王兆峰，彭資涵

湖南師范大學(xué) 旅游學(xué)院，湖南 長(zhǎng)沙 410081

中國(guó)經(jīng)濟(jì)社會(huì)已進(jìn)入高質(zhì)量發(fā)展階段，旅游產(chǎn)業(yè)作為“永恒的朝陽(yáng)產(chǎn)業(yè)”，在中國(guó)經(jīng)濟(jì)體系中戰(zhàn)略性支柱地位不斷凸顯[1]?！笆奈濉蔽幕c旅游規(guī)劃勾畫(huà)出未來(lái)旅游發(fā)展新藍(lán)圖，成為經(jīng)濟(jì)高質(zhì)量發(fā)展和綜合國(guó)力競(jìng)爭(zhēng)的目標(biāo)引擎與重要支撐[2]。旅游產(chǎn)業(yè)集聚作為旅游產(chǎn)業(yè)發(fā)展中最具活力的空間組織形態(tài)[3]，是加快轉(zhuǎn)變旅游產(chǎn)業(yè)發(fā)展方式，促進(jìn)提檔升級(jí)、提質(zhì)增效的關(guān)鍵動(dòng)能[4]，有助于實(shí)現(xiàn)區(qū)域旅游經(jīng)濟(jì)高質(zhì)量發(fā)展[5]。因此勾勒旅游產(chǎn)業(yè)集聚時(shí)空格局，厘清旅游產(chǎn)業(yè)增長(zhǎng)影響的空間效應(yīng)，解析旅游產(chǎn)業(yè)集聚對(duì)旅游經(jīng)濟(jì)增長(zhǎng)的非線性沖擊與約束條件，探索助力旅游經(jīng)濟(jì)增長(zhǎng)的實(shí)現(xiàn)路徑，對(duì)驅(qū)動(dòng)新時(shí)期經(jīng)濟(jì)高質(zhì)量發(fā)展有重要的意義。

旅游業(yè)因其聯(lián)系緊密、聚集性明顯而存在廣泛的產(chǎn)業(yè)集群。學(xué)術(shù)界對(duì)旅游產(chǎn)業(yè)集聚的研究成果豐碩，國(guó)外學(xué)者們圍繞旅游產(chǎn)業(yè)集聚的概念內(nèi)涵[6]、形成條件[7]、聯(lián)系網(wǎng)絡(luò)[8]等展開(kāi)研究。國(guó)內(nèi)學(xué)者對(duì)旅游產(chǎn)業(yè)集聚的研究起步較晚，主要集中在旅游產(chǎn)業(yè)集聚的理論基礎(chǔ)[9]、集聚態(tài)勢(shì)識(shí)別[10]、時(shí)空演變[11-12]、驅(qū)動(dòng)機(jī)制[13]、路徑模式[14]等方面。隨著對(duì)旅游產(chǎn)業(yè)集聚研究的深入，也有部分學(xué)者從旅游集聚視角對(duì)其與城市空間形態(tài)[15]、區(qū)域經(jīng)濟(jì)發(fā)展[16]、生態(tài)環(huán)境[17]之間的關(guān)系展開(kāi)廣泛探討。其中，旅游產(chǎn)業(yè)集聚與旅游經(jīng)濟(jì)增長(zhǎng)的作用機(jī)制一直是學(xué)者們較為關(guān)心的熱點(diǎn)問(wèn)題。大多數(shù)學(xué)者認(rèn)為旅游產(chǎn)業(yè)集聚會(huì)促進(jìn)旅游經(jīng)濟(jì)增長(zhǎng)。如劉佳等[16]以區(qū)位熵為基礎(chǔ)證明了中國(guó)省級(jí)區(qū)域旅游業(yè)集聚與旅游經(jīng)濟(jì)增長(zhǎng)具有正向關(guān)系；王新越等[3]從專(zhuān)業(yè)化與多樣化集聚視角出發(fā)構(gòu)建空間計(jì)量模型驗(yàn)證了中國(guó)旅游產(chǎn)業(yè)集聚對(duì)旅游經(jīng)濟(jì)具有正向推動(dòng)作用；張淑文等[5]從空間溢出為切口基于中國(guó)省際面板數(shù)據(jù)構(gòu)建空間杜賓模型得出旅游產(chǎn)業(yè)集聚對(duì)本地旅游經(jīng)濟(jì)增長(zhǎng)影響為正、對(duì)鄰地影響為負(fù)的結(jié)論。但也有部分學(xué)者認(rèn)為在產(chǎn)業(yè)集聚過(guò)程中，會(huì)產(chǎn)生正與負(fù)外部性，正外部性帶來(lái)“規(guī)模效應(yīng)”，負(fù)外部性則引發(fā)“擁擠”，由此認(rèn)為產(chǎn)業(yè)集聚與經(jīng)濟(jì)增長(zhǎng)之間呈非線性變化狀態(tài)。劉聰[18]通過(guò)構(gòu)建加入二次滯后項(xiàng)的非線性空間杜賓模型驗(yàn)證了旅游專(zhuān)業(yè)集聚與經(jīng)濟(jì)增長(zhǎng)呈倒“U”型關(guān)聯(lián)。郭新茹等[19]利用門(mén)檻效應(yīng)模型證實(shí)了文化產(chǎn)業(yè)集聚對(duì)文化產(chǎn)業(yè)發(fā)展存在較為明顯的“威廉姆森假說(shuō)”效應(yīng)。袁華錫[20]基于門(mén)檻效應(yīng)模型揭示了在金融集聚、經(jīng)濟(jì)發(fā)展水平、城市規(guī)模與對(duì)外開(kāi)放水平四重中間機(jī)制約束下，中國(guó)272 個(gè)地市金融集聚對(duì)綠色金融發(fā)展的非線性沖擊。此外，在旅游經(jīng)濟(jì)增長(zhǎng)驅(qū)動(dòng)因素的討論中，要素投入、市場(chǎng)開(kāi)放程度、政府干預(yù)、交通設(shè)施條件、技術(shù)進(jìn)步、生態(tài)環(huán)境質(zhì)量等要素被認(rèn)為是促進(jìn)旅游經(jīng)濟(jì)發(fā)展的重要因素。劉小燕[21]采用改進(jìn)的生產(chǎn)函數(shù)模型對(duì)中國(guó)旅游業(yè)發(fā)展情況進(jìn)行了分析，認(rèn)為物質(zhì)資本、人力資本等要素對(duì)旅游業(yè)經(jīng)濟(jì)增長(zhǎng)具有直接作用。王彩萍等[22]實(shí)證分析了中國(guó)區(qū)域旅游業(yè)的快速發(fā)展主要源于市場(chǎng)化改革，而政府干預(yù)的影響則與政策執(zhí)行的有效性有關(guān)。王兆峰等[23]運(yùn)用空間分析和計(jì)量模型方法證實(shí)了交通條件對(duì)旅游發(fā)展具有顯著帶動(dòng)作用。唐夕汐等[24]通過(guò)構(gòu)建包括旅游專(zhuān)業(yè)化、技術(shù)進(jìn)步與旅游發(fā)展的空間計(jì)量模型，從理論與實(shí)證視角揭示了旅游專(zhuān)業(yè)化與技術(shù)創(chuàng)新的交互項(xiàng)溢出效應(yīng)是旅游產(chǎn)業(yè)可持續(xù)發(fā)展的重要障礙。張旭紅等[25]認(rèn)為生態(tài)環(huán)境污染會(huì)對(duì)旅游經(jīng)濟(jì)發(fā)展產(chǎn)生制約。這意味著旅游產(chǎn)業(yè)集聚對(duì)旅游經(jīng)濟(jì)增長(zhǎng)的非線性影響，一定程度上是集聚程度、創(chuàng)新能力與環(huán)境污染等中間機(jī)制引起的。

