創新型城市建設對旅游經濟的影響及空間效應
——以長江經濟帶為例

李志遠，馮學鋼，左文俊，何 靜，夏贊才

（1.華東師范大學經濟與管理學院，上海 200062；2.烏拉爾聯邦大學高等經濟與管理學院，俄羅斯 葉卡捷琳堡 620002；3.湖南師范大學旅游學院，湖南 長沙 410081）

一、引言

我國經濟已邁入高質量發展的新階段，旅游業作為國民經濟發展的重要組成部分，它既是帶動就業、增加經濟收入的重要引擎，也是縮小地區經濟差距、優化經濟結構的重要推動力，重視旅游業的發展地位、發揮其經濟優勢是區域發展的必然選擇［1］。然而，在構建雙循環新發展格局和旅游業動能轉化的進程中，旅游發展模式僵化、旅游經濟發展動能缺失形成現實困境，培育和挖掘城市旅游經濟發展新動能成為迫切需求。2022年國務院印發《“十四五”旅游業發展規劃》明確提出，實施創新驅動發展戰略，為旅游業發展賦予新動能。創新型城市試點政策作為一項國家戰略，著力推進區域創新體系建設，加快經濟發展方式的優化升級［2］，在實踐意義上與旅游經濟發展理念不謀而合。各試點城市統籌協調自身資源、堅持創新驅動戰略、培育良好的創新環境、打造高效的創新體制。創新型城市依賴科技、人才、文化、知識、體制等要素協同發力，而上述要素對旅游經濟的影響已經在既有文獻及實踐發展中得到印證。在推動經濟社會結構性調整與高質量發展的基礎上，創新型城市試點政策是否也有助于區域旅游經濟發展、激發旅游市場活力？可通過哪些路徑影響旅游經濟發展？政策效應是否具有空間溢出效應？政策效果是否存在顯著的區域異質性？對這一系列問題的思考構成了本文的研究起點。

創新型城市建設作為國家深化體制改革的重要舉措，旨在促進城市創新能力提升，加速我國邁向創新型國家的發展步伐［3］。自2005 年起，深圳、北京、上海等地陸續出臺創新型城市建設相關政策，科技部和國家發展改革委2016 年和2018 年也先后出臺了《建設創新型城市工作指引》《關于支持新一批城市開展創新型城市建設的函》，進一步明確創新型城市建設的發展路徑，試點城市數量進一步增加，創新型城市邁向了高質量發展階段。截至目前，國家共設立78個創新型試點城市，其中長江經濟帶6批次共設立31個試點城市（見表1），占全國總量的39.74%。從時間上看，前期的試點城市主要以省會及經濟發達的城市為主，后面的批次則以區域內發展潛力較大的三、四線城市為主；從空間分布上看，下游地區（江蘇、浙江）及較大城市（上海、重慶）具有較好的發展條件與創新基礎，試點數量較多。因此，長江經濟帶創新型試點城市與非試點城市在時空雙重維度均有顯著差異，為本文構造準自然實驗并借助多期雙重差分模型識別創新型城市試點政策對旅游經濟發展的凈效應創造了條件。

表1 長江經濟帶創新型城市各批次試點名單

長江經濟帶橫跨我國東、中、西三大地區，流域范圍覆蓋11 個省市，是我國重大戰略發展區域。依托長江水道特色多樣的旅游資源稟賦，長江經濟帶被譽為我國“國際黃金旅游帶”，旅游產業成為支撐長江經濟帶高質量發展的關鍵動能，旅游經濟效應得到充分彰顯。但不容忽視的是，長江經濟帶區域內部旅游經濟非均衡現象表征明顯，蘇、浙、川、貴、滇等省份旅游經濟優勢明顯，贛、皖、渝等省份旅游經濟存在客觀差距［4］。現有研究多關注資源、交通等傳統因素對區域旅游經濟的影響，近年來關注政策效應對旅游經濟影響的相關研究陸續涌現，創新型城市試點政策經濟效應的彰顯已得到充分證實［3，5］，但學界尚未將創新型城市試點政策與旅游經濟建立關聯分析，無法考察該政策在旅游領域是否同樣存在顯著的經濟效應，也不利于破解區域旅游經濟發展的“背后黑箱”。本文將創新型城市試點政策與長江經濟帶旅游經濟發展納入同一框架，有助于進一步厘清兩者的關系，為旅游經濟動能的彰顯提供經驗證據，有助于判斷創新型城市試點的經濟效應是否能達到預期效果，從而為長江經濟帶旅游業高質量發展探索新路徑提供新思路。

