長江經濟帶發展戰略對旅游經濟產出的影響機制

[關鍵詞]長江經濟帶發展戰略;旅游經濟產出;雙重差分模型;安慰劑檢驗;中介效應模型

0 引言

《“十四五”旅游業發展規劃》指出，要發揮旅游業綜合帶動作用，釋放“一業興、百業旺”的乘數效應[1]。近年來，旅游業在促進經濟發展和帶動人口就業方面作用愈加突出，同時旅游產業成功推動如制造業和高科技產業等在內的眾多經濟增長點融合提升，并將各區域間超強消費能力向外輸送，拓展資本要素跨區域流動，成為縮小東西部經濟發展差距的重要產業[2]。旅游業發展環境不斷優化，發展狀態向好，但區域間人口和供給差異愈發阻礙區域間的旅游合作，尤其當旅游企業數字化轉型等機遇突現時，由于東西部在發展機遇利用上存在異步問題，旅游產業發展不平衡、不充分問題就會被放大。旅游新業態的產生需要區域間先進理念和發展趨勢的深度交流融合，在區域間旅游要素適配程度較高時，其開展旅游合作會更加順暢。

2013年7月，習近平總書記在武漢調研時提出要把長江全流域打造成黃金水道。2014年9月，國務院頒布《關于依托黃金水道推動長江經濟帶發展的指導意見》，指出依托黃金水道有利于形成上中下游優勢互補、協作互動格局。長江經濟帶覆蓋上海、江蘇、浙江、安徽、江西、湖北、湖南、重慶、四川、云南和貴州共11省市，人口、經濟總量均超過全國的40%。2019年，長江經濟帶共接待游客81.18億人次，實現旅游總收入10.63萬億元，相較于2014年分別增長83.54%和146.06%[3]41。長江經濟帶發展戰略在全局范圍加強統籌合作，能顯著促進區域旅游產業間協調聯動。因此，在探尋旅游產業快速且高質量發展過程中，長江經濟帶發展戰略的實施對旅游經濟產出來說是否是一個契機，如何才能識別其中的影響機制，進而發現隱藏的策略啟示，對推動旅游產業高質量發展具有重要意義。

旅游經濟產出是關乎旅游產業興衰的重要命題，近年來國內外涌現大量研究。已有研究主要集中在以下方面：一是旅游產業測算，如旅游經濟韌性[4]、旅游效率測算[5][6]1398 和旅游發展潛力測算[7]，以上文獻將旅游經濟作為旅游產出，通過構建指標體系進行綜合測評。二是旅游經濟及相關衍生內容時空演化，其中以旅游經濟為主[8-9]，旅游經濟適應性等衍生內容相對較少[10]，研究思路為在對旅游經濟測算后，主要通過地理信息系統分析（GeographicInformation System，GIS）等方法進行空間特征分析，同時部分研究涉及研究區域差異和經濟社會等影響因素的闡述。三是旅游經濟網絡結構，通過修正引力模型構建網絡，網絡中方向和權重依研究內容進行調整，進而借助社會網絡分析研究旅游經濟空間整體網絡、個體網絡和模塊特征[11-12]。四是旅游經濟融合發展，主要從二元系統出發，一方面從可持續發展角度，研究旅游經濟與生態文明[13]、城市生態韌性[14]和生態環境[15]耦合協同發展;另一方面基于理論分析，研究諸如陶瓷文創等產業與旅游經濟融合發展路徑[16]。五是旅游經濟影響機制，如交通網絡發展對旅游經濟具有復雜作用[17-18]。此外，部分學者從產業發展角度，如體育文化資本[19]和公共文化服務示范區[20]，對旅游經濟的影響機制展開實證分析，并對空間溢出和地區異質進一步研究。

對于長江經濟帶發展戰略，學術界研究頗豐，且集中在實證研究。已有研究證實該戰略在綠色創新[21]、民生福祉[22]62 和生態資源等[23]方面均具有顯著提升作用。此外，關于其他區域重點發展或一體化戰略，如市場一體化等同樣表現出對區域發展的促進作用[24]。同時，在區域一體化與旅游產業上，主要圍繞旅游經濟增長[25][26]36、城市旅游發展[3]42 和旅游產業效率[6]1399 等主題展開。而對于長江經濟帶發展戰略的實施能否促進旅游發展這一相關主題也已有學者關注。不過，在相關研究中，較少有學者基于旅游綜合產出視角進行研究，大多是采用旅游收入等單一指標來衡量旅游發展，進而開展實證分析。旅游本身屬于綜合產業，單一指標存在無法全面衡量旅游產業產出等問題。同時，在研究區域選擇上，主要集中在省級或城市面板數據，鮮有研究從不同行政區域展開實證，且實證手段不夠全面，論證嚴謹性需進一步提升。此外，對影響機制和異質性挖掘不夠深入，未能充分考慮長江經濟帶發展戰略的區域協同發展、產業鏈條穩定和減污擴綠內涵等問題。

