高鐵開通對城市旅游經濟影響的區域差異研究

楊懿 汪洋周穎 趙子晨

摘 要：基于2000-2019年滬昆高鐵沿線城市的面板數據，評估高鐵開通對旅游經濟影響的區域差異。結果表明：高鐵開通促進了沿線城市旅游經濟的發展，旅游收入的提升幅度大于旅游人次，即顯著提高了人均旅游消費;高鐵開通對我國旅游經濟的促進程度總體呈現出西強東弱的趨勢，旅游發展水平和市場規模相對落后的區域往往得到更快的發展;高鐵開通有利于緩解旅游經濟的馬太效應，對區域旅游經濟協調發展具有重要意義。

關鍵詞： 高速鐵路;旅游經濟;區域差異;雙重差分

中圖分類號：F590，F570.79? 文獻標識碼： A??? 文章編號：1003-7217（2022）02-0067-09

一、引 言

黨的十九大報告指出，我國社會主義建設已經步入新時代，新時代我國經濟的重點和社會的主要矛盾發生了變化[1]，人民的需求已并不僅僅局限于物質層面，而是向更深層次的精神層面轉變。旅游是人民精神追求不可避開的重要一環，同時，旅游的發展離不開交通。高鐵發展產生的時空壓縮效應有效提高了區域間的交通通達度，增強了區域間的旅游經濟聯系，對旅游經濟的發展具有重要意義。然而，高鐵的開通也會對區域旅游經濟格局產生負面影響，例如，城市間旅游經濟的差距被逐漸拉大，滋生馬太效應，造成區域內旅游經濟發展不協調的現象，給中小城市的旅游經濟發展帶來巨大挑戰。因此，近年來，高鐵開通對旅游經濟的影響也逐漸成為學術界持續關注的熱點問題。

目前，相關研究主要從地理層面和經濟層面兩個方面展開。地理層面更多地關注可達性的測量問題;經濟層面則主要從旅游要素、旅游者行為動機及旅游收益三個方面展開研究。旅游要素方面的研究認為，高鐵開通能夠通過提升就業率、降低交通成本從而促使沿線地區的旅游企業迅速聚集并使旅游要素空間格局發生改變，進而提高區域旅游要素的建設效率[2-5]。旅游者行為動機方面的研究認為，高鐵開通前，客源地和旅游地的空間距離是旅游目的地選擇最重要的影響因素[6];高鐵開通不僅能夠縮短兩地之間的時間距離，提高旅游效率[7]，還可以通過滿足出行需求[8]來改變出行方式和旅游模式，拓寬旅游者行為的選擇[9，10]，為旅游者帶來高性價比的旅游體驗[11]。旅游收益方面的研究認為，高鐵的運營促使沿線地區形成便捷的旅游線路，交通便利性的提升也給旅游目的地帶來了更大的客流量和更高的旅游收入[12]，這也極大地帶動了沿線地區旅游經濟的發展[13-15]。但高鐵對大城市的旅游貢獻相對較低[16]，對中小城市來說旅游收入的獲益最大[17，18];同時，高鐵網絡串聯起來的旅游經濟聯系總體比較松散，并未形成大規模的旅游經濟分布領域[19]。由此看來，高鐵開通與旅游經濟互相促進效果有待加強，高鐵沿線區域旅游經濟整體水平還有待提升[20]。

總之，高鐵開通主要從旅游收入、旅游人次、人均旅游消費水平、旅游發展水平及旅游客流量等方面影響城市旅游經濟。高鐵開通提升了地區的交通便利性，帶動了旅游收入和旅游人次的增長[21]，且旅游收入的提升幅度大于旅游人次。但也有研究表明，高鐵開通使站點城市的旅游收入呈減少趨勢，這說明高鐵僅作為這類城市的“過道”，而沒能成為拉動城市旅游經濟發展的“引擎”[22]。高鐵開通會增加旅游者總人數和一日游旅游者人數，但由于可達性提高，也會導致游客停留時間過短，減少過夜旅游人次，降低人均消費水平[23]。高鐵開通對旅游經濟發展具有促進作用，且高鐵開通沿線地區可獲得更多的旅游市場份額[24]，規模小的城市比規模大的城市優先得到更快發展?！皶r空壓縮”效應提高了可達性，節省了旅途時間，使旅游客流量得到顯著增加，從而推動了旅游經濟快速發展。然而，某些旅游地區因高鐵開通后被其他旅游地區分流甚至被其他旅游地區替代，導致客流量減少，從而產生了過濾效應[25]。