二、文獻綜述

對區域旅游經濟作用機制的探究始終是學界關注的重點，越來越多的學者認識到旅游經濟發展是由內外部條件共同驅動，資源、人力資本、區位條件等因素并不能完整解釋影響旅游經濟發展的“背后黑箱”。因此，學界研究視角逐步聚焦外部政策或事件對旅游經濟發展的影響。高鐵開通［6］、智慧旅游建設［7］、全域旅游示范區創建［8-9］、制度變遷與松綁［10-11］等對旅游經濟影響的研究成果相繼涌現，上述研究通過構造準自然實驗，借助雙重差分法、PSM-DID、合成控制法等方法進一步探究政策效應與旅游經濟之間的復雜關系。在文旅產業深度融合的發展背景下，文化消費與旅游經濟發展之間的密切聯系愈發凸顯，部分學者著眼于文化產業集聚政策［12］、文化消費試點政策［13］、數字文化產品對區域旅游經濟的作用效果［14］，并探究其背后的作用機制?，F有研究肯定了政策效應對旅游經濟的正向促進作用，但針對創新型城市試點政策與旅游經濟的關系探究不足；且旅游行為具有突出的時空流動特征，極少有研究關注政策的空間效應，可能在一定程度上會對政策效應影響區域旅游經濟發展的效果產生估計偏差，而本文試圖考察政策的空間溢出效應，從而更好地對創新型城市試點政策的經濟效應進行衡量。

創新型城市試點政策是我國邁向創新型國家的一項重要制度探索，其政策效應的發揮已經得到充分證實，相關研究主要聚焦于政策的創新效應、生態效應和經濟效應三個方面。①在創新效應方面，創新效應是該試點政策最為直接的表征，考量創新型城市試點政策對城市創新水平［15］、城市綠色創新［16-17］、企業技術創新［18-19］、區域創新格局［20］影響等方面的成果不斷涌現，研究證實試點政策有助于創新水平提升。部分學者進一步考慮空間特征并對其作用機制展開探討，如王晗等［20-22］證實試點政策對創新效應存在顯著的空間溢出，人才聚集、資本深化、信息化水平提升等因素構成其內在傳導機制［21］。②在生態效應方面，基于可持續發展及雙碳發展戰略的現實背景，已有研究從城市碳減排效應［22-23］、城市生態效率［24］、城市可持續發展及綠色全要素生產效率［25］等方面肯定了創新型城市試點政策對區域綠色發展的正向作用，成為助推生態文明建設的利器。③在經濟效應方面，學界認識到創新型城市試點通過政策效應能有效激發市場活力、培育良好的創新環境，從而助推產業結構轉型升級［26］、提升出口產品質量［27］、提高城市經濟韌性以抵御內外部沖擊［5］。而旅游經濟作為國民經濟的重要支撐，其與創新型城市試點政策的關聯研究尚處于空白，本文嘗試分析兩者的關聯效應，期望能一定程度彌補研究不足。

由是觀之，創新型城市試點政策是產業結構優化與經濟發展動能提升的助推器，本文借助多期雙重差分法探究創新型城市試點政策對區域旅游經濟發展的影響，可能的邊際貢獻如下：第一，旅游經濟作為國民經濟的重要組成部分，本文首次探討了創新型城市試點政策對區域旅游經濟的影響效應，不僅有助于厘清兩者的關系，也完善了該試點政策的經濟效應在旅游領域的驗證。第二，本文基于創新型城市試點政策構造準自然實驗，利用多期雙重差分法能較好緩解內生性問題，合理估計創新型城市試點政策對旅游經濟影響的凈效應；聚焦長江經濟帶這一重大戰略區域，保證了樣本的差異化，也為其他區域探索提升旅游經濟發展路徑的戰略需求提供借鑒。第三，區域之間聯系日益密切，已有研究對政策的空間效應關注不足，本文將多期雙重差分與空間杜賓模型結合，構建SDM-DID模型，能有效檢驗試點政策的外溢效應，從空間視角進行傳導機制檢驗，有助于破解創新型城市試點政策如何驅動旅游經濟發展這一命題。

