【高鐵對京津冀旅游經(jīng)濟(jì)空間溢出效應(yīng)實證探析綜述8100字】

高鐵對京津冀旅游經(jīng)濟(jì)空間溢出效應(yīng)實證分析綜述目錄TOC\o"1-1"\h\u27536高鐵對京津冀旅游經(jīng)濟(jì)空間溢出效應(yīng)實證分析綜述 Tit的交互項代表高鐵開通對旅游經(jīng)濟(jì)收入的影響效應(yīng)，若系數(shù)QUOTEQUOTEβ3β3為正，高鐵開通對旅游收入具有積極影響，相關(guān)的值越大，則高鐵開通對旅游收入的影響越大，反之，則相反。根據(jù)以往的研究文獻(xiàn)，Xit為控制變量組，分別為外資使用情況、區(qū)域人均GDP、人口密度等，對其取自然對數(shù)。di反映則是政策實施區(qū)域間的空間固定效應(yīng)，dt是反映的地級市時間固定效應(yīng)，為誤差項?？紤]到因變量與誤差項之間的潛在空間相關(guān)性，參照YasinSunak(2016)[68]、Kolak和Anselin（2020）[69]等學(xué)者的做法，在空間面板和雙重差分模型的前提上，避免了空間多重共線性[70]，利用空間自相關(guān)模型(SAC)構(gòu)造雙重差分空間自回歸模型(SAR-SDID)，計算公式如下：（4）式中所有變量和系數(shù)均等于公式（3）中引入的變量和系數(shù)，與公式（3）相比的區(qū)別在于空間權(quán)重w，它是n×n階的隨機(jī)空間權(quán)重矩陣，表明觀測對象的空間效應(yīng)關(guān)系，即為每個觀測值指定”鄰域集”。根據(jù)郭偉等（2020）的研究[31]，本文選取了經(jīng)濟(jì)地理權(quán)重嵌套矩陣（w4）。此外，在空間經(jīng)濟(jì)計量模型中，參數(shù)ρ和λ表示因變量和誤差項，在線性計量模型中空間自相關(guān)模型(SAC)同時結(jié)合兩種模型，分別為空間滯后模型和空間誤差模型，當(dāng)模型中參數(shù)ρ=0時，簡化為空間誤差模型（SEM）；當(dāng)模型中參數(shù)λ=0時，簡化為空間滯后模型(SLX）。在存在不可觀測、空間依賴的局部特征的情況下，還應(yīng)考慮在解釋變量中包含空間滯后（Lerbs和Oberst，2014）[59]，例如，地方層面的溢出效應(yīng)是指相鄰事物的特性，這些特性可能會影響鄰近事物的特征，在解釋變量中加入空間滯后可以捕捉到這些局部效應(yīng)。由于自回歸誤差項模型SAC不允許包含這種類型的空間依賴，根據(jù)Lesage和Pace(2009)、Elhorst（2010）[72-73]以及Kolak和Anselin（2020）[69]的相關(guān)研究，空間杜賓模型（SDM）包含了所描述變量的空間關(guān)系，準(zhǔn)確估計空間溢出效應(yīng)，優(yōu)勢在于避免內(nèi)生性而導(dǎo)致的有偏、不一致估計的結(jié)果，組合了因變量或誤差項中的空間滯后項，能夠把總效應(yīng)分解為直接與間接效應(yīng)，因此，建立雙重差分空間杜賓（SDM-SDID)模型如下：（5）其中，，表示旅游經(jīng)濟(jì)的滯后項，其他所有變量和系數(shù)以及W與（3）和（4）相同。1.5.2模型的估計結(jié)果及討論本文采用固定效應(yīng)（FE）來估計參數(shù)，以控制不同區(qū)域間的個體差異和時間因素的影響，由于模型變量之間可能存在多個空間相互作用，為了使其人為因素的模型設(shè)置避免出現(xiàn)偏差[75-76]，相關(guān)模型估計結(jié)果如表4-3所示：表4-3京津冀13個地級市高鐵對旅游經(jīng)濟(jì)的回歸結(jié)果變量FESAR-SDIDSDM-SDIDT×HSR2.268***（5.010)2.372***（5.366）1.097***(2.690)X10.258***(1.960)