旅游發(fā)展、技術(shù)創(chuàng)新對經(jīng)濟增長的影響研究
——基于省級空間面板數(shù)據(jù)分析

唐夕汐，夏 青，陳 非

（廣東第二師范學院 管理學院，廣東 廣州510303）

一、引 言

旅游業(yè)已發(fā)展成為全球經(jīng)濟中產(chǎn)業(yè)規(guī)模最大、發(fā)展勢頭最強勁的產(chǎn)業(yè)，其產(chǎn)業(yè)關(guān)聯(lián)帶動作用受到全球眾多國家或地區(qū)的高度重視，促使其將旅游業(yè)作為當?shù)亟?jīng)濟的支柱產(chǎn)業(yè)、先導產(chǎn)業(yè)、龍頭產(chǎn)業(yè)，展示出充滿活力的發(fā)展前景。近些年來德國和美國相繼提出“工業(yè)4.0”規(guī)劃和“工業(yè)互聯(lián)網(wǎng)”戰(zhàn)略，黨的十九大進一步明確了創(chuàng)新在引領(lǐng)經(jīng)濟社會發(fā)展中的戰(zhàn)略地位，以期在新一輪的工業(yè)革命下利用技術(shù)革命和網(wǎng)絡(luò)革命的契機，促進產(chǎn)業(yè)升級和經(jīng)濟轉(zhuǎn)型。而現(xiàn)代旅游業(yè)從出現(xiàn)的那一天起就與劃時代技術(shù)密切相連，甚至可以說是技術(shù)在推動旅游業(yè)一次又一次的轉(zhuǎn)型升級。工業(yè)革命時期，蒸汽機技術(shù)推動現(xiàn)代意義上旅游業(yè)的出現(xiàn)；二戰(zhàn)后，噴氣式發(fā)動機的出現(xiàn)為洲際旅游提供了可能；電子數(shù)據(jù)交換（EDI）技術(shù)為旅游預訂系統(tǒng)的出現(xiàn)提供了源動力，互聯(lián)網(wǎng)技術(shù)的出現(xiàn)則為全方位旅游信息定制奠定了基礎(chǔ)。因此，旅游業(yè)成為當今世界上規(guī)模最大的經(jīng)濟產(chǎn)業(yè)，技術(shù)創(chuàng)新成為近些年來經(jīng)濟增長最有沖擊力的變量，如何從技術(shù)創(chuàng)新角度看旅游發(fā)展對經(jīng)濟增長的貢獻作用？如何把握好旅游發(fā)展、技術(shù)創(chuàng)新以及兩者的耦合互動作用對經(jīng)濟增長的影響？如何發(fā)揮兩者的協(xié)同效應來促進經(jīng)濟的內(nèi)涵式增長？成為本文亟需回答的關(guān)鍵問題。

本研究擬從理論和實證兩方面來探究這個問題：理論方面，在國內(nèi)外相關(guān)研究的基礎(chǔ)上，構(gòu)建了旅游發(fā)展、技術(shù)創(chuàng)新促進經(jīng)濟增長的機理模型；實證方面，選擇我國31 個省份（不含港澳臺地區(qū)）2008-2018年的面板數(shù)據(jù)來量化旅游發(fā)展、技術(shù)創(chuàng)新以及旅游發(fā)展與技術(shù)創(chuàng)新的融合互動對經(jīng)濟增長的溢出效應大小及方向，并將31 個省域劃分成東中西部來探究區(qū)域差異帶來的不同作用。本文貢獻主要體現(xiàn)在：①考察旅游發(fā)展、技術(shù)創(chuàng)新與經(jīng)濟增長三者的作用機理。彌補旅游發(fā)展、技術(shù)創(chuàng)新與經(jīng)濟增長相關(guān)研究較少的缺陷。②揭示旅游發(fā)展、技術(shù)創(chuàng)新對經(jīng)濟增長的外生性作用。基于旅游是創(chuàng)新型產(chǎn)業(yè)的發(fā)展現(xiàn)實以及旅游發(fā)展與技術(shù)創(chuàng)新相關(guān)研究極少進入創(chuàng)新研究主流之中的研究現(xiàn)實，對于旅游發(fā)展、技術(shù)創(chuàng)新與經(jīng)濟增長這三者之間長期的動態(tài)效應進行梳理和研究。③旅游發(fā)展與技術(shù)創(chuàng)新并不是獨立存在的，正視兩者的融合互動對經(jīng)濟增長的作用價值并量化其對經(jīng)濟增長的貢獻，為旅游發(fā)展與技術(shù)創(chuàng)新融合互動提供理論和實踐借鑒。