三、理論分析與研究假設

（一）創新型城市試點政策對旅游經濟的促進作用

我國旅游業與國民經濟聯系密切，旅游經濟發展高度依賴社會經濟系統的制度安排。首先，創新型城市試點政策作為推動經濟發展的潤滑劑已得到充分證實［5］，而旅游經濟是支撐經濟發展的重要構成，試點城市的選擇需綜合考量經濟基礎、科技水平、人才儲備、資源條件諸方面條件［22］，入選的試點城市在財稅、金融、人才培養機制等方面具備先發優勢，有助于完善地區旅游基礎設施、促進公共服務水平的提升，對區域旅游經濟發展產生直接作用；其次，試點政策有助于旅游產品創新、豐富景區內涵、改變單一游覽方式，創新型城市著重創新要素集聚、創新成果轉化及創新企業培育，入選的試點城市更易運用數字技術賦能旅游業發展，如借助VR、AR、5G 技術促進數字化景區、數字藝術展覽、數字藏品等文旅新業態新產品的迭代，不僅有利于激發游客的游覽欲望，更有助于延長旅游消費鏈條，進而激發旅游經濟效應；最后，創新型城市評選工作作為一項國家重大戰略，屬于一種典型的“評比表彰”類政策工具，在引領經濟發展和社會進步的同時，更彰顯了試點城市的“品牌價值”，有助于提高城市知名度，進而有效促進城市旅游經濟發展?；诖?，本文提出假設1。

H1：創新型城市試點政策憑借自身優勢，對區域旅游經濟發展具有正向促進作用。

（二）創新型城市試點政策對旅游經濟的空間溢出效應

旅游行為的突出表征在于旅游者的時空位移，而創新型城市試點政策強調城市間創新要素的整合及多樣化創新資源的開放共享，加快創新成果溢出。因此，試點政策在促進本區域旅游經濟提升的同時，還可能兼具空間溢出特征。

一方面，區域旅游經濟提質增效仰仗資金、資源、人才、技術的協同發力，試點城市在政策驅動下促使政府加大與創新活動相關的資金投入和保障，推動人才發展、技術創新、創新環境優化，當地旅游業能充分享受試點政策紅利，促進區域旅游經濟效應彰顯。而各城市之間通過物質資源、生產要素等的流動，促進人才、知識、技術等創新要素充分涌流產生空間溢出［28］，助力鄰近地區旅游經濟的提質增效。另一方面，試點政策能有效強化各創新主體的交流與合作，本地及鄰近地區的旅游企業、文旅科研平臺、高校及科研院所間的創新要素在政策驅動下產生深度融合，有助于旅游產業鏈跨地區延長，促使旅游經濟效益呈現空間網絡關聯格局。進一步地，為占領創新“高地”、享受政策支持，本地—鄰近地區展開創新型城市建設的“錦標賽式競爭”。入選的試點城市通過知識、技術溢出對鄰近地區的創新發展產生積極作用，未入選的城市通過學習試點城市的發展經驗，提升創新要素集聚并優化創新環境，從而使旅游產業能夠獲得更多創新驅動力，能在技術、人才、產業鏈等諸方面獲得加持，進一步激發旅游經濟發展活力。因此，本文提出假設2。

H2：創新型城市試點政策對旅游經濟的提升具有空間溢出效應，對本地和鄰近地區的旅游經濟發展均產生顯著的促進作用。

（三）創新型城市試點政策對旅游經濟影響的作用機制

創新效應是創新型城市試點政策所帶來的最大優勢。一方面，入選的試點城市能享受政策扶持，享受稅費優惠、低價房屋地租等，有效降低創新成本投入，從而加快促進科技園區、創新基地等創新研發中心設立，推動創新人才集聚；另一方面，創新型城市試點成為創新要素的集聚地，可有效提升創新成果的轉化效率，而信息技術的發展與創新制度的優化為開展創新活動打造良好的空間，促使政府、企業、科研機構等創新主體構建平等對話與合作機制，有利于城市創新能力的提升。

從技術創新對旅游經濟的影響看，創新驅動力是激發旅游經濟活力的重要手段。在微觀層面，技術創新意味著旅游企業能有更為豐富的渠道學習大數據、互聯網等技術，精準捕捉旅游消費者需求，針對消費者的異質性需求生產個性化、差異化產品，增強旅游消費者的黏性，從供給與消費兩端促進旅游經濟發展；在宏觀層面，技術創新效應的提升能有效整合資源，破解旅游市場要素流動不暢的弊端，有助于技術、人才、資源實現充分涌流［29］，共建共享旅游發展合作平臺，從而催生數字文旅、體育旅游、康養旅游等“旅游+”新業態，為旅游經濟發展注入新的活力、增添不竭動力。因此，本文提出假設3。

