李如友　　黃常州

摘要：利用中國1999～2012年省際面板數(shù)據(jù)和Hansen（1999）提出的門檻回歸模型，對交通基礎設施與區(qū)域旅游發(fā)展的關系進行了非線性估計。結果表明，在控制其他變量的條件下，中國交通基礎設施對區(qū)域旅游發(fā)展的作用存在雙重門檻，當交通基礎設施水平處于低層次區(qū)制時，交通基礎設施對旅游發(fā)展具有顯著積極影響；當交通基礎設施水平處于中層次區(qū)制時，交通基礎設施對旅游發(fā)展未表現(xiàn)出顯著影響；當交通基礎設施水平處于高層次區(qū)制時，交通基礎設施對旅游發(fā)展產(chǎn)生顯著的負向影響。為此，本文提出的政策建議是：正確認識交通基礎設施對區(qū)域旅游發(fā)展的作用，避免盲目的投資建設；借鑒其他地區(qū)的經(jīng)驗時要結合地方實際，引導交通基礎設施建設發(fā)揮積極作用；重視交通基礎設施與其他旅游發(fā)展影響因素的同步協(xié)調(diào)發(fā)展。

關鍵詞：交通基礎設施； 旅游發(fā)展； 門檻回歸模型

0引言

現(xiàn)代旅游業(yè)的產(chǎn)生和發(fā)展與交通業(yè)緊密相連，交通便利程度不僅是旅游資源開發(fā)和旅游地建設的必要條件，而且是衡量一個國家或地區(qū)旅游業(yè)發(fā)達程度的重要標志（保繼剛，楚義芳，1999）。一方面，交通是溝通旅游需求與旅游供給的橋梁。作為旅游通道的物質(zhì)主體，交通是實現(xiàn)旅游者在旅游地與客源地之間流動必不可少的環(huán)節(jié)，對二者空間相互作用的產(chǎn)生及旅游客流的形成都起著非常關鍵的作用。另一方面，交通除了為旅游者提供空間位移的基本功能外，還漸漸具備了滿足旅游者體驗、游覽和娛樂需求等多重功能，所以，便利的交通條件作為一種無形的旅游產(chǎn)品，不僅是旅游者消費體驗的一部分，也是其他旅游產(chǎn)品得以實現(xiàn)價值的先決條件（胡浩，等，2012）。在一定意義上，交通條件因其具有某些資源化特征，對旅游地吸引力、競爭力以及旅游者決策都產(chǎn)生了重要的影響，甚至被認為是旅游吸引物的中心（Prideaux，2003）。

改革開放初期，中國交通基礎設施建設較為落后，且缺乏系統(tǒng)、完善的交通規(guī)劃，導致區(qū)域可進入性差，交通條件成為中國旅游發(fā)展和潛力挖掘的瓶頸因素。進入21世紀以來，中國交通基礎設施的投資增長迅速，2000～2013年中國公路水運交通累計完成投資11.73萬億元，年均增長14.74%，投資額占GDP比重由2000年的2.61%上升到2013年的2.65%根據(jù)2000～2012年公路水路交通運輸行業(yè)發(fā)展統(tǒng)計公報及2013年交通運輸行業(yè)發(fā)展統(tǒng)計公報相關統(tǒng)計數(shù)據(jù)計算而得。。截至2013年年底，全國公路里程為435.62萬公里，是1978年的4.89倍，居世界第一位；鐵路營業(yè)里程達10.31萬公里，是1978年的1.99倍，居世界第二位數(shù)據(jù)來源為2013年交通運輸行業(yè)發(fā)展統(tǒng)計公報。。經(jīng)濟全球化與區(qū)域同城化的背景下，由于交通可達性、快捷性、舒適性等方面的變革，旅游者的決策行為、產(chǎn)業(yè)要素的空間布局、旅游地競爭與合作以及區(qū)域旅游空間格局都已發(fā)生深刻的變化。如何應對交通業(yè)的快速發(fā)展所帶來的旅游市場需求和發(fā)展條件的巨大變化，從而有效地整合并協(xié)調(diào)各種產(chǎn)業(yè)要素，調(diào)整旅游發(fā)展戰(zhàn)略，這成為現(xiàn)代交通網(wǎng)絡化影響下中國旅游業(yè)健康有序發(fā)展亟待解決的重要課題。隨著交通業(yè)的不斷發(fā)展，交通基礎設施建設是否促進了中國區(qū)域旅游發(fā)展？換言之，在區(qū)域旅游發(fā)展驅(qū)動因素體系中，交通條件扮演著怎樣的角色？在縮小區(qū)域差距、實現(xiàn)區(qū)域協(xié)調(diào)發(fā)展的國家戰(zhàn)略背景下如何提高區(qū)域交通基礎設施建設以促進旅游發(fā)展的有效性？這些問題的正確回答是做好這一重要課題的第一步。

