高鐵開通對長三角地區(qū)旅游業(yè)發(fā)展的影響研究

摘要：

在系統(tǒng)闡述高鐵開通與旅游業(yè)發(fā)展內(nèi)在關聯(lián)的基礎之上， 基于2010-2019年長三角地區(qū)41個城市的面板數(shù)據(jù)， 運用傾向得分匹配法與多期漸進倍差法評估高鐵開通對長三角地區(qū)城市旅游業(yè)發(fā)展數(shù)量和質(zhì)量的影響。 研究結果表明： ① 基于整體視角， 高鐵開通促進了長三角地區(qū)城市旅游業(yè)發(fā)展數(shù)量與質(zhì)量的雙提升， 對發(fā)展質(zhì)量的影響程度大于對發(fā)展數(shù)量的影響程度， 同時高鐵開通對該地區(qū)城市旅游業(yè)存在既“旺財”又“旺丁”的效果； ② 基于異質(zhì)性視角， 高鐵開通對新一線及以上城市旅游業(yè)發(fā)展質(zhì)量有微弱正向作用， 但無法助推其發(fā)展數(shù)量的提升， 對二線城市旅游業(yè)發(fā)展數(shù)量影響強而對發(fā)展質(zhì)量影響較弱， 對三線、 四線及以下城市旅游業(yè)發(fā)展質(zhì)量的提升影響較大而對發(fā)展數(shù)量影響微弱， 這類城市淪為高鐵旅游的“過道”； ③ 基于驅(qū)動力視角， 技術進步成為該地區(qū)旅游業(yè)全要素生產(chǎn)率提升的核心動力， 同時高鐵開通對除四線及以下城市的發(fā)展層次城市技術進步的驅(qū)動作用強于對技術效率的驅(qū)動作用。 據(jù)此， 在加快旅游強國建設背景下， 應將高鐵建設納入推進區(qū)域旅游業(yè)高質(zhì)量發(fā)展的有效手段和政策工具， 通過高鐵網(wǎng)絡完善產(chǎn)生的杠桿效應進一步促進區(qū)域旅游一體化建設、 旅游技術創(chuàng)新與擴散、 技術效率改進與提升。

關" 鍵" 詞：

旅游業(yè)發(fā)展； 高鐵開通； 傾向得分匹配法； 多期漸進倍差法； 長三角地區(qū)

中圖分類號：

F532

文獻標志碼：A

文章編號：16739868（2025）02010616

收稿日期：20240526

基金項目：

國家社科基金青年項目 （21CJY053）。

作者簡介：

時朋飛， 博士， 副教授， 碩士研究生導師， 主要從事旅游經(jīng)濟學的研究。

通信作者： 黃榮娟， 高級經(jīng)濟師， 副教授。

DOI： 10.13718/j.cnki.xdzk.2025.02.010

時朋飛， 古俊龍， 黃榮娟， 等． 高鐵開通對長三角地區(qū)旅游業(yè)發(fā)展的影響研究 ［J］． 西南大學學報（自然科學版）， 2025， 47（2）： 106-121．

Study on the Impact of High-Speed Railway Opening on the

Development of Tourism in Yangtze River Delta Region

SHI Pengfei1，" GU Junlong1，" HUANG Rongjuan2，

ZHANG Honghao3，" LI Xingming3

1. School of Economics and Management， Southwest University， Chongqing 400715， China；

2. School of Business， Hechi University， Yizhou Guangxi 546300， China；

3. College of Urban and Environmental Sciences， Central China Normal University， Wuhan 430079， China

Abstract：

On the basis of systematically describing the internal correlation logic between the opening of high-speed rail （HSR） and the development of tourism industry， the panel data of 41 cities in the Yangtze River Delta region， the paper uses the propensity matching score method and the multi-period DID method to evaluate the impact of the HSR opening on the quantity and quality of urban tourism development in the Yangtze River Delta region． The results showed that： ① Based on the overall perspective， the HSR opening promoted the double improvement of the quantity and quality of urban tourism development in the Yangtze River Delta region， and the impact on the quality of development was greater than the quantity of development． Meanwhile， the HSR opening had both a “wealth” and “prosperity” effect on urban tourism in the region． ② From the perspective of heterogeneity， the HSR opening had a weak positive effect on the quality of tourism development in new first-tier and above cities， but had no effect on the quantity of tourism development． The HSR opening had a strong effect on the quantity of tourism development in second-tier cities， but a weak effect on the quality of tourism development in third-tier， fourth-tier and below cities and a weak effect on the quantity of tourism development． Such cities could become “corridors” for the HSR tourism． ③ From the perspective of driving force， technological progress has become the core driving force for the improvement of total factor productivity of tourism in this region． Meanwhile， the HSR opening had a stronger driving effect on technological progress than technical efficiency in all levels of cities， and only the fourth-tier and above cities had a small difference． In the context of accelerating the construction of a powerful tourism country， HSR construction should be included into an effective means and policy tool to promote the high-quality development of regional tourism， and the leverage effect generated by the improvement of HSR network will further promote the construction of regional tourism integration， tourism technology innovation and diffusion， and the improvement and enhancement of technical efficiency．

Key words：

tourism development； high-speed railway opening； propensity score matching； multi-period DID； Yangtze River Delta region

長江三角洲地區(qū)是中國經(jīng)濟發(fā)展最活躍、 開放程度最高、 創(chuàng)新能力最強的區(qū)域之一， 在國家現(xiàn)代化建設大局和全方位開放格局中具有舉足輕重的戰(zhàn)略地位。 2019年， 中共中央、 國務院印發(fā)的《長江三角洲區(qū)域一體化發(fā)展規(guī)劃綱要》中明確指出： 共建世界知名旅游目的地［1］。 長三角地區(qū)文旅產(chǎn)業(yè)發(fā)展迅速， 2017年長三角地區(qū)累計接待入境游客約3 000萬人次， 同期上海市與江蘇省、 浙江省、 安徽省居民互訪旅游超過1.16億人次［2］； 2023年， 長三角地區(qū)三省一市累計接待國內(nèi)游客25.74億人次， 實現(xiàn)國內(nèi)旅游收入3.1萬億元， 占中國國內(nèi)旅游人次、 國內(nèi)旅游收入比例分別為52.6%、 63.1%［3］。 旅游業(yè)作為兼具綠色產(chǎn)業(yè)屬性和品質(zhì)化服務業(yè)特征的經(jīng)濟發(fā)展新引擎， 成為提升城市韌性水平的重要力量。 長三角地區(qū)旅游業(yè)發(fā)展進入快車道， 數(shù)量與質(zhì)量雙提升的旅游業(yè)已成為該地區(qū)產(chǎn)業(yè)結構綠色轉(zhuǎn)型和區(qū)域一體化建設的重要依賴路徑。