H3：創新型城市試點政策通過技術創新效應促進旅游經濟發展。

四、研究設計

（一）模型構建

1.基準模型

將創新型城市試點政策視作一次準自然實驗，采用多期雙重差分模型，運用含虛擬變量DID的面板雙向固定效應模型檢驗試點政策對旅游經濟的影響，將入選的試點城市作為處理組，其他非試點城市作為對照組?；鶞誓Ｐ腿缦拢?6］：

其中：Yit表示被解釋變量，用人均旅游收入來表征；DIDit為處理組（Treat）與實驗期（Period）的交互項，也是本文的核心解釋變量；系數β1為核心解釋變量的估計參數，用于判斷創新型城市試點政策對旅游經濟發展的凈效應，若系數為正且通過顯著性檢驗，則表明政策效應能有效促進區域旅游經濟發展；Controlit表示控制變量組；μi表示個體固定效應；φt表示時間固體效應；εit為誤差項。

2.空間溢出效應模型（SDM-DID）

考慮各城市之間可能存在的空間效應，本文進一步構造空間杜賓模型研究政策的空間溢出效應，公式如下［3］：

其中：W為空間權重矩陣，本文構造經濟矩陣、地理矩陣、經濟與地理嵌套三種矩陣；ρ1為被解釋變量的空間滯后項估計系數；θ1為核心解釋變量的空間滯后項估計系數；θ2為控制變量的空間滯后項估計系數；β2為控制變量的估計參數；其他變量含義與前式相同。

3.空間中介效應模型

借鑒已有研究，采用空間中介效應模型對政策效應的傳導機制進行檢驗，公式如下［30］：

其中：Medit為中介變量，本文選取技術創新作為中介變量；γ1表示政策效應對其他區域中介變量的影響。

4.空間權重矩陣設定

為規避單一矩陣對空間計量造成的估計偏差，本文選取地理距離矩陣、經濟距離矩陣、經濟與地理嵌套矩陣三種形式檢驗創新型城市試點政策對旅游經濟的空間作用和溢出效應。其中，地理距離權重矩陣是基于地理學第一定律，以各城市地理距離的倒數來設定；經濟距離權重矩陣以2006—2021 年各城市的人均GDP 進行設定；為充分考慮空間距離及經濟效應的雙重影響，本文進一步運用經濟與地理嵌套矩陣進行檢驗。

（二）變量選取

（1）被解釋變量：旅游經濟（Tour）。借鑒劉瑞明等（2020）的研究成果，采用人均旅游收入表征長江經濟帶各城市旅游經濟發展水平［10］。

（2）核心解釋變量：創新型城市試點政策效應（DID）。以長江經濟帶設立的6 批31 個創新型城市為處理組，其他未入選試點的77 個城市為對照組，DID 為實驗組（Treat）與實驗期（Period）的交互項。Treat為二值離散選擇變量，試點城市取值為1，非試點城市取值為0。Period 為時間虛擬變量，如果城市在t年這一時間節點后成為創新型試點城市，則t年及以后的年份Period 取值為1，之前年份則取值為0，非試點城市始終取值為0。

（3）控制變量：①經濟水平（Gdp），區域經濟水平是旅游業發展的基礎保障，使用各城市人均GDP水平衡量［31］；②教育水平（Edu），教育水平是旅游人力資本培育的重要潛在條件，用高等院校學生數量占總人口比重衡量［3］；③對外開放程度（Fdi），對外開放程度反映地區旅游業對外吸引力程度，運用實際利用外資占GDP 比重衡量［10］；④交通條件（Tra），反映區域旅游運輸的便利性與可達性，運用地區等級公路密度衡量［11］；⑤政府財政保障（Gov），財政支撐力度對旅游發展方向發揮著重要引領作用，以人均公共財政支出來衡量［32］；⑥人力資本水平（Res），人力資本狀況反映區域旅游業運行態勢及潛在創新能力，運用第三產業從業人員所占比重衡量［9］。

（4）中介變量：技術創新（Innovation）。借鑒已有研究，采取人均發明專利數量進行表征［33］。

（三）數據來源

本文研究對象為長江經濟帶各城市，研究期為2006—2021 年?；趯祿煽啃约巴暾缘囊螅疚膶Σ糠謹祿笔乐氐牡丶壥杏枰蕴蕹?，加之考慮研究期內行政區劃的調整，如撤銷的巢湖市，新設的畢節市、銅仁市，襄樊市改名為襄陽市等，本文對其進行修正，實際納入研究樣本的長江經濟帶城市數量為108個（1）。本文所需的數據主要來源于《中國旅游統計年鑒》《中國交通統計年鑒》《中國科技統計年鑒》《中國財政年鑒》等，部分數據通過各省份相應年份的國民經濟與社會發展統計公報進行補充完善，極少數仍缺失數據通過線性插值法進行填充。為規避異方差對模型檢驗的潛在影響，除核心解釋變量外對其他變量均取對數處理，各變量的數據基本描述見表2所列。

