué)技術(shù)發(fā)展戰(zhàn)略研究院，北京 100038）

一、問題的提出

黃河流域是我國的重要經(jīng)濟帶和人口聚居區(qū)，黃河流域高質(zhì)量發(fā)展已成為我國的一項重大區(qū)域發(fā)展戰(zhàn)略，而旅游業(yè)在黃河經(jīng)濟帶建設(shè)中具有舉足輕重的地位。開展黃河流域旅游經(jīng)濟差異的演化特征及其影響因素的研究，對于認(rèn)清流域旅游經(jīng)濟的發(fā)展階段和路徑、制定科學(xué)合理的發(fā)展戰(zhàn)略、促進區(qū)域旅游經(jīng)濟協(xié)調(diào)發(fā)展、充分發(fā)揮旅游業(yè)對區(qū)域發(fā)展的帶動作用，具有重要的理論和實踐意義。

長期以來，區(qū)域旅游經(jīng)濟差異一直是學(xué)界研究的熱點，國內(nèi)外相關(guān)學(xué)者已取得豐富的研究成果，研究內(nèi)容由簡單描述和判斷區(qū)域旅游經(jīng)濟差異向探究區(qū)域旅游經(jīng)濟時空分異特征[1]及影響因素[2]轉(zhuǎn)變，研究對象由旅游經(jīng)濟向入境旅游經(jīng)濟[3]、鄉(xiāng)村旅游經(jīng)濟[4]等延伸，研究方法由泰爾指數(shù)、赫芬達爾系數(shù)、變異系數(shù)等傳統(tǒng)方法向社會網(wǎng)絡(luò)分析[5]、空間自相關(guān)分析[6]等方法拓展，對影響因素的討論也由定性分析向采用多元線性回歸分析[7]、空間計量模型[8]等定量方法轉(zhuǎn)變。然而，目前學(xué)界對于旅游經(jīng)濟在流域這一空間尺度的差異關(guān)注度較低，對于黃河流域旅游經(jīng)濟差異的討論在研究數(shù)量、研究角度等方面更是略顯不足。本文以黃河流域為研究區(qū)域，運用變異系數(shù)、泰爾指數(shù)等方法，探究黃河流域旅游經(jīng)濟的時空分異特征，并借助多元線性回歸模型探討影響黃河流域旅游經(jīng)濟發(fā)展的影響因素，以期為優(yōu)化黃河旅游帶戰(zhàn)略布局，實現(xiàn)流域經(jīng)濟高質(zhì)量發(fā)展提供參考。

二、數(shù)據(jù)來源與研究方法

（一）數(shù)據(jù)來源

本文以黃河流域所覆蓋的青海省、四川省、甘肅省、寧夏回族自治區(qū)、內(nèi)蒙古自治區(qū)、山西省、陜西省、河南省和山東省等九省區(qū)為研究樣本，結(jié)合中國地理區(qū)劃，將黃河流域分為上游區(qū)域（青海、四川、甘肅、寧夏、內(nèi)蒙古）、中游區(qū)域（陜西、山西）和下游區(qū)域（河南、山東）三大部分，分析2011—2018年間黃河流域旅游經(jīng)濟的時空差異特征?？紤]到數(shù)據(jù)的準(zhǔn)確性、連續(xù)性和可獲得性，采用各省區(qū)旅游總收入來反映區(qū)域旅游經(jīng)濟發(fā)展水平。文中數(shù)據(jù)根據(jù)黃河流域各省區(qū)統(tǒng)計年鑒、黃河流域各省區(qū)國民經(jīng)濟和社會發(fā)展統(tǒng)計公報、《中國文化和旅游統(tǒng)計年鑒》及聯(lián)合國教科文組織資料相關(guān)數(shù)據(jù)計算得出。