截至2022年底， 長三角地區(qū)鐵路運營里程超1.37萬km， 其中高鐵運營里程6 700 km， 占全國的1/6［4］。 交通基礎設施的便利程度作為旅游業(yè)發(fā)展的外部先決條件， 深度影響著旅游業(yè)發(fā)展的規(guī)模與質(zhì)量。 有研究發(fā)現(xiàn)， 1999-2012年長三角地區(qū)旅游業(yè)全要素生產(chǎn)率年均增幅達到8.2%［5］。 在長三角地區(qū)旅游業(yè)發(fā)展過程中， 高鐵開通能否促進該地區(qū)城市旅游業(yè)發(fā)展的數(shù)量與質(zhì)量雙提升， 尚未檢驗； 表征旅游業(yè)發(fā)展質(zhì)量的旅游業(yè)全要素生產(chǎn)率可進一步解構為技術進步與技術效率， 分別反映技術創(chuàng)新與效率改善， 高鐵開通對兩者有何影響也尚未探究。 厘清這些問題有助于明晰高鐵開通對城市旅游業(yè)發(fā)展的綜合影響， 進而為尚未開通或即將開通高鐵的城市旅游業(yè)高質(zhì)量發(fā)展提供理論指導。

1" 文獻綜述

旅游本質(zhì)上是由非定居者的旅行和暫時居住而引起的現(xiàn)象關系總和， 因此旅游業(yè)與交通天然地發(fā)生關聯(lián)。 交通與旅游業(yè)關系的分析一直是學術界關注的重點， 相關研究涉及交通設施利用效率與旅游經(jīng)濟發(fā)展、 交通通達性與旅游資源開發(fā)、 交通網(wǎng)絡空間關聯(lián)與旅游業(yè)空間溢出效應等［6-7］。 高鐵開通對旅游業(yè)影響的研究更為具體， 包含高鐵開通對旅游地空間格局的影響、 對旅游者消費行為的影響、 對旅游企業(yè)效率的影響以及對區(qū)域旅游業(yè)發(fā)展的影響等［8-9］。 高鐵對區(qū)域旅游發(fā)展的影響成為當前研究的焦點， 主要圍繞旅游發(fā)展的數(shù)量（規(guī)模）和質(zhì)量兩大主題展開研究。 高鐵開通對城市旅游發(fā)展的數(shù)量影響主要包含旅游人次數(shù)和旅游收入， 學界在高鐵開通是否從數(shù)量上促進了旅游發(fā)展的認識上存在分歧。 文獻［10］發(fā)現(xiàn)Svealand線的開通有效地提升了邊遠地區(qū)和邊境地區(qū)城市的旅游市場份額； 文獻［11］基于全國246個地級市的數(shù)據(jù)分析發(fā)現(xiàn)， 高鐵開通對站點城市旅游人次數(shù)和旅游收入分別帶來了18.51%、 24.99%的提升。 持懷疑態(tài)度的學者得出了不同的結論， 文獻［12］發(fā)現(xiàn)西班牙高鐵的開通并沒有顯著促進沿線城市游客數(shù)量的增長， 甚至可能產(chǎn)生一定的負向作用； 文獻［13］也得出了相似的結論， 并進一步發(fā)現(xiàn)高鐵的開通僅對大城市旅游市場規(guī)模擴大有正向影響； 文獻［14］則發(fā)現(xiàn)高鐵的開通對站點游客數(shù)量增長的正向影響不具有統(tǒng)計學意義， 其旅游效應僅在五線城市表現(xiàn)顯著， 甚至有證據(jù)表明其降低了站點城市的旅游收入。 可見， 高鐵的開通對城市旅游業(yè)發(fā)展數(shù)量方面的影響較為復雜， 推測其原因是全國樣本的估計會受到集聚效應與擴散效應相互抵消的影響， 從而較難觀察到高鐵開通對城市旅游發(fā)展的實際影響， 因此有必要細化研究區(qū)域來回答高鐵開通對旅游業(yè)發(fā)展數(shù)量影響的爭議。 當前已有學者遴選民族地區(qū)或某條具體高鐵沿線城市作為研究對象［15］， 這些城市多屬于不同省份， 發(fā)展差異化程度較高但一體化程度不高， 可在一定程度上回應上述爭議， 且這種答復無法為發(fā)展具有差異化， 但一體化程度高的區(qū)域提供參考。 因此本研究遴選長三角地區(qū)作為研究區(qū)域， 并探究高鐵開通對其旅游業(yè)發(fā)展數(shù)量的影響， 這可為回答上述爭議提供其他方面的解釋。

近年來， 關于高鐵開通對城市旅游業(yè)全要素生產(chǎn)率和旅游業(yè)綠色生產(chǎn)效率影響的研究越來越多， 表明研究重心開始從關注旅游業(yè)發(fā)展數(shù)量向旅游業(yè)發(fā)展質(zhì)量轉(zhuǎn)變， 但總體文獻量偏少， 且存在一定局限性。 文獻［16］發(fā)現(xiàn)高鐵開通有效地促進了旅游業(yè)全要素生產(chǎn)率和技術進步的提升， 但對中、 西部地區(qū)旅游業(yè)技術效率的提升沒有作用。 文獻［17］測算了高鐵開通對旅游業(yè)綠色生產(chǎn)效率的影響， 發(fā)現(xiàn)高鐵開通對全國層面的旅游業(yè)以及細分行業(yè)的綠色生產(chǎn)效率和純技術效率具有正向影響， 而對綠色生產(chǎn)規(guī)模效率沒有影響， 同時高鐵開通對東部地區(qū)旅游業(yè)綠色發(fā)展效率沒有影響， 但對中、 西部地區(qū)旅游業(yè)具有正向作用。 可見高鐵開通對旅游業(yè)發(fā)展效率的影響也存在較大的異質(zhì)性， 文獻［18］提出不同省份開通高鐵的城市數(shù)量存在較大異質(zhì)性， 并基于省域單元而非從城市層面剖析高鐵開通對城市旅游業(yè)發(fā)展效率的影響。 上述文獻的研究結論存在一定粗糙性， 可能放大或弱化了高鐵開通對旅游業(yè)發(fā)展產(chǎn)生的影響。 結合上文， 當前研究發(fā)現(xiàn)高鐵開通對旅游業(yè)發(fā)展的影響具有較強的復雜性， 且并未得出一致性結論， 本研究認為關鍵的原因有3點： 首先， 既有研究將旅游業(yè)發(fā)展數(shù)量與發(fā)展質(zhì)量兩個維度割裂， 沒有將兩者同時納入分析框架； 其次， 關于旅游業(yè)全要素生產(chǎn)率的研究較少基于城市層面展開， 且較少關注一體化程度高而內(nèi)部發(fā)展差異明顯的區(qū)域； 最后， 既有研究尚未從技術進步與技術效率視角探究高鐵開通對旅游業(yè)發(fā)展的影響。 鑒于此， 本研究在厘清高鐵開通對旅游業(yè)發(fā)展數(shù)量與質(zhì)量影響機制的基礎上， 運用傾向得分匹配法和多期漸進倍差法分析高鐵開通對長三角地區(qū)城市旅游業(yè)發(fā)展數(shù)量與質(zhì)量的影響， 以期為高鐵開通對區(qū)域城市旅游業(yè)發(fā)展影響提供一個新的闡述視角， 同時也為長三角地區(qū)城市旅游業(yè)高質(zhì)量發(fā)展提出更有針對性的策略。