二、理論機理與測度模型

（一）理論機理

1.旅游發(fā)展促進經(jīng)濟增長

國外旅游發(fā)展促進經(jīng)濟增長相關(guān)研究始于19世紀末，興盛于20 世紀60 年代，最早是由意大利博迪奧從統(tǒng)計學角度開創(chuàng)了旅游與經(jīng)濟相關(guān)研究的先河［1］。從研究內(nèi)容來看，國內(nèi)外主要集中在旅游業(yè)能否促進經(jīng)濟增長的探討上［2］，大致有三種觀點：一是正向促進作用，旅游發(fā)展顯著促進經(jīng)濟增長［3-4］；二是負向抑制作用，認為旅游發(fā)展阻礙經(jīng)濟增長（負向抑制作用表現(xiàn)為“荷蘭病”效應、“資源詛咒”效應、“投資擠出”效應、“福利漏損”效應以及“反向排斥”效應等）［5］；三是關(guān)系不顯著，認為旅游發(fā)展與經(jīng)濟增長并不存在顯著相互關(guān)系［6-7］。在這三種不同的觀點中，Shan 等［8］提出的“旅游導向型經(jīng)濟增長假說”成為主流研究所認同的代表性觀點。延伸正向促進作用研究的深度就需要回答旅游發(fā)展具體通過什么動力機制來促進經(jīng)濟增長這個問題。經(jīng)濟外部性理論認為溢出特指經(jīng)濟活動的外部性，新經(jīng)濟增長理論認為溢出效應是解釋經(jīng)濟增長的重要動力機制；阿弗里德·馬歇爾在1890 年［9］提出外部性概念后，經(jīng)過一個多世紀的研究深化，溢出被賦予了越來越寬泛的含義，其中，關(guān)注旅游的溢出效應是對旅游行為產(chǎn)生的結(jié)果進行全面分析的必然要求，再加上由于旅游業(yè)是極具關(guān)聯(lián)帶動作用的產(chǎn)業(yè)，旅游溢出效應也成為溢出效應相關(guān)研究的典型代表。故基于經(jīng)濟外部性理論、新經(jīng)濟增長理論、旅游產(chǎn)業(yè)自身特性，認為旅游發(fā)展通過溢出效應來促進經(jīng)濟增長。李凡等［10］基于可計算缺口模型計算分析了珠江三角洲城市之間的旅游業(yè)區(qū)域溢出效應；Caglayan等［11］通過計量分析得出旅游拉動經(jīng)濟增長的溢出效應明顯；吳玉鳴［12］使用空間滯后面板數(shù)據(jù)模型，發(fā)現(xiàn)省域旅游經(jīng)濟存在明顯的空間相關(guān)性和空間依賴性。但是，旅游發(fā)展具體通過什么溢出來促進經(jīng)濟增長？關(guān)于這個問題現(xiàn)有研究還沒有涉及?？紤]增長有追求數(shù)量增長、結(jié)構(gòu)演進和實現(xiàn)“可持續(xù)發(fā)展”等進程和步驟，旅游溢出的這種縱向發(fā)展帶動效應也可以從旅游規(guī)模溢出、旅游結(jié)構(gòu)溢出、旅游質(zhì)量溢出這三個方面來理解。如何提高旅游發(fā)展帶來的高質(zhì)量溢出，這正是旅游業(yè)轉(zhuǎn)型升級、跨越式發(fā)展的隱性約束。同時旅游規(guī)模溢出與旅游結(jié)構(gòu)溢出作為旅游質(zhì)量溢出的基礎(chǔ)都是為了探討旅游溢出效應在質(zhì)量與內(nèi)涵方面的聯(lián)系，因此核心影響變量有旅游投資、人力資本、技術(shù)創(chuàng)新等。其中，技術(shù)創(chuàng)新成為經(jīng)濟新常態(tài)下旅游發(fā)展促進經(jīng)濟增長的重要動力因素。

