蔣 瑛 劉 琳 劉寒綺

（四川大學經(jīng)濟學院，四川成都 610065）

0 引言

2020 年黨的十九屆五中全會強調(diào)我國已轉向高質量發(fā)展階段，高質量發(fā)展的要求已經(jīng)擴展到我國經(jīng)濟、社會、文化、生態(tài)等各領域的方方面面。與此同時，習近平總書記進一步強調(diào)高質量發(fā)展不是只對經(jīng)濟發(fā)達地區(qū)的要求，而是所有地區(qū)發(fā)展都必須貫徹且長期堅持的要求。旅游承載著人民對美好生活的向往，與推動經(jīng)濟高質量發(fā)展的落腳點是契合的。無論地區(qū)經(jīng)濟是否發(fā)達，作為綜合性產(chǎn)業(yè)，旅游業(yè)都可以作為地區(qū)經(jīng)濟高質量發(fā)展的引擎或動力行業(yè)，所以旅游業(yè)的高質量發(fā)展直接關乎我國各地區(qū)及其他行業(yè)高質量發(fā)展全局。2019 年的中央經(jīng)濟工作會議明確提出“推動旅游經(jīng)濟高質量發(fā)展”，2020 年全球新冠疫情重挫旅游需求，我國旅游人數(shù)呈斷崖式下降，部分旅游企業(yè)面臨生死抉擇，與此同時個性化、碎片化和多元化的旅游需求也正在形成，旅游市場變得更加復雜。后疫情時代，政府要應對具有新特征的旅游需求，必須采取新思維、新動能和新模式（戴斌，2020），也就是說，“十四五”時期我國旅游經(jīng)濟高質量發(fā)展仍是旅游業(yè)發(fā)展的主攻方向。互聯(lián)網(wǎng)和數(shù)字化是提高旅游質量的新動能，持續(xù)深化“互聯(lián)網(wǎng)+旅游”是我國旅游經(jīng)濟高質量發(fā)展的切入點，互聯(lián)網(wǎng)、數(shù)字化與旅游業(yè)深度融合催生出的智慧旅游（Smart Tourism）將成為旅游經(jīng)濟高質量發(fā)展的重頭戲。因此，研究“智慧旅游”與“旅游經(jīng)濟高質量發(fā)展”的關系對我國旅游業(yè)發(fā)展極其重要。

2012年5月，國家旅游局為引導和推動全國智慧旅游發(fā)展，確定了首批國家智慧旅游試點城市，包括北京、武漢、成都、福州、大連、廈門、黃山、溫州、煙臺、洛陽、武夷山、南京、蘇州、無錫、常州、南通、揚州、鎮(zhèn)江18 個城市。2013 年1 月，國家旅游局辦公室印發(fā)《關于確定天津等15個城市為第二批國家智慧旅游試點城市的通知》，公布第二批國家智慧旅游試點城市，包括天津、廣州、杭州、寧波、青島、長春、鄭州、太原、昆明、貴陽、秦皇島、湘潭、牡丹江、銅仁14個城市。最終，共確定32個智慧旅游試點城市。其實在智慧旅游實踐方面，美國、韓國、日本、新加坡及部分歐洲國家開始的時間比中國早，經(jīng)驗更加豐富。但是全球少有國家將智慧旅游納為旅游產(chǎn)業(yè)發(fā)展的核心戰(zhàn)略（李云鵬等，2014）?？梢哉f，中國的智慧旅游建設在全球還沒有完全參照系，只能在智慧旅游的建設中不斷摸索。創(chuàng)新本身是一個試錯的過程，因此我們必須不斷地檢驗創(chuàng)新道路的正確性。這就引出了一個具有現(xiàn)實意義的重要新問題：依賴先進信息技術的智慧旅游建設是否可以真正地推動城市旅游經(jīng)濟的高質量發(fā)展？我國政府在2012年設立第一批智慧旅游試點城市，可將其看作一次自然實驗，為回答上述問題提供了可能。

全要素生產(chǎn)率（Total Factor Productivity，簡稱TFP）在新古典經(jīng)濟增長理論中被認為是經(jīng)濟增長的一個動力來源，隨著我國經(jīng)濟進入高質量發(fā)展時期，經(jīng)濟增長的動力對科技創(chuàng)新和資源高效配置產(chǎn)生更強的依賴，因此，生產(chǎn)率上升可以作為提升經(jīng)濟增長質量的有效途徑（馬曉龍，2014）。進一步地，結合我國各地區(qū)旅游業(yè)發(fā)展實踐，查建平等（2018）發(fā)現(xiàn)我國旅游業(yè)發(fā)展過程中所面臨的種種問題的癥結在于全要素生產(chǎn)率低下，同時左冰等（2008）也認為旅游行業(yè)的全要素生產(chǎn)率可作為評價旅游經(jīng)濟增長質量的重要指標。故無論是從理論上還是從實踐上看，提升旅游全要素生產(chǎn)率都是旅游經(jīng)濟高質量發(fā)展的關鍵，可以從全要素生產(chǎn)率的視角研究旅游經(jīng)濟高質量發(fā)展問題。