交通基礎設施在旅游發(fā)展中具有重要作用，早已形成基本共識。Gearing等（1974）在研究土耳其旅游開發(fā)時發(fā)現(xiàn)，旅游地的交通設施是旅游者決定是否出游的關鍵因素之一。Kaul（1985）認識到交通基礎設施對旅游發(fā)展的重要意義并指出，交通基礎設施建設可以促進旅游地開發(fā)與游客數(shù)量的增加。Chew（1987）認為，航空交通的大發(fā)展是實現(xiàn)遠距離旅游（如歐美旅游者前往亞太地區(qū)旅游）的重要促動力。此后，交通基礎設施一直被學界普遍認為是區(qū)域旅游業(yè)發(fā)展的主要促進或抑制因素（Prideaux，2000；Prideaux，2005；Goeldner，Ritchie，2006）。旅游地的交通發(fā)達程度不僅決定旅游者的出游動機，同時對其滿意度產(chǎn)生直接影響，如果某旅游地交通設施不夠完善，起初傾向于前往該旅游地的旅游者則會轉(zhuǎn)向其他替代目的地（Khadaroo，Seetanah，2008），所以，交通基礎設施是促進區(qū)域旅游發(fā)展的基礎性要素。中國國土面積遼闊，受區(qū)位、經(jīng)濟發(fā)展水平和區(qū)域發(fā)展戰(zhàn)略等因素影響，地區(qū)之間交通基礎設施建設存在一定差異，由于交通基礎設施對旅游發(fā)展的決定性作用，該現(xiàn)象直接導致了中國及其部分省份旅游經(jīng)濟水平在空間上呈現(xiàn)出顯著的區(qū)域差異特征（陸林，余鳳龍，2005；汪德根，陳田，2011；沈驚宏，等，2012）。

從上述研究可以看出，交通對旅游發(fā)展的作用似乎是顯而易見的，至少在相關理論研究中未有與這一論斷相悖的論述。但是，在交通基礎設施對旅游發(fā)展作用的實證研究方面卻出現(xiàn)了較大分歧，形成了以下3種結論。

第一種結論印證了理論上對二者關系的認識，即交通基礎設施能夠促進區(qū)域旅游發(fā)展。Tang和Rochananond（1990）發(fā)現(xiàn)，泰國交通的發(fā)展是促進該國旅游發(fā)展的重要因素。Sarma（2003）在對印度西北部地區(qū)旅游的研究中發(fā)現(xiàn)，交通系統(tǒng)是決定旅游目的地競爭力和吸引旅游者前來的重要因素。McElroy（2006）對36個島嶼的旅游開發(fā)進行研究發(fā)現(xiàn)，交通基礎設施建設，尤其是政府的投資建設對旅游地的發(fā)展具有重要意義。Khadaroo和Seetanah（2007）構建了國際旅游需求面板估計模型，并以毛里求斯島為例進行實證研究發(fā)現(xiàn)，交通設施對旅游地發(fā)展的促進效應顯著，來自歐洲、美洲和亞洲的游客對島上的交通基礎設施尤其敏感。Massidda和Etzo（2012）利用面板數(shù)據(jù)模型對意大利國內(nèi)旅游需求的影響因素進行實證研究發(fā)現(xiàn)，交通因素對旅游需求的拉動作用顯著。趙東喜（2008）通過實證研究發(fā)現(xiàn)，交通基礎設施建設是提高省區(qū)國際旅游收入的關鍵，且在各區(qū)域?qū)哟紊系挠绊懽饔糜兴煌?，中部地區(qū)較東部和西部地區(qū)更為顯著。陳曉和李悅錚（2008）認為，城市交通和城市旅游之間互相拉動同時也互相限制，二者相互影響，實現(xiàn)二者高質(zhì)量協(xié)調(diào)是實現(xiàn)城市旅游可持續(xù)發(fā)展的必由之路。蘇建軍等（2012）采用協(xié)整分析和格蘭杰（Granger）因果關系檢驗方法分析了交通客運量與旅游客流量的關系，研究發(fā)現(xiàn)，鐵路客運量和公路客運量與入境旅游客流量存在單向格蘭杰因果關系，航空客運量和公路客運量與國內(nèi)旅游客流量存在單向格蘭杰因果關系，鐵路客運量與國內(nèi)旅游客流量無格蘭杰因果關系。此外，Eilat和Einav（2004），Naudé和Saayman（2005）更為關注旅游地旅游基礎設施建設，在使用面板數(shù)據(jù)模型研究旅游發(fā)展的決定因素時，將交通基礎設施作為旅游基礎設施的一部分進行分析，同樣得出類似的結論。