（二）研究方法

本文選用標(biāo)準(zhǔn)差、變異系數(shù)、赫芬達爾系數(shù)及泰爾指數(shù)測度了黃河流域旅游經(jīng)濟發(fā)展的總體差異和差異來源，并運用區(qū)位商和規(guī)模位序模型分析了黃河流域旅游經(jīng)濟的空間分布格局及其變化。

1.標(biāo)準(zhǔn)差。標(biāo)準(zhǔn)差（St）反映某一組數(shù)據(jù)相對于均值的偏離程度，是表征組內(nèi)個體間離散程度的重要指標(biāo)。本文選用標(biāo)準(zhǔn)差來衡量黃河流域各省區(qū)旅游經(jīng)濟的絕對均衡情況，計算方法如式（1）所示。

式中，Xj為j省區(qū)某一年度的旅游總收入；為同一年度n個省區(qū)旅游總收入的均值。

2.變異系數(shù)。變異系數(shù)（CV）也稱離散系數(shù)，是標(biāo)準(zhǔn)差與平均數(shù)的比值，可以消除單位和平均數(shù)不同對兩個或多個資料變異程度比較的影響，是衡量地區(qū)相對均衡程度的重要指標(biāo)，計算方法如式（2）所示。

式中，St為某一年度各省區(qū)旅游總收入的標(biāo)準(zhǔn)差；為同一年度n個省區(qū)旅游總收入的均值。

3.赫芬達爾系數(shù)。赫芬達爾系數(shù)（H）是產(chǎn)業(yè)空間集聚水平測度中的常用指標(biāo)，以某產(chǎn)業(yè)中所有單位市場份額的平方和為測算指標(biāo)，函數(shù)表達式如式（3）所示。

式中，tj為某一年度黃河流域j省區(qū)旅游總收入占全流域旅游總收入的百分比。赫芬達爾系數(shù)將單位總數(shù)和市場規(guī)模等影響因素納入公式，提高了產(chǎn)業(yè)空間集聚水平測度的準(zhǔn)確性。

4.泰爾指數(shù)。泰爾指數(shù)（T）是研究區(qū)域要素差異的重要指標(biāo)，具有可分解性，可以按地域結(jié)構(gòu)將區(qū)域總體差異分解為組內(nèi)差異和組間差異，以便分析兩種差異的變動情況和對總體差異的影響情況。泰爾指數(shù)越大，表示區(qū)域差異越大。黃河流域旅游經(jīng)濟總體差異（Tp）可分解為地帶內(nèi)差異（Twr）和地帶間差異（Tbr），計算方法如式（4）所示。

其中，地帶內(nèi)省際間旅游經(jīng)濟差異（Tpi）計算公式為：

地帶間的旅游經(jīng)濟差異（Tbr）計算公式為：

式中，Yij和Nij分別為i地帶j省區(qū)旅游收入和人口數(shù)；Yi和Ni分別為i地帶旅游收入和人口數(shù)；Y和N分別為黃河流域的旅游總收入和總?cè)丝跀?shù)。

需要指出的是，泰爾指數(shù)以人口為權(quán)重的計算特點導(dǎo)致其對人口較高的子群變化敏感。鑒于黃河流域不同省份人口密度差異較大，黃河流域泰爾指數(shù)的計算結(jié)果在數(shù)值上與變異系數(shù)可能略有不同。

5.區(qū)位商。區(qū)位商（LQ）也稱為區(qū)域規(guī)模優(yōu)勢指數(shù)或區(qū)域?qū)ｉT化率，表示該地區(qū)某一行業(yè)的規(guī)模水平和專業(yè)化程度，是衡量該地區(qū)某一產(chǎn)業(yè)在區(qū)域內(nèi)優(yōu)劣勢的重要指標(biāo)，計算方法如式（7）所示。