2.技術(shù)創(chuàng)新促進經(jīng)濟增長

200 多年來的經(jīng)濟增長研究長河中，大體形成4 個不同階段的理論，即古典增長理論、新古典增長理論、新增長理論以及新制度學派理論［13］。不同的經(jīng)濟發(fā)展階段，經(jīng)濟增長的驅(qū)動因素也不盡相同，換句話說，整個市場化的活動就是一個不斷重新發(fā)現(xiàn)、不斷修正對各種生產(chǎn)要素估值的一個過程。因此，隨著理論的推進和市場發(fā)展需要，經(jīng)濟增長機制經(jīng)歷了從依靠資本、勞動力和自然資源等要素驅(qū)動到投資驅(qū)動，再到今天創(chuàng)新驅(qū)動的發(fā)展過程。熊彼特最先論述了技術(shù)創(chuàng)新促進經(jīng)濟增長的機理，隨后，學者們從經(jīng)濟外部性的角度解釋了技術(shù)創(chuàng)新促進經(jīng)濟增長的理論機理，Romer、Lucas 將技術(shù)創(chuàng)新與經(jīng)濟增長的相關(guān)研究帶入了區(qū)域空間領(lǐng)域［14-15］；Arrow［16］通過“干中學”模型首次從內(nèi)生技術(shù)角度解釋技術(shù)創(chuàng)新對經(jīng)濟增長的推動作用；Lou等［17］認為技術(shù)創(chuàng)新溢出效應對市場價值有顯著的正向關(guān)系。基于熊彼特的創(chuàng)新擴散思想、Arrow 的“干中學”模型就形成了技術(shù)溢出促進經(jīng)濟增長的理論基礎(chǔ)，認為技術(shù)創(chuàng)新溢出效應是指技術(shù)創(chuàng)新活動主體對其他經(jīng)濟活動主體提供發(fā)展促進性或者形成發(fā)展限制性的經(jīng)濟外部性作用，產(chǎn)生的溢出效應是技術(shù)創(chuàng)新帶動作用的一種路徑，該路徑聚焦于技術(shù)創(chuàng)新對經(jīng)濟增長帶來的發(fā)展關(guān)聯(lián)作用。國內(nèi)對技術(shù)創(chuàng)新促進經(jīng)濟增長問題的研究主要集中在研究增長機理方面［18］。另外，在經(jīng)濟地理學中將技術(shù)外部性效應作為獨立要素納入生產(chǎn)函數(shù)，建立了技術(shù)溢出效應的內(nèi)生增長模型，而技術(shù)所有者不能阻止他人通過競爭、模仿、傳播等方式從自身獲益，這也是技術(shù)溢出存在的原因。故技術(shù)創(chuàng)新具體通過有效促進知識流動的技術(shù)競爭溢出、技術(shù)模仿溢出、技術(shù)傳播溢出來促進經(jīng)濟增長。

3.旅游發(fā)展、技術(shù)創(chuàng)新促進經(jīng)濟增長

旅游發(fā)展與技術(shù)創(chuàng)新并不是獨立存在的，兩者融合即將其他行業(yè)或部門之中處于相對優(yōu)勢地位的技術(shù)性因素融入旅游產(chǎn)業(yè)的各項活動環(huán)節(jié)中［19］，這類技術(shù)性因素包括了以信息技術(shù)為代表的高新技術(shù)和以交通技術(shù)為代表的傳統(tǒng)技術(shù)，也包括了演藝、醫(yī)療、養(yǎng)生、影視等專業(yè)技能。在深化階段，各類產(chǎn)業(yè)技術(shù)和專業(yè)技能的融入，拓展了旅游產(chǎn)業(yè)的關(guān)聯(lián)渠道和發(fā)展空間，因此，在將技術(shù)創(chuàng)新作為核心變量考察旅游發(fā)展對經(jīng)濟增長的溢出效應同時還需要考察旅游發(fā)展與技術(shù)創(chuàng)新互動融合對經(jīng)濟增長的貢獻。故基于經(jīng)濟外部性理論、新經(jīng)濟增長理論以及旅游產(chǎn)業(yè)自身特性，認為旅游溢出效應是旅游發(fā)展促進經(jīng)濟增長的動力機制，具體通過旅游規(guī)模溢出、旅游結(jié)構(gòu)溢出、旅游質(zhì)量溢出來促進經(jīng)濟增長。在熊彼特的創(chuàng)新擴散思想、“干中學”模型、技術(shù)溢出理論的指導下，技術(shù)溢出效應是技術(shù)創(chuàng)新促進經(jīng)濟增長的動力機制，具體通過技術(shù)競爭溢出、技術(shù)模仿溢出、技術(shù)傳播溢出來促進經(jīng)濟增長。融合發(fā)展理論、聯(lián)結(jié)效應理論、溢出效應理論認為不能忽略旅游發(fā)展與技術(shù)創(chuàng)新的融合關(guān)聯(lián)效應對經(jīng)濟增長的重要作用，這種交互作用通過耦合互動溢出、融合關(guān)聯(lián)溢出來促進經(jīng)濟增長。旅游發(fā)展、技術(shù)創(chuàng)新促進經(jīng)濟增長的機理模型如圖1所示，旅游發(fā)展通過旅游溢出效應促進經(jīng)濟增長，技術(shù)創(chuàng)新通過技術(shù)溢出促進經(jīng)濟增長，旅游發(fā)展與技術(shù)創(chuàng)新的相互作用通過耦合互動溢出、融合關(guān)聯(lián)溢出來促進經(jīng)濟增長。