綜上所述，雖已有研究采用空間計(jì)量模型探究旅游集聚與旅游經(jīng)濟(jì)增長(zhǎng)的空間關(guān)系，但較少深入探究旅游產(chǎn)業(yè)集聚影響旅游經(jīng)濟(jì)增長(zhǎng)的空間溢出與其非線性特征，從而無(wú)法全面反映二者之間的動(dòng)態(tài)演變過(guò)程，也未能具體考慮區(qū)域內(nèi)各分區(qū)影響其旅游經(jīng)濟(jì)增長(zhǎng)的異質(zhì)因素。在研究尺度上，大都聚焦于全國(guó)[3,5]、省域[7,24]，跨行政區(qū)域的城市群研究主要集中于長(zhǎng)江經(jīng)濟(jì)帶[14]、長(zhǎng)江中游城市群[26]等。中原城市群作為城市群規(guī)模大、一體化程度高、人口密集的城市群，通過(guò)實(shí)證探索旅游集聚形式是否有效促進(jìn)旅游經(jīng)濟(jì)增長(zhǎng)并通過(guò)空間溢出帶動(dòng)區(qū)域經(jīng)濟(jì)發(fā)展，是否存在多重約束條件下的門(mén)檻效應(yīng)，在此沖擊下旅游產(chǎn)業(yè)集聚對(duì)旅游經(jīng)濟(jì)增長(zhǎng)如何達(dá)到帕累托最優(yōu)，各規(guī)劃區(qū)域旅游集聚對(duì)旅游經(jīng)濟(jì)增長(zhǎng)是否處于最優(yōu)區(qū)間，對(duì)旅游產(chǎn)業(yè)集聚是否充分發(fā)揮刺激旅游經(jīng)濟(jì)增長(zhǎng)效能具有重要指導(dǎo)作用。因此本研究采用區(qū)位熵測(cè)算2003—2019 年中原城市群29 地市整體、各規(guī)劃分區(qū)以及各市旅游集聚水平，運(yùn)用探索性空間數(shù)據(jù)分析法（ESDA）考察其旅游集聚整體與局部相關(guān)性，再構(gòu)建空間杜賓模型（SDM）剖析旅游產(chǎn)業(yè)集聚對(duì)旅游經(jīng)濟(jì)增長(zhǎng)的空間溢出效應(yīng)，通過(guò)面板門(mén)檻模型厘清在多重約束條件下旅游產(chǎn)業(yè)集聚于旅游經(jīng)濟(jì)增長(zhǎng)的非線性關(guān)系，最后建立門(mén)檻區(qū)間對(duì)當(dāng)前各分區(qū)影響旅游經(jīng)濟(jì)增長(zhǎng)因素進(jìn)行針對(duì)性討論，以期為旅游集聚助推旅游經(jīng)濟(jì)高質(zhì)量發(fā)展提供實(shí)證依據(jù)。

一、研究設(shè)計(jì)

（一）研究區(qū)域概況

中原城市群是中國(guó)七大城市群之一，是落實(shí)黃河流域生態(tài)保護(hù)和高質(zhì)量發(fā)展國(guó)家戰(zhàn)略的重要區(qū)域之一[27-28]，是我國(guó)經(jīng)濟(jì)高質(zhì)量發(fā)展新的增長(zhǎng)極。按照《中原城市群發(fā)展規(guī)劃》，中原城市群包括河南省、河北省、安徽省、山西省及山東省，跨5 省30 市（如圖1 所示），分為鄭州大都市區(qū)、核心發(fā)展區(qū)、北部跨區(qū)域協(xié)同發(fā)展示范區(qū)、東部承接產(chǎn)業(yè)轉(zhuǎn)移示范區(qū)、南部高效生態(tài)經(jīng)濟(jì)示范區(qū)、西部轉(zhuǎn)型創(chuàng)新發(fā)展示范區(qū)。為了表達(dá)簡(jiǎn)練，以大都市區(qū)、核心區(qū)、北部、東部、南部與西部進(jìn)行簡(jiǎn)化。中原城市群旅游資源優(yōu)勢(shì)明顯，區(qū)域內(nèi)大都市區(qū)與核心區(qū)文化旅游資源占據(jù)強(qiáng)勢(shì)地位，鄭州、洛陽(yáng)、開(kāi)封與安陽(yáng)占據(jù)全國(guó)八大古都半壁江山，擁有龍門(mén)石窟、大運(yùn)河與絲綢之路等著名世界文化遺產(chǎn)；西部、南部與北部區(qū)域分別地處伏牛山片區(qū)、大別山片區(qū)、太行山片區(qū)，地形復(fù)雜，水系眾多，擁有森林、濕地等多種地貌形態(tài)，自然類(lèi)旅游資源豐富；依據(jù)彭鵬等[29]統(tǒng)計(jì)，東部區(qū)域高級(jí)景區(qū)占中原城市群整體高級(jí)景區(qū)數(shù)量的6.28%，位于六大區(qū)域末尾，旅游產(chǎn)業(yè)發(fā)展較為遲緩。整體而言，2019 年中原城市群旅游總收入突破12 906.74 億元，對(duì)區(qū)域國(guó)民經(jīng)濟(jì)拉動(dòng)增率為3%，貢獻(xiàn)率達(dá)28%。即使旅游產(chǎn)業(yè)自2020 年初受新冠肺炎疫情沖擊至今，2021 年中原城市群旅游總收入仍達(dá)到8 087.85 億元，相比2003 年獲得391.71 億元旅游總收入，已提升20 倍，說(shuō)明中原城市群旅游業(yè)已成為驅(qū)動(dòng)經(jīng)濟(jì)發(fā)展的重要支柱。

圖1 中原城市群范圍及規(guī)劃分區(qū)

（二）研究方法

1.區(qū)位熵

本研究選擇區(qū)位熵[11]對(duì)中原城市群旅游產(chǎn)業(yè)集聚水平進(jìn)行測(cè)度，具體公式如下：

式（1）中：lq表示區(qū)位熵，ei表示的是區(qū)域內(nèi)i指標(biāo)的數(shù)值，Ei是上級(jí)地理區(qū)域i指標(biāo)的數(shù)值。結(jié)合本研究?jī)?nèi)容，借鑒郭悅等[4]的方法，采用旅游總收入與國(guó)民生產(chǎn)總值之比作為中原城市群旅游產(chǎn)業(yè)區(qū)位熵測(cè)算的指標(biāo)。

2.探索性空間數(shù)據(jù)分析法

借鑒童昀等[30]的研究，探索性空間數(shù)據(jù)分析法（ESDA）可通過(guò)全局和局部自相關(guān)分析兩類(lèi)工具，刻畫(huà)某要素在地理區(qū)域的空間配置，并對(duì)其空間集聚模式及其與周邊事物的差異進(jìn)行可視化表達(dá)。其中，全局Moran’sI 指數(shù)在本研究中用以探測(cè)中原城市群旅游產(chǎn)業(yè)集聚空間分布，公式如下：

式（2）中：I為Moran’sI 指數(shù)，a為中原城市群29 個(gè)地市，Yo和Yp是研究對(duì)象的空間觀測(cè)值，表示平均值；W表示空間權(quán)重矩陣。本研究采用空間接鄰矩陣來(lái)度量。Moran’sI 指數(shù)I的取值范圍為[-1,1]，若I＞0，表示中原城市群旅游產(chǎn)業(yè)在空間上呈正相關(guān)分布，表現(xiàn)為集聚；若I＜0，表示中原城市群旅游產(chǎn)業(yè)在空間上呈負(fù)相關(guān)分布，具有較為明顯的空間異質(zhì)性特征；如若I=0，表示旅游產(chǎn)業(yè)在中原城市群呈隨機(jī)分布。

式（3）中：Ia為局部Moran’sI 指數(shù)，在本研究中用以測(cè)量中原城市群旅游產(chǎn)業(yè)所在地理單元與周?chē)貐^(qū)之間的空間關(guān)聯(lián)程度和空間異質(zhì)性特征。

3.空間杜賓模型

旅游產(chǎn)業(yè)集聚作為旅游發(fā)展演化過(guò)程中的一種地緣現(xiàn)象，其形成與擴(kuò)散對(duì)本地及鄰地經(jīng)濟(jì)發(fā)展產(chǎn)生演化作用。借鑒王兆峰等[23]和唐汐汐等[24]的研究，空間杜賓模型（SDM）能有效考察地理單元之間錯(cuò)綜復(fù)雜的依賴(lài)關(guān)系，合理判斷被解釋變量與解釋變量的空間相關(guān)特性，基本公式如下：