可見，高鐵開通對城市旅游經濟的影響是較為復雜的，還有待進一步深入探討和研究。目前的研究大多是從全國層面或多聚集在東部沿海城市或中部經濟發達地區站點城市之間的對比，不具備明顯的差異性。本文選取滬昆高鐵這條連接我國東西部不同經濟發展水平城市的高鐵線路，通過運用多期雙重差分模型進行定量研究，探討滬昆高鐵對沿線城市和非沿線城市旅游經濟的空間差異影響，以及對沿線城市在高鐵開通前與開通后城市旅游經濟的時間差異影響，以進一步拓展高鐵發展對城市旅游經濟區域差異影響方面的研究。

二、方法、變量與模型

（一）研究方法

評價和度量滬昆高鐵開通對沿線和非沿線城市旅游經濟的差異影響，內生性是需要優先考慮并解決的問題。為此，利用雙重差分法（difference-in-difference， DID）①，使用滬昆高鐵沿線的5個省份46個地級市面板數據，選取2000-2019年滬昆高鐵沿線站點的22個地級市作為實驗組，將滬昆高鐵非沿線站點的24個地級市設置為對照組。

（二）變量說明與處理

被解釋變量（國內旅游收入和國內旅游人次）數據來自知網數據庫，同時考慮到數據的可用性，在最大程度保留可用數據樣本的基礎上進行填補，缺失的國內旅游收入和國內旅游人次數據首先根據該城市相應年份的國民經濟與社會發展統計公報進行填補，剩余的少量缺失值通過線性插值法進行填補。

其他控制變量2000-2017年的數據來源于《中國城市統計年鑒》，2018-2019年的數據來源于各城市統計公報，剩余少量的缺失數據同樣按照線性插值法進行填補。同時，為了消除異方差，對原始數據進行自然對數化處理。

通過對國內外相關文獻進行歸納總結，同時，結合滬昆高鐵沿線與非沿線城市旅游業發展現狀，選擇國內旅游收入和國內旅游人次作為被解釋變量以衡量城市旅游經濟發展水平，將國內旅游收入和國內旅游人次取對數值表示;選取雙重差分變量作為核心解釋變量，雙重差分變量是年份虛擬變量和分組虛擬變量的乘積，用來衡量滬昆高鐵開通后對沿線城市旅游經濟發展的影響。gzslib202204011520

基于已有相關研究[28，29]，并結合經濟學相關理論及生產函數和制度經濟學等經典模型[30]，在控制變量上選取人力資本水平、物質資本投資水平、科技創新水平、教育投入水平、對外開放水平、政府規模、儲蓄率七項指標以控制地區經濟發展差異。各變量的描述具體見表1。

（三）模型設定

由于滬昆高速鐵路分為滬杭段、杭長段、長昆段，且不同線路段的高鐵開通時間點不同（見表2），考慮到高鐵在開通時間上的差異性，因此，通過構建多期DID模型以區分不同城市高鐵開通時間差異的影響。此外，通過將研究對象樣本進行歸類，最終分為實驗組A和對照組B（見表3）。

此外，分析時段的選擇對于模型的估計結果也有著直接影響，考慮到數據收集過程中的可操作性，選定2000年為研究開始基期，面板數據時間跨度為2000-2019年。具體模型見式（1）。