圖1 旅游發(fā)展、技術(shù)創(chuàng)興促進經(jīng)濟增長的機理模型

（二）測度模型

1.指標選取

研究采用31 個省份2008-2018 年的面板數(shù)據(jù)，數(shù)據(jù)來源于中國統(tǒng)計年鑒、各省市統(tǒng)計公報。

（1）被解釋變量：經(jīng)濟增長（eg）。依據(jù)經(jīng)濟增長有追求量的擴展、結(jié)構(gòu)的優(yōu)化、質(zhì)的改善等進程和步驟，采用人均GDP來表示地區(qū)經(jīng)濟發(fā)展水平。具體是基于2000年為基期的GDP平減指數(shù)計算得到實際人均GDP。

（2）解釋變量。①旅游發(fā)展（td）。據(jù)經(jīng)濟增長質(zhì)量理論，旅游發(fā)展效率是旅游業(yè)優(yōu)質(zhì)發(fā)展舉足輕重的指標，而旅游業(yè)專業(yè)化程度又是衡量旅游發(fā)展效率的重要指標之一。Fayissa 等［20］將旅游專業(yè)化程度視為旅游業(yè)優(yōu)質(zhì)發(fā)展并促進經(jīng)濟優(yōu)質(zhì)增長的指標。本研究采用地區(qū)旅游總收入與GDP 之比作為旅游專業(yè)化程度的表征變量來衡量旅游發(fā)展。②技術(shù)創(chuàng)新（ti）。由于技術(shù)創(chuàng)新要素在國內(nèi)外至今都沒有一個統(tǒng)一、權(quán)威的指標認證體系，故在中國諸多的統(tǒng)計數(shù)據(jù)中也沒有足以支持對技術(shù)創(chuàng)新指標的科學測度，因此按照通常的做法，用規(guī)模以上工業(yè)企業(yè)研究與試驗發(fā)展R&D經(jīng)費支出占GDP的比重來表示技術(shù)創(chuàng)新的情況。③旅游發(fā)展與技術(shù)創(chuàng)新的交互項（td×ti）。旅游發(fā)展與技術(shù)創(chuàng)新的交互項主要是用來探究旅游發(fā)展與技術(shù)創(chuàng)新融合關(guān)聯(lián)對經(jīng)濟增長的溢出效應大小和方向，用旅游發(fā)展與技術(shù)創(chuàng)新的乘積來表示。

（3）控制變量。①資本投入（ci）。用外商直接投資額占地區(qū)GDP之比來衡量；②勞動力投入（li），用大學本科及以上學歷在勞動力中所占比重進行衡量；③市場開放程度（mo），用進出口貿(mào)易總額占GDP的比重來衡量，其中，進出口貿(mào)易總額使用當年人民幣兌美元平均匯率換算成人民幣；④政府規(guī)模（gs），用政府財政支出占GDP 的比重來衡量。

2.空間自相關(guān)分析

空間計量經(jīng)濟模型作為計量經(jīng)濟學的一個分支領(lǐng)域，在量化經(jīng)濟活動主體區(qū)內(nèi)和區(qū)外互動關(guān)系方面成為近些年來學術(shù)界應用和推廣的重點，故選擇在溢出效應研究領(lǐng)域使用較新穎、較成熟的空間計量經(jīng)濟模型來進行定量分析。具體步驟是：首先進行空間相關(guān)性分析，如果空間相關(guān)性顯著，再進行空間計量分析。

現(xiàn)有研究中用于區(qū)域空間相關(guān)性分析的統(tǒng)計量主要有Moran's I、LMsar、LMerr、Robust LMsar、Robust LMerr 等指數(shù)，本研究選擇帕克·莫蘭（Moran）在1950年所提出的Moran's I指數(shù)，包括全局空間自相關(guān)的Moran'I 指數(shù)和局域空間自相關(guān)的Moran'I指數(shù)。相關(guān)性的評價標準為：Moran's I取值范圍為［-1，1］，0 為正負相關(guān)的界限，正數(shù)表示空間正相關(guān)，越接近1 空間相關(guān)性越明顯；負數(shù)表示空間負相關(guān)，越接近-1 空間差異越大，等于0 空間呈隨機性，不存在空間相關(guān)關(guān)系。