2" 理論分析與研究設計

2.1" 理論分析

2.1.1" 高鐵開通對旅游業(yè)發(fā)展數(shù)量的影響

一方面， 高鐵開通會極大增強沿線站點城市的可達性， 形成新的交通網(wǎng)絡， 進一步提升游客的流動量， 進而促進旅游業(yè)發(fā)展數(shù)量的增長， 即旅游人次數(shù)增加和旅游收入增長。 其一， 高鐵開通所產(chǎn)生的時空壓縮效應弱化了以往由于地理距離而產(chǎn)生的約束條件的影響， 擴大了潛在游客的出游范圍， 即拓展了游客旅游的空間距離， 某種程度上對城市近郊的自駕車旅游產(chǎn)生了一定的替代作用［19］。 因此高鐵開通促進了游客的流動以及景點信息之間的交換， 推動了游客在地區(qū)之間的流通， 使得旅游流規(guī)模迅速擴大。 其二， 高鐵開通加強了旅游城市和非旅游城市間的經(jīng)濟聯(lián)系， 通過改善城市間的可達性水平促進了游客的消費需求與旅游資源供給的匹配， 在進一步釋放旅游需求的基礎上減少旅游供需錯位， 進而促進旅游規(guī)模的擴大和旅游收入的增長［11］； 此外， 高鐵開通驅(qū)動旅游產(chǎn)業(yè)在空間上的集聚和旅游產(chǎn)業(yè)鏈的延伸， 進一步刺激旅游消費， 帶來旅游收入的增長［18］。

另一方面， 高鐵開通產(chǎn)生的時空收斂效應促進資源與要素的空間分布與流動。 區(qū)域中心城市可能因資源稟賦、 經(jīng)濟發(fā)展、 基礎設施的優(yōu)勢獲得更多的旅游發(fā)展要素， 尤其是游客流量； 而其他城市成為旅游流的過道， 可能因旅游一體化建設不充分導致外溢效應大于虹吸效應， 加劇這些城市的過道效應。 此外， 高鐵開通增加了游客的選擇范圍， 可能因站點城市旅游特色不明顯而縮短游覽時間， 進而減少當?shù)芈糜问杖耄?這些城市可能成為高鐵旅游的過道城市。

2.1.2" 高鐵開通對旅游業(yè)全要素生產(chǎn)率的影響

技術進步， 生產(chǎn)的前沿水平整體上升， 即所有樣本城市因采用旅游新技術讓已有生產(chǎn)要素產(chǎn)生更多正向產(chǎn)出。 一方面， 高鐵作為一種新的出行方式， 拉近了不同地區(qū)旅游企業(yè)之間的競爭距離， 加劇了旅游企業(yè)之間的競爭， 原本目標市場并不重疊的旅游企業(yè)之間， 由于高鐵開通導致的地區(qū)可達性提升而形成了新的競爭關系［14］， 這在一定程度上可以促進旅游企業(yè)持續(xù)增加旅游創(chuàng)新投入， 開發(fā)、 使用旅游新技術， 獲取更多的價值利潤， 形成較強的示范效應， 促使其他旅游企業(yè)為確保既有旅游市場而快速模仿該技術， 開發(fā)與市場需求匹配的異質(zhì)性旅游新產(chǎn)品， 可見該過程推進了整個地區(qū)旅游業(yè)創(chuàng)新效率的提升。 另一方面， 伴隨著高鐵網(wǎng)絡的形成， 區(qū)域內(nèi)旅游企業(yè)間空間關聯(lián)性進一步增強， 基于區(qū)位條件、 發(fā)展基礎以及盈利能力的不同， 上海、 蘇州、 杭州等城市競爭力強的旅游企業(yè)， 借助集聚效應與虹吸效應， 吸引區(qū)域內(nèi)的更多的知識、 人才、 數(shù)據(jù)、 資金等， 更為有效地推進各種投入資源組合配置， 從而推進這些城市最早研發(fā)與采用旅游新技術； 此外高鐵開通可改變站點城市的區(qū)位條件， 助力其吸引更多旅游創(chuàng)新型企業(yè)入駐， 促進站點城市采用旅游新技術［15］。

技術效率， 是指在既定技術水平下， 基于投入要素增加、 比例協(xié)調(diào)， 促使現(xiàn)有技術水平潛能最大程度地釋放， 具體表征為： 要素配置效率帕累托最優(yōu)、 規(guī)模效率增大與管理效率提高。 由于發(fā)展門檻低、 投入周期短、 資本回收快等原因， 旅游業(yè)長期被視為科技含量低、 管理水平低的產(chǎn)業(yè)， 導致旅游業(yè)被粗放型發(fā)展模式鎖定， 難以實現(xiàn)提檔升級。 高鐵開通首先為旅游企業(yè)釋放效能提供了保障， 促進現(xiàn)有的旅游景區(qū)、 酒店、 旅行社以及旅游基礎設施的利用效率提高， 同時伴隨著旅游流規(guī)模的擴大， 開通高鐵的城市進一步開發(fā)新旅游景點， 建設新旅游項目、 酒店以及旅游基礎設施［12］； 其次運輸效率的提升， 進一步加快了不同城市之間要素資源的整合和重新配置的速度， 促進了生產(chǎn)要素在空間上集聚， 擴大了旅游業(yè)的產(chǎn)業(yè)規(guī)模， 促使城市旅游業(yè)處于規(guī)模經(jīng)濟階段； 更進一步， 高鐵開通增加了地區(qū)之間經(jīng)濟活動往來的頻率， 促進不同城市之間產(chǎn)業(yè)融合的進程， 有利于促進城市旅游業(yè)的協(xié)同發(fā)展［8］； 另外， 高鐵開通有利于區(qū)域間旅游產(chǎn)業(yè)聯(lián)盟的形成， 促進先進的管理經(jīng)驗、 模式在區(qū)域內(nèi)不同城市、 不同旅游企業(yè)間擴散， 共同促進高鐵開通沿線城市旅游企業(yè)管理水平的提升。

2.2" 研究設計

2.2.1" 被解釋變量

對于旅游業(yè)發(fā)展數(shù)量而言， 由于國際旅游人次與國際旅游收入在旅游總?cè)舜魏吐糜慰偸杖胫兴急壤鄬^小， 因此本研究僅考慮國內(nèi)旅游收入（Y）和國內(nèi)旅游人次（Yit）， 并將二者作為被解釋變量。 對旅游業(yè)發(fā)展質(zhì)量而言， 參考文獻［16，20］的研究， 選擇旅游業(yè)全要素生產(chǎn)率（Y1）作為被解釋變量以衡量旅游業(yè)發(fā)展質(zhì)量。

參考既有研究［5， 16］， 基于投入產(chǎn)出原則， 構建旅游業(yè)全要素生產(chǎn)率指標體系。 投入指標主要涉及人力與財力， 分別借助旅游業(yè)從業(yè)人員、 旅游業(yè)固定資產(chǎn)投資額原價來表征。 產(chǎn)出指標方面， 選用旅游接待總?cè)藬?shù)和旅游總收入來共同表征， 分別反映產(chǎn)出規(guī)模與產(chǎn)出效益。 由于旅游業(yè)全要素生產(chǎn)率（TTFP）測度方法比較成熟， 直接采用 DEA-Malmquist指數(shù)評估， 將旅游全要素生產(chǎn)率解構為技術進步（TC）以及技術效率（TEC）的乘積。 具體公式如下［16］：