表2 變量表征及描述性統計

五、結果分析

（一）基準回歸

長江經濟帶創新型城市試點政策對旅游經濟的效應估計結果見表3所列。列（1）為不含控制變量，僅采用雙向固定效應進行政策效應估計；列（2）至列（6）運用雙向固定效應，采取逐步添加控制變量的方法進行回歸分析；列（7）為僅含核心解釋變量和控制變量，不含固定效應展開回歸檢驗；列（8）則在添加所有控制變量的基礎上，運用雙向固定效應進行檢驗。

表3 創新型城市試點政策對旅游經濟影響的基準回歸結果

結果表明，在所有情形下，核心解釋變量的回歸系數均為正值且通過5%顯著性水平檢驗，說明創新型城市試點的政策效應（DID）對旅游經濟發展起到顯著的正向促進作用，創新型城市試點政策的“助推器”作用充分彰顯。忽視個體與時間雙向固定效應及常見控制變量均會低估政策效應對旅游經濟的影響。在控制個體、時間效應并考慮常見控制變量的情形下，2006—2021 年長江經濟帶創新型城市試點政策平均每年促進區域旅游經濟提升約2.36%。由此，本文H1 得到驗證?？刂谱兞恐?，經濟水平、教育水平、政府財政保障、人力資本均對旅游經濟發展產生顯著的正向促進作用，體現出經濟水平與旅游經濟發展之間的相對一致性，也體現“科教興國”“人才強國”舉措對區域旅游經濟的重要作用，印證了李瑤亭（2013）［34］、李志遠和夏贊才（2020）［35］等學者的研究；公路交通基礎設施未能對旅游經濟產生正向驅動作用，佐證了馬紅梅和郝美竹（2020）［36］提出的近幾年公路交通“過度投入”難以產生正向經濟效應的發現。

（二）空間溢出效應

1.空間計量前驗

（1）空間相關性檢驗。借助全局莫蘭指數檢驗2006—2021年長江經濟帶108個城市旅游經濟發展水平在地理距離矩陣、經濟距離矩陣、經濟與地理嵌套矩陣下的空間聚集程度，見表4所列。結果顯示，旅游經濟發展水平在三種空間權重矩陣下Moran'sI指數均為正值且整體通過了顯著性水平檢驗，存在顯著正向空間自相關，適合進行后續的空間計量檢驗，同時也證明空間模型選擇的合理性。

表4 各權重矩陣下旅游經濟水平的全局莫蘭指數值

（2）空間模型檢驗識別。全局莫蘭指數檢驗證實長江經濟帶旅游經濟發展整體存在著空間相關性，故進一步對空間計量模型展開檢驗分析。由表5 可知，首先，在三種不同的空間權重矩陣情形下，LM 檢驗顯示在地理距離矩陣下LM-Error test 與Robust LM-Lag test 均在1%顯著性水平上通過檢驗，表明空間誤差模型（SEM）與空間滯后模型（SAR）均可用于檢驗；其次，由豪斯曼檢驗結果可知，選擇固定效應模型最為合適；最后，運用LR 檢驗與Wald 檢驗判斷空間杜賓模型（SDM）是否應退化為空間滯后或空間誤差模型，檢驗結果均拒絕原假設，表明選擇空間杜賓模型更為合適?；谏鲜鼋Y果，本文借助三種空間權重矩陣，采用固定效應的空間杜賓模型進一步分析長江經濟帶創新型城市試點政策對旅游經濟發展的空間溢出效應。