基于此，本文基于2008—2019年中國246個城市的面板數據，運用綜合評價方法和雙重差分模型，研究長江經濟帶發展戰略對旅游經濟產出的影響機制和異質性。本文可能的邊際貢獻如下：第一，對旅游經濟產出采用綜合評價方法，在戰略實施的促進作用上從數據和回歸模型進行更為全面的評估;第二，引入更多穩健性檢驗手段，如增加安慰劑檢驗類型，兼顧內生性處理，同時對影響機制的穩健性予以考慮;第三，增加異質性分析廣度，從城市區位、環保力度和旅游資源多角度展開;第四，緊密圍繞長江經濟帶發展戰略內容，將信息流通、經濟集聚和產業韌性納入影響機制，對旅游經濟產出進行全方位理論實證分析，以期為長江經濟帶發展戰略與旅游產業高質量發展提供參考。

1 理論分析與研究假設

1.1 長江經濟帶發展戰略與旅游經濟產出

長江經濟帶發展戰略具有明顯的區域性特征，其優勢在于能夠優化旅游資源配置，通過區域內統一協調來避免各旅游利益主體間的惡性競爭[27]。總體來說，根據空間經濟理論和產業集聚理論，長江經濟帶發展戰略促使旅游產業通過跨行政區域合作的方式，提升旅游資源配置效率，降低旅游產品市場化運行成本。將旅游產品和游客市場集聚在區域內形成規模效應，從而促進旅游產業集成化和專業化，同時，推動旅游要素發揮空間溢出效應，在各主體社會活動中自發地促進旅游經濟產出[28-29]。一方面，從旅游產品來看，長江經濟帶發展戰略的實施，能夠統籌城市間旅游發展，促使城市間旅游供給更為協調一致，尤其是在對核心吸引物的共同開發，切實避免旅游同質化現象，如長江國際黃金旅游帶等旅游線路和旅游產品。此外，長江經濟帶發展戰略堅守生態紅線，堅持城市生態共治[30]230，有助于核心旅游吸引物的可持續發展，豐富旅游產品結構體系，從而促進旅游經濟產出。另一方面，從旅游服務來看，長江經濟帶發展戰略同樣包含區域交通一體化建設，在整體上對城市間交通基礎設施予以規劃，更能加強城市間的旅游聯系，進而為旅游流的輸入和輸出以及旅游產品可達性提供便利條件，弱化區域旅游品牌孕育障礙，提高旅游供給水平。

基于上述分析，本研究提出假設1。

H1：長江經濟帶發展戰略實施顯著促進旅游經濟產出。

1.2 城市經濟集聚中介機制

長江經濟帶發展戰略能夠通過增強城市經濟集聚，促進旅游經濟產出。一方面，長江經濟帶發展戰略的實施能夠完善區域內公共基礎設施[31]，而任何經濟結構的發展均離不開基礎設施服務。在此基礎上，社會生產活動更傾向于圍繞基礎設施展開，進而催動社會生產過程不斷循環，推動城市經濟集聚。此外，社會生產過程循環會產生新的生產要素，促使經濟進一步集聚。另一方面，由長江經濟帶發展戰略引致城市經濟集聚后，會反推城市積極建設路網等基建項目，提升旅游服務供給能力[32]。同時，由于城市經濟集聚初具水平，經濟步入高質量發展階段，產業間競爭和未來經濟形勢要求淘汰落后產能[33]，旅游環境得到長久保護，而上述結果恰恰是游客旅游行為發生的重要刺激力量，在促使旅游行為產生后，旅游經濟產出得以促進。

基于上述分析，本研究提出假設2。

H2：長江經濟帶發展戰略實施通過增強城市經濟集聚顯著促進旅游經濟產出。

1.3 產業鏈韌性中介機制

長江經濟帶發展戰略能夠通過提升產業鏈韌性促進旅游經濟產出。一方面，長江經濟帶發展戰略的實施使得區域維度上人才和市場等實現深度合作，區域維度上的資源互補帶來產業間人才等要素的交流機會，而產業鏈韌性包括由科技專利帶來的產業創新能力，區域人才交流則能夠大幅增強科技專利孵化[34]，提升產業鏈韌性。同時，區域發展戰略實施有利于實現國內統一大市場，市場規模得到進一步擴充，區域內經濟循環更為暢通，這為增強產業鏈抗風險能力提供了有利條件[35]。另一方面，在產業鏈韌性中，產業創新能力會在不同產業間產生溢出效應。尤其是綠色高新技術產業創新能力的增強，能夠推動環境污染治理技術在地區間擴散，促進高新技術的交流與推廣，進而提高區域內綠色技術水平，為旅游經濟產出的可持續發展提供助力[36]。同時，產業鏈韌性中的產業多樣化保證產業結構維持在合理水平，避免農業和制造業發展停滯，為旅游產業融合提供融合素材。