式（4）中：X與Y分別作為解釋變量與被解釋變量，Wx與Wy為解釋變量與被解釋變量的空間滯后項(xiàng)；ρ為空間回歸系數(shù)，β為外生變量X回歸系數(shù)參數(shù)向量，α為常數(shù)項(xiàng)，li為i×1 階單位矩陣，μ為隨機(jī)誤差向量。借鑒童昀等[30]的研究，求出直接效應(yīng)、間接效應(yīng)和總效應(yīng)刻畫(huà)空間溢出效應(yīng)，總效應(yīng)=直接效應(yīng)+間接效應(yīng)。

4.面板門(mén)檻模型

為了驗(yàn)證旅游產(chǎn)業(yè)集聚對(duì)旅游經(jīng)濟(jì)增長(zhǎng)是否存在約束條件，考察旅游產(chǎn)業(yè)集聚對(duì)旅游經(jīng)濟(jì)增長(zhǎng)是否存在門(mén)檻效應(yīng)特征，借鑒余志偉等[31]的研究，采用Hansen 方法建立面板門(mén)檻模型，公式如下：

單一門(mén)檻模型：

雙重門(mén)檻模型：

式（5）（6）中，I(?) 是示性函數(shù)，當(dāng)括號(hào)內(nèi)條件滿(mǎn)足時(shí)取值為1，否則取值為0；lnqit為一系列門(mén)檻變量對(duì)數(shù)；γ1，γ2為待估計(jì)的門(mén)檻值。

（三）指標(biāo)選取與數(shù)據(jù)來(lái)源

本研究借鑒劉佳等[16]的研究，以柯布-道格拉斯（Cobb-Douglas）生產(chǎn)函數(shù)作為模型基礎(chǔ)，研究旅游產(chǎn)業(yè)集聚對(duì)旅游經(jīng)濟(jì)增長(zhǎng)的關(guān)系，認(rèn)為集聚拉動(dòng)、要素推動(dòng)、市場(chǎng)和政府促動(dòng)、交通帶動(dòng)、創(chuàng)新驅(qū)動(dòng)、環(huán)境擾動(dòng)是旅游經(jīng)濟(jì)增長(zhǎng)效果評(píng)價(jià)的重要方面。具體而言，其指標(biāo)的選擇說(shuō)明如下：

1）旅游經(jīng)濟(jì)增長(zhǎng)為被解釋變量，選取旅游經(jīng)濟(jì)總收入加以表征[32]。

2）旅游產(chǎn)業(yè)集聚為核心解釋變量，以旅游區(qū)位熵表征[4,10]。

3）要素投入。旅游勞動(dòng)力投入與旅游資本投入，是推動(dòng)旅游經(jīng)濟(jì)增長(zhǎng)的基礎(chǔ)[33]。囿于旅游業(yè)從業(yè)人員與旅游業(yè)固定資產(chǎn)數(shù)據(jù)的缺乏，故使用住宿餐飲業(yè)從業(yè)人數(shù)占第三產(chǎn)業(yè)從業(yè)人數(shù)比重指代旅游勞動(dòng)力投入，以永續(xù)盤(pán)存法將全社會(huì)固定資產(chǎn)投資轉(zhuǎn)化為固定資本存量，其與GDP 的比重表征旅游資本投入[18]。

4）政府調(diào)控能力。政府調(diào)控能力指政府對(duì)市場(chǎng)的干預(yù)能力和控制能力，可以通過(guò)加強(qiáng)基礎(chǔ)設(shè)施建設(shè)、引導(dǎo)資金流向、驅(qū)動(dòng)旅游行業(yè)轉(zhuǎn)變與發(fā)展。然而，政府調(diào)控能力過(guò)于膨脹可能會(huì)錯(cuò)誤介入和干涉市場(chǎng)，致使市場(chǎng)扭曲，從而損害旅游經(jīng)濟(jì)增長(zhǎng)態(tài)勢(shì)[34]。借鑒劉震等[35]的方法使用除科教文衛(wèi)外其他類(lèi)型財(cái)政支出占GDP 的比重進(jìn)行度量。

5）市場(chǎng)開(kāi)放水平。旅游產(chǎn)業(yè)具有外向性特征，區(qū)域開(kāi)放度越高,旅游目的地的客源市場(chǎng)越廣泛，隨著入境旅游發(fā)展，市場(chǎng)開(kāi)放水平對(duì)旅游經(jīng)濟(jì)增長(zhǎng)的影響日益凸顯[5],借鑒王坤等[36]的方法以進(jìn)出口總額占GDP 的比重來(lái)衡量。

6）交通條件是現(xiàn)代旅游業(yè)發(fā)展的基礎(chǔ)支撐[37]，是區(qū)域旅游業(yè)發(fā)展的主要抑制因素或促進(jìn)因素[38]。

7）創(chuàng)新能力是衡量區(qū)域可持續(xù)發(fā)展的內(nèi)生力量，是推動(dòng)旅游產(chǎn)業(yè)變遷升級(jí)的關(guān)鍵因素，考慮到旅游統(tǒng)計(jì)指標(biāo)中相關(guān)數(shù)據(jù)的匱乏性，本研究以旅游科研經(jīng)費(fèi)進(jìn)行表征[24]。

8）環(huán)境污染強(qiáng)度。生態(tài)環(huán)境是旅游產(chǎn)業(yè)可持續(xù)發(fā)展的重要基石，當(dāng)前在“兩山論”思想引領(lǐng)下，低碳與環(huán)境友好是發(fā)展模式的關(guān)鍵路徑，碳排放強(qiáng)度可以有效衡量經(jīng)濟(jì)發(fā)展過(guò)程中是否取得減污降碳成效[39]。通常每單位國(guó)民生產(chǎn)總值所帶來(lái)的二氧化碳排放量下降，就說(shuō)明該區(qū)域處于低碳模式，環(huán)境污染強(qiáng)度低，反之則環(huán)境污染強(qiáng)度高[40]。

至此本研究甄選9 個(gè)變量構(gòu)建指標(biāo)體系，具體指標(biāo)含義見(jiàn)表1。鑒于2020 年至2021 年旅游產(chǎn)業(yè)處于非常態(tài)波動(dòng)狀態(tài)，同時(shí)考慮數(shù)據(jù)可獲得性與可操作性，因此截取2003—2019 年旅游相關(guān)數(shù)據(jù)的時(shí)間段面。社會(huì)經(jīng)濟(jì)類(lèi)指標(biāo)數(shù)據(jù)均來(lái)源于2004—2020 年《中國(guó)城市年鑒》，河南省、安徽省、山東省、山西省與河北省的統(tǒng)計(jì)年鑒，以及中原城市群涵蓋各地市統(tǒng)計(jì)年鑒和統(tǒng)計(jì)公報(bào)等公開(kāi)資料。參考王少劍等[41]的方法，碳排放數(shù)據(jù)由中國(guó)碳核算數(shù)據(jù)庫(kù)(CEAD)收集獲得。由于濟(jì)源市數(shù)據(jù)缺失較多，故排除，以中原城市群29市為研究樣本。對(duì)個(gè)別年份的缺失數(shù)據(jù)采用插值法補(bǔ)齊。在具體運(yùn)算過(guò)程中，對(duì)各個(gè)變量取對(duì)數(shù)處理。

表1 模型具體變量選取與指標(biāo)意義

二、結(jié)果分析

（一）中原城市群旅游產(chǎn)業(yè)集聚時(shí)空分析

1.時(shí)序演化特征

借鑒麻學(xué)峰等[11]的做法，運(yùn)用DPS7.05 軟件最優(yōu)分割法將整體演化時(shí)序劃分為2003—2008年穩(wěn)步聚集階段、2009—2014 波動(dòng)發(fā)展階段與2015—2019 年快速發(fā)展階段。計(jì)算結(jié)果由表2 所示。

表2 2003—2019 年中原城市群旅游產(chǎn)業(yè)聚集度及其全局Moran’s I 統(tǒng)計(jì)?