表5 各權重矩陣下LM檢驗、LR檢驗、Wald檢驗和Hausman檢驗值

2.空間面板回歸結果分析

（1）點估計結果。借助空間杜賓模型，基于三種空間權重矩陣檢驗創新型城市試點政策對旅游經濟的空間影響，并將其與傳統模型（OLS 模型、FE 模型、RE 模型）的回歸結果進行對比分析，見表6 所列。結果表明，無論是傳統模型還是不同權重矩陣下空間杜賓模型的DID 系數均為正值且通過1%顯著性水平檢驗，表明創新型城市試點政策對本地城市旅游經濟發展存在顯著正向影響。在三種空間權重矩陣情形下，空間滯后項WDID均為正值，除嵌套矩陣未通過顯著性水平檢驗，其他兩種矩陣均通過顯著性水平檢驗，說明政策效應對城市旅游經濟發展水平的提升具有顯著的空間溢出效應。對比固定效應與三種權重矩陣空間杜賓的回歸系數可以發現，忽視空間溢出效應在一定程度上會低估政策的正向促進效應，可能的解釋在于：傳統模型忽視本地—鄰近地區之間由于政策效應激發的客源流動加速的狀況，一定程度降低了政策經濟效應的解釋；再者，政策效應激發本地旅游發展活力，試點城市可視作旅游發展先行區，在“示范效應”的激勵下，鄰近城市學習其先進的開發管理模式，促進旅游經濟提升。因此，綜合考慮創新型城市試點政策的空間溢出效應可能使研究結論更貼近客觀現實。

表6 普通面板模型及空間杜賓模型回歸結果

（2）空間效應分解。由于空間杜賓模型下的估計參數只顯示創新型城市試點政策對旅游經濟發展的直接作用方向，不是真實的偏回歸系數，無法判斷其邊際效應，故進一步采用偏微分分解將政策效應的作用效果解構為直接效應、間接效應和總效應，見表7 所列。首先，在地理距離矩陣、經濟距離矩陣和經濟與地理嵌套矩陣情形下，直接效應估計參數分別為0.220、0.433 和0.407，且均通過1%顯著性水平檢驗，表明創新型城市建設能顯著推動本地旅游經濟的提升。間接效應是反映政策效應對旅游經濟影響的空間溢出作用，在三種矩陣情形下，空間溢出效應分別為3.286、1.075和0.263，且均通過了顯著性水平檢驗，表明創新型城市建設對鄰近地區旅游經濟的提升也具有顯著推動作用。對比可知，在地理距離、經濟距離矩陣的情形下，間接效應對總效應的貢獻要高于直接效應，證實創新型城市試點政策加快了空間范圍內的知識與技術溢出，顯著增加了旅游產業鏈條的關聯深度，并對其他地區旅游業發展產生輻射效應與滲透作用，在增進本地區與其他地區旅游業互惠共生的同時，進一步提升了旅游經濟發展。由此本文H2得到充分證實。

表7 空間效應分解結果

（三）傳導機制檢驗

借助空間中介效應檢驗步驟，驗證技術創新路徑下創新型城市試點政策對旅游經濟發展影響的傳導機制，見表8所列。由列（1）可知，創新型城市試點的政策效應及其空間滯后項對技術創新這一中介變量具有正向效應，說明創新型城市政策對其空間效應作用明顯。列（2）是將中介變量加入基準模型的回歸結果，結果表明政策效應及技術創新均對旅游經濟發展起到顯著的正向作用。

表8 空間中介效應檢驗

具體來說，技術創新是創新型城市試點政策驅動城市旅游經濟提升的重要路徑。內生增長理論指出，技術創新是旅游產業動能提升的重要動力，試點政策促進創新驅動發展戰略的實施，旅游企業可以借助數字技術敏銳把握市場動態，加快新型旅游產品的研發，縮短創新周期。同時，技術創新驅動旅游產業鏈條的緊密聯動，讓各類旅游及相關企業形成有效的利益聯結機制，從而有效降低成本、節約能耗，有助于旅游經濟動能提升。由此，本文H3得到驗證。

（四）穩健性及內生性檢驗

（1）平行趨勢檢驗。為進一步判斷本文運用多重DID 模型檢驗試點政策效應的合理性，采取事件研究法構建計量模型進行平行趨勢檢驗并繪制檢驗結果如圖1 所示。結果顯示，在政策實施時點前的系數包含0且不顯著，各年旅游經濟水平變化較小，表明試點城市與非試點城市的旅游經濟有著較為相似的演變趨勢；政策時點后，旅游經濟發展水平呈現顯著的上升趨勢，經過2 期的滯后，效應系數在95%的置信區間內不包含0 且持續增大，表明創新型城市試點政策的實施對旅游經濟起到顯著的正向促進作用，證實本文的模型構建合理。

圖1 平行趨勢檢驗

（2）安慰劑檢驗。為進一步判斷本文模型檢驗結果在多大程度上受隨機因素及遺漏變量等影響，通過隨機產生試點政策時間并隨機篩選長江經濟帶樣本城市，構造試點政策在時間—城市兩大層面的隨機實驗進行檢驗，基于虛假實驗的基準回歸結果來判斷本文研究結果的可靠性，本文將上述過程重復1 000次并繪制估計系數分布圖，如圖2所示?？梢园l現，本文構造的虛假雙重差分模型的估計系數多集中分布于0附近，表明本文模型構建并未遺漏掉重要的影響因素，長江經濟帶旅游經濟的政策效應很大程度上受到創新型城市試點政策所激發，核心結論仍舊穩健。