TTFP

=M（xt， yt， xt+1， yt+1）=

Dtc（xt， yt）Dt+1c（xt， yt）×Dtc（xt+1， yt+1）Dt+1c（xt+1， yt+1）×Dt+1c（xt+1， yt+1）Dtc（xt， yt）×Dt+1c（xt+1， yt+1）Dt+1v（xt+1， yt+1）Dtc（xt， yt）Dtv（xt， yt）=

TC×TEC

（1）

其中： （xt， yt）、 （xt+1， yt+1）分別表示第t年和第t+1年的投入量與產(chǎn)出量； 距離函數(shù)D分別以第t年和第t+1年技術為參照， Dc、 Dv分別表示規(guī)模報酬不變與規(guī)模報酬可變； TTFP為旅游業(yè)全要素生產(chǎn)率， 其可分解為技術進步指數(shù)（TC）、 技術效率指數(shù)（TEC）， 值大于1， 表明正增長。

2.2.2" 核心解釋變量

核心解釋變量為高鐵開通（HSR）。 高鐵開通的數(shù)據(jù)以虛擬變量的形式表征， HSR=1表示該地區(qū)在相關年度已開通高鐵； 若未開通， 則 HSR=0。 參照文獻［21］的研究， 若某城市在上半年開通高鐵， 則計入當年開通； 若下半年開通， 則計入次年開通。

2.2.3" 控制變量

旅游業(yè)的發(fā)展受多種因素影響制約， 參考既有研究［11，14，22］， 本研究遴選產(chǎn)業(yè)結構（Ind）、 道路密度（Road）、 公共設施（Pfaci）、 外商投資水平（Fdi）、 旅游資源豐裕度（Atres）、 人均收入（Pcin）等變量作為控制變量。 其中產(chǎn)業(yè)結構以包含一、 二、 三產(chǎn)業(yè)的結構指數(shù)為表征， 道路密度以道路面積與轄區(qū)面積之比為表征， 公共設施、 外商投資水平分別以城市維護建設資金與財政支出之比和外商投資額為表征， 旅游資源豐裕度參考文獻［23］， 對3A及以上級景區(qū)賦權計算獲得， 有利于表征不同城市旅游稟賦的異質(zhì)性。

2.2.4" 模型設定

本研究通過政策評估中常用的多期漸進倍差法（DID）和對樣本進行評估的傾向得分匹配法（PSM）來探究高鐵開通對長三角地區(qū)城市旅游業(yè)發(fā)展的影響。 運用多期漸進倍差法可以將隨著時間流逝而引起的空間效應的影響和高鐵建成這一政策效應的影響有效地區(qū)分開來， 得到更接近高鐵開通對于城市旅游業(yè)發(fā)展影響的凈效應。 將面板數(shù)據(jù)應用在模型中可以控制樣本的個體特征對被解釋變量的影響， 包括政策實施之后的總體影響， 從而得到對政策效果的無偏估計。 在此基礎上， 基于傾向得分匹配法對樣本城市進行評估有助于更精確地對樣本進行分組， 幫助每一個實驗組樣本匹配到合適的控制組樣本， 使得“高鐵開通”這一準自然實驗更加近似隨機。 常規(guī)的倍差法要求存在一致的政策沖擊時間點， 能夠?qū)φ甙l(fā)生的時間前后進行清晰的界定， 然而在實際的高鐵線路規(guī)劃當中， 不同城市的高鐵開通運營往往具有分批次、 分期段的特點， 這意味著本研究所選取的實驗組城市受到該政策干預， 時間點存在先后差異， 較難找到一個統(tǒng)一的時間作為全部樣本的政策干預實踐點。 在基礎的倍差法的基礎上， 通過傾向得分匹配法對樣本進行分組， 運用多期的截面數(shù)據(jù)， 形成一種具有漸進特點的倍差法， 從而構建出具有雙向固定效應的PSM-DID模型， 模型的基本形式如下［24-25］：

Y=β0+β1Dc+β2Dt+β3H+β4Xit+φi+λt+εit（2）

Yit=β0+β1Dc+β2Dt+β3H+β4Xit+φi+λt+εit（3）

Y1=β0+β1Dc+β2Dt+β3H+β4Xit+φi+λt+εit（4）

其中： Y、 Yit、 Y1分別表示城市國內(nèi)旅游業(yè)收入、 國內(nèi)旅游業(yè)接待人次數(shù)、 城市旅游業(yè)全要素生產(chǎn)率； Dc是城市組虛擬變量， 樣本值為0表示該城市未開通高鐵， 為1表示已經(jīng)開通了高鐵； Dt代表年份虛擬變量， 樣本值為0表示該年份未開通高鐵， 為1表示已經(jīng)開通了高鐵； H是Dc和Dt的交互系數(shù)， β0為常數(shù)項， β1和β2分別為分組變量與時間變量的回歸系數(shù)， β3為高鐵開通對城市旅游業(yè)影響的凈效應， β4為控制變量系數(shù)； Xit表示控制變量， φi表示城市固定效應， λt表示年份固定效應， εit是干擾實驗結果的無關變量。

為了深入分析高鐵開通對旅游業(yè)發(fā)展質(zhì)量的影響， 在式（4）的基礎上引入下列兩個分式：

Y2=β0+β1Dc+β2Dt+β3H+β4Xit+φi+λt+εit（5）

Y3=β0+β1Dc+β2Dt+β3H+β4Xit+φi+λt+εit（6）

其中： Y2和Y3分別表示由全要素生產(chǎn)率進一步分解而得來的技術進步（TC）和技術效率（TEC）。

2.2.5" 數(shù)據(jù)來源

長三角地區(qū)站點城市的國內(nèi)旅游收入、 國內(nèi)旅游人次、 財政支出、 旅游業(yè)從業(yè)人數(shù)、 不同類型產(chǎn)業(yè)產(chǎn)值等指標的數(shù)據(jù)均來自2010-2020年《中國統(tǒng)計年鑒》《中國城市統(tǒng)計年鑒》《中國旅游業(yè)統(tǒng)計年鑒》以及上海市、 浙江省、 江蘇省、 安徽省的統(tǒng)計年鑒和部分城市的國民經(jīng)濟、 社會發(fā)展統(tǒng)計公報， 其他需要二次計算的指標數(shù)據(jù)也來自上述年鑒。 另外， 通過查詢各地區(qū)的交通運輸廳文件和《高鐵線路規(guī)劃圖》確定其高鐵開通的具體年份， 對于存在數(shù)據(jù)缺失的城市， 通過查詢中國高鐵網(wǎng)和中國鐵路客戶服務中心網(wǎng)站， 結合其所在省份的高鐵開通政策的實施進行線性填補。 通過數(shù)據(jù)整理， 發(fā)現(xiàn)長三角地區(qū)城市開通高鐵的時間點主要分散在2010年和2013年前后。