基于上述分析，本研究提出假設3。

H3：長江經濟帶發展戰略實施通過提升產業鏈韌性顯著促進旅游經濟產出。

1.4 互聯網普及中介機制

長江經濟帶發展戰略能夠通過互聯網普及促進旅游經濟產出。一方面，根據信息腹地理論，長江經濟帶發展戰略的實施通過信息共享機制有助于降低信息獲取成本，促進創新能力的快速提升[37]，減少區域創新成果產出的社會總花費。戰略的實施使得先進的數字技術快速增值復制，如通信技術的應用，先進的通信技術研發后投入市場，促使更多的人群相繼普及互聯網。此外，長江經濟帶發展戰略堅持發展共享，互聯網普及作為發展共享的重要內容，也得到了推動。另一方面，除長江經濟帶發展戰略提高旅游信息擴散外，伴隨著互聯網普及，旅游信息通過網絡渠道和在線平臺突破地理阻隔，其擴散范圍大幅提升[38]。同時，加快旅游產品在游客感知和旅游企業間信息互換，有利于旅游企業及時迎合游客需求，并且降低游客對旅游產品的搜尋難度，增強游客意向旅游產品和實際旅游產品的適配度，以此促進旅游經濟產出[39]。

基于上述分析，本研究提出假設4。

H4：長江經濟帶發展戰略實施通過互聯網普及顯著促進旅游經濟產出。

2 研究設計

2.1 研究方法

2.1.1 熵權-優劣解距離法

熵權-優劣解距離法，即熵權法與優劣解距離法相結合，利用熵權法得出各項評價指標權重，借助優劣解距離法計算評價對象與正、負理想解的接近程度[40]。熵權法是判定某一指標所占權重的常用方法，與層次分析法相比，熵權法更基于客觀事實，可以避免人為主觀偏好對權重大小造成影響，指標的信息熵越小，指標的離散程度越大，該指標提供的信息量越大，在綜合評價中所起作用越大，權重就越大，反之，該指標權重則越小[41]125。主要步驟為：1）對正向和負向指標進行歸一化處理;2）計算指標熵值;3）計算信息熵冗余度;4）計算指標權重[41]125。

優劣解距離法是一種常用的組內綜合評價方法，能充分利用原始數據的信息，通過建立評價指標與正理想解和負理想解之間距離的二維數據空間，獲得各評價目標與正理想解的貼近度，其結果能精確地反映各評價方案之間的差距[42]2073。主要步驟為：1）構建歸一化矩陣;2）確定最優和最劣解向量;3）求出評價對象與最優解的接近程度[42]2073。

2.1.2 雙重差分模型

雙重差分的基本思想是將政策實施看作準自然實驗，在經濟學的實證研究中引入雙重差分后，常被用來檢驗政策實施的效果，因其能夠避免政策作為解釋變量所產生的內生性問題而被應用到各個領域[43]。通過設定實驗組和對照組，實驗組為實施政策城市，對照組為全程未實施該政策的城市，研究在政策實施后實驗組和對照組的差異，得到長江經濟帶發展戰略實施帶來的凈效應[3]44。本文構建雙重差分模型：

式（1）中：下標i代表城市，t代表年份;Dteo，it 表示i省在t年的旅游經濟產出;Ddid，it 為城市和年份虛擬變量的交互項，表示長江經濟帶戰略;α0 為常數項;α1 為核心解釋變量的系數，若α1 顯著大于0，則表明長江經濟帶戰略顯著促進旅游綜合產出水平;α2 是控制變量的相關系數;Dcontrol，it 為其他控制變量;μi 為個體固定效應;λt 代表時間固定效應;?it 為隨機誤差項。

2.1.3 影響機制模型

為檢驗城市經濟集聚、產業鏈韌性和互聯網普及在長江經濟帶發展戰略實施對旅游經濟產出促進過程中的影響機制，通過逐步回歸法構建中介檢驗模型[44]。

式（2）和（3）中：M 為中介變量（城市經濟集聚、產業鏈韌性和互聯網普及），β、洄為相應變量系數，其余變量與式（1）一致。其檢驗機制為：若式（1）中α1 顯著，式（2）中β1 顯著且式（3）中洄2顯著，中介變量則存在中介效應。此外，若式（3）中洄1同樣顯著，中介變量則為部分中介效應，否則為完全中介效應。