Yit=β0+β1Dit+β2inyear+β3ingroup+

β4ΣZit+μi+ft+it （1）

其中，inyear和ingroup是時間和城市虛擬變量，用來衡量滬昆高鐵開通對城市旅游經濟發展在時間和空間層面上的差異影響;Dit為核心解釋變量，是時間虛擬變量和城市虛擬變量的乘積交互項;Zit為控制變量，選取了七個控制變量來控制其他因素對研究中觀測變量的影響，并對其進行對數化處理。這些變量主要包括：人力資本水平（ln hum），用高等教育在校人數的對數值來表示;物質資本投資水平（ln inv），用全社會固定資產總投資的對數值來表示;科技創新水平（ln rd），用科技事業財政支出的對數值來表示;教育投入水平（ln edu），用教育事業財政支出的對數值來衡量;對外開放水平（ln ope），用進出口總額的對數值來表示;政府規模（ln gov），用政府一般預算財政支出的對數值來衡量;儲蓄率（ln sav），用城鄉居民年末儲蓄余額的對數值來表示。μi表示地區固定效應，ft表示時間固定效應，it表示誤差項。主要變量描述性統計見表4。

三、實證分析

（一）滬昆高鐵對城市旅游經濟的時空差異影響的總體分析

利用國內旅游收入和國內旅游人次的數據對式（1）進行回歸分析，結果見表5。

在未加入控制變量前，如表5中列（1）和列（4）所示，國內旅游收入的核心解釋變量Dit不顯著，國內旅游人次的核心解釋變量Dit在5%的水平下顯著，無論是國內旅游收入，還是國內旅游人次，核心解釋變量Dit的系數均為正。隨后，回歸加入控制變量以控制地區間的經濟水平，進而減輕回歸結果偏誤。在加入控制變量后，不控制個體效應和時間效應時，如表5中列（2）和列（5）所示，滬昆高鐵開通后對沿線城市國內旅游收入的影響在1%的水平下顯著為正，且影響水平大幅度提升，系數值為0.663;國內旅游人次的顯著性水平由之前的5%水平下顯著提高至在1%的水平下顯著，且影響水平也有大幅度提升，系數值為0.572。當控制個體效應和時間效應后，如表5中列（3）和列（6），滬昆高鐵沿線城市在高鐵開通后，國內旅游收入平均增長10.2%，國內旅游人次平均增長11.1%。雖然相較于未加入個體效應和時間效應時顯著性水平和系數值有所下降，但控制時空效應后的結果更為科學可信。綜上，說明滬昆高鐵的開通對于沿線城市旅游經濟的發展是存在正向影響作用的。在用于衡量旅游經濟發展水平的兩個指標中，國內旅游人次的回歸顯著性更強，并且在滬昆高鐵開通后，國內旅游人次對城市旅游經濟的影響水平，要高于國內旅游收入。

（二）滬昆高鐵對城市旅游經濟的時間差異影響分析

表5的回歸結果顯示，滬昆高鐵的開通顯著促進了沿線城市旅游經濟的發展。但由于沿線城市的高鐵開通時間不盡相同，因此，對各開通站點城市的影響也不盡相同。為此，利用多期DID模型通過設置不同時間節點及相同時間節點，分別討論滬昆高鐵的開通時間不同對沿線城市旅游經濟產生的影響，結果見表6。

由表6可知，在控制時間和城市固定效應且加入控制變量后，用來衡量時間差異的虛擬變量前的系數均不顯著，說明當滬昆高鐵沿線城市的開通處于不同時間節點時，不具備可比性，因此，無法準確地判斷滬昆高鐵的開通時間對沿線城市產生了怎樣的影響?；诖?，嘗試將滬昆高鐵的全部沿線樣本城市的高鐵開通時間分別統一為2011年、2015年、2017年，再進行回歸分析②。

結果顯示②，在統一開通時間后，三個時間節點的回歸結果均顯著為正，并且顯著性水平很高。其中，當高鐵開通時間分別統一為2011年、2015年、2017年，且被解釋變量為國內旅游收入時，用來衡量時間差異的虛擬變量前的系數均為3.551;在加入雙重差分變量后，小幅下降至3.516、3.507、3.516，但依然顯著為正。當被解釋變量為國內旅游人次時，用來衡量時間差異的虛擬變量前的系數均為2.802;在加入雙重差分變量后，分別小幅下降至2.783、2.759、2.765，但依然顯著為正。因此，滬昆高鐵沿線城市的旅游經濟在時間層面上存在差異，滬昆高鐵開通后沿線城市的旅游經濟得到了顯著提高。