3" 研究過程與分析

3.1" 高鐵開通對于長三角地區(qū)城市旅游業(yè)發(fā)展數(shù)量的影響分析

通過事件分析法， 對開通高鐵和未開通高鐵城市的旅游業(yè)發(fā)展數(shù)量指標進行平行趨勢檢驗。 參考文獻［26］的研究方法， 選取2010-2019年為觀測的時間維度， 并在式（2）中加入高鐵開通前后的虛擬變量， 得到式（7）， 并進行平行趨勢檢驗。

Y=β0+β1Dc+β2Dt+∑3b=1βbHi， t-b+∑3a=1βaHi， t+a+β4Xit+φi+λt+εit（7）

其中： Hi，t-b為第b期的前置項， 衡量高鐵開通前的效應； Hi，t+a為第a期的滯后項， 表示高鐵開通后的效應。 具體檢驗結果如圖1所示。 對比分析高鐵開通這一政策實施的時間節(jié)點前后趨勢發(fā)現(xiàn)， 高鐵開通后， 高鐵對國內(nèi)旅游收入、 國內(nèi)旅游人次呈現(xiàn)出正向的影響， 因此排除高鐵開通可能存在的事件效應的干擾， 平行趨勢假設得到驗證， 接下來進行高鐵開通的凈效應分析。

3.1.1" 高鐵開通對于長三角地區(qū)城市國內(nèi)旅游收入的影響

基于OLS基準回歸和權重分組回歸對式（2）進行參數(shù)估計， 結果如表1。 列（1）報告了不含其他變量的基本回歸結果， 表示高鐵開通在p=0.1的顯著水平上促進該地區(qū)城市國內(nèi)旅游收入提升了2.71%。 列（2）在此基礎上加入了控制變量， 結果顯示其促進效果進一步提升。 列（3）報告了權重不為空的樣本的回歸結果， 即權重較低的樣本不參與回歸， 所以參與回歸的樣本數(shù)量少于基準回歸。 列（3）表示在p=0.05的顯著水平上， 高鐵開通使相關站點城市國內(nèi)旅游收入提升了5.05%， 加入控制變量后， 高鐵開通的凈效應進一步提高（見列（4））。 列（5）報告的是根據(jù)權重進行的頻數(shù)加權回歸， 實際參與回歸的樣本會根據(jù)權重進行復制， 因而參與回歸的樣本數(shù)量高于基準回歸。 列（5）表示在p=0.05的顯著水平上， 高鐵開通促進該地區(qū)城市國內(nèi)旅游收入提升了7.43%。 因此， 基于整體視角， 高鐵開通對于長三角地區(qū)城市旅游業(yè)數(shù)量的提升具有明顯的促進作用， 這與文獻［11，27-28］的研究具有一致性。 鑒于研究結果的吻合性， 本研究不再對此展開穩(wěn)健性與內(nèi)生性檢驗。

圖中數(shù)據(jù)標記為估計系數(shù)， 豎線為估計系數(shù)95%的置信區(qū)間。

為了進一步驗證高鐵開通對旅游業(yè)發(fā)展數(shù)量的影響， 對式（3）進行參數(shù)估計， 結果如表2所示。 列（1）顯示， 高鐵開通在p=0.05的顯著水平上促進長三角地區(qū)城市國內(nèi)旅游人次增加了1.53%， 列（2）中加入控制變量后， 結果顯示回歸系數(shù)有所提高， 即高鐵開通在p=0.05的顯著水平上促進站點城市國內(nèi)旅游人次提升了7.23%。 此外， 對控制變量進行分析， 結合表1和表2可知， 產(chǎn)業(yè)結構、 公共設施、 外商投資水平、 旅游資源豐裕度、 人均收入均對長三角地區(qū)城市旅游業(yè)發(fā)展數(shù)量具有正向作用， 而道路密度具有一定的負向影響， 這與文獻［14］的研究具有一致性。 可能性的解釋是私家車數(shù)量增長速度與道路密度增加速度不匹配， 再加上道路管理滯后， 產(chǎn)生的道路擁堵抑制了潛在游客的出游頻次， 進而影響了旅游規(guī)模的擴大和旅游收入的增長。

無論是以國內(nèi)旅游收入還是國內(nèi)旅游人次作為評估旅游業(yè)發(fā)展的數(shù)量指標， 高鐵開通都在一定的程度上推動了長三角地區(qū)城市旅游經(jīng)濟的發(fā)展， 同時對比表1中列（2）的結果可知， 高鐵開通對旅客流量與國內(nèi)旅游收入增長的促進效果相差不大， 這與文獻［15］的研究具有一致性， 即高鐵開通既“旺財”又“旺丁”。 因此， 接下來將聚焦“旺財”， 繼續(xù)探究高鐵開通是否能夠促進不同層次站點城市國內(nèi)旅游收入的提升。

3.1.2" 高鐵開通對于長三角地區(qū)城市旅游業(yè)發(fā)展數(shù)量的異質(zhì)性影響

參考相關研究的做法［14］， 根據(jù)《2019 城市商業(yè)魅力排行榜》將樣本劃分為新一線及以上、 二線、 三線、 四線及以下城市， 新一線及以上城市包括上海市、 南京市、 杭州市、 蘇州市等， 二線城市包括合肥市、 無錫市、 溫州市、 金華市、 常州市等， 三線城市包括阜陽市、 蕪湖市、 滁州市、 蚌埠市、 安慶市、 馬鞍山市等， 四線及以下城市包括六安市、 宿州市、 淮南市、 宣城市、 黃山市等。

對4個發(fā)展層次水平的城市國內(nèi)旅游收入進行分組回歸， 結果如表3所示。 高鐵開通在p=0.05的顯著水平下， 對二線城市國內(nèi)旅游收入有著明顯的提升作用； 在p=0.1的顯著水平下， 有助于三線城市和四線及以下城市國內(nèi)旅游收入的提升， 但是提升幅度甚微； 對于新一線及以上城市而言， 盡管回歸系數(shù)為正， 但高鐵開通產(chǎn)生的助推作用遠低于二線城市。 可能性的解釋如下： 長三角地區(qū)新一線及以上城市在2010年之前就已經(jīng)建設了較為發(fā)達的高速公路系統(tǒng)， 交通通達性處于相對較高的水平， 再疊加這些城市旅游資源稟賦好、 旅游基礎設施完善、 旅游品牌知名度高等因素， 其本身就具有較強的旅游流。 同時這些城市企業(yè)密集、 商業(yè)發(fā)達、 產(chǎn)業(yè)之間協(xié)作關系密切， 導致商務交流頻繁， 商務旅游流基數(shù)龐大。 這就內(nèi)隱兩層含義： 其一， 在短途交通上， 基于長三角地區(qū)商務交流的利益考量， 無論高鐵開通與否， 商務出行不可避免， 且自駕車也在一定程度上滿足大部分商務往來； 其二， 在長途交通上， 高鐵作為游客出行方式所占據(jù)的優(yōu)勢區(qū)間是中等距離的運輸， 對于需要選擇長距離出行的旅客而言， 高鐵會與民航產(chǎn)生競合博弈， 使得這類交通設施升級對于旅游業(yè)的增益進一步低于預期。 上述因素共同導致高鐵開通對新一線及以上城市旅游業(yè)數(shù)量增長僅起到了錦上添花的作用。 對于二線城市而言， 這些城市多是省會、 交通樞紐、 區(qū)域性中心城市， 且經(jīng)濟發(fā)達， 因而城市旅游基礎設施、 旅游服務水平以及旅游項目比省域范圍內(nèi)的其他城市更優(yōu)， 高鐵開通使旅游流呈現(xiàn)同城效應， 一定程度上打破了基于公路交通的“距離衰減規(guī)律”， 即市內(nèi)周末游或一日游在高鐵開通后轉(zhuǎn)向旅游基礎設施更好、 旅游服務水平更優(yōu)的此類城市。 遺憾的是高鐵開通對三、 四線及以下城市旅游業(yè)發(fā)展數(shù)量提升的效能釋放較弱。 一方面， 基于核心—邊緣理論， 作為核心地區(qū)的二線城市吸引了處于邊緣地區(qū)三、 四線及以下城市的旅游發(fā)展要素， 同時， 由于三、 四線及以下城市旅游產(chǎn)品、 項目特色性不強且與二線城市旅游聯(lián)動發(fā)展較弱， 進一步阻礙了二線城市向三、 四線及以下城市擴散游客量。 另一方面， 三、 四線及以下城市高鐵配套設施的建設擠占了有限的財政資源， 一定程度上減少了對旅游業(yè)發(fā)展的資金支持。 所以， 對于三線、 四線及以下城市而言， 高鐵開通僅是提供了更加便利的出行方式而不能吸引更大規(guī)模的旅游流， 沒能產(chǎn)生進一步的旅游消費， 導致這些城市可能淪為高鐵旅游的“過道”。