2.2 變量選擇

2.2.1 被解釋變量

被解釋變量為旅游經濟產出（Dteo）。為綜合評估旅游經濟產出，參考已有研究[45-46]，并兼顧經濟產出內容的評價客觀性和公正性。首先構建旅游經濟產出指標體系，選用旅游人次和旅游收入作為衡量指標，旅游人次細分為國內旅游人數和入境旅游人數，旅游收入細分為國內旅游收入和入境旅游收入。最后通過熵值法進行綜合評價，此外更換熵值-優劣解距離法重復評價，并替換指標（旅游總人次），采用以上兩種方式進行穩健性檢驗。

2.2.2 核心解釋變量

核心解釋變量為長江經濟帶發展戰略實施（Ddid）。構建實施政策城市與實施政策年份交互項（Ddid，it），當該城市實施長江經濟帶發展戰略則取值為1，反之則取值為0;若某省份在某年之后已實施長江經濟帶發展戰略，則年份虛擬變量自該年及該年以后取值為1，反之則取值為0。本文將長江經濟帶99個城市的城市虛擬變量取值為1，其他147個城市取值為0;“長江經濟帶發展戰略”首次被提及是在2013年7月份，參考已有研究[3]44，將長江經濟帶包含省市2014年及2014年之后的年份虛擬變量賦值為1，其余年份的年份虛擬變量賦值為0。

2.2.3 中介變量

（1）城市經濟集聚（Dlnued）。城市經濟集聚反映城市經濟發展的單位密集情況，長江經濟帶發展戰略會進一步促進經濟集聚，單位行政面積的經濟產出能夠合理反映經濟集聚[47]，故采用地區生產總值與行政區域土地面積的比值來衡量。

（2）產業鏈韌性（Dlct）。產業鏈韌性是指上下游產業遭受沖擊后抵御風險的能力，長江經濟帶發展戰略可以提升產業鏈韌性。將產業鏈韌性細分為產業創新型能力和多樣化能力[48]，產業創新型能力采用城市發明專利授權數來衡量，產業創新反映產業遭遇環境突變時及時催生新業態的速度，以此增強產業鏈韌性;產業多樣化能力采用赫希曼-赫芬達爾指數測算，產業多樣化意味著各產業通過產業協同和功能互補等方式顯著提升產業鏈韌性。產業多樣化計算式為：

式（4）中：ID 為產業多樣化指數;IHH 為赫希曼-赫芬達爾指數，其數值大小與產業多樣化成反比;Si 表示i 產業產值占地區生產總值的比重。

（3）互聯網普及（Dnibu）。長江經濟帶發展戰略能夠推動網絡互通和交流。互聯網普及將更多的信息推送至潛在群體，進一步擴充信息渠道[49]2238，因此本文采用每百人互聯網寬帶用戶衡量互聯網普及。