第二種結論是，交通基礎設施對區(qū)域旅游發(fā)展的作用不明確。郝俊卿和曹明明（2009）以陜西省作為實證區(qū)域，將公路客運量和旅客周轉(zhuǎn)量兩個指標作為交通條件的代理變量分析其對區(qū)域旅游經(jīng)濟差異的影響，得出旅游綜合收入與交通條件相關性不顯著的結論。無獨有偶，左冰（2011）使用公路密度、鐵路密度與公路距離等8個指標綜合計算了中國各省交通通達度并研究其對區(qū)域旅游經(jīng)濟發(fā)展的影響后發(fā)現(xiàn)，該指標與區(qū)域旅游經(jīng)濟發(fā)展之間并不存在明顯的相關關系。王淑新等（2012）將等級公路密度作為體現(xiàn)區(qū)域交通基礎設施水平的變量，研究其對區(qū)域旅游發(fā)展空間差異的影響，結果表明，等級公路密度變量的回歸系數(shù)未通過顯著性檢驗，對交通因素與西部地區(qū)旅游經(jīng)濟省際空間變化之間的關系未形成規(guī)律性認識。

第三種結論是，交通基礎設施對區(qū)域旅游發(fā)展起阻礙作用。左冰（2011）將中國31個省份按照通達度高低分為高水平組、一般組和低水平組，分別對各組旅游經(jīng)濟增長速度與通達度進行回歸，發(fā)現(xiàn)高水平組旅游增長速度與可進入性之間存在非常顯著的負相關關系，低水平組也通過了10%的負相關的顯著性檢驗。向藝等（2012）通過構建空間計量模型對中國旅游經(jīng)濟增長影響因素進行研究，發(fā)現(xiàn)，無論考慮空間因素與否，交通里程的增長對旅游經(jīng)濟的增長都具有反向作用。毛潤澤（2012）以公路里程作為區(qū)域交通基礎設施的代理變量分析其對中國旅游經(jīng)濟發(fā)展的影響，發(fā)現(xiàn)，交通基礎設施對中國東部地區(qū)旅游經(jīng)濟發(fā)展具有負向影響，過度的交通設施投資建設已經(jīng)對旅游經(jīng)濟發(fā)展起了反作用。

綜上分析，早期的國內(nèi)外文獻都得出一致的研究結論，即交通基礎設施對于區(qū)域旅游發(fā)展做出了積極的貢獻。但是，近年來的研究（尤其是國內(nèi)研究）卻發(fā)出了不同的聲音，交通基礎設施與區(qū)域旅游發(fā)展之間的關系需要我們重新審視。我們還應注意到，既有文獻大多在線性模型框架下展開，極少文獻涉及交通基礎設施與區(qū)域旅游發(fā)展的非線性關系，如趙磊和方成（2013）將交通基礎設施作為旅游基礎設施的一部分進行綜合研究，推斷出旅游基礎設施與中國旅游發(fā)展經(jīng)濟增長溢出之間呈“V型”關系。以“門檻回歸”為代表的非線性計量方法為這一主題研究提供了恰當?shù)姆治龉ぞ?，在相關領域研究中體現(xiàn)出一定的優(yōu)勢（Hansen，1999）?；诖耍疚脑噲D構建交通基礎設施與區(qū)域旅游發(fā)展的門檻回歸模型，重新認識交通基礎設施對區(qū)域旅游發(fā)展的作用和方式，為中國旅游發(fā)展宏觀政策的制定和區(qū)域旅游開發(fā)提供參考依據(jù)。

1交通基礎設施促進區(qū)域旅游發(fā)展的路徑分析

1.1交通費用是區(qū)域旅游收入的重要來源

旅游交通是旅游產(chǎn)業(yè)的重要組成部分，與旅行社、旅游飯店共同組成了狹義旅游業(yè)的三大支柱。旅游活動是一種典型的地理現(xiàn)象，在空間上表現(xiàn)為旅游客源地與目的地之間的遷移過程，旅游交通正是實現(xiàn)旅游者空間位移的基礎性條件，是一個國家或地區(qū)發(fā)展旅游業(yè)的命脈。交通費用是旅游活動的必要且主要費用消耗，盡管旅游者在旅游過程中的交通支出因所選交通方式、服務水平高低等原因會有所差異，但對大尺度空間旅游者來說，交通費用是食、宿、行、游等傳統(tǒng)旅游支出項目中所占比重最大的一項。據(jù)國家旅游局公布的相關統(tǒng)計資料，近年來中國入境旅游交通收入在旅游外匯收入中所占的比重一直保持在30%左右，尤其是2008年以來，旅游交通收入比重均值達34.18%，超過了食、宿、游3項之和根據(jù)2011～2013年《中國統(tǒng)計年鑒》相關統(tǒng)計數(shù)據(jù)計算而得。。因此，旅游交通已成為區(qū)域旅游收入和旅游創(chuàng)匯的重要來源，無論旅游業(yè)的發(fā)展如何變化，交通始終占有重要的地位，是旅游產(chǎn)業(yè)的主要構成。

1.2交通條件是區(qū)域旅游競爭力的直接體現(xiàn)