圖2 安慰劑檢驗

（3）更換核心解釋變量。本文將核心解釋變量用旅游經濟總收入進行替換再進行回歸檢驗，結果見表9所列。由表9列（1）可知，政策效應系數仍顯著為正，表明政策效應對旅游經濟發展具有正向作用，估計結果符合穩健性要求。

表9 穩健性及內生性檢驗結果

（4）控制趨勢項及滯后期。表9 列（2）、列（3）分別控制時間趨勢項、構建個體—時間聯合固定效應進行回歸分析，結果表明政策效應仍顯著為正，且與基準回歸相比系數較為接近；列（4）是對各控制變量進行滯后處理，回歸結果仍顯著為正，進一步佐證了結論的穩健性。

（5）縮尾處理。由于長江經濟帶區域內部旅游經濟非均衡發展現象表征顯著，為規避極端值對政策效應估計結果的偏差，本文對核心解釋變量分別進行1%的縮尾處理。表9 列（5）縮尾后的回歸結果顯示，政策效應的回歸系數相較于基準回歸無明顯變化，且通過1%顯著性水平檢驗。

（6）內生性檢驗。盡管本文通過控制常見變量、采用雙向固定效應模型等緩解遺漏變量及測量誤差的影響，但現實中可能仍存在一些無法觀測的變量作用于兩者的關系，因此，借助工具變量應對內生性問題。

借鑒王帥和李虹（2022）的研究思路［37］，本文選擇低碳試點城市與虛擬時間交互項（IV×Period）作為政策效應的工具變量，該變量具備滿足工具變量的兩個基本條件：第一，創新型城市設立的重要目的在于試點城市提升創新能力，以點帶面形成示范與擴散效應，而低碳試點城市旨在激發各類市場主體綠色低碳轉型的內生動力和創新活力，兩者具有較強的相關性；第二，低碳試點城市評選無法直接對當地旅游經濟產生影響，只能通過秉持綠色發展理念提升創新能力來促進旅游經濟發展，因此滿足外生性要求。本文利用兩階段回歸方法（2SLS）進行估計，表9列（6）和列（7）匯報了兩階段工具變量的回歸結果：在第一階段回歸結果中，交互項IV×Period 回歸系數在1%的水平上顯著為正，表明創新型試點城市與工具變量具有較好的相關性，進一步進行弱工具變量檢驗可知，F統計值為42.530，大于10 且通過顯著性水平檢驗，表明工具變量選取有效，LM 通過了顯著性水平檢驗，不存在變量不可識別問題；第二階段回歸結果中，交互項Treat×Period 回歸系數在5%的水平上顯著為正，在克服潛在的內生性問題后，估計結果依舊穩健。

（五）異質性分析

長江經濟帶橫跨我國東、中、西部三大地區，本文研究樣本城市的旅游發展水平及政策試點情況具有較大差異，故而從上游、中游、下游進行區域異質性檢驗；同時，考慮創新型城市試點政策效應的空間特征突出，在基準回歸的基礎上，借助經濟與地理嵌套矩陣對政策效應進行估計分析，回歸結果見表10所列。

表10 異質性檢驗結果

結果顯示，在不含空間效應的基準回歸情形下，長江經濟帶下游和中游地區創新型城市試點政策對旅游經濟具有顯著正向影響，而上游地區政策效應的回歸系數為負且未通過顯著性水平檢驗。對此現象的解釋可能在于：下游和中游地區為東部沿海及中部相對發達地區，旅游業起步較早發展成熟，創新型試點城市數量較多，能較好反映政策效應對旅游經濟的正向驅動作用；上游地區為西部省份，旅游業發展尚未邁向成熟路徑，試點城市數量少且大都是2018 年最后一批試點城市，政策效應對旅游經濟的直接促進作用有限。從空間效應看，三大地區創新型城市試點政策的空間滯后項都顯著為正，且系數值遠高于基準回歸系數，證實試點政策對旅游經濟的影響存在顯著的空間效應。由空間效應分解可知，下游地區的總效應突出，其中間接效應作出了巨大貢獻，反映出東部處于經濟及政策高地，能借助創新型城市試點政策效應引發資源、知識、技術的空間溢出，從而促進本地及鄰近地區旅游經濟效益提升；中游地區直接效應要強于間接效應，符合中部地區自身旅游產業具備一定造血功能，但面臨東部地區的“虹吸效應”及西部地區激烈的客源競爭，溢出效應較為薄弱的發展現狀；上游地區直接效應系數值較小且未通過顯著性水平檢驗，反映西部省份尚未較好借助創新型城市試點政策的東風助推旅游經濟發展的客觀事實。