3.2" 高鐵開通對于長三角地區(qū)城市旅游業(yè)發(fā)展質(zhì)量的影響分析

3.2.1" 長三角地區(qū)城市旅游業(yè)全要素生產(chǎn)率及分解指標演進特征

利用2010-2019 年長三角地區(qū)41個城市的旅游業(yè)相關指標數(shù)據(jù)， 測度其旅游業(yè)全要素生產(chǎn)率（TTFP）， 并將其進一步分解為技術進步（TC）和技術效率（TEC）。 由圖2可知， 長三角地區(qū)旅游業(yè)全要素生產(chǎn)率在研究期內(nèi)均大于1， 表明該地區(qū)城市旅游業(yè)發(fā)展質(zhì)量不斷提升， 同時技術進步（TC）曲線與旅游業(yè)全要素生產(chǎn)率曲線變化趨勢基本一致， 且技術進步指數(shù)已超過1， 表明技術進步是驅(qū)動該地區(qū)旅游業(yè)全要素生產(chǎn)率提升的核心動力。 此外， 技術效率（TEC）指數(shù)維持在1以下的水平， 說明該地區(qū)城市旅游業(yè)發(fā)展出現(xiàn)了一定程度上的技術效率惡化， 即旅游業(yè)發(fā)展過程中， 投入資源、 資金的利用效率不高， 某些城市可能出現(xiàn)旅游業(yè)要素配置規(guī)模效益下降的情況， 可見旅游產(chǎn)業(yè)結構與要素配置仍有待優(yōu)化。 因此， 提升長三角地區(qū)城市旅游業(yè)全要素生產(chǎn)率的關鍵在于繼續(xù)促進技術進步的同時， 進一步挖掘技術效率改善的潛力， 以實現(xiàn)技術進步和技術效率改善雙輪驅(qū)動的良性格局。

3.2.2" 截面數(shù)據(jù)基準回歸分析

參考相關研究方法［26］， 借助事件分析法對開通高鐵和未開通高鐵城市的旅游業(yè)全要素生產(chǎn)率、 技術進步、 技術效率進行平行趨勢檢驗。 對比分析高鐵開通前后數(shù)據(jù)發(fā)現(xiàn)， 高鐵開通對長三角地區(qū)城市旅游業(yè)全要素生產(chǎn)率、 技術進步、 技術效率影響顯著， 排除高鐵開通可能存在的事件效應干擾， 平行趨勢假設得到驗證， 接下來進行高鐵開通對旅游業(yè)發(fā)展質(zhì)量的凈效應分析。

基于式（4）-（6）進行回歸， 得出高鐵開通對旅游業(yè)發(fā)展質(zhì)量的影響結果（表4）。 列（1）報告了僅考慮高鐵開通這一變量時的影響， 即高鐵開通在p=0.05的顯著水平上促使該地區(qū)城市旅游業(yè)全要素生產(chǎn)率提升了10.98%。 列（2）表示在加入其他控制變量之后， 回歸結果顯示相關性進一步降低， 但是依舊在p=0.05的水平有統(tǒng)計學意義， 說明其他控制變量對該地區(qū)旅游業(yè)高質(zhì)量發(fā)展也發(fā)揮著一定作用。 結合表1列（2）與表2列（2）， 基于整體視角， 高鐵開通對長三角地區(qū)城市旅游業(yè)發(fā)展數(shù)量與質(zhì)量均有一定提升作用， 但對旅游業(yè)發(fā)展質(zhì)量的改善程度大于其發(fā)展數(shù)量的增長幅度， 可見高鐵開通對該地區(qū)城市旅游業(yè)提檔升級具有重要的驅(qū)動作用。

列（3）的檢驗結果表示高鐵開通在p=0.01的顯著水平上促使該地區(qū)城市旅游業(yè)技術進步提升了9.23%。 列（4）說明高鐵開通在p=0.05的顯著水平上使該地區(qū)城市旅游業(yè)技術效率提升了5.88%。 將兩組檢驗進行對比可得， 高鐵開通對于技術進步的提升作用效果優(yōu)于對技術效率的提升作用效果， 推測其內(nèi)在邏輯是因為高鐵本質(zhì)上就是交通技術的具象化， 影響著旅游業(yè)的技術進步。 高鐵開通通過提升交通可達性， 促進區(qū)域間人才、 知識與信息的流通， 促進長三角地區(qū)城市旅游業(yè)技術不斷進步。 另外， 旅游業(yè)技術得到改進之后， 距離其產(chǎn)業(yè)技術效率得到實質(zhì)性提升有一定的滯后期， 符合前文中提到的技術進步（TC）值大于技術效率（TEC）值， 這進一步說明了技術進步對于旅游業(yè)發(fā)展質(zhì)量提升的關鍵作用。

3.2.3" 穩(wěn)健性檢驗

為了進一步論證回歸結果的準確性， 從以下幾個方面對回歸結果進行穩(wěn)健性檢驗。

1） 縮短時間窗口。 選取2013-2018年作為觀測區(qū)間， 將這一時間段的面板數(shù)據(jù)作為新的樣本再次對旅游業(yè)全要素生產(chǎn)率及其兩個分解指標的模型進行回歸， 排除高鐵開通時間因素的影響， 具體結果如表5所示。 無論是加入還是未加入控制變量， 高鐵開通對該地區(qū)城市旅游業(yè)全要素生產(chǎn)率、 技術進步、 技術效率均有驅(qū)動作用。 因此， 在考慮到高鐵開通時間偏差的問題之后， 高鐵開通對旅游業(yè)發(fā)展質(zhì)量呈正向影響的結論依舊穩(wěn)健。