總體演化特征：2003—2019 年中原城市群旅游產(chǎn)業(yè)全局Moran’s I 指數(shù)均為正值，數(shù)值在0.134 至0.339 范圍之間波動(dòng)，Z 統(tǒng)計(jì)值量除2003年為1.517 以外均大于1.65，說(shuō)明中原城市群旅游產(chǎn)業(yè)總體呈現(xiàn)集聚態(tài)勢(shì)，具有空間正相關(guān)性。

穩(wěn)步聚集階段：中原城市群旅游產(chǎn)業(yè)整體區(qū)位熵呈緩慢爬升狀態(tài)，全局 Moran’s I 值變化較大，從0.134 升至最高值0.339，Z值也達(dá)到最大值3.392。表明中原城市群旅游產(chǎn)業(yè)集聚過(guò)程存在著顯著的正向依賴(lài)，總體上表現(xiàn)為較強(qiáng)集聚的空間格局。

波動(dòng)發(fā)展階段：中原城市群旅游產(chǎn)業(yè)整體區(qū)位熵呈現(xiàn)不穩(wěn)定的震蕩狀態(tài)。全局 Moran’s I 指數(shù)I和Z值在此階段整體表現(xiàn)為回落態(tài)勢(shì)，但降幅不大。說(shuō)明中原城市群旅游產(chǎn)業(yè)集聚現(xiàn)象及其區(qū)域關(guān)聯(lián)出現(xiàn)減弱趨勢(shì)，但依舊保持正相關(guān)。

快速發(fā)展階段：中原城市群旅游產(chǎn)業(yè)整體區(qū)位熵增長(zhǎng)且均大于1，同時(shí)全局 Moran’s I 指數(shù)I和Z值也表現(xiàn)為觸底反彈。顯示出中原城市群旅游產(chǎn)業(yè)集聚程度在該時(shí)期明顯走高，該地區(qū)旅游產(chǎn)業(yè)的競(jìng)爭(zhēng)力不斷增強(qiáng)，旅游產(chǎn)業(yè)獲得持續(xù)發(fā)展。

2.區(qū)域演化特征

對(duì)焦中原城市群規(guī)劃分區(qū)區(qū)位熵，2003—2019 年各分區(qū)區(qū)位熵變化如圖2 所示。

圖2 2003—2019 年中原城市群規(guī)劃分區(qū)旅游產(chǎn)業(yè)聚集度變化

從區(qū)位熵?cái)?shù)值審視，在研究時(shí)期范圍內(nèi)，中原城市群各分區(qū)旅游產(chǎn)業(yè)集聚呈現(xiàn)出西部區(qū)域＞核心發(fā)展區(qū)＞鄭州大都市區(qū)＞東部區(qū)域＞北部區(qū)域＞南部區(qū)域的空間分布格局。西部、鄭州大都市區(qū)與核心區(qū)區(qū)位熵指數(shù)較高，三者區(qū)位熵均值皆大于1，說(shuō)明三者旅游產(chǎn)業(yè)集聚程度較強(qiáng)，其中西部旅游產(chǎn)業(yè)富集態(tài)勢(shì)最為醒目，旅游產(chǎn)業(yè)得到顯著發(fā)展。與此相比，雖然北部、東部與南部區(qū)域旅游產(chǎn)業(yè)集聚程度不高，但基本也略高于2003 年初始區(qū)位熵，尤其北部地區(qū)于2019 年達(dá)到1.147，近似于初始區(qū)位熵的2 倍。

從時(shí)序發(fā)展階段分析，在穩(wěn)步聚集階段，鄭州大都市區(qū)、核心發(fā)展區(qū)與西部區(qū)域旅游產(chǎn)業(yè)區(qū)位熵逐漸增長(zhǎng)，北部、東部、南部區(qū)域旅游產(chǎn)業(yè)集聚區(qū)位熵表現(xiàn)為逐漸下落；在波動(dòng)發(fā)展階段，六大區(qū)域旅游產(chǎn)業(yè)區(qū)位熵指數(shù)均有震蕩，鄭州大都市區(qū)位熵與核心區(qū)位熵呈走低形勢(shì)，西部區(qū)域區(qū)位熵彈升較快，于2011 年登頂六大區(qū)域首位，北部、東部與南部區(qū)域波動(dòng)緩步上升，但仍低于前三者區(qū)域?？焖侔l(fā)展階段，西部區(qū)域區(qū)位熵持續(xù)沖高，成為目前中原城市群旅游產(chǎn)業(yè)高度集聚區(qū)域，北部、東部與南部區(qū)域也呈升勢(shì)，鄭州大都市區(qū)與和核心發(fā)展區(qū)區(qū)位熵接續(xù)走弱。

3.局部聚集狀態(tài)

根據(jù)式（3）測(cè)算中原城市群旅游產(chǎn)業(yè)集聚的局部空間模式演變過(guò)程。根據(jù)時(shí)序發(fā)展階段選取2003 年、2009 年、2015 年與2019 年為時(shí)間斷面，根據(jù)4 種空間集聚模式對(duì)中原城市群進(jìn)行識(shí)別。結(jié)果如圖3 顯示，中原城市群旅游產(chǎn)業(yè)集聚水平在空間上表現(xiàn)出較為明顯的局部空間自相關(guān)格局，存在空間溢出效應(yīng)。

圖3 中原城市群旅游區(qū)位熵LISA 聚集

高高聚集（HH）是反映高值聚集且空間差異較小的模式。2003 年高高聚集（HH）區(qū)域?yàn)猷嵵菔?、焦作市與洛陽(yáng)市，以鄭州大都市區(qū)為主。2009 年在此基礎(chǔ)上增加3 個(gè)城市，分別是晉城市、運(yùn)城市與三門(mén)峽市，由鄭州大都市區(qū)向西拓展到核心區(qū)與西部區(qū)域。2015 年減少至3 個(gè)，分別為焦作市、晉城市與運(yùn)城市。2019 年分布于晉城市、運(yùn)城市與長(zhǎng)治市。高高聚集區(qū)經(jīng)歷了由大都市區(qū)發(fā)育到凹陷并逐漸向西部、北部區(qū)域轉(zhuǎn)移的過(guò)程。

低低聚集（LL）反映出低值聚集且空間差異較小的情形。2003 年主要分布于北部區(qū)域與東部區(qū)域的部分城市，分別是聊城市與淮北市。2009年僅有聊城市，到2015 年轉(zhuǎn)移團(tuán)聚于東部區(qū)域，分別是淮北市與宿州市。2019 年低低聚集區(qū)出現(xiàn)東部與南部區(qū)域，分別為淮北市、宿州市與駐馬店市?？臻g上呈現(xiàn)出由北部向東、南部轉(zhuǎn)移的過(guò)程，且距離高高聚集區(qū)相對(duì)較遠(yuǎn)，受“輻射效應(yīng)”較弱，地區(qū)間互相推動(dòng)提升旅游產(chǎn)業(yè)集聚水平的穩(wěn)定機(jī)制尚未形成。

低高聚集（LH）出現(xiàn)在2003 年的南陽(yáng)市與運(yùn)城市，說(shuō)明這些城市旅游產(chǎn)業(yè)集聚不理想，接鄰區(qū)域旅游產(chǎn)業(yè)占據(jù)優(yōu)勢(shì)，對(duì)弱勢(shì)區(qū)的要素傳導(dǎo)性較弱，空間差異程度較大，存在負(fù)空間相關(guān)集聚。

高低聚集（HL）反映自身旅游產(chǎn)業(yè)集聚水平較高，但周?chē)鷧^(qū)域旅游產(chǎn)業(yè)集聚水平較低的現(xiàn)象，旅游產(chǎn)業(yè)集聚水平空間差異較大。該模式只存在于2019 年的開(kāi)封市。隨著中華優(yōu)秀傳統(tǒng)文化復(fù)興，文旅融合程度不斷增強(qiáng)，2019 年開(kāi)封市作為“八朝古都”依托其豐富優(yōu)質(zhì)的歷史文化，將核心資源整合為“宋城皇都度假區(qū)”，改善交通與旅游服務(wù)，結(jié)合“非遺中國(guó)出彩開(kāi)封”“菊花文化節(jié)”“如夢(mèng)汴京正繁華”等文化活動(dòng)為營(yíng)銷(xiāo)宣傳，掀起了宋“潮”熱、開(kāi)封熱，促使其旅游收入比上年增長(zhǎng)18.5%，同時(shí)周邊地區(qū)旅游發(fā)展在長(zhǎng)期以來(lái)均相對(duì)薄弱，區(qū)域差距拉大。

（二）旅游產(chǎn)業(yè)集群對(duì)經(jīng)濟(jì)增長(zhǎng)的溢出效應(yīng)