交通作為旅游活動中時間和金錢消耗的主要項目之一，其通達性、便捷性與舒適性等因素是旅游者目的地選擇和日程安排的重要依據(jù)，旅游地交通的有效性與感知質(zhì)量直接影響旅游者的體驗質(zhì)量、整體滿意度和重游意愿，是區(qū)域旅游競爭力的直接體現(xiàn)。據(jù)統(tǒng)計，在旅游效果影響要素中，與住宿、飲食、景點及其他服務消費等項目相比，60%左右的人將交通列為首位（孫有望，李云清，1999）。隨著旅游活動的普及和消費觀念的成熟，旅游者對交通的要求越來越高，“旅速游緩，旅短游長，設施齊全，方式多樣”已成為旅游者的基本需求。交通條件的改善通過“時空壓縮”使人們出行變得更為簡單，旅游者可在給定時間和總花費的約束條件下，選擇效益最大化的交通方式，合理地安排旅游行程。便利的交通條件不僅能夠增強旅游地的可進入性，提升旅游服務質(zhì)量和區(qū)域旅游競爭力，而且超越了其“出行工具”的根本屬性，與旅游資源、景區(qū)和社區(qū)融為一體，成為旅游地吸引物的有機組成部分，進而影響旅游資源的開發(fā)和旅游產(chǎn)業(yè)的發(fā)展。旅游地通過將區(qū)域內(nèi)的旅游資源同基礎設施、旅游專用設施以及其他相關條件有機結合起來，對旅游者產(chǎn)生吸引力并使其停留和開展旅游活動，交通在此過程中發(fā)揮至關重要的作用。

1.3交通發(fā)展優(yōu)化區(qū)域旅游空間結構

交通在旅游系統(tǒng)中擔任旅游要素流動通道和系統(tǒng)潤滑劑的角色，影響資金流、物資流、信息流的流向和流速以及旅游企業(yè)的區(qū)位選擇，同時也是區(qū)域旅游發(fā)展格局演變的驅(qū)動力，促進區(qū)域旅游空間結構的改變。一方面，交通條件的改善可以增加區(qū)域節(jié)點連接線的數(shù)量，提高旅游交通網(wǎng)絡的通達性，加強旅游地與客源市場之間、旅游地與周邊其他旅游地之間的聯(lián)系，影響區(qū)域旅游系統(tǒng)的層次體系和平衡。同時，區(qū)域交通網(wǎng)絡的變化會重構區(qū)域旅游市場的空間結構，交通條件優(yōu)越的旅游地由于具有通達性優(yōu)勢，其吸引半徑和市場范圍不斷擴大，而向心度與連接度弱的旅游地將失去部分旅游市場。另一方面，交通基礎設施的建設完善和新技術在營運管理中的應用能夠促進區(qū)域旅游流的流量和流速的提高，降低旅游產(chǎn)業(yè)要素流動的成本。勞動力、資本、技術等產(chǎn)業(yè)要素流動成本降低的直接影響是，這些產(chǎn)業(yè)要素將向區(qū)位更優(yōu)、存在規(guī)模遞增收益的區(qū)位聚集，形成具有一定集聚作用和輻射作用的旅游集散地（或旅游節(jié)點），帶動目的地旅游業(yè)的發(fā)展。旅游集散地的集聚和擴散能力決定其輻射范圍，而交通條件則是其集聚和擴散能力的決定因素。

1.4交通基礎設施對旅游發(fā)展的間接效應

經(jīng)濟基礎及相關配套產(chǎn)業(yè)的約束是區(qū)域旅游發(fā)展無法回避的客觀條件，經(jīng)濟基礎決定區(qū)域旅游投資、融資能力及旅游者的出游欲望和消費水平，相關產(chǎn)業(yè)的支持程度則影響區(qū)域旅游發(fā)展的規(guī)模和質(zhì)量。交通不僅是區(qū)域發(fā)展的重要因素，同時也是區(qū)域格局演變的驅(qū)動力，顯著影響區(qū)域經(jīng)濟格局的變化（殷平，2012）。完善的交通基礎設施建設可以降低運輸成本、吸引投資和促進經(jīng)濟發(fā)展；反之，則會抑制區(qū)域經(jīng)濟的發(fā)展。作為第三產(chǎn)業(yè)的重要組成，旅游業(yè)的發(fā)展需要其他產(chǎn)業(yè)，尤其是零售、餐飲、娛樂等第三產(chǎn)業(yè)的支持，而這些產(chǎn)業(yè)依賴于交通運輸條件實現(xiàn)空間集聚，其發(fā)展呈現(xiàn)明顯的區(qū)位指向性。不僅如此，交通基礎設施建設促進人們活動范圍和城市空間的外向延展，加速區(qū)域城市化進程?，F(xiàn)階段，城市化是中國經(jīng)濟增長的強大“引擎”，在促進區(qū)域?qū)ν忾_放與交流，優(yōu)化升級產(chǎn)業(yè)結構，提高居民收入水平和生活質(zhì)量方面發(fā)揮積極作用。因此，交通基礎設施的建設完善通過集聚效應和對其他要素的協(xié)同效應，為旅游業(yè)創(chuàng)造良好的環(huán)境和條件，從而間接促進區(qū)域旅游的進一步發(fā)展。