式中，LjR為j省區(qū)某一年份旅游總收入，GjR為同一年度j省區(qū)的地區(qū)生產(chǎn)總值，LH為同一年份黃河流域旅游總收入，GH為同一年度黃河流域的地區(qū)生產(chǎn)總值。LQ的值越大，表明該地區(qū)該產(chǎn)業(yè)的比較優(yōu)勢越明顯，競爭能力越強；當(dāng)LQ>1時，表明該地區(qū)該產(chǎn)業(yè)具有比較優(yōu)勢，一定程度上顯示出該產(chǎn)業(yè)較強的競爭力；當(dāng)LQ=1時，表明該地區(qū)該產(chǎn)業(yè)處于均勢，產(chǎn)業(yè)優(yōu)勢不明顯；當(dāng)LQ<1時，表明該地區(qū)該產(chǎn)業(yè)處于比較劣勢，競爭力較弱。

6.位序規(guī)模模型。位序規(guī)模模型將城市體系視為一個整體，評估了不同城市的規(guī)模與其在整個系統(tǒng)中的位序存在的關(guān)系，可用來分析一個國家或地區(qū)城市體系的規(guī)模分布結(jié)構(gòu)。許多學(xué)者將其應(yīng)用于旅游研究，發(fā)現(xiàn)位序規(guī)模模型能夠清楚說明區(qū)域旅游經(jīng)濟的規(guī)模分布情況[9-10]。

目前常用的位序規(guī)模公式是Lotka模式，即

式中，n為城市的數(shù)量，Rj代表城市j的位序，Pj是按照從大到小排序后位序為Rj的旅游總收入，R1是首位城市的旅游總收入。為直觀起見，通常對式（8）進行自然對數(shù)變換得：

其中，參數(shù)q通常被稱作Zipf指數(shù)。依據(jù)q值的大小，可將區(qū)域性旅游規(guī)模分布分為3類：首位型（qH1.2）；集中型（0.85 1q1 1.2）；分散均衡型（qG0.85）。

三、旅游經(jīng)濟的時空分異分析

（一）黃河流域旅游經(jīng)濟差異的時空演化特征

1.總體差異：絕對差異迅速增長，相對差異不斷縮小。黃河流域旅游經(jīng)濟的標(biāo)準(zhǔn)差、變異系數(shù)、赫芬達爾系數(shù)計算結(jié)果如表1所示。從絕對差異來看，黃河流域旅游經(jīng)濟的全域絕對差異持續(xù)增加。旅游經(jīng)濟標(biāo)準(zhǔn)差在過去8年內(nèi)增長逾三倍，從最低值1222.81（2011年）持續(xù)攀升至最高值3738.04（2018年），年均增長率達17.31%。同時，黃河流域旅游經(jīng)濟的省際相對差異近年來穩(wěn)中有降，區(qū)域旅游經(jīng)濟均衡性有所提升。2011—2018年，黃河流域旅游經(jīng)濟的變異系數(shù)及赫芬達爾系數(shù)除2014年略有反彈外，總體上不斷縮小，兩者分別由2011年的0.7758、0.1706下降到2018年的0.6721、0.1557，年均降幅分別為2.03%、1.29%。

表1 黃河全流域旅游經(jīng)濟標(biāo)準(zhǔn)差、變異系數(shù)及赫芬達爾系數(shù)