2.2.4 控制變量

為盡可能控制遺漏變量問題，故選取以下控制變量：

（1）經濟發展（Dlnpcg）。經濟發展提升旅游產業供給，通過增加游客收入為旅游行為發生提供便利條件，本文選用對數化的人均地區生產總值來衡量[3]45。

（2）政府干預（Dgi）。政府財政支出提升當地基礎設施建設水平，構成旅游產業的外部環境，本文選用地方財政一般預算內支出與地區生產總值之比來衡量[22]66。

（3）人口密度（Dlndp）。人口密度為短途游客市場提供客源，影響旅游產業發展，本文選用對數化的地區常住人口與行政區域面積之比衡量[30]233。

（4）交通條件（Dtc）。交通便利能夠提升旅游目的地可進入性，促進旅游品牌化運營，本文選用城市公路里程與城市土地面積的比值來衡量[3]45。

（5）產業結構（Dis）。產業結構會影響服務業發展，進而成為旅游經濟產出重要影響變量，本文采用第三產業增加值與地區生產總值之比來衡量[50]。

（6）人力資本（Dlnhc）。人力資本對旅游產業的運營和創新發展具有關鍵作用，本文采用對數化的每萬人在校大學生數來衡量[22]66。

（7）市場規模（D mp）。市場規模能夠反映游客購買旅游產品的消費能力，本文采用社會消費品零售總額與地區生產總值之比來衡量[51]。

（8）金融發展（Dfdd）。高效資金流動可為旅游企業產品再造和規模擴大提供資金來源，本文采用年末金融機構存貸款余額與地區生產總值之比來衡量[49]2239。

（9）環境規制（Dlner）。旅游產業發展較為依賴生態環境，環境規制可改善生態旅游自然環境，本文采用對數化的一般工業固體廢物綜合利用率來衡量[52]。

（10）旅游接待（Dlntr）。住宿設施是提供旅游服務的重要載體，本文采用對數化星級酒店數量來衡量[26]39。

2.3 數據來源

本文研究數據為2008—2019年中國246個城市面板數據，選擇長江經濟帶發展戰略實施作為準自然實驗進行研究。選取說明如下：第一，因旅游產業受新冠疫情影響較大，對入境旅游而言，2020—2022年數據缺失嚴重，同時為避免因時間段過長而增加不可控因素，保證研究合理性，綜合考慮后選取2008—2019年為研究年份;第二，為保證研究區域連貫性，刪除行政區劃變更城市（畢節市和銅仁市）和數據缺失嚴重城市（安順市、臨滄、昭通、玉溪、曲靖、哈密、中衛、固原、吳忠、海東和隴南等），最終實驗組城市為“長江經濟帶”的99個城市，對照組為其他省份的147個城市，具體來源于《中國城市統計年鑒》、各地級市統計年鑒、各地級市政府網站、中經網統計數據庫、司爾亞司數據信息有限公司（CEICData）中國數據庫、EPS（Economy Prediction System，經濟性預測系統）數據平臺和中國經濟社會大數據研究平臺，個別缺失數據采用Stata軟件和線性插值法補齊。主要變量描述性統計如表1所示。

3 實證分析

3.1 旅游經濟產出時序演化

根據上文旅游經濟產出指標體系，通過熵值法和熵值-優劣解距離法測算各城市旅游經濟產出，并對所有城市、實驗組城市和對照組城市旅游經濟產出均值化處理，其時序演化如圖1所示。

由圖1可知，熵值法和熵值-優劣解距離法測算結果略有出入，但不影響關系識別，兩種評價方法所測實驗組、對照組、全國城市和兩組差距整體均呈現上升趨勢，說明全國城市旅游經濟產出在游客消費熱情和旅游供給水平加持下逐年增加，同時實驗組和對照組城市旅游經濟產出差距逐年增大。值得注意的是，熵值法測算結果顯示兩組差距的年份均值，恰與2014年兩組差距最為接近。在2014年之前，兩組差距小于年份差距均值（0.003 9），2014年后則相反，2008—2013年和2014—2019年兩組差距年均增長率分別為1.817 0%和94.876 9%，后者明顯大于前者。此外，2014年之前實驗組旅游經濟產出水平小于對照組，2014年后實驗組趕超對照組，熵值-優劣解距離法測算結果與上述內容基本一致，初步認定長江經濟帶發展戰略促進了沿江重點城市旅游經濟產出。

3.2 平行趨勢檢驗

雙重差分模型需要實驗組和對照組在實施政策前具有平行的變化趨勢，以排除因個體差異導致在實施政策后出現的誤差。本文采用事件分析法[3]48，以2008年為基期，2014年為政策實施年份，在基準回歸的基礎上，將長江經濟帶發展戰略提出的前五年（2009—2013年）和后六年（2014—2019年）的年份虛擬變量進行雙向固定效應模型檢驗，如圖2所示。在2009—2013年每期時間虛擬變量回歸系數的置信區間均跨越0，說明長江經濟帶發展戰略提出前，實驗組和對照組城市旅游經濟產出保持同步變化;而2014年時間虛擬變量回歸系數的置信區間同樣包含0，說明政策實施產生效果具有滯后性;在2014年后，置信區間始終為正值，且持續增大。綜上，說明長江經濟帶發展戰略提出前實驗組與對照組不存在明顯的差異，通過平行趨勢檢驗。同時戰略的提出，促使實驗組城市間開展區域間旅游資源整體開發，驗證長江經濟帶發展戰略顯著促進旅游經濟產出，假設1成立。

3.3 基準回歸結果

為驗證上文長江經濟帶發展戰略的實施會促進旅游綜合產出的假設，本文利用雙重差分模型的回歸結果進行實證分析，結果如表2所示。其中，模型（1）本質上為普通最小二乘法（ordinary leastsquares，OLS）回歸，未加入控制變量且未進行雙向固定效應;模型（2）和模型（3）分別加入個體固定效應和時間固定效應，但未加入控制變量;模型（4）為同時進行時間和個體固定效應;模型（5）為加入控制變量且進行雙向固定效應。在逐漸加入控制變量和固定效應后，擬合優度由0.010 0增加到0.404 4，說明模型擬合情況變優。同時，模型（1）-模型（5）的核心解釋變量Ddid 系數分別為0.020 7、0.029 0、0.007 4、0.007 8和0.009 7，相關系數均為正值。此外，模型（3）顯著性最低，但通過10%的顯著性水平檢驗，而其他模型均在1%水平上顯著。綜上所述，長江經濟帶發展戰略顯著促進旅游經濟產出，假設1成立。

3.4 穩健性檢驗

3.4.1 安慰劑檢驗

為排除其他偶然或不可觀測因素的干擾（如在政策實施前或對任意城市而言，長江經濟帶發展戰略均具有顯著促進作用）。本文采用時間、空間和時空混合安慰劑檢驗[53]，結果如圖3所示。