2模型設定與變量說明

2.1門檻回歸方法及模型設定

在傳統(tǒng)的線性模型框架內(nèi)，學者們無法解釋在不同的交通基礎設施水平下，交通基礎設施與區(qū)域旅游發(fā)展之間所呈現(xiàn)的不同關系。因此，本文在實證研究中主要根據(jù)Hansen（1999）提出的多元門檻回歸模型的思想進行分析。設單一門檻模型為：

進一步地，采用逐步搜索法最小化S1（γ）來求得對應的門檻值：γ^=argminγS1（γ）。

最終可得β^=β^（γ^），殘差向量e^（γ）=e^（γ^）和相應的殘差平方和σ^2=S1（γ^）n（T-1）。

得到門檻值估計γ后，需要進一步檢驗門檻效應是否顯著和門檻估計值是否等于真實值。第一個檢驗的虛擬假設和備選假設分別為：H0：β1=β2，H1：β1≠β2。

在虛擬假設成立的條件下，系數(shù)β1=β2，表示模型不存在門檻效應，模型退化為一個線性模型；反之，拒絕虛擬假設則表示模型存在門檻效應，系數(shù)β1和β2在不同的區(qū)制下取值并不相同。令S0為無門檻效應條件下的殘差項平方和，S1為具有門檻效應條件下的殘差項平方和，則對應的拉格朗日檢驗F統(tǒng)計量為：

如果門檻效應顯著，還需進行第二個檢驗，即門檻估計值γ^是否與真實值γ相一致。當門檻效應存在時，門檻估計值γ^與真實門檻值γ具有一致性，但此時由于干擾參數(shù)的存在，會使?jié)u近分布呈高度非標準分布，通常以極大似然法檢驗門檻值γ來求得統(tǒng)計量的漸近分布。門檻值檢驗的虛擬假設為：H0：γ=γ^，H1：γ≠γ^，對應的似然比統(tǒng)計量為：

分布。Hansen（2000）給出了一個簡單的判定方法：給定顯著性水平α條件下，當LR1（γ）≤-2ln（1-1-α）時，不能拒絕γ=γ^的虛擬假設；否則，則拒絕虛擬假設。

上述參數(shù)估計和假設檢驗都是針對單一門檻模型的，而實際上卻很可能出現(xiàn)兩個或兩個以上的門檻值。因此，在實證分析中須重復上述步驟去尋找第二、三或更多門檻值，此處不再贅述。

本文參照Po和 Huang（2008），Chang等（2009）的研究，同時借鑒Hansen（1999）門檻模型的設計思路，根據(jù)數(shù)據(jù)本身的特點來內(nèi)生地劃分區(qū)間，構建中國交通基礎設施對區(qū)域旅游發(fā)展促進作用的門檻回歸模型：

lnincit=α0+β1lnroaditI（Inroadit≤γ）+β2lnroaditI（Inroadit>γ）+δXit+μi+εit

（4）

式中，inc為旅游專業(yè)化，反映旅游發(fā)展水平；road為交通密度，反映交通基礎設施水平；Xit為其他影響旅游發(fā)展的控制變量，包括經(jīng)濟水平（egdp）、旅游資源稟賦（res）、產(chǎn)業(yè)結構（inst）、旅游設施水平（com）、城市化水平（cit）和政府支出（gov）等；交通密度

的對數(shù)值（Inroad）為門檻變量。

2.2變量說明

（1） 旅游發(fā)展

參照Adamou和Clerides（2010），F(xiàn)ayissa等（2011），趙磊和方成（2013）的做法，采用旅游專業(yè)化作為旅游發(fā)展的代理變量，其度量方式為地區(qū)旅游總收入與GDP之比。

（2） 交通密度

衡量一個地區(qū)可進入性的重要標準，交通密度指數(shù)越高，表明交通網(wǎng)絡越密集，可達性越強；反之，交通網(wǎng)絡越疏松，可達性越弱。其計算公式為：roadi=Li/Ai，式中，Li為地區(qū)交通線長度，通過該地區(qū)的等級公路長度和鐵路里程數(shù)相加獲得，Ai為地區(qū)國土面積。

（3） 控制變量

本文的控制變量X包含的具體變量如下。①經(jīng)濟水平（egdp）。用居民人均GDP表示，并利用GDP平減指數(shù)以1980年為基期進行折算得到實際值。②旅游資源稟賦（res）。用各地區(qū)A級以上景區(qū)加權數(shù)量表示，其計算公式為：resi=∑5n=1n×Qin，式中Qin為第i地區(qū)n A級景區(qū)的數(shù)量。③產(chǎn)業(yè)結構（inst）。用地區(qū)第三產(chǎn)業(yè)產(chǎn)值占GDP比重來衡量。④旅游設施水平（com）。用各地區(qū)星級飯店數(shù)量和旅行社數(shù)量之和表示，反映一個地區(qū)的旅游接待能力。⑤城市化水平（cit）。即為人口城市化水平，用非農(nóng)人口占地區(qū)總人口比重來衡量。⑥政府支出（gov）。用政府財政支出占GDP比重來表示，該指標可以反映一個地區(qū)的政府對經(jīng)濟活動的干預程度。