1.模型選擇

在進(jìn)行空間計(jì)量分析之前，本研究預(yù)先采用傳統(tǒng)面板模型考察旅游產(chǎn)業(yè)集聚與旅游經(jīng)濟(jì)增長(zhǎng)的關(guān)系。通過(guò)F 檢驗(yàn)（21.19***）、LM 檢驗(yàn)（584.89***）及Hausma 檢 驗(yàn)（302.42***）進(jìn)行模型篩選，發(fā)現(xiàn)變截距固定效應(yīng)模型適用于估計(jì)旅游產(chǎn)業(yè)集聚與旅游經(jīng)濟(jì)增長(zhǎng)的關(guān)系。結(jié)果顯示旅游產(chǎn)業(yè)集聚對(duì)旅游經(jīng)濟(jì)增長(zhǎng)的回歸系數(shù)為0.667 且在1%的置信水平上顯著，說(shuō)明旅游產(chǎn)業(yè)集聚與旅游經(jīng)濟(jì)增長(zhǎng)之間存在正向關(guān)系。為此進(jìn)一步采用空間計(jì)量模型估計(jì)。

基于空間接鄰矩陣構(gòu)建空間計(jì)量模型，首先要檢驗(yàn)選擇合理模型，檢驗(yàn)結(jié)果如表3 所示。通過(guò)LM 和Robust LM 的統(tǒng)計(jì)值及顯著性來(lái)判斷采用空間面板模型是滯后還是誤差形式。從檢驗(yàn)結(jié)果來(lái)看，空間誤差模型與空間滯后模型p值均通過(guò)了1%水平的顯著性檢驗(yàn)，因此選擇兩者結(jié)合的SDM 模型。通過(guò)Wald 與LR 檢驗(yàn)，進(jìn)一步說(shuō)明SDM 模型無(wú)法退化為SAR 模型或是SEM 模型。Hausma 檢驗(yàn)顯示了1%的顯著性水平，結(jié)合LR 空間固定效應(yīng)與LR 時(shí)間固定檢驗(yàn)結(jié)果，顯示出研究區(qū)域選擇時(shí)間空間雙固定效應(yīng)的SDM 模型擬合程度更為優(yōu)越。

表3 空間計(jì)量模型統(tǒng)計(jì)檢驗(yàn)結(jié)果

鑒于空間權(quán)重矩陣的設(shè)置會(huì)對(duì)模型估計(jì)結(jié)果產(chǎn)生明顯影響，為了避免測(cè)量誤差本研究通過(guò)構(gòu)建不同的空間權(quán)重矩陣對(duì)計(jì)量模型再估計(jì)[42]。表4 列（1）、（2）、（3）、（4）分別報(bào)告了空間接鄰、地理距離倒數(shù)平方、反距離與距離指數(shù)衰減空間權(quán)重矩陣的SDM 估計(jì)結(jié)果。結(jié)果發(fā)現(xiàn)，即使各變量估計(jì)系數(shù)大小存在一定變化，但絕大多數(shù)的方向、顯著性沒(méi)有發(fā)生根本性改變，ρ系數(shù)始終呈現(xiàn)出在1%水平的顯著性特征，回歸擬合優(yōu)度分別為0.903、0.950、0.961 與0.967，說(shuō)明本研究模型設(shè)定、影響因素及結(jié)果具備一定穩(wěn)健性。但模型（4）Log-L值與R2值分別為717.845、0.967，均略大于模型（1）、（2）、（3），說(shuō)明基于距離指數(shù)衰減矩陣構(gòu)建SDM 模型擬合效果更優(yōu)?；诖吮狙芯恐赜懻撃Ｐ停?）的估計(jì)結(jié)果。

表4 SDM 模型統(tǒng)計(jì)結(jié)果?

2.空間效應(yīng)分解

本研究參考學(xué)者方葉林等[43]的處理方法，采用偏微分分解方法揭示旅游產(chǎn)業(yè)集聚及其他控制變量對(duì)本地、周邊地區(qū)以及整體旅游經(jīng)濟(jì)增長(zhǎng)的影響，從表5 結(jié)果可得出以下結(jié)論：

表5 空間效應(yīng)分解結(jié)果?

中原城市群旅游產(chǎn)業(yè)集聚對(duì)旅游經(jīng)濟(jì)增長(zhǎng)的拉動(dòng)作用顯著。旅游產(chǎn)業(yè)集聚直接效應(yīng)的彈性系數(shù)為0.955、間接效應(yīng)的彈性系數(shù)為0.139、總效應(yīng)的彈性系數(shù)為1.094，均通過(guò)5%的顯著性檢驗(yàn)。這表明在不考慮其他因素的前提下，旅游集聚程度每增強(qiáng)1%，會(huì)直接促進(jìn)本地旅游經(jīng)濟(jì)增長(zhǎng)0.955%，帶動(dòng)周邊地區(qū)旅游經(jīng)濟(jì)上升0.139%，驅(qū)動(dòng)宏觀整體旅游經(jīng)濟(jì)上行1.094%。表明旅游產(chǎn)業(yè)集聚不僅正向拉動(dòng)本地旅游經(jīng)濟(jì)增長(zhǎng)，其積極作用也對(duì)鄰地具有“傳導(dǎo)效應(yīng)”。旅游產(chǎn)業(yè)是現(xiàn)

代服務(wù)業(yè)的龍頭，旅游產(chǎn)業(yè)集聚通過(guò)“虹吸效應(yīng)”，吸納各要素向心集聚，提高企業(yè)的創(chuàng)新能力和服務(wù)效率，促進(jìn)旅游產(chǎn)業(yè)結(jié)構(gòu)升級(jí)，再通過(guò)擴(kuò)散效應(yīng)或“涓滴效應(yīng)”，服務(wù)相鄰地區(qū)，從而產(chǎn)生空間外溢，證實(shí)了旅游產(chǎn)業(yè)集聚對(duì)提升旅游質(zhì)量、促進(jìn)經(jīng)濟(jì)增長(zhǎng)具有不容小覷的正向力量。

勞動(dòng)力投入對(duì)本地旅游經(jīng)濟(jì)增長(zhǎng)具有正向推力。其直接效應(yīng)彈性系數(shù)為0.059，通過(guò)1%的顯著性檢驗(yàn)，表明勞動(dòng)力投入每增加1%，會(huì)刺激本地經(jīng)濟(jì)增長(zhǎng)0.047%。間接效應(yīng)為-0.059，在10%的水平上顯著，說(shuō)明本地勞動(dòng)力投入與周邊其他地區(qū)的旅游經(jīng)濟(jì)增長(zhǎng)負(fù)相關(guān)，說(shuō)明勞動(dòng)力投入處在不良的競(jìng)爭(zhēng)狀態(tài)中，這與勞動(dòng)力的特性以及各地區(qū)經(jīng)濟(jì)發(fā)展模式有關(guān)。

資本投入對(duì)本地旅游經(jīng)濟(jì)增長(zhǎng)存在正向拉力。其直接效應(yīng)的彈性系數(shù)為0.067，通過(guò)了5%的顯著性檢驗(yàn)。間接效應(yīng)的彈性系數(shù)為0.287，總效應(yīng)的彈性系數(shù)為0.354，雖然并不顯著，但符號(hào)為正，顯示出資本投入是旅游經(jīng)濟(jì)增長(zhǎng)的重要影響因素之一，表明增加資本投入有利于推動(dòng)旅游產(chǎn)業(yè)結(jié)構(gòu)優(yōu)化升級(jí)，顯著提升旅游競(jìng)爭(zhēng)力。

政府調(diào)控能力過(guò)于膨脹對(duì)旅游經(jīng)濟(jì)增長(zhǎng)產(chǎn)生抑制力。其直接效應(yīng)的彈性系數(shù)為-0.228，總效應(yīng)的彈性系數(shù)為-0.401，分別在1%與5%的水平上顯著，間接效應(yīng)雖不顯著，但彈性系數(shù)為-0.172，說(shuō)明本地政府調(diào)控能力過(guò)強(qiáng)對(duì)本地與宏觀旅游經(jīng)濟(jì)增長(zhǎng)具有顯著的抑制作用，在一定程度上也阻礙了鄰地旅游經(jīng)濟(jì)發(fā)展。同時(shí)印證了學(xué)者張勇[34]的觀點(diǎn)，即政府調(diào)控能力持續(xù)擴(kuò)大會(huì)對(duì)經(jīng)濟(jì)增長(zhǎng)造成較大的負(fù)面影響。這就要求適當(dāng)降低政府對(duì)經(jīng)濟(jì)社會(huì)的控制力，實(shí)現(xiàn)政府從“監(jiān)護(hù)人”向“服務(wù)型”角色轉(zhuǎn)型。