（1）上文基準回歸結果是以2013年為政策發生年，此處將政策發生時間設定為提前1至4年，構造時間和個體虛擬交互項并進行回歸，結果如圖3（a）;政策發生時間提前1年（2012年）、2年（2011年）、3年（2010年）和4年（2009年），時間和個體虛擬交互項系數均不顯著，且95%的置信區間均包含0，故通過時間安慰劑檢驗。

（2）在所有城市樣本中，隨機抽取99個城市作為虛假實驗組，剩余城市作為對照組，政策生效時間不變，加入控制變量且固定時間和城市效應進行重復500次回歸，結果如圖3（b）。核心解釋變量相關系數集中在0附近，且服從正態分布，其中核心解釋變量真實系數（右側實線）位于核心解釋變量相關系數右側尾端，屬于相關系數極端值，真實系數與所構造的虛假系數相差較大，故通過空間安慰劑檢驗。

（3）在上文的基礎上，同時進行政策提前和構造虛假處理組，再次重復進行500次雙向固定效應且加入控制變量回歸，結果如圖3（c），混合安慰劑檢驗與空間安慰劑檢驗情況基本一致，故通過混合安慰劑檢驗。

3.4.2 傾向得分匹配法

在樣本選擇時可能會因樣本的差異性對回歸結果造成偏差，而傾向得分匹配法可以預先將實驗組與對照組的樣本差異性降到最低。為避免上述誤差，首先本文采用近鄰匹配、卡尺匹配和核匹配法進行傾向得分匹配，通過3種匹配方法評估實驗組與對照組得分相近的樣本。在匹配前實驗組和對照組樣本得分差異較大，在匹配后差異顯著減小，標準偏差的絕對值均在20%以內，說明經過匹配后樣本質量變高，來自樣本選擇的偏差得到有效控制。最后，對匹配后的實驗組和對照組樣本再次進行雙重差分回歸，結果如表3所示。3種傾向得分匹配方法所得樣本回歸后的相關系數均為0.006 7，且通過1%的顯著性水平檢驗，與上文基準回歸結果基本一致，進一步證實上文基準回歸的結果可信。

3.4.3 其他穩健性檢驗

為使結果更為穩健，本文另外采取以下穩健性檢驗（均控制時間和個體固定效應，并加入控制變量）：

（1）更換被解釋變量綜合評價方法，采用熵值-優劣解距離法測算旅游經濟產出，而后進行回歸，結果見表4模型（1）。

（2）更換行政區域數據。采用2008—2019年省級面板數據進行驗證，以長江經濟帶11個省份為實驗組，選取與其地理位置相鄰的9個省份為對照組，回歸結果見表4模型（2）。

（3）更換被解釋變量。游客人數的增加意味著旅游經濟產出的增長，因此采用旅游總人次作為被解釋變量進行回歸[54]150，回歸結果見表4模型（3）。

（4）數據縮尾處理。對旅游經濟產出變量在1%水平上縮尾，回歸結果見表4模型（4）。

（5）刪除2008年和2019年數據，進一步縮短研究年份，以排除因研究周期加長導致的不可控因素，回歸結果見表4模型（5）。

（6）刪除特殊樣本以排除其他政策因素影響，如京津冀協同發展、粵港澳大灣區建設、長三角區域一體化發展、黃河流域生態保護和高質量發展以及海南全面深化改革開放，以排除其他區域重大戰略的影響，回歸結果見表4模型（6）。

上述穩健性檢驗中，Ddid 變量的相關系數均在1%水平上顯著為證，與基準回歸結果基本一致，結果足夠可靠。

3.5 內生性處理

為進一步避免遺漏變量對上述回歸結果產生內生性問題，且考慮到旅游經濟產出可能會受到上一期影響，即旅游經濟產出存在路徑依賴，因此本文采用系統廣義矩估計法（System-Generalized Methodof Moments，System-GMM），并在回歸模型中加入旅游經濟產出滯后一期（Dl.teo）予以控制[55]，回歸結果如表4模型（7）。模型一階序列相關性檢驗AR（1）顯著，二階序列相關性檢驗AR（2）不顯著，且Sargan檢驗的p 值大于設定的顯著性水平，不顯著;Hansen檢驗的p 值同樣大于設定的顯著性水平，亦不顯著，無法拒絕原假設，模型構建合理。在合理控制內生性問題后，核心解釋變量相關系數顯著為正，說明基準回歸結果足夠可靠。