2.3數(shù)據(jù)來源

本文實證檢驗的樣本為1999～2012年間我國各省、自治區(qū)和直轄市的數(shù)據(jù)資料。由于西藏部分數(shù)據(jù)缺失，為了保證樣本數(shù)據(jù)的完整性，將西藏從樣本中剔除，所以，最終的研究樣本為除西藏外的中國大陸30個省級單位。其中，旅游收入數(shù)據(jù)和旅游企業(yè)統(tǒng)計數(shù)據(jù)來源于《中國旅游統(tǒng)計年鑒》及其副本；A級景區(qū)數(shù)據(jù)來源于國家旅游局網(wǎng)站發(fā)布的統(tǒng)計信息以及各省級單位的統(tǒng)計年鑒；其他數(shù)據(jù)均來源于《中國統(tǒng)計年鑒》和《中國區(qū)域經(jīng)濟統(tǒng)計年鑒》。

3實證結果及分析

3.1門檻效應檢驗

根據(jù)Hansen（1999）的研究思路，首先對模型的門檻效應進行檢驗。以交通基礎設施為門檻變量，依次在存在單一門檻、雙重門檻和三重門檻的原假設下，對模型（4）進行估計，得到F統(tǒng)計量和采用bootstrap方法得出的p值。結果顯示，單一門檻效應在5%顯著性水平下顯著，雙重門檻在10%顯著性水平下顯著，而三重門檻則未通過水平為10%的顯著性檢驗（見表1）。因此，后文將基于雙重門檻模型進行分析。

進一步地，對雙重門檻模型的兩個門檻值進行識別。表2報告了兩個門檻的估計值及其對應的95%置信區(qū)間，圖1的似然比函數(shù)圖可以更為清晰地理解門檻值的估計和置信區(qū)的構造過程，圖中虛線為LR值在5%顯著水平下的臨界值，虛線以下的區(qū)域構成門檻值的95%置信區(qū)間。如圖1所示，LR統(tǒng)計量在95%漸進有效置信區(qū)間[-2.570，0.319]和[-0.220，0.255]內(nèi)接近于零，檢驗結果無法拒絕門檻估計值為其真實值一致估計量的原假設，由此可斷定模型估計存在雙重門檻效應，兩個門檻估計值分別為-1.847和0.177。

3.2門檻估計結果分析

門檻回歸模型實質(zhì)上是根據(jù)門檻估計值將樣本分成多個區(qū)制，分別考察每個區(qū)制內(nèi)部解釋變量對被解釋變量的作用，并通過比較回歸系數(shù)的差異來檢驗門檻效應是否顯著。根據(jù)交通基礎設施門檻效應檢驗結果和門檻估計值，可將中國各省份交通基礎設施水平劃分為3個層次：交通基礎設施欠發(fā)達地區(qū)（lnroad≤-1.847）、交通基礎設施中等地區(qū)（-1.8470.177）。進而在總體水平上和3個層次上分別分析中國交通基礎設施對區(qū)域旅游發(fā)展的影響，線性個體固定效應模型下和非線性雙重門檻模型下的回歸結果如表3所示?？紤]交通基礎設施對區(qū)域旅游發(fā)展的影響在部分地區(qū)可能存在一定的滯后性，其促進作用在滯后一年或兩年才能夠體現(xiàn)出來，因此，以當期旅游專業(yè)化水平值為因變量，將交通密度變量的滯后一期和滯后二期分別作為替代變量引入門檻回歸模型發(fā)現(xiàn)，單一門檻和雙重門檻效應同樣顯著，而三重門檻則未通過顯著性檢驗。為了便于比較，同時將交通密度變量的滯后一期和滯后二期的門檻回歸結果報告于表3。