2） 進行逐年平衡性檢驗。 縮短總體樣本的時間窗口， 選取2013-2019年的樣本， 剔除相關年度中沒有開通高鐵的城市， 將剩余的城市作為新的分組進行基準回歸， 以保證回歸結果更能體現(xiàn)高鐵開通對旅游業(yè)發(fā)展質(zhì)量的凈效應， 結果如表6所示。 所有年份的回歸結果表明， 高鐵開通均促進了長三角地區(qū)城市旅游業(yè)全要素生產(chǎn)率提升， 尤其是2013、 2018、 2019年的回歸系數(shù)較高， 這再次驗證了高鐵開通促進城市旅游業(yè)發(fā)展質(zhì)量提升的論斷。

3） 縮小樣本選擇范圍。 基于前文研究可知， 高鐵開通對新一線及以上城市旅游業(yè)經(jīng)濟收入提升并沒有明顯的促進作用， 且該組樣本的城市數(shù)量較少， 此處剔除新一線及以上城市組， 將其余城市作為新的一組樣本進行回歸分析， 結果如表7所示。 在排除了一線及以上城市本身旅游業(yè)發(fā)展較快所帶來的干擾的基礎上， 高鐵開通有效地促進了二、 三、 四線及以下城市旅游業(yè)全要素生產(chǎn)率、 技術進步以及技術效率的提升， 加入控制變量后， 回歸系數(shù)進一步提升， 這說明高鐵開通對長三角地區(qū)城市旅游業(yè)發(fā)展質(zhì)量提升的結論是穩(wěn)健的， 進一步表明二、 三、 四線及以下城市受益程度更大。

4） 安慰劑檢驗。 研究過程中的遺漏變量以及回歸分析中的隨機誤差將會影響基準回歸結果的真實性， 本研究通過安慰劑檢驗進一步排除可能存在的相關問題。 通過人為設定城市， 匹配隨機的高鐵開通年份， 進行基于年份-城市兩個層面的隨機試驗， 重復進行1 000次模擬以增強檢驗效果。 圖3顯示了虛擬的高鐵開通估計系數(shù)分布， 虛擬的高鐵開通估計系數(shù)服從均值接近0的正態(tài)分布， 說明當城市與高鐵開通年份不匹配時， 回歸系數(shù)不具有統(tǒng)計學意義， 表明由于遺漏變量或隨機誤差導致基準回歸結果不可信是極小概率事件， 即旅游業(yè)發(fā)展質(zhì)量提升的確是由高鐵開通這一因素帶來的， 符合安慰劑檢驗預期。 可見， 本研究的估計結果和結論依舊穩(wěn)健。

5） 內(nèi)生性問題處理。 在進行高鐵開通選址的過程中， 城市的經(jīng)濟基礎、 區(qū)位優(yōu)勢以及出行需求將影響決策者的選擇， 即高鐵的建設開通并非完全的隨機事件， 因此， 將高鐵開通作為核心解釋變量存在一定的內(nèi)生性風險。 本研究采用長三角地區(qū)各城市平均地理坡度與該城市鐵路占總區(qū)域長度比例的交互項作為工具變量， 以排除不同城市之間高鐵運營水平工具變量的影響。 一般而言， 城市平均地理坡度與高鐵開通這一政策之間存在較強的負相關關系， 且長三角地區(qū)的城市地理坡度相差并不明顯， 故該因素不會直接影響旅游業(yè)發(fā)展質(zhì)量和旅游收入， 可見所選取的交互項滿足模型對于工具變量的選取要求。 采用二階段最小二乘估計進行內(nèi)生性檢驗， 結果見表8。 列（1）和列（2）分別表示當引入工具變量之后， 高鐵開通對于旅游業(yè)發(fā)展質(zhì)量和旅游業(yè)收入的影響， 二者均保持顯著為正。 克萊伯根—帕普統(tǒng)計量的p值均小于0.05， 強烈拒絕工具變量識別不足的原假設； 對于弱工具變量檢驗， 克萊伯根—帕普—沃爾德統(tǒng)計量均大于斯托克—約戈檢驗在p=0.1水平的臨界值19.93， 說明拒絕弱工具變量的原假設， 即不存在弱工具變量； 對于漢森J檢驗， 二者均未通過p=0.1水平下拒絕工具變量過度識別的原假設， 證實了工具變量的外生性。 上述內(nèi)生性檢驗進一步證明了基準回歸結果的穩(wěn)健性。

3.3" 高鐵開通對于長三角地區(qū)城市旅游業(yè)發(fā)展質(zhì)量的異質(zhì)性影響

基于前文對城市4個等級的劃分， 進一步基于式（4）、 （5）、 （6）分別對這4組樣本進行回歸（表9和表10）。 由表9可知， 高鐵開通對4類城市影響程度由大到小分別為四線及以下城市、 三線城市、 二線城市、 新一線及以上城市， 這與表3結果產(chǎn)生較大迥異， 表3顯示高鐵開通對旅游業(yè)收入的影響程度由大到小排序為二線城市、 新一線及以上城市、 三線城市、 四線及以下城市， 這表明高鐵開通對該地區(qū)城市旅游業(yè)發(fā)展數(shù)量與質(zhì)量的推動作用之間存在一定失配。 表10展示了高鐵開通對4類城市旅游業(yè)技術進步和技術效率的作用效果， 可以發(fā)現(xiàn)高鐵開通同時提升了4類城市的旅游業(yè)技術進步和技術效率， 且對技術進步影響程度均大于對技術效率影響程度， 這與前文的總體回歸結果一致， 進一步說明技術進步在旅游業(yè)發(fā)展質(zhì)量提升中起到的關鍵作用。

對于新一線及以上城市， 高鐵開通在p=0.1的顯著水平上促進了其城市旅游業(yè)全要素生產(chǎn)率提升， 然而表3發(fā)現(xiàn)高鐵開通對這類城市旅游業(yè)國內(nèi)旅游收入沒有太大影響。 這說明作為高新技術代表的高鐵， 其開通帶來了技術、 人才、 信息的高效率流通， 尤其是高品質(zhì)旅游需求增加， 直接導致這類城市旅游業(yè)高質(zhì)量發(fā)展。 遺憾的是高鐵開通對旅游業(yè)收入作用程度較低， 因此如何提升其作用程度以及如何促進旅游業(yè)發(fā)展數(shù)量與質(zhì)量協(xié)同提升， 成為這類城市關注的重點。 對于二線城市而言， 高鐵開通在p=0.05的顯著水平上促進其旅游業(yè)全要素生產(chǎn)率提升了3.43%， 對技術進步的影響也大于對技術效率的影響， 同時結合表3高鐵開通對這類城市旅游業(yè)國內(nèi)旅游收入提升幅度最大， 可見這類城市旅游業(yè)發(fā)展質(zhì)量增長幅度小于旅游業(yè)發(fā)展數(shù)量增長幅度， 如何以發(fā)展數(shù)量驅(qū)動發(fā)展質(zhì)量提升成為這類城市關注的焦點。 對于三線城市而言， 高鐵開通對其旅游業(yè)全要素效率的影響程度較為明顯， 在p=0.01的顯著水平上達到了8.62%， 大于對國內(nèi)旅游收入的影響效果， 再加上對技術進步的影響大于對技術效率的影響， 再次說明高鐵開通帶來的技術進步效應更為明顯， 可促進這些城市旅游業(yè)發(fā)展質(zhì)量提高。 對于四線及以下城市而言， 與三線城市類似， 高鐵開通在p=0.01的顯著水平上進一步提升了其旅游業(yè)全要素生產(chǎn)率、 技術進步、 技術效率， 其中旅游業(yè)全要素生產(chǎn)率提升了9.09%， 技術進步提升了9.98%， 技術效率提升了9.11%， 可見高鐵開通對四線及以下城市旅游業(yè)發(fā)展質(zhì)量提升是全方位的。 然而高鐵開通對這類城市國內(nèi)旅游收入的提升僅有0.32%， 作用程度較低， 說明沒有旅游業(yè)發(fā)展數(shù)量作為支撐的旅游業(yè)質(zhì)量發(fā)展是不可持續(xù)的， 如何通過旅游業(yè)發(fā)展質(zhì)量提升， 進一步提升旅游流量和擴大旅游規(guī)模， 成為這類城市關注的重點。