3.6 異質性分析

3.6.1 區位異質性

長江經濟帶涉及城市眾多，各城市經濟和旅游發展水平存在差距，長江經濟帶發展戰略在不同城市中其政策效果是否一致？ 為驗證該問題，本文將研究城市分為東部城市、中部城市和西部城市3組，進行分組回歸，結果見表5。模型（1）、模型（2）和模型（3）分別為東部、中部和西部地區城市。模型（1）和模型（2）相關系數雖為正值，但未通過顯著性檢驗，而模型（3）Did 相關系數為0.011 4，大于上文基準回歸結果相關系數，且1%水平上顯著，說明長江經濟帶發展戰略對東部和中部地區旅游經濟產出促進作用不夠明顯，對西部地區旅游經濟產出表現為明顯增強效果。總體來說，長江經濟帶發展戰略對旅游經濟產出的促進作用“東弱西強”。原因為：一方面，東部城市經濟發展水平較高，旅游人才充足、旅游理念先進且旅游信息化程度高，在相當一段時間內充當中國旅游產業發展引領者的角色，而中部城市緊靠東部城市，吸收東部城市旅游溢出，東部和中部城市眾多旅游發展優勢突出，故長江經濟帶發展戰略所帶來的政策效應在其全部發展優勢中占比較少;另一方面，西部城市身處經濟相對不發達地區，本身發展優勢較少，長江經濟帶發展戰略轉化的政策紅利可大幅改善其發展優勢欠缺的現狀，因此上游地區表現為來自長江經濟帶發展戰略的政策效果更加明顯。

3.6.2 旅游資源異質性

為驗證旅游資源多寡是否影響長江經濟帶發展戰略對旅游經濟產出的促進作用，本文將以在研究年份前或研究期內成功獲批AAAAA 級景區為標準，成功獲批則為旅游資源豐富城市，否則為旅游資源提升城市[54]153。回歸結果見表5。模型（4）和模型（5）分別為旅游資源豐富和提升城市，模型（5）Ddid 相關系數不顯著，模型（6）在1%水平上顯著為正，說明隨著長江經濟帶旅游資源愈發富集，長江經濟帶發展戰略對旅游經濟產出的促進作用愈加顯著。這是由于旅游資源富集城市具有旅游發展基礎，城市間開展廣泛合作能夠迅速引流，并且在長江經濟帶中旅游資源富集城市更易于鞏固本城市的優勢地位。同時，旅游資源待提升城市受到其他城市旅游擠壓效應，而這種效應本身高于政策所帶來的利好，從而導致長江經濟帶發展戰略對旅游資源富集城市的旅游經濟產出促進作用更強。

3.6.3 環境保護異質性

旅游產業發展對環境依賴程度較高，本文通過分組回歸分析長江經濟帶發展戰略促進旅游經濟產出的環境保護異質性。國務院2007年印發的《國家環境保護“十一五”規劃》將全部城市劃分為環境保護重點城市和非環境保護重點城市兩組，該規劃的提出為城市環保工作提供了政策指導和支持，可有效區分城市環保力度，回歸結果見表5。模型（6）和模型（7）分別為環境保護重點和非重點城市。從顯著性來看，模型（6）和模型（7）均通過了1%顯著性水平檢驗，故無顯著異質性，但從相關系數來看，模型（6）明顯強于模型（7），說明長江經濟帶發展戰略對不同環保力度的城市均有顯著促進作用，但對環境保護重點城市旅游經濟產出的促進作用略強。旅游產業發展對環境較為依賴：一方面部分旅游核心吸引物持續留存需要友好的自然環境;另一方面旅游活動的開展，如生態旅游和自然景觀，需要以環境保護和自然生態為前提。此外，游客短期出行的初衷包含躲避本地惡劣環境，因此前往優質環境城市旅游的游客人數會增加，環境優質城市更有助于長江經濟帶發展戰略對旅游經濟產出的促進作用。

4 影響機制檢驗

本文在理論分析中闡明了長江經濟帶發展戰略可通過城市經濟集聚、產業鏈韌性和互聯網普及路徑間接促進旅游經濟產出。為驗證上述假設，通過逐步回歸法對式（2）和（3）進行驗證，結果如表6。

表6中模型（1）和模型（2）、模型（3）和模型（4）、模型（5）和模型（6）分別為城市經濟集聚、產業鏈韌性和互聯網普及的中介檢驗結果，其中產業鏈韌性和互聯網普及回歸樣本因數據缺失，剔除拉薩市和普洱市。整體來看，各回歸模型中，Ddid、Dlnued、Dict和Dnibu 變量相關系數均在1%水平上顯著為正，說明城市經濟集聚、產業鏈韌性和互聯網普及在長江經濟帶發展戰略顯著促進旅游經濟產出路徑中變現為部分中介作用，假設1、假設2和假設3成立。具體來看，對城市集聚而言，模型（1）Ddid 相關系數為0.031 4，模型（2）中Dlnued 相關系數為0.063 5，而上文基準回歸結果Ddid 相關系數為0.009 7，且上述3個相關系數全部顯著，表明城市經濟集聚的中介效應為0.002 0，占總效應的20.618 6%。同理，對產業鏈韌性而言，模型（3）Ddid 相關系數為0.007 2，模型（4）中Dict 相關系數為0.530 1，說明產業鏈韌性中介效應為0.003 8，占總效應的39.175 3%。對互聯網普及而言，其中介效應為0.000 7，占總效應的7.216 5%。此外，為保證上述中介檢驗結果穩健，采用Bootstrap自助抽樣法再次進行檢驗，抽樣次數選擇3 000次，結果如表7。對各中介變量而言，直接效應和間接效應的數值和顯著性與逐步回歸法結果基本一致。綜上，長江經濟帶發展戰略通過城市經濟集聚、產業鏈韌性和互聯網普及顯著促進旅游經濟產出。其中，產業鏈韌性路徑中介效應較強，互聯網普及路徑較弱。