全局空間自相關(guān)是通過比較鄰近區(qū)域變量屬性值的相似程度來衡量整個受測區(qū)域的空間關(guān)聯(lián)程度。計算公式為：

其中，n 為樣本量（空間位置、地區(qū)總和）；x 為檢驗變量；xˉ為檢驗變量的均值；xi、xj為空間位置i和j的檢驗變量；wij為空間權(quán)重矩陣。地理鄰接權(quán)重矩陣是以Rook 相鄰為準的，也就是說只要有相同邊界就可以認為區(qū)域是相鄰的，當區(qū)域i 和區(qū)域j 相鄰時，wij=1；當區(qū)域i和區(qū)域j不相鄰時，wij=0。

局域空間自相關(guān)分析作為全局空間自相關(guān)分析的有效補充，重要性體現(xiàn)在：一是可以在全局空間自相關(guān)分析結(jié)果的基礎(chǔ)上，通過局域空間自相關(guān)分析尋找出可能被忽略的相關(guān)關(guān)系；二是進一步挖掘局部之間是否存在異質(zhì)性的區(qū)域；三是相似或相異聚集現(xiàn)象位置的確定。其公式為：

（5）式中參數(shù)含義同（3）式。

3.空間計量模型

空間計量經(jīng)濟方法與一般經(jīng)濟計量方法最大的區(qū)別就是考慮了區(qū)域間的相互影響，并把這種相互影響和相互制約的關(guān)系考慮進定量計算的模型分析中。

（6）式就是空間杜賓模型，簡稱SDM 模型。y 為被解釋變量，表示的是各省區(qū)市的經(jīng)濟增長；x為解釋變量，表示旅游發(fā)展、技術(shù)創(chuàng)新、旅游發(fā)展與技術(shù)創(chuàng)新的交互項為代表的核心解釋變量以及資本投入、勞動力投入、市場因素、政府因素為代表的控制變量；W為權(quán)重矩陣；Wx為解釋變量的空間滯后項，Wy為空間滯后因變量y作為面板模型的被解釋變量，是一個n×1的列向量；ρ、γ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；μ為隨機誤差向量。具體來說，本研究構(gòu)建的空間面板杜賓模型如下：

其中，i=1，2，…，31；t=2008，2009，2010，…，2018；ρ為空間滯后系數(shù)；W為空間權(quán)重矩陣；β、γ為對應的待估系數(shù)，uit為隨機誤差項。

三、實證結(jié)果與討論

（一）空間相關(guān)性分析

空間相關(guān)性是檢驗區(qū)域之間彼此能不能保證獨立的問題以及回答是否有溢出現(xiàn)象的重要一環(huán)?；谀m指數(shù)（Moran'I），以經(jīng)濟增長（eg）、旅游發(fā)展（td）、技術(shù)創(chuàng)新（ti）為變量，選擇K-Nearest Neighbors 為空間權(quán)重矩陣（設(shè)定Number of neighbors is 4）來考察三個變量的空間特性。

從表1 中可知，2008-2018 年經(jīng)濟增長空間自相關(guān)值全部為正，均通過了顯著性檢驗，證明經(jīng)濟增長的空間相關(guān)性較強；旅游發(fā)展空間自相關(guān)值2008-2018年也全部為正且通過了顯著性檢驗，呈現(xiàn)出在波動中下降的趨勢；技術(shù)創(chuàng)新空間自相關(guān)值從2008年的0.661 4到2018年的0.881 2，區(qū)域間的關(guān)聯(lián)性異常顯著?？傊琫g、td、ti 均存在正向顯著的空間自相關(guān)，說明空間分布并不是獨立的狀態(tài)，表現(xiàn)出顯著的空間依賴性。

表1 經(jīng)濟增長、旅游發(fā)展、技術(shù)創(chuàng)新全局Moran'I（2008-2018年）

為進一步了解eg、td、ti的空間分布情況以及是否有相似或相異聚集現(xiàn)象，通過Moran散點圖的計量對局域空間相關(guān)性進行分析。結(jié)果表明，整個考察期（2008-2018 年）eg、td、ti 的局域相關(guān)性具有較強的穩(wěn)定性，主要分布在高值集聚的熱點區(qū)和低值集聚的塌陷區(qū)，其中塌陷區(qū)數(shù)量最多?？傊?，通過全局、局域空間相關(guān)性分析，得到31個省份空間依賴性明顯、空間特征活躍，因此需要進行空間計量分析來量化這種溢出效應。