黃河流域旅游經(jīng)濟相對差異的不斷縮小與各省區(qū)間日益密切的旅游合作有著密不可分的關(guān)系?！把攸S九?。▍^(qū)）黃河之旅旅游聯(lián)盟”“中國黃河沿線城市與旅游產(chǎn)業(yè)聯(lián)盟”等組織的建立，構(gòu)建了黃河流域旅游經(jīng)濟合作互贏的聯(lián)盟新機制，促進了黃河流域旅游經(jīng)濟的協(xié)同發(fā)展?！稌x陜豫黃河金三角區(qū)域合作規(guī)劃》等文件的出臺，以及《蒙寧文化和旅游協(xié)同發(fā)展合作框架協(xié)議》《“魯豫有約”旅游深度合作協(xié)議》等旅游戰(zhàn)略合作協(xié)議的簽訂，推動黃河流域區(qū)域旅游一體化發(fā)展水平持續(xù)提升。研究表明，我國省際旅游經(jīng)濟效率間存在顯著的空間溢出作用[11]。密切的合作為黃河流域旅游經(jīng)濟集聚效應(yīng)的充分釋放創(chuàng)造了條件，使得旅游發(fā)達地區(qū)對整個流域旅游經(jīng)濟的帶動效應(yīng)得以有效發(fā)揮，同時提高了全流域的旅游知名度和旅游產(chǎn)業(yè)效率，刺激旅游相對落后區(qū)域的景區(qū)服務(wù)、餐飲娛樂、交通住宿等快速發(fā)展，進而促使流域內(nèi)旅游經(jīng)濟相對差異不斷縮小、旅游經(jīng)濟均衡度不斷提高。

2.差異解構(gòu)：區(qū)域間差異持續(xù)擴大，上游差異更為顯著。為探究黃河流域旅游經(jīng)濟差異的構(gòu)成，利用泰爾指數(shù)將黃河流域旅游經(jīng)濟總差異分解為上游、中游、下游三大地帶之間和三大地帶內(nèi)部的區(qū)域差異，并計算各自對總體差異的貢獻率，結(jié)果如表2所示。

表2 黃河流域旅游經(jīng)濟泰爾指數(shù)及其分解

2011—2018年，黃河流域旅游經(jīng)濟的區(qū)域間差異不斷擴大，泰爾指數(shù)由0.0002迅速攀升至0.0248，增長逾百倍，對全流域總體差異的貢獻率由2011年的0.92%攀升至2018年的67.26%，逐漸成為黃河流域旅游經(jīng)濟總體差異變化的主導(dǎo)因素。

具體來看，黃河上游的區(qū)域內(nèi)差異較其他兩區(qū)域更大，旅游經(jīng)濟發(fā)展相對不均衡，是近年來黃河流域區(qū)域內(nèi)差異的主要來源。上游泰爾指數(shù)持續(xù)大幅高于中下游泰爾指數(shù)水平，2018年上游泰爾指數(shù)分別為中、下游的8.4倍和4.6倍，其對黃河流域旅游經(jīng)濟整體差異的貢獻率始終顯著高于黃河中下游，可能是由于上游覆蓋省份較多，各省份間旅游資源稟賦、旅游經(jīng)濟基礎(chǔ)差距較大。不過，上游區(qū)域內(nèi)旅游經(jīng)濟差異近年來不斷縮小，泰爾指數(shù)年均降幅達10.46%，區(qū)域旅游經(jīng)濟朝著更加協(xié)調(diào)均衡的方向不斷發(fā)展。中游內(nèi)部差異則始終保持低位，是黃河流域三大地帶中內(nèi)部旅游經(jīng)濟差異最小的一個，然而其區(qū)域內(nèi)差異水平近年顯著上升，2018年泰爾指數(shù)為2011年的7.15倍，區(qū)域內(nèi)旅游經(jīng)濟差異基數(shù)較小或為其內(nèi)部差異顯著增長的一項重要原因。下游區(qū)域內(nèi)差異同樣經(jīng)歷了“先升后降”的過程，于2015年達到峰值，隨后逐漸回落，且2018年區(qū)域內(nèi)差異水平較2011年有所下降，2018年下游泰爾指數(shù)僅為2011年的63.52%。