5 結論與建議

5.1 結論

研究長江經濟帶發展戰略對旅游經濟產出的影響機制，有助于積累區域旅游發展經驗，推動旅游產業高質量發展。本文基于2008—2019年中國246個城市面板數據，運用綜合評價方法和雙重差分模型，研究長江經濟帶發展戰略對旅游經濟產出的影響機制和異質性，主要研究結論如下：

（1）從綜合評價來看，全國城市旅游經濟產出在游客消費熱情和旅游供給水平加持下逐年增加，同時，實驗組和對照組城市旅游經濟產出差距逐年增大。值得注意的是，以戰略提出時間為分割點，兩組差距及其增大幅度均表現為“前期小，后期大”。此外，相較于“長江經濟帶”城市，在2014年前其他城市旅游經濟產出水平較高，2014年后則相反，因此測算數據初步表明長江經濟帶發展戰略促進旅游經濟的產出。

（2）基準回歸結果表明，長江經濟帶發展戰略顯著促進旅游經濟產出，且在經過平行趨勢檢驗、安慰劑檢驗和PSM-DID 檢驗等一系列穩健性檢驗，并借助系統廣義矩估計法控制內生性后，回歸結果依然可靠。

（3）影響機制表明，長江經濟帶發展戰略通過城市經濟集聚、產業鏈韌性和互聯網普及顯著促進旅游經濟產出，其中產業鏈韌性路徑中介效應較強，互聯網普及路徑較弱。

（4）異質性分析表明，總體來說，在城市區位上長江經濟帶發展戰略對旅游經濟產出的空間促進作用受城市基礎條件影響表現為“東弱西強”。同時，長江經濟帶發展戰略隨著旅游資源富集和環保力度的加強，其對旅游經濟產出的促進作用愈加顯著。

5.2 建議

為更好發揮長江經濟帶發展戰略對旅游經濟產出的促進作用，針對以上研究結論，本文提出以下建議：

（1）區域視角切入促進旅游綜合產出。長江經濟帶發展戰略要將各城市作為一個有機整體：一方面，挖掘區域發展深度，在區域內部加快產業優勢互補頻率和有用資源配置效率，強化游客資源和人力資源的深度流通，實現資源的有效配置，同時，各項政策統一調配并落到實處，切實將政策效果發揮到實際經濟社會中;另一方面，擴大區域發展廣度，開展人才、資本、創新和信息等要素的全方面聯系，以服務于城市間共同開發特色旅游線路工作，通過走合作化和協同化道路引領區域旅游發展，省份和城市間要建立旅游發展通道，尤其在城市間開展協作模式，打通并簡化規劃發展審批流程，以使規劃效果盡快顯現。

（2）異質視角切入促進旅游綜合產出。要充分考慮長江經濟帶發展戰略對旅游經濟發展的促進異質性，根據城市現實情況和發展階段采取差異化政策實施。第一，以東部地區高信息科技化和強經濟實力引領區域旅游發展，中部和西部地區引進東部地區科技成果尋求特色旅游輸出;第二，加大旅游資源開發力度，對旅游資源匱乏城市，依靠旅游融合破局，通過開展特色體旅、農旅和文旅等旅游方式，全面擴充旅游吸引物，打造城市優質旅游名片;第三，走可持續發展之路，建立長遠思維，首要解決環保堵點和切實問題，而后緊抓環保工作，開發綠色產業。

（3）全局視角切入促進旅游綜合產出。旅游產業需要依賴于其他產業的革新來實現自身發展，隨著“旅游+”等新業態的出現，這一態勢更加明顯。第一，要合理構建產業結構，推動三大產業協同并進，同時加強科技成果轉化，建立健全科技成果轉化激勵制度，提升旅游產業創新;第二，加強城市經濟集聚，通過建立產業示范園區，并以政策引導牽頭園區企業合作，降低企業交易難度，快速實現經濟集聚，帶動旅游基礎設施建設;第三，推動文旅數字化發展，降低城鄉居民上網成本，促進旅游信息擴散。