4" 研究結論與對策建議

4.1" 研究結論

本研究得到如下結論： 1） 基于整體視角， 高鐵開通促進了長三角地區(qū)城市旅游業(yè)發(fā)展數(shù)量與質(zhì)量的雙提升。 對于旅游業(yè)發(fā)展質(zhì)量的提升幅度更大， 即旅游業(yè)全要素生產(chǎn)率提升幅度大于旅游人次與旅游國內(nèi)收入的提升幅度， 同時對國內(nèi)旅游人次的影響大于對國內(nèi)旅游收入的影響。 2） 基于異質(zhì)性視角， 高鐵開通對新一線及以上城市旅游業(yè)發(fā)展數(shù)量沒有太大影響， 而對這類城市旅游業(yè)發(fā)展質(zhì)量具有微弱正向作用； 高鐵開通對二線城市旅游發(fā)展數(shù)量產(chǎn)生較強的影響， 但對發(fā)展質(zhì)量的影響偏弱， 與此相反， 高鐵開通對三線和四線及以下城市旅游業(yè)質(zhì)量的提升具有較強影響， 而對旅游業(yè)發(fā)展數(shù)量影響微弱， 這在一定程度上說明三、 四線及以下城市可能淪為高鐵旅游的“過道”。 3） 基于驅(qū)動力視角， 長三角地區(qū)城市旅游業(yè)全要素生產(chǎn)率整體上呈上升趨勢， 其驅(qū)動力主要來自旅游業(yè)技術進步而非技術效率； 同時高鐵開通對所有層次城市技術進步的驅(qū)動作用均強于對技術效率的驅(qū)動作用， 僅有四線及以下城市兩者相差較小。

4.2" 對策建議

1） 鑒于高鐵開通對整體區(qū)域城市旅游業(yè)發(fā)展存在數(shù)量與質(zhì)量雙提升的作用， 尤其是對旅游業(yè)全要素生產(chǎn)率提升作用更強， 因此本研究認為進一步完善高鐵交通網(wǎng)絡是區(qū)域旅游業(yè)高質(zhì)量發(fā)展的重要參考維度。 對于長三角地區(qū)而言， 應在長三角一體化發(fā)展與長江經(jīng)濟帶建設兩大國家戰(zhàn)略背景下， 積極推進滬渝蓉沿江高速鐵路項目建設， 尤其是應加快甬舟鐵路建設， 盡快實現(xiàn)浙江省市市通高鐵的目標； 同時進一步推進長三角地區(qū)對外連接的高鐵建設工作， 進一步吸引省際游客， 擴大旅游流規(guī)模， 充分釋放該地區(qū)旅游設施、 旅游景區(qū)的供給潛能。 此外， 建議該地區(qū)根據(jù)旅游高峰客流量需求， 調(diào)整臨時列車， 如日常線改周末高峰線并開通凌晨高鐵等。

2） 鑒于高鐵對不同發(fā)展水平城市旅游業(yè)發(fā)展數(shù)量與質(zhì)量影響的異質(zhì)性， 本研究認為應在“全局一盤棋”視角統(tǒng)籌考量的基礎上， 分類分型地采取更有針對性的策略。 首先， 持續(xù)推進長三角文旅一體化高質(zhì)量發(fā)展， 尤其是應開通區(qū)域內(nèi)的旅游專列， 在已有的“六安號”“淮北號”的基礎上， 推出針對安徽省、 江蘇省、 浙江省三線、 四線及以下城市的旅游專列， 推進旅游流逆向流入這類城市， 避免這些城市成為“過而不入”的“過境地”。 與此同時， 三線、 四線及以下城市應在旅游一體化建設的基礎上， 基于文化挖掘， 融合新技術、 新場景打造特色明顯、 體驗感高的文旅項目， 尤其是滿足游客心理需求的中短途產(chǎn)品， 同時借助自媒體、 官方媒體共同引流， 將其打造成旅游打卡地， 如出圈的淄博燒烤、 爾濱凍梨、 天水麻辣湯。 此外， 三線、 四線及以下城市還應完善旅游地公交網(wǎng)， 尤其是無縫銜接高鐵站點， 解決高鐵站點到景區(qū)的“最后一公里”問題。 其次， 提升旅游業(yè)技術效率成為整個區(qū)域面臨的共性問題。 一方面， 借助高鐵、 高鐵站配套的服務設施帶來的旅游流， 長三角地區(qū)所有城市應引導餐飲、 民宿、 文創(chuàng)、 體驗項目等在核心景區(qū)的空間范圍內(nèi)集聚， 使得產(chǎn)業(yè)資本要素在該空間范圍內(nèi)不斷匯聚， 進而促進規(guī)模經(jīng)濟效應的釋放［29］； 另一方面， 發(fā)揮高鐵時空壓縮效應， 由長三角地區(qū)文旅產(chǎn)業(yè)聯(lián)盟推進線下文旅企業(yè)管理交流， 如企業(yè)管理人才培訓、 企業(yè)管理模式共享等， 尤其是多數(shù)中小微文旅企業(yè)更應進行標桿管理， 強化模仿與學習。 最后， 發(fā)揮高鐵資源集聚效應， 促進旅游技術創(chuàng)新與擴散。 對于上海這類資源稟賦較強的城市， 應憑借高鐵開通帶來的技術、 信息、 人次、 數(shù)據(jù)、 資源的匯聚， 依托高校、 大型旅游企業(yè)、 科研院所推進旅游技術持續(xù)創(chuàng)新， 如智能潛水裝備、 智能載人級自動駕駛飛行器、 運動快艇等。 高鐵網(wǎng)絡的二線城市， 應積極融入旅游高新技術產(chǎn)品設計、 生產(chǎn)、 銷售的產(chǎn)業(yè)鏈布局， 尤其是參與到生產(chǎn)分工中來， 并促進旅游新技術、 新產(chǎn)品擴散。

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責任編輯" 崔玉潔

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