（三）滬昆高鐵對城市旅游經濟的空間差異影響分析

滬昆高鐵的開通時間不同對沿線城市旅游經濟產生了時間上的差異影響，那么，滬昆高鐵的開通在空間層面對沿線城市和非沿線城市的旅游經濟產生的差異影響又怎樣呢？表7給出了空間層面差異總體影響的回歸分析結果。

表7顯示，無論被解釋變量是國內旅游收入還是國內旅游人次，城市虛擬變量的系數均顯著為正。其中，當被解釋變量為國內旅游收入時，用來衡量空間差異的城市虛擬變量前的系數為1.969;當加入雙重差分變量后，小幅下降至1.918，但依然顯著為正。當被解釋變量為國內旅游人次時，用來衡量空間差異的城市虛擬變量前的系數為1.251;當加入雙重差分變量后，小幅下降至1.194，但依然顯著為正。因此，滬昆高鐵開通后沿線城市和非沿線城市的旅游經濟發展水平存在差異，沿線城市的旅游經濟發展水平顯著高于非沿線城市的旅游經濟發展水平，說明滬昆高鐵的開通在空間層面上也存在差異。gzslib202204011520

進一步按所處地區進行分類分析發現②，滬昆高鐵開通對東部、中部、西部不同城市旅游經濟的差異影響表現為：東部地區國內旅游收入和國內旅游人次的系數值分別為-0.315和-0.163;中部地區和西部地區均在1%的水平下顯著為正，國內旅游收入系數分別為0.243和0.29，國內旅游人次系數分別為0.212和0.116，說明滬昆高鐵的開通更加有效地促進了中西部地區的國內旅游收入和國內旅游人次增長。在國內旅游收入方面，西部地區高出中部地區約5%，說明滬昆高鐵開通對西部地區國內旅游收入的拉動效果更加明顯;在國內旅游人次方面，中部地區高出西部地區約10%，說明滬昆高鐵開通對中部地區國內旅游人次的拉動效果更加明顯。

再將樣本城市按所處省份進行分類，觀察滬昆高鐵開通對不同省份城市旅游經濟的差異影響，結果顯示②：滬昆高鐵開通后，浙江省國內旅游收入的系數值為-0.315，江西省、貴州省分別為0.382和0.447，可見，滬昆高鐵開通后對地處西部的貴州省國內旅游收入拉動效果更加明顯，高出地處中部的江西省約6.5%。湖南省和云南省的系數并不顯著③，說明一條高鐵線路開通對這兩個省份的國內旅游收入影響較為有限。浙江省國內旅游人次的系數值為-0.163，江西省、貴州省分別為0.424和0.313，說明滬昆高鐵開通后對地處中部的江西省國內旅游人次拉動效果更加明顯，高出地處西部的貴州省約11.1%。

（四）結果檢驗

1.共同趨勢檢驗。

結合Li和Xu（2018）[31]的研究，若平行趨勢假設成立，則高鐵開通對城市旅游經濟的影響只會發生在各城市的高鐵開通后，而在高鐵開通前，高鐵的沿線城市與非沿線城市的旅游經濟變動趨勢不存在顯著差異。由圖1可知， 2011年前控制組和實驗組旅游經濟的變化趨勢基本平行，2011年后各城市陸續開通高鐵，使得實驗組的旅游經濟增長趨勢明顯增強;隨后，實驗組與控制組的旅游經濟差異逐年增大，因此，可以初步判斷滬昆高鐵開通對實驗組的旅游經濟發展有著積極的影響。控制組的旅游經濟發展趨勢雖然也在平穩上升，但上升幅度沒有超過實驗組，說明滬昆高鐵開通對控制組城市旅游經濟的影響有限。

僅根據2011年前后的旅游經濟平均增長趨勢就斷定符合平行趨勢假設并不完全具有說服力，因此，又嘗試將時間基點設置為2016年，通過觀察前后三年其系數變化的趨勢來做進一步的判斷。圖2是雙重差分系數Dit在95%的置信區間下的大小及其變化情況，從中可以看出，2016年前三年的系數均不顯著，且為負;2016年后的三年系數均顯著為正。說明高鐵這一外生沖擊事件對實驗組產生了顯著的正向影響，據此可以判斷，分析符合雙重差分法的使用前提。