（二）溢出效應測度

為了保障研究的科學性，在進行空間計量分析的同時，也使用傳統(tǒng)的計量面板模型進行分析。傳統(tǒng)計量面板模型分析進行了F、LM、豪斯曼三種檢驗；空間杜賓模型分析進行了Wald、LR、Hausman三種檢驗（1），兩種模型對比結(jié)果見表2 所列。結(jié)果表明，當同時存在空間差異性與空間相關(guān)性時，傳統(tǒng)的計量面板模型會因為無法區(qū)分空間差異性與空間相關(guān)性而產(chǎn)生估計偏差，計量結(jié)果也與考慮了空間效應的空間面板模型有所出入。參考Elhorst［21］的相關(guān)研究，對各個變量的溢出效應進行直接、間接和總效應的分解。采用的方法是空間回歸模型偏微分法對公式（7）進行移向、求逆及偏微分運算，直接效應意味著對本地經(jīng)濟增長帶來出乎意料的發(fā)展關(guān)聯(lián)作用，間接效應意味著對周邊其他地區(qū)經(jīng)濟增長帶來出乎意料的發(fā)展關(guān)聯(lián)作用，總效應=直接效應+間接效應。

表2 兩種模型對比結(jié)果

直接效應、間接效應和總效應的分解結(jié)果見表3所列。從分解表可以看出，變量系數(shù)均通過了不同程度的顯著性水平檢驗。從旅游發(fā)展、技術(shù)創(chuàng)新直接、間接和總效應可以看出，省域經(jīng)濟增長不僅直接受到本地區(qū)旅游發(fā)展、技術(shù)創(chuàng)新的影響，同時還會受到鄰近地區(qū)的“跨界”影響，鄰近地區(qū)旅游發(fā)展、技術(shù)創(chuàng)新會通過空間傳導機制作用于本地區(qū)經(jīng)濟增長，起著發(fā)展帶動的相關(guān)作用，從而促進經(jīng)濟增長?？傊瑥姆纸饨Y(jié)果可以得到以下幾條溢出路徑：

（1）技術(shù)創(chuàng)新總溢出效應為2.426 263，意味著技術(shù)創(chuàng)新每增加1個百分比，將帶動經(jīng)濟增長2.426 263個百分比，帶動系數(shù)為2.426 263，在所有的變量中效應最強。其對本地經(jīng)濟增長的帶動系數(shù)為2.048 476，對周邊其他地區(qū)經(jīng)濟增長的帶動系數(shù)為1.558 170，對整體經(jīng)濟增長具有放大作用。說明技術(shù)創(chuàng)新作為近些年來經(jīng)濟增長中最有沖擊力的變量，其溢出效應對經(jīng)濟增長的關(guān)聯(lián)帶動作用顯著，這也在一定程度上驗證了熊彼特創(chuàng)新擴散思想、“干中學”模型、技術(shù)溢出理論在我國省域的適用性。

（2）旅游發(fā)展總溢出效應為0.935 746，表明技術(shù)創(chuàng)新每增加1個百分比，將帶動經(jīng)濟增長0.935 746個百分比，帶動系數(shù)為0.935 746，對本地經(jīng)濟增長的帶動系數(shù)為0.572 265，對周邊其他地區(qū)經(jīng)濟增長的帶動系數(shù)為0.046 559，直接、間接、總效應值都為正，說明溢出效應顯著。但是溢出系數(shù)值都在1以下，說明每單位旅游發(fā)展對周圍其他地區(qū)以及本地經(jīng)濟增長的關(guān)聯(lián)帶動作用只具有部分共享性。

（3）旅游發(fā)展與技術(shù)創(chuàng)新的交互項總溢出效應為-0.945 129，對本地經(jīng)濟增長的帶動系數(shù)為-0.516 216，對周邊其他地區(qū)經(jīng)濟增長的帶動系數(shù)為-1.212 200，這表明旅游發(fā)展與技術(shù)創(chuàng)新的融合關(guān)聯(lián)與經(jīng)濟增長負相關(guān)，其帶來的溢出效應對經(jīng)濟增長具有消極的抑制作用。旅游發(fā)展與技術(shù)創(chuàng)新的融合關(guān)聯(lián)在理論和實踐中出現(xiàn)反差，在理論研究中被忽略的旅游發(fā)展和技術(shù)創(chuàng)新對經(jīng)濟增長能產(chǎn)生關(guān)聯(lián)效應，在實際中則負面作用顯著，阻礙了經(jīng)濟的優(yōu)質(zhì)增長。這也警示在推進旅游發(fā)展與技術(shù)創(chuàng)新融合的過程中，不僅僅關(guān)注旅游發(fā)展、技術(shù)創(chuàng)新自身的優(yōu)質(zhì)發(fā)展，而且要不斷總結(jié)區(qū)域旅游發(fā)展與技術(shù)創(chuàng)新的結(jié)合方式與路徑，重視兩者互動融合對經(jīng)濟增長的貢獻。