0.238***(3.998）0.148***（2.712）續(xù)X20.185***(1.960)0.172***（1.673）0.173***(5.722)X30.299***（3.315）0.272***(3.048）0.062(0.847)X40.719***（1.924）0.583***（3.732）-0.058(-0.369)X5-0.447***(-1.671)-0.357***（-3.636）-0.354***(-1.238)TW×HSR-6.239***(-3.389)TW×X1-0.755***(-3.385)TW×X20.120(0.756)TW×X31.492***(1.800)TW×X43.027***(1.895)TW×X5-3.071***(-8.474)ρ0.232*（1.800）-0.999***(-6.415)R20.78070.78540.8656log-likelihood-238.913-192.298續(xù)表N208注：括號內(nèi)為t值，*、**和***表示為10%、5%和1%水平上顯著，下表同。從表中可以看出，通過R平方檢驗得到的系數(shù)常數(shù)在0到1之間，統(tǒng)計數(shù)據(jù)越接近1，則回歸模型擬合越好,這意味著該模型可以更好地解釋因變量。回歸結(jié)果顯示，拉格朗日乘數(shù)LMlag、相應(yīng)穩(wěn)健LMlag的統(tǒng)計量分別為5.344和17.093，均通過顯著性檢驗。然而，LMerror和穩(wěn)健LMerror值依次為7.212和18.961，均在1%水平上拒絕原假設(shè)，參照學(xué)者胡煜等(2015)[77]。盡管固定效應(yīng)（FE）模型中的估計T×HSR系數(shù)顯著為正，但反映空間效應(yīng)的估計系數(shù)ρ在10%置信水平下具有正顯著性，這表明，高鐵在其他城市開通的空間權(quán)重將影響該區(qū)域旅游經(jīng)濟(jì)的發(fā)展，上述模型中雙重差分空間杜賓模型的系數(shù)值為0.8656,并且其結(jié)果是優(yōu)于其他模型,表明該模型的估計結(jié)果最優(yōu),適合反映旅游經(jīng)濟(jì)的溢出效應(yīng)。對于通過1％水平檢驗的開通高鐵的城市，估計系數(shù)明顯為正，可能的原因是：高鐵的開通不僅會促進(jìn)本地區(qū)旅游經(jīng)濟(jì)的提高，還會對周邊地區(qū)產(chǎn)生負(fù)向溢出效應(yīng)，隨著經(jīng)濟(jì)地理空間距離范圍的擴(kuò)大，從而提高京津冀整體的旅游經(jīng)濟(jì)水平。高鐵的空間滯后項為負(fù)，都在1%的水平上顯著，說明相鄰地區(qū)旅游經(jīng)濟(jì)的發(fā)展會抑制本地區(qū)城市的旅游經(jīng)濟(jì)的發(fā)展，可能的原因是相鄰城市的發(fā)展水平較高在一定程度上影響到本地區(qū)的發(fā)展，高鐵的開通促使城市之間優(yōu)勢的要素向生產(chǎn)效率高的城市流動，該地區(qū)高鐵的開通運(yùn)營不只推動本區(qū)域的發(fā)展外，還對附近地區(qū)產(chǎn)生積極影響，高鐵的網(wǎng)絡(luò)屬性加速了京津冀地區(qū)之間的要素循環(huán)，并通過擴(kuò)散效應(yīng)將各地區(qū)的經(jīng)濟(jì)活動聯(lián)系起來，北京和天津擁有優(yōu)越的經(jīng)濟(jì)和政治地位，以及優(yōu)越的旅游和交通條件，秦皇島、保定在京津兩地附近，地理位置獨特，以及優(yōu)越的資源優(yōu)勢，在高鐵開通后，可達(dá)性改善幅度得到了提高，旅游發(fā)展水平得到了提升。