（二）黃河流域旅游經(jīng)濟發(fā)展水平的時空格局演變

1.流域內(nèi)旅游經(jīng)濟呈“首位型”分布，集中度維持高位。為清楚地反映黃河流域旅游經(jīng)濟規(guī)模分布規(guī)律，采用羅特卡一般模式，對2011—2018年黃河流域九省區(qū)的旅游收入及其所對應(yīng)的位序進行雙對數(shù)回歸分析，結(jié)果如表3所示。分析結(jié)果顯示，黃河流域2011—2018年旅游規(guī)模與位序基本符合位序規(guī)模分布規(guī)律，P值小于0.05，模型在5%的水平下顯著。其中，q值的絕對值始終顯著大于1.2，表明黃河流域旅游經(jīng)濟“首位型”分布表現(xiàn)明顯，極化現(xiàn)象較為嚴(yán)重。此外，q值絕對值在過去8年呈波動下降趨勢，由2011年的1.527下降至2018年的1.368，說明黃河流域旅游位序規(guī)模壟斷程度緩慢減小，流域內(nèi)旅游經(jīng)濟正在由首位分布向集中分布模式逐漸轉(zhuǎn)變。

表3 黃河流域旅游經(jīng)濟位序規(guī)模分布回歸分析結(jié)果

2.甘肅、山西、四川相對優(yōu)勢較為顯著，寧夏、青海、山東發(fā)達程度有待提升。區(qū)位商是判斷區(qū)域產(chǎn)業(yè)比較優(yōu)勢的基本分析方法?；谑剑?）分別計算各省區(qū)2011—2018年旅游經(jīng)濟區(qū)位商，結(jié)果如表4所示。從發(fā)展水平上看，各省區(qū)之間旅游經(jīng)濟發(fā)達程度差距明顯，2018年區(qū)位商最大值（2.23）是最小值（0.38）的5.7倍。甘肅、山西旅游業(yè)專業(yè)化程度相對更高，區(qū)位商始終占據(jù)全流域的前三席，且區(qū)位商的值顯著大于1，相對優(yōu)勢明顯，其中甘肅是黃河流域旅游業(yè)最為突出的省份，除2014年略低于山西外，其旅游經(jīng)濟區(qū)位商在黃河流域穩(wěn)居第一；寧夏、青海旅游業(yè)則相對弱勢，區(qū)位商常年處于黃河流域的末位，其旅游經(jīng)濟的發(fā)展水平仍有較大提升空間。

表4 黃河流域及各省區(qū)旅游經(jīng)濟區(qū)位商

為進一步考量黃河流域地區(qū)旅游經(jīng)濟的空間分異格局變化，依據(jù)各省份區(qū)位商（LQj）及其與區(qū)域平均區(qū)位商（）間的關(guān)系，將黃河流域九省區(qū)劃分為三個梯隊：旅游經(jīng)濟繁榮區(qū)（LQj2LQ）、旅游經(jīng)濟發(fā)展區(qū)（）和旅游經(jīng)濟落后區(qū)（12LQj），各省份旅游經(jīng)濟發(fā)展情況變化如表5所示。整體而言，黃河流域旅游經(jīng)濟的發(fā)展格局較為穩(wěn)定，甘肅、山西、四川三地旅游經(jīng)濟較其他省區(qū)始終保持優(yōu)勢地位，常年處于“旅游經(jīng)濟繁榮區(qū)”梯隊；寧夏、青海、山東則始終處于“旅游經(jīng)濟落后區(qū)”，為黃河流域旅游業(yè)的“相對洼地”。陜西2015年由“旅游經(jīng)濟發(fā)展區(qū)”上升為“旅游經(jīng)濟繁榮區(qū)”，內(nèi)蒙古2018年由“旅游經(jīng)濟落后區(qū)”躍升至“旅游經(jīng)濟發(fā)展區(qū)”，兩省區(qū)表現(xiàn)出較強的旅游經(jīng)濟發(fā)展?jié)摿?；河南則在2015年由“旅游經(jīng)濟發(fā)展區(qū)”下降為“旅游經(jīng)濟落后區(qū)”，且隨后始終處于“旅游經(jīng)濟落后區(qū)”，省內(nèi)旅游業(yè)發(fā)展動力略顯不足。