2.安慰劑檢驗。結合鄧慧慧等（2020）[32]的研究，構造虛擬政策變量，將實驗組和對照組進行對調，產生新的控制組和實驗組，以求在組別上證明回歸結果的穩健性。之后，對全新的數據進行回歸，如果結果不顯著，則表明在觀測的城市中，滬昆高鐵非沿線城市的特征差異沒有對回歸結果產生顯著的影響，從而證實基準回歸結果的穩健性。結果表明②，用來衡量旅游經濟發展水平標準的兩個指標，被解釋變量不論是國內旅游收入，還是國內旅游人次，回歸結果中核心解釋變量Dit均不顯著，表明滬昆高鐵非沿線城市的特征差異沒有對回歸結果產生顯著的影響，結果符合預期，也表明本文的回歸結果具有穩健性。

除了將實驗組和對照組進行對調構造全新的虛擬政策變量，以及在組別上進行穩健性檢驗之外，還嘗試改變時間變量，構建虛擬的高鐵開通時間，將之前設定的三段高鐵通車時間分別提前三年、四年、五年、六年。結果顯示②，無論是提前三年、四年、五年還是六年，國內旅游收入和國內旅游人次的系數值均不顯著，這也進一步表明以上基準回歸結果是可信的，并且不存在系統性偏誤。

3.方法穩健性檢驗。

參考譚榮輝和張天琦（2019）[33]的做法，使用最鄰近匹配方法，選取國內旅游收入和國內旅游人次兩個匹配變量，實驗組樣本和控制組樣本數量的匹配比例為1∶1，同時，加入控制變量進行平衡性檢驗。處理組和對照組匹配后比匹配前在所有變量上的偏差降低了50%以上，處理組和對照組之間沒有顯著差異，說明能夠使用PSM-DID方法進行進一步檢驗[34]。結果顯示②，開通高鐵能夠顯著促進國內旅游收入和國內旅游人次的增長，與本文的回歸分析結果一致。因此，PSM-DID方法進一步證實使用多期雙重差分回歸分析的結果是穩健的。

4.變量穩健性檢驗。

參考相關研究[35-37]，采用旅游人次占地區總人口的比重來衡量。將旅游業經濟發展指標分別換成國內旅游收入占GDP 的比重、國內旅游人次占地區年末總人口數比重及國內旅游人次三個指標來衡量，替換被解釋變量后再次進行回歸分析。隨后替換控制變量的衡量標準，替換后的變量具體描述如表8所示。替換被解釋變量和控制變量后再重新進行實證分析，若實證分析結果依然顯著為正，則可以達到驗證上述結果穩健性的目的。

替換被解釋變量后進行回歸分析，結果見表9。在替換三個被解釋變量后，核心解釋變量Dit前的系數均顯著為正。為進一步證實研究結果的可信性，再替換控制變量進行回歸分析，從而進一步檢驗變量乃至基準回歸結果的穩健性，回歸分析結果如表10所示。在替換三個被解釋變量和七個控制變量的衡量標準后，核心解釋變量Dit前的系數普遍顯著為正。其中，國內旅游收入比重的系數在1%的水平下顯著為正，數值為0.083，說明替換被解釋變量和控制變量后，滬昆高鐵開通后沿線城市的國內旅游收入占GDP比重將提高8.3%;國內旅游人次比重雖然不顯著，但仍為正數;國內旅游人次的系數在1%的水平下顯著為正，數值為0.071，說明替換被解釋變量和控制變量后，滬昆高鐵開通后沿線城市的國內旅游人次將平均增加0.071億人次。由此可知，替換被解釋變量和控制變量后進行回歸分析的結果普遍顯著為正，進一步證實了變量的穩健性，從而保證了基準回歸分析結果的可信度。gzslib202204011520

四、結論與建議

以上研究表明：

（1）滬昆高鐵開通有利于提高沿線城市人均旅游消費水平。

從整體來看，高鐵的開通促進了沿線城市旅游經濟的發展，穩健性結果顯著。從時間和空間兩個層面來看，有無高鐵和高鐵開通前后均存在較大差異，并且高鐵開通對國內旅游收入的提升幅度要大于國內旅游人次。由此可見，滬昆高鐵的開通有利于提高沿線地區總體人均旅游消費水平。