當(dāng)年實際使用外資的影響顯著為正，在一定程度上推進(jìn)城市化進(jìn)程，為行業(yè)帶來了先進(jìn)的設(shè)備、成熟的技術(shù)、營銷戰(zhàn)略等“一攬子要素”，對旅游經(jīng)濟(jì)有著明顯的正向拉動作用，隨著高鐵的開通，為京津冀地區(qū)的企業(yè)制度創(chuàng)新和員工學(xué)習(xí)交流與企業(yè)的聯(lián)系帶來了寶貴的經(jīng)驗，改善運(yùn)營管理，推動京津及其河北轄區(qū)的國際發(fā)展，提升國際聲譽(yù)。固定資產(chǎn)投資的系數(shù)為0.062,通過1%的顯著性水平，加入空間滯后項為1.492，顯著性為正，這意味著城市基礎(chǔ)設(shè)施的建設(shè)，會有利于旅游經(jīng)濟(jì)的提升，對于城市的固定資產(chǎn)投資投入力度的增大,隨著各個區(qū)域高鐵的開通，本地區(qū)大量的基礎(chǔ)設(shè)施的建設(shè)能促進(jìn)相鄰地區(qū)旅游業(yè)的旅游收入和游客接待量。區(qū)域人均地區(qū)生產(chǎn)總值為-0.058，每上升一個百分點，會導(dǎo)致旅游經(jīng)濟(jì)下降0.354，空間滯后項為3.027，在1%的水平下顯著，區(qū)域人均地區(qū)生產(chǎn)總值（人均GDP）每增加一個百分點，旅游經(jīng)濟(jì)收入可以增加3.027個百分點，高鐵的開通帶動了城市的旅游消費能力的提升，從而促進(jìn)相鄰地區(qū)旅游空間溢出不斷提升，這與李山、王錚等（2009）等學(xué)者的研究結(jié)果是一致的[78]。人口密度對城市旅游經(jīng)濟(jì)的影響為負(fù)，通過了1%的顯著性水平檢驗，具有顯著的促進(jìn)作用，這充分表明了人口的集聚所產(chǎn)生的人力資本外部性能夠顯著促進(jìn)當(dāng)?shù)氐穆糜谓?jīng)濟(jì)收入，人口相對密集的地區(qū)，會形成比較穩(wěn)定的客流，未來高鐵盈利的可能性會更大，人口的集中和經(jīng)濟(jì)的發(fā)展帶動了本地區(qū)域旅游業(yè)。高速鐵路的正式運(yùn)營，除減少地區(qū)差異和促進(jìn)區(qū)域旅游經(jīng)濟(jì)外，還將吸引潛在游客到旅游產(chǎn)業(yè)的周邊城鎮(zhèn)，高鐵帶來了大規(guī)模的人口流動，需要加強(qiáng)各種運(yùn)輸方式的協(xié)調(diào)，為人口流動提供更好的交通服務(wù)。第三產(chǎn)業(yè)人數(shù)的系數(shù)不顯著，但依然為正。1.5.3穩(wěn)健性檢驗前文的估計結(jié)果基于經(jīng)濟(jì)地理的嵌套矩陣，表明高鐵對于本地區(qū)旅游經(jīng)濟(jì)產(chǎn)生顯著的影響，也帶動了鄰近地區(qū)旅游經(jīng)濟(jì)的發(fā)展，為了保證所得結(jié)論的穩(wěn)定性，借鑒唐宜紅等（2019）、何昭麗,王松茂（2020）[79-80]的做法，通過采用地理距離權(quán)重矩陣穩(wěn)健性進(jìn)行了檢驗，表4-4報告了相關(guān)結(jié)果，顯著性水平?jīng)]有變化，得到類似的結(jié)論，相關(guān)回歸系數(shù)的方向與前文的結(jié)論檢驗估計結(jié)果基本一致，在一定程度上反映出高鐵對京津冀旅游經(jīng)濟(jì)的空間溢出效應(yīng)是比較穩(wěn)健的。表4-4地理距離權(quán)重的回歸結(jié)果變量SAR-SDIDSDM-SDIDT×HSR2.244***（5.034）1.298***(3.457)X10.264***(1.349）0.199***（3.569）X20.188***（5.020）0.169***（5.504)X30.306***(3.354）0.104(1.354)X40.743***（1.735）-0.113(-0.691)X5-0.469***（-1.542）-0.343***(-3.939)續(xù)TW×HSR-3.677**(-1.