表5 黃河流域旅游經(jīng)濟發(fā)展情況

甘肅、山西、四川三省較為發(fā)達的旅游經(jīng)濟和較為穩(wěn)定的相對優(yōu)勢地位可能得益于三方面原因。首先，三地旅游資源較為豐富，世界遺產(chǎn)、國家級景區(qū)數(shù)量全域領(lǐng)先，為其旅游經(jīng)濟的繁榮提供了良好的資源條件。其次，甘肅、山西、四川三地服務(wù)業(yè)較為發(fā)達，第三產(chǎn)業(yè)在全省經(jīng)濟中的占比位居黃河流域各省區(qū)前列，2019年三省第三產(chǎn)業(yè)GDP占比均突破50%，顯示出服務(wù)業(yè)在其經(jīng)濟社會中的重要地位，為三省旅游經(jīng)濟的繁榮奠定了良好的產(chǎn)業(yè)基礎(chǔ)。此外，甘肅、山西、四川三地政府較為重視旅游經(jīng)濟，出臺了系列政策引導(dǎo)其健康發(fā)展，明確了當(dāng)?shù)芈糜螛I(yè)發(fā)展的目標(biāo)思路、重點任務(wù)等，對重點領(lǐng)域給予相應(yīng)的政策支持，為三省旅游經(jīng)濟的繁榮營造了良好的政策環(huán)境。與此同時，寧夏、青海、山東旅游資源較為匱乏，對旅游業(yè)的重視程度略顯不足，旅游經(jīng)濟始終處于相對弱勢的地位。

四、黃河流域旅游經(jīng)濟的影響因素分析

相關(guān)研究表明，旅游經(jīng)濟的時空分異特征與經(jīng)濟、資源、交通、政策等區(qū)域旅游經(jīng)濟發(fā)展要素息息相關(guān)。為更好地探究影響黃河流域旅游經(jīng)濟時空分異的因素，借鑒已有研究，以黃河流域2011—2018年九省區(qū)的面板數(shù)據(jù)為基礎(chǔ)數(shù)據(jù)，選取各省區(qū)旅游收入作為被解釋變量，區(qū)域經(jīng)濟發(fā)展、區(qū)域經(jīng)濟結(jié)構(gòu)、旅游資源稟賦、旅游服務(wù)設(shè)施、交通區(qū)位條件等作為解釋變量，構(gòu)建如式（10）所示的多元回歸模型。為更好地滿足多元回歸的經(jīng)典假設(shè)，對樣本數(shù)據(jù)取自然對數(shù)，以使其接近標(biāo)準(zhǔn)正態(tài)分布。

式中，Yj為黃河經(jīng)濟帶某一年度j省區(qū)的旅游總收入，反映相應(yīng)省份的旅游經(jīng)濟規(guī)模；X1j為同年度j省區(qū)的人均地區(qū)生產(chǎn)總值，反映該省區(qū)經(jīng)濟發(fā)展水平；X2j為同年度j省區(qū)的第三產(chǎn)業(yè)GDP比重，反映該省份區(qū)域經(jīng)濟結(jié)構(gòu)；X3j為同年度j省區(qū)的旅游資源稟賦，設(shè)X3j=WHj#11 +HCCj#5，其中，WHj為同年度j省區(qū)的世界遺產(chǎn)數(shù)量，HCCj為同年度j省區(qū)的國家5A級景區(qū)數(shù)量，根據(jù)吸引力的不同，分別賦值11、5；X4j為同年度j省區(qū)的旅游服務(wù)設(shè)施條件，設(shè)X4j=SHj# 7 +TAj#5，其中，SHj和TAj分別為同年度j省區(qū)的星級酒店數(shù)量和旅行社數(shù)量，依據(jù)重要程度分別賦值7、5；X5j為同年度j省區(qū)的交通區(qū)位條件，設(shè)X5j=RWj# 7 +CHj#5，其中，RWj為同年度j省區(qū)的鐵路營業(yè)里程，CHj為等級公路里程，分別賦值7、5[12-13]。