市場(chǎng)開(kāi)放水平對(duì)本地旅游經(jīng)濟(jì)增長(zhǎng)存在正向促進(jìn)力。其直接效應(yīng)系數(shù)為0.016，在5%的水平上顯著，雖然間接效應(yīng)與總效應(yīng)不顯著，但均呈現(xiàn)正向影響，說(shuō)明市場(chǎng)開(kāi)放水平提升夠帶來(lái)外部紅利，包括外資支出、先進(jìn)管理理念和創(chuàng)新活動(dòng)所需的高素質(zhì)人才，對(duì)旅游經(jīng)濟(jì)增長(zhǎng)具有促動(dòng)作用。

交通條件對(duì)旅游經(jīng)濟(jì)增長(zhǎng)的正向帶動(dòng)力并不明顯。其直接效應(yīng)、間接效應(yīng)與總效應(yīng)均不顯著。其中間接效應(yīng)與總效應(yīng)彈性系數(shù)為負(fù)，說(shuō)明交通條件對(duì)鄰地與宏觀旅游經(jīng)濟(jì)增長(zhǎng)具有負(fù)向的抑制作用，這與學(xué)者張淑文等[5]、李如友等[44]的研究結(jié)果一致。可能的原因在于，交通基礎(chǔ)設(shè)施不斷完善意味著各地區(qū)的交通便利程度不再是發(fā)展旅游業(yè)的障礙，交通基礎(chǔ)設(shè)施建設(shè)對(duì)旅游業(yè)有“擠出效應(yīng)”，鼓勵(lì)其他行業(yè)的發(fā)展。另外交通基礎(chǔ)設(shè)施布局缺乏合理規(guī)劃，同樣遏制經(jīng)濟(jì)增長(zhǎng)。

旅游創(chuàng)新能力對(duì)本地與宏觀旅游經(jīng)濟(jì)增長(zhǎng)具有顯著驅(qū)動(dòng)力。其直接效應(yīng)、間接效應(yīng)與總效應(yīng)彈性系數(shù)分別為0.609、-0.287、0.322，且于1%水平上顯著，說(shuō)明旅游創(chuàng)新能力是升級(jí)傳統(tǒng)旅游業(yè)態(tài)，創(chuàng)新產(chǎn)品和服務(wù)方式，推動(dòng)旅游業(yè)從資源驅(qū)動(dòng)向創(chuàng)新驅(qū)動(dòng)轉(zhuǎn)變的內(nèi)生力量，是實(shí)現(xiàn)旅游高質(zhì)量發(fā)展的重要途徑，為旅游經(jīng)濟(jì)增長(zhǎng)賦予強(qiáng)大動(dòng)能。同時(shí)由于“馬太效應(yīng)”，旅游創(chuàng)新能力有效增強(qiáng)了本地在區(qū)域競(jìng)爭(zhēng)中的優(yōu)勢(shì)地位，對(duì)周邊區(qū)域產(chǎn)生威脅，需要加強(qiáng)區(qū)域間創(chuàng)新成果的應(yīng)用和傳播、增進(jìn)跨區(qū)域人才與技術(shù)交流，擴(kuò)大旅游創(chuàng)新能力對(duì)旅游經(jīng)濟(jì)增長(zhǎng)的作用范圍。

環(huán)境污染強(qiáng)度對(duì)旅游經(jīng)濟(jì)增長(zhǎng)產(chǎn)生顯著負(fù)向擾動(dòng)力。其空間效應(yīng)系數(shù)均通過(guò)至少5%的顯著性檢驗(yàn)，直接效應(yīng)系數(shù)為-0.313，間接效應(yīng)系數(shù)為-0.615，總效應(yīng)系數(shù)為-0.930，說(shuō)明無(wú)論是本地、鄰地或是區(qū)域整體，污染強(qiáng)度與旅游經(jīng)濟(jì)增長(zhǎng)均呈現(xiàn)顯著負(fù)相關(guān)，污染強(qiáng)度提升嚴(yán)重阻礙了旅游經(jīng)濟(jì)增長(zhǎng)，該結(jié)論與唐夕汐等[24]的研究結(jié)果一致。

（三）旅游產(chǎn)業(yè)集聚對(duì)經(jīng)濟(jì)增長(zhǎng)的非線性沖擊

基于理論分析和統(tǒng)計(jì)分析可知，旅游產(chǎn)業(yè)集聚與經(jīng)濟(jì)增長(zhǎng)之間存在非線性關(guān)系，其可能的原因在于中間機(jī)制的介入[20]。依據(jù)上述分析結(jié)果，采用面板門(mén)檻回歸模型分別檢驗(yàn)旅游產(chǎn)業(yè)集聚、旅游創(chuàng)新能力與環(huán)境污染強(qiáng)度的約束下，旅游產(chǎn)業(yè)集聚對(duì)旅游經(jīng)濟(jì)增長(zhǎng)的異質(zhì)性沖擊。

1.門(mén)檻效應(yīng)檢驗(yàn)

參照郭新茹等[19]與季書(shū)涵等[45]的研究方法，通過(guò)自主抽樣法（Bootstrap）設(shè)定自檢抽樣1 000 次確定門(mén)檻效應(yīng)是否存在，確定門(mén)檻數(shù)與門(mén)檻值。表6 顯示門(mén)檻效應(yīng)結(jié)果均至少通過(guò)10%的顯著性檢驗(yàn)，說(shuō)明旅游產(chǎn)業(yè)集聚對(duì)旅游經(jīng)濟(jì)增長(zhǎng)的影響受到旅游產(chǎn)業(yè)集聚、旅游創(chuàng)新能力及污染強(qiáng)度的制約。其中旅游產(chǎn)業(yè)集聚程度與污染強(qiáng)度為雙重門(mén)檻，旅游創(chuàng)新能力為單一門(mén)檻。旅游產(chǎn)業(yè)集聚就門(mén)檻值分別為0.257 與1.990，旅游創(chuàng)新能力門(mén)檻值為19.259，污染強(qiáng)度門(mén)檻值分別為0.008%與0.017%。

表6 門(mén)檻效應(yīng)檢驗(yàn)

2.門(mén)檻回歸結(jié)果

本研究依據(jù)門(mén)檻檢驗(yàn)結(jié)果，進(jìn)一步估計(jì)在旅游產(chǎn)業(yè)集聚、旅游創(chuàng)新能力及污染強(qiáng)度的三重調(diào)節(jié)下，旅游產(chǎn)業(yè)集聚對(duì)旅游經(jīng)濟(jì)增長(zhǎng)的影響。從表7 結(jié)果可得出以下結(jié)論：

表7 門(mén)檻回歸統(tǒng)計(jì)?

旅游產(chǎn)業(yè)集聚與旅游經(jīng)濟(jì)增長(zhǎng)關(guān)系呈現(xiàn)倒“U”型，驗(yàn)證了“威廉姆森假說(shuō)”。當(dāng)旅游產(chǎn)業(yè)集聚程度介于第一重門(mén)檻和第二重門(mén)檻之間時(shí)，旅游產(chǎn)業(yè)集聚對(duì)旅游經(jīng)濟(jì)增長(zhǎng)的正向效能顯著增強(qiáng)，達(dá)到最高水平，為0.427 且在1%的置信水平下顯著。驗(yàn)證了旅游產(chǎn)業(yè)集聚對(duì)旅游經(jīng)濟(jì)增長(zhǎng)存在非線性效應(yīng)。在前期發(fā)展過(guò)程中，旅游產(chǎn)業(yè)集聚發(fā)揮了明顯的正外部性作用，引發(fā)了“規(guī)模經(jīng)濟(jì)”效應(yīng)與“乘數(shù)效應(yīng)”，激發(fā)出更大的市場(chǎng)潛力；同時(shí)刺激企業(yè)間的合作與競(jìng)爭(zhēng)，進(jìn)而推動(dòng)經(jīng)濟(jì)的快速良性發(fā)展。然而產(chǎn)業(yè)集聚逐漸發(fā)展到一定峰值后，也可能產(chǎn)生負(fù)外部性，引致“擁擠效應(yīng)”。主要體現(xiàn)在，一方面由于過(guò)度競(jìng)爭(zhēng)對(duì)資源環(huán)境進(jìn)行破壞性開(kāi)發(fā)，資源配置效率低下，另一方面輔助產(chǎn)業(yè)和延伸產(chǎn)業(yè)過(guò)度集聚導(dǎo)致區(qū)域承載力超負(fù)荷、交通擁擠、資源嚴(yán)重?fù)p耗、生態(tài)環(huán)境惡化等問(wèn)題持續(xù)出現(xiàn)，使旅游產(chǎn)業(yè)集聚所帶來(lái)的損害削弱了其對(duì)旅游經(jīng)濟(jì)增長(zhǎng)的驅(qū)動(dòng)效能。