六、結論與建議

（一）結論

本文將創新型城市試點政策與旅游經濟發展納入同一研究框架，以長江經濟帶108個城市作為研究對象，致力于探究創新型城市試點政策對城市旅游經濟發展的影響及作用路徑，借助多期DID模型對其展開相關實證檢驗，結論如下：

第一，在基準回歸檢驗中，創新型城市試點的政策對長江經濟帶旅游經濟發展起到顯著的正向促進作用，城市試點政策的“助推器”作用充分彰顯，經過一系列穩健性檢驗后結論仍然成立。

第二，創新型城市試點政策對城市旅游經濟發展水平的提升具有顯著的空間溢出效應，忽視空間溢出效應在一定程度上會低估政策的正向促進作用，間接效應對總效應的貢獻要高于直接效應，證實創新型城市試點政策不僅能提升本地區旅游經濟效益，還能對其他地區旅游業發展產生輻射效應與滲透作用。

第三，技術創新效應是創新型城市試點政策驅動城市旅游經濟提升的重要路徑。其政策效應的空間異質性顯著，長江經濟帶下游和中游地區創新型城市試點政策對旅游經濟具有顯著正向影響，上游地區囿于旅游業發展水平及試點城市數量等原因，政策效果尚未顯現。

（二）建議

在建設創新型國家戰略與旅游業高質量發展的時代背景下，創新型城市試點政策為旅游產業提質增效與經濟動能彰顯提供了良好契機。由此，本文提出如下政策建議：

第一，長江經濟帶各地方政府應充分認識旅游經濟提質增效過程中創新型城市試點政策的關鍵作用。入選政策試點的城市應把握時機，以自身旅游資源稟賦及旅游業發展特點為基礎，貫徹落實創新驅動發展戰略，可充分借助數字技術，構建旅游協同創新平臺促進旅游創新活力激發。對于未入選試點的城市，政府應做好公共服務者的角色定位，通過政策激勵、規劃引領等途徑，充分學習試點城市在創新驅動、人才保障、動能優化等方面的優勢，并積極吸收優勢地區空間溢出的知識、人才、技術等，促進區域旅游經濟效應彰顯。

第二，需進一步釋放創新政策驅動旅游經濟發展的內在潛力。一方面，長江經濟帶整體應秉持互惠共生的發展理念，打破“各自為政”的旅游發展格局，破除行政藩籬阻梗，堅持以創新為發展理念，以旅游增長極帶動促進區域旅游業漸進式發展，讓旅游創新活力競相迸發，促進旅游發展成果充分共享，實現共贏；另一方面，各地旅游發展應以高質量發展為主軸，堅持“五位一體”為引導理念，踐行空間經濟學“點—軸—域面”時空演進體系，通過構建旅游協同合作機制與創新發展平臺，實現資源、人才、技術的共享交流，為區域旅游經濟動能提升貢獻力量。

第三，技術創新對試點政策的效應發揮起到重要傳導作用。首先，各地政府應將旅游業置于重要發展地位，實施具有競爭力的人才激勵措施，以創新戰略引領旅游業高質量發展，增加產品及整體旅游鏈條的發展附加值；其次，應合理淘汰低效高消耗的產業，因地制宜發展高附加值高發展活力的旅游產業及上下游相關服務業，為旅游產業發展創造良好的發展環境；最后，應合理推進數字技術、資金、人才等支撐要素的布局，培育形成具有國際水平的文旅產業集群，推動節能高效的新型旅游產品與產業體系建立，持續推動旅游產業向高級化、高效化發展。

本文一定程度上回應了政策效應對旅游經濟發展影響的學術關切，也進一步佐證創新驅動在旅游經濟動能提升中的重要作用，但仍存在以下不足：首先，由于旅游產業具備關聯性與綜合性特點，其他相關政策可能會影響區域旅游經濟的發展，一定程度會放大創新型城市試點政策對旅游經濟的作用效果；其次，由于政策效應往往具有時間滯后性，而部分試點城市是在2018年才被選中，未來可進一步展開追蹤研究，研究結果或更精細準確。