基于所得到的門檻估計值，我們重點分析中國交通基礎設施對區(qū)域旅游發(fā)展的非線性作用。門檻效應檢驗顯示，交通基礎設施對區(qū)域旅游發(fā)展具有顯著影響，但該影響作用具有非線性特征，具體來說，隨著交通基礎設施水平的不斷提高，交通基礎設施與區(qū)域旅游發(fā)展的關系形如倒“U”型。該特征具體表現(xiàn)為：當一個地區(qū)交通基礎設施水平值低于門檻值-1.847時，交通基礎設施對旅游發(fā)展具有顯著積極影響，影響系數(shù)為0.205；當交通基礎設施水平值進入門檻值-1.847與0.177之間時，影響系數(shù)降為0.098，但未通過水平為10%的顯著性檢驗；而當交通基礎設施水平值跨越門檻值0.177時，交通基礎設施對旅游發(fā)展具有顯著消極影響，影響系數(shù)為-0.448。由此可見，在不同區(qū)制下交通基礎設施對區(qū)域旅游發(fā)展的影響程度不同，呈現(xiàn)出顯著的雙重門檻特征，即交通基礎設施水平較低的省區(qū)，旅游發(fā)展與交通基礎設施水平之間存在顯著的正相關關系，交通基礎設施水平中等的省區(qū)，旅游發(fā)展與交通基礎設施水平之間的相關關系不顯著，而交通基礎設施水平較高的省區(qū)，其旅游發(fā)展與交通基礎設施水平之間存在顯著的負相關關系。因此，交通基礎設施對區(qū)域旅游發(fā)展的影響作用不能一概而論，需要具體情況具體分析。

究其原因，傳統(tǒng)的“交通條件是區(qū)域旅游發(fā)展的瓶頸因素”以及“交通對區(qū)域旅游發(fā)展具有積極的促進作用”等認識形成于中國旅游業(yè)發(fā)展初期，該階段中國交通基礎設施建設投入較少，區(qū)域可進入性較弱，此時，加大交通基礎設施建設投入，提高區(qū)域可進入性，的確能夠促進區(qū)域旅游的快速發(fā)展。但是，隨著交通基礎設施的不斷完善，區(qū)域可進入性水平基本能夠滿足旅游發(fā)展的需要，旅游資源豐富且區(qū)位條件較好的地區(qū)重點發(fā)展旅游業(yè)，使之成為國民經(jīng)濟中的支柱型產(chǎn)業(yè)；而旅游資源缺乏地區(qū)則利用良好的交通條件發(fā)展其他產(chǎn)業(yè)，此時，交通基礎設施對區(qū)域旅游發(fā)展的積極促進作用相對減弱或由顯著轉(zhuǎn)為不顯著。交通基礎設施作為一種社會先行資本，它與國民經(jīng)濟其他產(chǎn)業(yè)相互依存、緊密關聯(lián)。交通基礎設施的改善有助于降低運輸費用和交易成本，開展區(qū)域間的分工合作，同時通過暢通資源流通渠道形成勞動力、資金、技術的空間聚集，從而影響區(qū)域產(chǎn)業(yè)結構的變化。一方面，交通基礎設施的進一步建設完善會通過促進國民經(jīng)濟中其他產(chǎn)業(yè)的發(fā)展對旅游業(yè)產(chǎn)生“擠出效應”，其他產(chǎn)業(yè)的更快發(fā)展使旅游業(yè)的發(fā)展受到“抑制”；另一方面，旅游業(yè)的產(chǎn)業(yè)關聯(lián)甚廣，交通基礎設施完善所誘發(fā)的相關產(chǎn)業(yè)發(fā)展將反作用于旅游業(yè)，與旅游業(yè)相互滲透并融合形成新的產(chǎn)業(yè)業(yè)態(tài)，為旅游發(fā)展注入生機和活力，從而產(chǎn)生“擠入效應”。但是，中國旅游產(chǎn)業(yè)融合還處于起步階段，旅游業(yè)與其他產(chǎn)業(yè)尤其是非服務業(yè)的融合不夠成熟，融合深度有待加強，相關產(chǎn)業(yè)對旅游業(yè)的支持作用還停留在為其創(chuàng)造良好的外部環(huán)境上，產(chǎn)業(yè)融合效應尚未充分體現(xiàn)出來。就目前而言，中國大部分地區(qū)國民經(jīng)濟中其他產(chǎn)業(yè)的快速發(fā)展對旅游業(yè)產(chǎn)生的“擠出效應”更為明顯。因此，研究期內(nèi)當交通設施水平超過某一門檻值時，交通基礎設施對區(qū)域旅游發(fā)展產(chǎn)生顯著的負向影響。