表3 溢出效應分解

lndirect間接效應Total總效應lnli mo gs td ti td×ti ci lnli mo gs-0.684 278***-0.106 110**-0.250 868*0.618 824*3.606 603***-1.728 416**0.081 891**0.504 424***0.242 758**0.035 175**-0.377 187-0.034 982 0.248 165 1.014 058 15.188 496***5.751 642-0.019 433 0.325 426 0.191 419***1.551 635***-0.212 659-0.688 084 2.180 232***-0.545 114-4.535 165 2.671 948-1.028 963***1.271 620***-0.096 653 2.684 819***-0.383 902***-0.040 477 0.260 208 2.613 836 0.903 911***-5.347 583-0.018 495 0.311 051 0.181 417 1.585 207***續(xù)表3項目 變量Coefficient 31省份 東部 中部 西部

（三）區(qū)域差異分析

將31個省份按照東（11）、中（8）、西部（12）（2）三大區(qū)域來解析旅游發(fā)展、技術(shù)創(chuàng)新促進經(jīng)濟增長溢出效應的區(qū)域差異特性。首先進行Wald spatial lag、LR spatial lag、Wald spatial error、LR spatial error、Hausman test-statistic 四種檢驗，隨后采用空間回歸偏微分法對各個變量的溢出效應進行直接、間接、總效應這三種效應的分解，結(jié)果見表3所列。

（1）東部地區(qū)旅游發(fā)展、技術(shù)創(chuàng)新、旅游發(fā)展與技術(shù)創(chuàng)新的交互項對經(jīng)濟增長的總系數(shù)分別為1.014 058、15.188 496、5.751 642，三者的溢出效應都比較顯著，尤其是技術(shù)創(chuàng)新以及旅游發(fā)展與技術(shù)創(chuàng)新的交互項有較強的關(guān)聯(lián)帶動作用。三個核心變量對本地經(jīng)濟增長的產(chǎn)出系數(shù)分別為0.102 057、9.621 135、6.475 122，對周邊其他地區(qū)的產(chǎn)出系數(shù)為0.912 002、5.567 361、-0.723 480，其中旅游發(fā)展與技術(shù)創(chuàng)新的交互項對周邊其他地區(qū)的經(jīng)濟增長帶來了消極的負面影響。故從縱向比較來看，東部地區(qū)經(jīng)濟增長是典型的技術(shù)創(chuàng)新導向型模式。

（2）中部地區(qū)旅游發(fā)展、技術(shù)創(chuàng)新、旅游發(fā)展與技術(shù)創(chuàng)新的交互項對經(jīng)濟增長的總系數(shù)分別為-0.545 114、-4.535 165、2.671 948，旅游發(fā)展和技術(shù)創(chuàng)新都帶來了負溢出效應，說明中部地區(qū)旅游發(fā)展與技術(shù)創(chuàng)新本身還處在比較封閉的低水平自我發(fā)展階段，而知識、技術(shù)是可以通過學習、模仿、復制等方式在經(jīng)濟活動主體間、區(qū)域間傳遞的，中部地區(qū)需要通過完善旅游發(fā)展與技術(shù)創(chuàng)新的溢出機制來加強溢出對經(jīng)濟的貢獻作用。因此從三個指標的縱向?qū)Ρ葋砜?，中部地區(qū)經(jīng)濟增長屬于旅游、技術(shù)交互融合型發(fā)展模式。

（3）西部地區(qū)旅游發(fā)展、技術(shù)創(chuàng)新、旅游發(fā)展與技術(shù)創(chuàng)新的交互項對經(jīng)濟增長的總系數(shù)分別為2.613 836、0.903 911、-5.347 583，旅游發(fā)展與技術(shù)創(chuàng)新的交互項帶來了負溢出效應，從縱向?qū)Ρ葋砜矗鞑康貐^(qū)經(jīng)濟增長屬于旅游發(fā)展導向型發(fā)展模式。另外，西部地區(qū)旅游發(fā)展、技術(shù)創(chuàng)新、旅游發(fā)展與技術(shù)創(chuàng)新的交互項的間接溢出效應分別為-0.036 602、-0.746 569、-5.551 302，說明西部地區(qū)對周邊其他地區(qū)的空間溢出效應并沒有有效發(fā)揮出來，反而對其他地區(qū)經(jīng)濟增長有抑制作用，這與西部地區(qū)的經(jīng)濟發(fā)展基礎(chǔ)、市場關(guān)聯(lián)程度、創(chuàng)新存量和創(chuàng)新潛力有關(guān)。