分析結(jié)果如表6所示。通過觀察回歸結(jié)果中各自變量的P值可以發(fā)現(xiàn)，區(qū)域經(jīng)濟結(jié)構(gòu)（X2）、旅游資源稟賦（X3）、旅游服務(wù)設(shè)施（X4）、交通區(qū)位條件（X5）均通過了0.01水平的顯著性檢驗，說明以上4個變量對黃河流域旅游經(jīng)濟差異均有顯著影響；然而，區(qū)域經(jīng)濟發(fā)展（X1）未能通過0.01水平的顯著性檢驗，說明與其他因素相比，沿黃河流域省份區(qū)域經(jīng)濟的發(fā)展水平對該地區(qū)旅游經(jīng)濟繁榮程度的影響較為有限。

表6 黃河流域旅游經(jīng)濟影響因素OLS回歸結(jié)果

為篩選出最優(yōu)的回歸模型，使用R4.0.3軟件，將2011—2018年黃河流域各省區(qū)旅游經(jīng)濟規(guī)模與各自變量進行逐步對數(shù)回歸分析，根據(jù)AIC準(zhǔn)則向前逐步篩選，剔除不顯著的自變量X1，得到分析結(jié)果如表7所示。

表7 黃河流域旅游經(jīng)濟影響因素逐步回歸結(jié)果

可以看出，各自變量的方差膨脹因子（Variance Inflation Factor，簡稱VIF）均低于10，表明模型中各自變量間不存在多重共線性問題?；貧w模型F值通過0.01水平的顯著性檢驗，表明模型方程不存在異方差。回歸模型的R2值為0.9699，略高于剔除X1前模型的R2值（0.9694），說明回歸模型可以對黃河流域各省份旅游經(jīng)濟規(guī)模的96.99%作出解釋，數(shù)據(jù)的整體擬合優(yōu)度十分理想。自變量X2、X3、X4、X5的回歸系數(shù)均通過0.001水平的顯著性檢驗，說明各解釋變量都對黃河流域旅游經(jīng)濟的時空分布存在顯著影響。

從回歸系數(shù)來看，各自變量的回歸系數(shù)皆為正值，表明區(qū)域經(jīng)濟結(jié)構(gòu)、旅游資源稟賦、旅游服務(wù)設(shè)施及交通區(qū)位條件均對黃河流域旅游經(jīng)濟的發(fā)展有顯著的積極影響。其中，區(qū)域經(jīng)濟結(jié)構(gòu)（X2）的回歸系數(shù)最大，為1.57797，表明區(qū)域經(jīng)濟結(jié)構(gòu)的優(yōu)化對黃河流域旅游經(jīng)濟的繁榮有著重要促進作用。旅游經(jīng)濟的主要消費內(nèi)容為“體驗”和“服務(wù)”，具有鮮明的第三產(chǎn)業(yè)特征。因此，第三產(chǎn)業(yè)的發(fā)展是區(qū)域旅游經(jīng)濟進步的基礎(chǔ)和主要推動力量，良好的第三產(chǎn)業(yè)發(fā)展能夠為較高的旅游經(jīng)濟效率提供有效支撐[14]。交通區(qū)位條件（X5）的回歸系數(shù)同樣較高，為1.02822，說明交通條件對黃河流域旅游經(jīng)濟的影響較大，是發(fā)展區(qū)域旅游經(jīng)濟的重要抓手。區(qū)域交通基礎(chǔ)設(shè)施是衡量地區(qū)可達性的基本指標(biāo)，是一個地區(qū)旅游業(yè)得以生存和發(fā)展的先決條件，區(qū)域旅游產(chǎn)品的開發(fā)、旅游市場的形成和旅游業(yè)的持續(xù)健康發(fā)展都有賴于當(dāng)?shù)亟煌ňW(wǎng)絡(luò)的通達性[15]。因此，完善的交通服務(wù)環(huán)境和科學(xué)的交通管理能夠為區(qū)域旅游經(jīng)濟的發(fā)展提供重要保障。旅游資源稟賦（X3）和旅游服務(wù)設(shè)施條件（X4）的回歸系數(shù)相對較低，分別僅為0.56071和0.36981，說明目前旅游資源的開發(fā)和旅游服務(wù)設(shè)施建設(shè)對黃河流域旅游經(jīng)濟規(guī)模的擴大具有一定的促進作用，但影響力相對較弱。