（2）滬昆高鐵開通有利于緩解旅游經濟的馬太效應，促進區域旅游經濟協調發展。

高鐵的開通顯著促進沿線城市旅游經濟發展的同時，促進程度也存在地區差異。促進程度總體呈現出西強東弱的趨勢，但也因地區不同而異，旅游業發展水平和旅游市場規模相對落后的城市優先得到更快發展。

（3）為促進區域城市旅游經濟發展，應采取差異化的發展策略。

高鐵的開通對旅游經濟的影響具有相對性，旅游客源向大城市聚集會導致中小城市在旅游競爭中始終處于弱勢地位，進而導致旅游經濟發展的不平衡。

為此，應根據旅游經濟發展水平的不同提出有針對性的發展戰略：（1）完善旅游設施，提升旅游服務質量。

旅游產品和服務是旅游者關注的重點，也是持續吸引游客的基本條件。因此，滬昆高鐵沿線地區應進一步完善旅游設施建設，積極開發旅游新產品，豐富旅游產品類型，改善旅游交通設施，為游客提供良好的旅游交通體驗，提高旅游服務人員的服務水平和服務質量，樹立良好的旅游服務形象。（2）加強區域旅游經濟聯系，緩解旅游經濟馬太效應。

在高鐵發展大環境的契機下，可通過打造特色旅游經濟區和旅游經濟帶、開發特色旅游產品、利用互聯網線上平臺和地鐵線下傳媒等多種媒介宣傳，加快形成區域旅游品牌效應，加強區域旅游合作，提升旅游競爭力，防止旅游經濟馬太效應的產生。（3）找準定位，差異化發展。

滬昆高鐵沿線地區應根據不同地區之間的自身條件、旅游資源差異、經濟發展狀況及地理位置等找準定位，多元化發展當地特色旅游，實現滬昆高鐵沿線地區協同發展，形成多層次、多樣化的旅游合作體系。此外，在發展高鐵的同時也要注意不同地區之間的均衡發展，盡可能縮小地區之間的差異。

注釋：

① 雙重差分法能夠通過解決研究樣本中的地區個體在政策或項目沖擊前后不隨時間變化的異質性和隨時間變化的增量問題，從而進一步剝離出政策或項目實施沖擊對個體的凈效應影響，可有效消除系統性偏誤問題的存在，進而有效解決內生性的問題[26]，因而在公共政策和事件影響評估中得到了廣泛應用[27]。

② 限于篇幅，具體結果省略，如有需要可聯系作者。

③ 其原因可能在于湖南省作為多條高鐵線路的過境地，本身交通已經較為發達;而云南省幾乎每個地級市、自治州都擁有機場。交通的先天優勢使得這兩個省份的旅游業發展程度要遠遠高于其他省份。

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（責任編輯：墨 彥）

Study on Regional Differences of the Impact

of High-speed Railway on Urban Tourism Economy

YANG Yi1，2，WANG Yangzhouying2，ZHAO Zichen2

（1.Guangxi Tourism Research Institute， Guilin，Guangxi 541006，China;

2.School of Business and Tourism Management， Yunnan University， Kunming，Yunnan 650091，China）

Abstract：Based on the panel data of cities along the Shanghai-Kunming high-speed railway from 2000 to 2019， this paper assesses? regional differences of the impact of high-speed railway on tourism economy. The result shows that： the opening of high-speed railway promotes the development of tourism economy of cities along the line， and the increase of tourism income is greater than the number of tourists， that is， it has significantly increased per capita tourism consumption; the opening of high-speed railway to Chinas tourism economy generally shows a trend of strengthening? in the West and weakening in the East， regions with relatively backward tourism development level and market scale can get faster development; and the opening of high-speed railway is conducive to alleviate the Matthew effect of tourism economy and is important to the coordinated development of regional tourism economy.

Key words：high-speed railway; tourism economy; regional differences; Differences-in-Differences

收稿日期： 2021-07-29; 修回日期： 2021-12-20

基金項目：? 國家社會科學基金項目（19CJY052）;云南省萬人計劃青年拔尖人才專項資助項目;云南省中青年學術和技術帶頭人后備人才項目;云南東陵人才計劃青年學者項目