旅游創(chuàng)新能力的門(mén)檻下，旅游產(chǎn)業(yè)集聚對(duì)旅游經(jīng)濟(jì)增長(zhǎng)表現(xiàn)出梯度衰弱狀態(tài)。當(dāng)旅游創(chuàng)新能力低于門(mén)檻值19.259 時(shí)，旅游產(chǎn)業(yè)集聚對(duì)旅游經(jīng)濟(jì)增長(zhǎng)的提升效果最強(qiáng)，回歸系數(shù)為0.921，且通過(guò)1%的顯著性檢驗(yàn)。當(dāng)旅游創(chuàng)新能力邁過(guò)門(mén)檻時(shí)，旅游產(chǎn)業(yè)集聚對(duì)旅游經(jīng)濟(jì)增長(zhǎng)的促進(jìn)作用產(chǎn)生明顯回落，回歸系數(shù)降為0.810。其原因可能在于，旅游創(chuàng)新能力提升對(duì)旅游經(jīng)濟(jì)增長(zhǎng)具有一定“反彈效應(yīng)”。旅游創(chuàng)新能夠刺激旅游技術(shù)變革、整合旅游資源、提高勞動(dòng)生產(chǎn)率、驅(qū)動(dòng)旅游經(jīng)濟(jì)增長(zhǎng)。然而旅游創(chuàng)新能力持續(xù)提升需要人才、資金與技術(shù)的大量投入，此舉勢(shì)必導(dǎo)致成本增加，在創(chuàng)新生產(chǎn)過(guò)程中也可能導(dǎo)致對(duì)資源需求增加、污染排放增加、對(duì)資源和環(huán)境造成負(fù)面影響。當(dāng)出現(xiàn)旅游經(jīng)濟(jì)發(fā)展相對(duì)滯后與旅游創(chuàng)新投入過(guò)度的不平衡狀態(tài)時(shí)，旅游創(chuàng)新能力對(duì)旅游經(jīng)濟(jì)增長(zhǎng)的引擎作用可能會(huì)被新增成本所抵消。盡管如此，旅游創(chuàng)新能力仍是推動(dòng)旅游業(yè)技術(shù)進(jìn)步，實(shí)現(xiàn)內(nèi)生增長(zhǎng)的決定力量。

環(huán)境污染強(qiáng)度門(mén)檻下，旅游產(chǎn)業(yè)集聚對(duì)旅游經(jīng)濟(jì)增長(zhǎng)帶動(dòng)作用呈現(xiàn)“U”型左側(cè)較高的非對(duì)稱(chēng)狀態(tài)。當(dāng)污染強(qiáng)度低于門(mén)檻值0.008%時(shí)，旅游產(chǎn)業(yè)集聚對(duì)旅游經(jīng)濟(jì)增長(zhǎng)的提升作用最強(qiáng)，為1.112。當(dāng)污染強(qiáng)度介于第一門(mén)檻與第二門(mén)檻之間，旅游產(chǎn)業(yè)集聚對(duì)旅游經(jīng)濟(jì)增長(zhǎng)提升作用明顯降至最低，僅為0.371。當(dāng)污染強(qiáng)度跨越第二重門(mén)檻0.017%時(shí)，旅游產(chǎn)業(yè)集聚對(duì)旅游經(jīng)濟(jì)增長(zhǎng)驅(qū)動(dòng)作用略微回升。說(shuō)明隨著污染強(qiáng)度提升，旅游產(chǎn)業(yè)集聚對(duì)旅游經(jīng)濟(jì)增長(zhǎng)的驅(qū)動(dòng)能力大幅跌落，即使增加能源消費(fèi)，以損害生態(tài)環(huán)境為代價(jià)的高碳發(fā)展模式促進(jìn)旅游經(jīng)濟(jì)增長(zhǎng)也無(wú)法彌補(bǔ)低碳模式下旅游經(jīng)濟(jì)增長(zhǎng)的發(fā)展勢(shì)頭。

3.門(mén)檻區(qū)間分類(lèi)分析

由門(mén)檻回歸結(jié)果可知，旅游產(chǎn)業(yè)集聚對(duì)旅游經(jīng)濟(jì)發(fā)展在不同門(mén)檻變量下均存在明顯的非線性影響，為了具體分析中原城市群各地級(jí)市旅游產(chǎn)業(yè)集聚對(duì)旅游經(jīng)濟(jì)增長(zhǎng)正向刺激的影響現(xiàn)狀，本研究依據(jù)門(mén)檻值將單一門(mén)檻變量的影響效應(yīng)切割為第一區(qū)間與第二區(qū)間，雙重門(mén)檻變量切分為第一區(qū)間、第二區(qū)間與第三區(qū)間。選取2019 年各地級(jí)市所處對(duì)應(yīng)門(mén)檻區(qū)間進(jìn)行分析，以便為各地級(jí)市提供更加有針對(duì)性的建議（表8）。

表8 門(mén)檻區(qū)間分類(lèi)

當(dāng)旅游產(chǎn)業(yè)集聚作為門(mén)檻變量時(shí)，旅游產(chǎn)業(yè)集聚驅(qū)動(dòng)旅游經(jīng)濟(jì)增長(zhǎng)的最優(yōu)區(qū)間介于第一、二重門(mén)檻之間即第二區(qū)間。2019 年漯河市、商丘市、濮陽(yáng)市滯留于第一區(qū)間即最末區(qū)間，長(zhǎng)治市、晉城市與運(yùn)城市略?xún)?yōu)，中原城市群中包括鄭州市、開(kāi)封市、洛陽(yáng)市等23 個(gè)地級(jí)市均處于最佳區(qū)間。從城市群結(jié)構(gòu)看，最佳區(qū)間主要位于鄭州大都市區(qū)、核心發(fā)展區(qū)與南部區(qū)域，次優(yōu)區(qū)間主要位于西部區(qū)域，且均屬于山西省，最末區(qū)間則分散于核心區(qū)東部、北部區(qū)域。

以旅游創(chuàng)新能力為門(mén)檻變量，旅游產(chǎn)業(yè)集聚對(duì)旅游經(jīng)濟(jì)增長(zhǎng)促升作用發(fā)揮效能的最優(yōu)區(qū)間為第一區(qū)間。2019 年中原城市群包括漯河市、長(zhǎng)治市、晉城市等19 座城市處于最佳位置，主要位于北部、西部與南部區(qū)域。以鄭州大都市區(qū)、核心發(fā)展區(qū)為主的10 座城市陷于次優(yōu)區(qū)域。

以環(huán)境污染強(qiáng)度為門(mén)檻變量，旅游產(chǎn)業(yè)集聚拉動(dòng)旅游經(jīng)濟(jì)增長(zhǎng)效果最強(qiáng)的最優(yōu)區(qū)間為第一區(qū)間，2019 年中原城市群僅有鄭州市、洛陽(yáng)市、開(kāi)封市、信陽(yáng)市與菏澤市5 個(gè)地市達(dá)到最優(yōu)，以鄭州大都數(shù)區(qū)與核心發(fā)展區(qū)為主。中原城市群中82.76%的地級(jí)市滯于第二區(qū)間，主要團(tuán)聚于東部區(qū)域、北部區(qū)域、南部區(qū)域與核心發(fā)展區(qū)。在環(huán)境污染強(qiáng)度門(mén)檻影響下，該區(qū)間城市旅游產(chǎn)業(yè)集聚對(duì)旅游經(jīng)濟(jì)增長(zhǎng)的促動(dòng)效應(yīng)被相對(duì)抑制。第三區(qū)間為次優(yōu)區(qū)間，2019 年中原城市群未有城市處于該范圍。