通過東中西部旅游發(fā)展、技術(shù)創(chuàng)新、旅游發(fā)展與技術(shù)創(chuàng)新的交互項對經(jīng)濟增長貢獻的對比分析，有利于制定針對性的政策建議來促進經(jīng)濟優(yōu)質(zhì)增長和區(qū)域一體化發(fā)展。從東中西部對比結(jié)果來看，東部地區(qū)旅游發(fā)展、技術(shù)創(chuàng)新、旅游發(fā)展與技術(shù)創(chuàng)新的交互項的經(jīng)濟效應較為突出，中西部地區(qū)在追趕東部地區(qū)、實現(xiàn)經(jīng)濟騰飛的過程中，需要認識到創(chuàng)新是可以作為彎道超車的重要變量。因此，政府部門以及社會力量要重視旅游發(fā)展過程中技術(shù)創(chuàng)新的作用和價值，從而對中西部重點省巿或地區(qū)進行重點投入。

四、結(jié)束語

本研究借助Stata、ArcGIS、OpenGeoDa等軟件，利用空間相關(guān)性分析、空間計量模型、多元回歸等方法，選擇31 個省份2008-2018 年的數(shù)據(jù)，量化旅游發(fā)展、技術(shù)創(chuàng)新、旅游發(fā)展與技術(shù)創(chuàng)新的交互項對經(jīng)濟增長的貢獻作用。

從總體溢出路徑來看：①技術(shù)創(chuàng)新溢出促進經(jīng)濟增長的效應具有放大作用。技術(shù)創(chuàng)新總溢出效應明顯，對本地經(jīng)濟增長、周邊其他地區(qū)經(jīng)濟增長的帶動作用均較為顯著。②旅游發(fā)展溢出促進經(jīng)濟增長的效應具有部分共享性。旅游發(fā)展直接、間接、總效應值都為正，說明溢出效應顯著，但是溢出系數(shù)值都在1以下，說明每單位旅游發(fā)展對周圍其他地區(qū)以及本地經(jīng)濟增長的關(guān)聯(lián)帶動作用都是小于1 個單位。③旅游發(fā)展與技術(shù)創(chuàng)新的交互項溢出效應成為增長障礙。旅游發(fā)展與技術(shù)創(chuàng)新的融合關(guān)聯(lián)與經(jīng)濟增長負相關(guān)，其帶來的溢出效應對經(jīng)濟增長具有消極的抑制作用。

從區(qū)域溢出模式來看：①東部地區(qū)經(jīng)濟增長是技術(shù)創(chuàng)新導向型；②中部地區(qū)經(jīng)濟增長是旅游、技術(shù)交互融合型，其需要通過完善旅游發(fā)展與技術(shù)創(chuàng)新的溢出機制來加強溢出對經(jīng)濟的貢獻作用；③西部地區(qū)經(jīng)濟增長是旅游發(fā)展導向型。

總之，從理論上來看旅游發(fā)展通過旅游溢出效應促進經(jīng)濟增長，技術(shù)創(chuàng)新通過技術(shù)溢出促進經(jīng)濟增長，旅游發(fā)展和技術(shù)創(chuàng)新的相互作用通過耦合互動溢出、融合關(guān)聯(lián)溢出來促進經(jīng)濟增長。而通過實證檢驗發(fā)現(xiàn)，對旅游發(fā)展與技術(shù)創(chuàng)新的融合關(guān)聯(lián)方式、途徑進行不斷探索，是提高旅游發(fā)展和技術(shù)創(chuàng)新融合深度與廣度、實現(xiàn)旅游發(fā)展和技術(shù)創(chuàng)新協(xié)同發(fā)展的重要途徑，從而能夠有效促進經(jīng)濟優(yōu)質(zhì)發(fā)展。

注 釋：

（1）Wald 檢驗在空間計量模型選擇中較為常用，具體來說是先對無約束模型進行分析，從而得到相應的估計值，把估計值套入約束條件中進行檢驗；LR 檢驗即似然比檢驗，檢驗的實質(zhì)是分別計算約束和無約束條件下的參數(shù)估計值，再對兩種結(jié)果進行比較分析，看對數(shù)似然函數(shù)是否足夠接近；Hausman檢驗是在Wald、LR檢驗如果結(jié)果為顯著之后進行的一種檢驗，主要作用在進行溢出效應測度時判斷出適用固定效應的空間杜賓模型還是隨機效應的空間杜賓模型。

（2）東部地區(qū)包括北京、天津、河北、遼寧、上海、江蘇、浙江、福建、山東、廣東、海南11 個省份；中部地區(qū)包括山西、吉林、黑龍江、安徽、江西、河南、湖北、湖南8個省份；西部地區(qū)包括內(nèi)蒙古、廣西、重慶、四川、貴州、云南、西藏、陜西、甘肅、青海、寧夏、新疆12個省份。