五、對策建議

（一）優(yōu)化流域旅游經(jīng)濟頂層規(guī)劃

黃河流域高質(zhì)量發(fā)展是一個復(fù)雜的系統(tǒng)工程。加強黃河流域旅游經(jīng)濟建設(shè)，一是要抓住國家“黃河文化旅游帶”建設(shè)的重要戰(zhàn)略機遇，將旅游經(jīng)濟發(fā)展擺在流域經(jīng)濟建設(shè)中的突出位置，加大對旅游產(chǎn)業(yè)的政策、資金支持力度；二是要強化全域旅游協(xié)同發(fā)展理念，建立必要的協(xié)同治理機制，加強跨地帶、跨區(qū)域的旅游規(guī)劃、開發(fā)、營銷和管理，全面深化黃河流域各兄弟城市在黃河文化旅游發(fā)展上的共建共享，加快推進黃河文化旅游資源一體化發(fā)展，探索富有地域特征的旅游業(yè)合作發(fā)展新路徑；三是要培育黃河旅游文化品牌，提高黃河旅游帶的整體影響力和傳播力，打造具有國際吸引力的中國黃河景觀長廊。

（二）發(fā)揮首位省份旅游經(jīng)濟帶動作用

黃河流域旅游經(jīng)濟呈現(xiàn)明顯的首位型分布空間格局，極化現(xiàn)象顯著。有鑒于此，應(yīng)充分發(fā)揮甘肅、山西等旅游龍頭省份作為旅游要素聚集地和產(chǎn)業(yè)聚集區(qū)的輻射發(fā)散作用，加強以山西為核心的“黃河金三角”、以甘肅為核心的“蘭西城市群”等區(qū)域的旅游業(yè)集群建設(shè)，推進黃河“幾”字彎都市圈旅游經(jīng)濟協(xié)同發(fā)展，延長拓展核心省市的旅游產(chǎn)業(yè)鏈，并依托各區(qū)域的地理風(fēng)貌和文化特色，開發(fā)區(qū)域特色旅游產(chǎn)品，擦亮“絲路文化”“最美太行”“晉商文化”等區(qū)域旅游IP，打造“一帶雙核多點”的黃河流域旅游發(fā)展格局。

（三）加快區(qū)域旅游交通基礎(chǔ)設(shè)施建設(shè)

交通系統(tǒng)綜合發(fā)展水平是衡量地區(qū)旅游業(yè)可持續(xù)發(fā)展水平的重要指標(biāo)，也是影響黃河流域旅游經(jīng)濟繁榮程度的重要因素。一方面，黃河流域各省區(qū)應(yīng)優(yōu)化域內(nèi)交通線路規(guī)劃，加強景區(qū)周邊公路、鐵路建設(shè)，完善城市旅游公共交通，構(gòu)建景區(qū)多元化、立體化交通網(wǎng)絡(luò)，提升景區(qū)通達度。另一方面，應(yīng)積極謀劃跨省、跨區(qū)域的交通走廊、交通“大通道”，建立相應(yīng)的旅游交通集散中心，構(gòu)建旅游交通無障礙換乘體系，擴大旅游交通覆蓋范圍，提高游客跨省、跨區(qū)域旅游便捷性，增強交通設(shè)施對旅游產(chǎn)業(yè)的推動作用。