各控制變量的估計結果顯示，人均GDP（lnegdp）同旅游發(fā)展呈顯著正相關，這符合區(qū)域旅游發(fā)展的實際。旅游是社會經(jīng)濟發(fā)展到一定階段的產(chǎn)物，旅游業(yè)發(fā)展離不開經(jīng)濟基礎的支撐；旅游設施水平（lncom）與旅游發(fā)展呈顯著正相關，這說明飯店、旅行社等旅游接待設施是區(qū)域旅游發(fā)展的重要條件，旅游業(yè)的發(fā)展不僅要使旅游者“進得來”“散得開”，還應“留得住”；城市化水平（lncit）和政府支出（lngov）對區(qū)域旅游發(fā)展均具有一定的促進作用。但是，旅游資源稟賦（lnres）與旅游發(fā)展呈顯著負相關，說明區(qū)域旅游發(fā)展存在“資源詛咒”現(xiàn)象，這與向藝等（2012）的研究結論相一致。其主要原因是現(xiàn)代旅游的發(fā)展由資源驅(qū)動逐漸向經(jīng)濟驅(qū)動轉(zhuǎn)化，商務、公務及會展旅游的重要性越來越突出，盡管中西部地區(qū)旅游資源豐富，但受制于經(jīng)濟基礎、區(qū)位條件等因素影響，旅游并不發(fā)達；與之相反，上海、廣東等?。ㄊ校┞糜钨Y源稟賦優(yōu)勢不明顯，但憑借其良好的發(fā)展環(huán)境使得旅游發(fā)展位居全國前列。產(chǎn)業(yè)結構（Ininst）對旅游發(fā)展的促進作用不明顯，這可能是由于近年來隨著農(nóng)業(yè)旅游和工業(yè)旅游的快速發(fā)展，旅游業(yè)不僅與第三產(chǎn)業(yè)互促發(fā)展，同時與第一產(chǎn)業(yè)、第二產(chǎn)業(yè)形成緊密聯(lián)系，純粹用第三產(chǎn)業(yè)產(chǎn)值占GDP比重來體現(xiàn)的產(chǎn)業(yè)結構形態(tài)已無法全面反映相關產(chǎn)業(yè)對旅游發(fā)展的支撐和促進作用。

4結論及啟示

本文基于1999～2012年中國大陸30個省級單位的面板數(shù)據(jù)，運用Hansen（1999）提出的面板門檻回歸模型，以交通基礎設施為門檻變量，檢驗了交通基礎設施與區(qū)域旅游發(fā)展之間的非線性關系。研究結果表明，中國交通基礎設施對區(qū)域旅游發(fā)展的影響存在雙重門檻，根據(jù)門檻估計值可將交通基礎設施水平劃分為欠發(fā)達、中等和發(fā)達地區(qū)等3個區(qū)制，交通基礎設施水平處于不同區(qū)制時，其對區(qū)域旅游發(fā)展的影響作用存在顯著差異。具體表現(xiàn)為：交通基礎設施欠發(fā)達地區(qū)，交通基礎設施對旅游發(fā)展具有顯著積極影響；交通基礎設施中等地區(qū)，交通基礎設施對旅游發(fā)展未表現(xiàn)出顯著影響；交通基礎設施發(fā)達地區(qū)，交通基礎設施對旅游發(fā)展產(chǎn)生顯著的負向影響?？紤]交通基礎設施對區(qū)域旅游發(fā)展的影響可能存在滯后性，將交通密度變量的滯后一期和滯后二期作為替代變量引入門檻回歸模型，可以得出相似的結論。該結論有悖于交通基礎設施與區(qū)域旅游發(fā)展之間關系的傳統(tǒng)認識，說明二者之間的關系具有一定的復雜性，交通基礎設施促進區(qū)域旅游發(fā)展的機制與條件尚需進一步的理論分析和實證檢驗。

基于上述結論，本文提出以下對策建議：

（1） 正確認識交通基礎設施對區(qū)域旅游發(fā)展的作用，并在區(qū)域發(fā)展規(guī)劃中有所體現(xiàn)。要充分發(fā)揮政府的主導作用，協(xié)調(diào)旅游部門與交通部門的關系，交通發(fā)展規(guī)劃的制定應與區(qū)域宏觀發(fā)展規(guī)劃和旅游業(yè)發(fā)展總體規(guī)劃相銜接；加強宏觀調(diào)控，科學預測、合理建設，使旅游交通基礎設施建設的資金流向符合區(qū)域發(fā)展規(guī)律，避免為了發(fā)展旅游業(yè)而盲目地進行交通基礎設施的大規(guī)模投資建設。

（2） 旅游業(yè)發(fā)展落后地區(qū)借鑒發(fā)達地區(qū)的模式或政策時要結合地方實際，避免全盤復制，以滿足市場需求為原則，通過充分調(diào)研和合理規(guī)劃，加快交通基礎設施建設速度，提升交通綜合營運能力。在受限于自然環(huán)境、交通基礎設施規(guī)模建設存在較大難度的西部地區(qū)，應充分利用現(xiàn)有的資源和條件，在交通營運管理中引入信息化設備和技術，提高交通系統(tǒng)的使用效率，逐步形成結構合理、道路通暢、運輸安全快捷的旅游交通運輸體系，最大限度地使交通基礎設施建設在區(qū)域旅游發(fā)展中發(fā)揮實效。

（3） 交通基礎設施并非是影響區(qū)域旅游發(fā)展的唯一因素，旅游發(fā)展規(guī)劃中還要注意其他因素的作用，尤其是零售、餐飲、娛樂等行業(yè)以及信息、能源等基礎設施建設。在區(qū)域發(fā)展政策上，堅持興利除弊原則，通過資源的進一步挖掘與合理化配置，實現(xiàn)交通基礎設施與這些因素的深層次融合，共同促進區(qū)域旅游的發(fā)展。

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