四、結(jié)果與討論

本研究利用中原城市群29 個(gè)地市2003—2019 年相關(guān)數(shù)據(jù)，在旅游產(chǎn)業(yè)集聚測(cè)度基礎(chǔ)上，基于生產(chǎn)函數(shù)模型，綜合運(yùn)用空間計(jì)量模型和門(mén)檻效應(yīng)模型考察旅游產(chǎn)業(yè)集聚對(duì)旅游經(jīng)濟(jì)增長(zhǎng)的空間溢出效應(yīng)，探究旅游產(chǎn)業(yè)集聚對(duì)旅游經(jīng)濟(jì)增長(zhǎng)的非線性沖擊，主要結(jié)論如下：

第一，在研究期內(nèi)，中原城市群整體旅游產(chǎn)業(yè)區(qū)位熵持續(xù)走高，各規(guī)劃分區(qū)旅游產(chǎn)業(yè)集聚程度由高到低排列為西部區(qū)域＞核心發(fā)展區(qū)＞鄭州大都市區(qū)＞東部區(qū)域＞北部區(qū)域＞南部區(qū)域；全局Moran’s I 指數(shù)總體呈現(xiàn)波動(dòng)上升狀態(tài)，中原城市群旅游產(chǎn)業(yè)集聚空間聚集態(tài)勢(shì)顯著，存在正向的空間自相關(guān)性；在局部聚集分析中，各地市非均衡分布特征較為典型，高高聚集區(qū)主要出現(xiàn)于西部、北部、核心發(fā)展區(qū)與鄭州大都市區(qū)的接鄰地市，經(jīng)歷了由大都市區(qū)發(fā)育到凹陷并逐漸向西部、北部區(qū)域轉(zhuǎn)移的過(guò)程。低低聚集區(qū)主要存在于北部、東部與南部的部分地市，空間上呈現(xiàn)出由北部向東、南部轉(zhuǎn)移態(tài)勢(shì)。

第二，中原城市群旅游產(chǎn)業(yè)集聚程度每增強(qiáng)1%，會(huì)直接促進(jìn)本地旅游經(jīng)濟(jì)增長(zhǎng)0.955%，帶動(dòng)周邊地區(qū)旅游經(jīng)濟(jì)上升0.139%，驅(qū)動(dòng)宏觀整體旅游經(jīng)濟(jì)上行1.094%，說(shuō)明旅游產(chǎn)業(yè)集聚對(duì)旅游經(jīng)濟(jì)增長(zhǎng)具有顯著的正向溢出，驗(yàn)證了旅游產(chǎn)業(yè)集聚對(duì)提升區(qū)域旅游經(jīng)濟(jì)增長(zhǎng)具有舉重若輕的作用；控制變量中，勞動(dòng)力投入、資本投入、市場(chǎng)開(kāi)放水平、旅游創(chuàng)新能力對(duì)本地旅游經(jīng)濟(jì)增長(zhǎng)具有正向促動(dòng)。勞動(dòng)力投入、旅游創(chuàng)新能力與環(huán)境污染強(qiáng)度對(duì)鄰地旅游經(jīng)濟(jì)增長(zhǎng)存在負(fù)向溢出。政府調(diào)控能力膨脹與環(huán)境污染強(qiáng)度則對(duì)本地與宏觀整體旅游經(jīng)濟(jì)增長(zhǎng)產(chǎn)生抑制的反作用。旅游創(chuàng)新能力為宏觀整體旅游經(jīng)濟(jì)增長(zhǎng)正向賦能。

第三，旅游產(chǎn)業(yè)集聚對(duì)旅游經(jīng)濟(jì)增長(zhǎng)的影響受到旅游產(chǎn)業(yè)集聚與環(huán)境污染強(qiáng)度雙重門(mén)檻、旅游創(chuàng)新能力單一門(mén)檻約束。在旅游產(chǎn)業(yè)集聚門(mén)檻下，旅游產(chǎn)業(yè)集聚與旅游經(jīng)濟(jì)增長(zhǎng)呈現(xiàn)倒“U”型非線性關(guān)系；在環(huán)境污染強(qiáng)度門(mén)檻下，旅游產(chǎn)業(yè)集聚對(duì)旅游經(jīng)濟(jì)增長(zhǎng)呈現(xiàn)“U”型左側(cè)較高的非對(duì)稱(chēng)狀態(tài)；在旅游創(chuàng)新能力門(mén)檻下，旅游產(chǎn)業(yè)集聚與旅游經(jīng)濟(jì)增長(zhǎng)表現(xiàn)為梯度減弱；當(dāng)旅游產(chǎn)業(yè)集聚程度處于第二區(qū)間，旅游創(chuàng)新能力與環(huán)境污染強(qiáng)度處于第一區(qū)間時(shí)，旅游產(chǎn)業(yè)集聚對(duì)旅游經(jīng)濟(jì)增長(zhǎng)的驅(qū)動(dòng)作用最大。

基于以上結(jié)論，本研究提出以下建議以引導(dǎo)中原城市群經(jīng)濟(jì)進(jìn)一步發(fā)展：1）從旅游產(chǎn)業(yè)集聚來(lái)看，中原城市群包括鄭州市、開(kāi)封市、洛陽(yáng)市等23 個(gè)城市達(dá)到最優(yōu)，除長(zhǎng)治市、晉城市與運(yùn)城市需要合理削減聚集規(guī)模外，其余城市未來(lái)要發(fā)揮自身資源優(yōu)勢(shì)，因地制宜，依托黃河國(guó)家文化公園，加快文旅融合，培育打造有品牌有質(zhì)量的旅游聚集區(qū)，為經(jīng)濟(jì)增長(zhǎng)蓄勢(shì)賦能；2）從旅游創(chuàng)新能力看，中原城市群中10 個(gè)城市未達(dá)到最優(yōu)區(qū)間，需要堅(jiān)定走創(chuàng)新驅(qū)動(dòng)發(fā)展之路，全面提升企業(yè)的自主創(chuàng)新能力，深化“產(chǎn)學(xué)研”融通，夯實(shí)創(chuàng)新生態(tài)建設(shè)基礎(chǔ)，提升抗風(fēng)險(xiǎn)能力，同時(shí)合理制定創(chuàng)新投入規(guī)劃，避免不必要的資源浪費(fèi)，在最優(yōu)區(qū)間發(fā)揮創(chuàng)新驅(qū)動(dòng)的支撐作用；3）從環(huán)境污染強(qiáng)度看，最優(yōu)區(qū)間以大都市區(qū)與核心區(qū)接鄰部分城市為主，其他區(qū)域城市需要加快低碳轉(zhuǎn)型，強(qiáng)化創(chuàng)新驅(qū)動(dòng)，發(fā)展綠色環(huán)保技術(shù)，堅(jiān)持保護(hù)與開(kāi)發(fā)并舉，探索生態(tài)保護(hù)與高質(zhì)量發(fā)展并行的特色道路。

囿于研究過(guò)程中數(shù)據(jù)可獲得性、研究區(qū)域統(tǒng)計(jì)口徑、方法等條件制約，本研究仍有許多值得深入探討的問(wèn)題：首先產(chǎn)業(yè)集聚可細(xì)分為專(zhuān)業(yè)化集聚、外部性集聚與競(jìng)爭(zhēng)性集聚，三者對(duì)經(jīng)濟(jì)增長(zhǎng)產(chǎn)生何種不同影響效應(yīng)可在未來(lái)展開(kāi)深入研究。其次采用的空間權(quán)重矩陣未加入經(jīng)濟(jì)因素進(jìn)行綜合測(cè)算，僅考慮地理因素可能導(dǎo)致估計(jì)結(jié)果產(chǎn)生誤差。另外本研究?jī)H以城市為尺度作為研究對(duì)象，缺少更微觀細(xì)致的研究視角。最后，隨著旅游產(chǎn)業(yè)集聚的縱深演進(jìn)，其與區(qū)域經(jīng)濟(jì)的互動(dòng)機(jī)制將日漸復(fù)雜化，在后續(xù)研究中可以在綜合考量其他因素的基礎(chǔ)上，不斷拓展二者內(nèi)在關(guān)聯(lián)與互動(dòng)機(jī)理的研究。