綜上，基于2008—2018 年我國53 個旅游城市的面板數(shù)據(jù)，本文運用雙重差分法（Difference-in-Differences model，簡稱DID），實證檢驗城市的智慧旅游建設對旅游全要素生產(chǎn)率水平產(chǎn)生的政策效果。在此基礎上，分解旅游業(yè)全要素生產(chǎn)率指數(shù)以驗證其作用機制，并分組樣本城市研究城市異質性問題。

1 文獻綜述

自國家提出旅游高質量發(fā)展以來，國內(nèi)涌現(xiàn)出大量與旅游產(chǎn)業(yè)高質量發(fā)展相關的研究。國內(nèi)現(xiàn)有文獻多關注鄉(xiāng)村旅游領域的高質量發(fā)展問題（張碧星，2018；于法穩(wěn)等，2020；王勇，2020），且多為定性研究。量化研究旅游經(jīng)濟高質量發(fā)展主要有：何芙蓉等（2020）使用旅游者在旅游地的平均消費水平、王松茂等（2020）使用旅游資源轉換效率衡量旅游高質量發(fā)展水平。也有研究者通過構建評價指標體系的方法直接測算旅游高質量發(fā)展水平值（張新成等，2020）。

目前，直接研究智慧旅游與旅游經(jīng)濟關系的國內(nèi)外文獻較少。國外嚴格意義上沒有專門提出智慧旅游的概念（張凌云 等，2012），只是關注智慧旅游目的地（Smart Tourism Destination，簡稱STD），主要涉及智慧旅游目的地的恢復力（Gretzel et al.，2018）和競爭力（Boes et al.，2016）等方面。部分國外研究者偏重從微觀應用視角研究智能技術在旅游行業(yè)的應用（梁留科，2015）。近年來涌現(xiàn)了大量此類文獻，Chi等（2020）研究了游客對旅游服務中應用的人工智能設備的使用態(tài)度。Zhou等（2020）和Kleinlein 等（2019）分別針對智能旅游推薦系統(tǒng)和旅游信息系統(tǒng)在實際應用中出現(xiàn)的問題進行了研究。

國內(nèi)由于發(fā)展智慧旅游的時間較晚，智慧旅游理論體系還處于建構過程中，與智慧旅游理論體系相關的研究較多，而關于智慧旅游與旅游經(jīng)濟的研究相對較少，主要在旅游市場、旅游消費者行為、旅游競爭力、游客滿意度方面。具體而言：張旗（2013）基于問卷調(diào)查和典型訪談的結果得出智慧旅游對旅游市場可能產(chǎn)生旅游者消費體驗逐步缺場化、旅游信息的經(jīng)濟地位提升等影響；羅劍宏等（2014）從管理、服務和營銷3 個維度出發(fā)構建智慧旅游對游客消費行為變化影響機制的概念模型，以此探究智慧旅游對游客消費者行為的影響。黃松等（2017）從旅游經(jīng)濟發(fā)展競爭力、旅游科技創(chuàng)新競爭力、旅游發(fā)展?jié)摿Ω偁幜Α⒙糜苇h(huán)境支撐競爭力、旅游發(fā)展保障競爭力5 個方面構建智慧旅游城市旅游競爭力評價指標體系，運用BP 神經(jīng)網(wǎng)絡模型對首批國家智慧旅游試點城市中的12 個智慧旅游城市的旅游競爭力進行評價分析。左晶晶等（2020）構建涵蓋信息、管理、設施和營銷服務4個方面的智慧旅游評價體系，使用游客對游玩設施、交通環(huán)境、餐飲情況、服務、游樂園等方面滿意度的評分數(shù)據(jù)，分析智慧旅游對游客滿意度的影響。

綜上所述，目前以客觀數(shù)據(jù)為支撐，針對智慧旅游建設的旅游經(jīng)濟效應的研究尚屬空白，更沒有觸及建設效果的城市異質性問題研究。雖然國內(nèi)也有研究者考察過其他旅游政策的旅游經(jīng)濟效應，如創(chuàng)建全域旅游示范區(qū)政策（石培華等，2020；徐鯤等，2021），但他們多關注旅游經(jīng)濟“量”的增長，直接用旅游總收入和總人數(shù)來衡量，忽略了旅游經(jīng)濟“質”的提高，研究機制上多聚焦在基礎設施、產(chǎn)業(yè)結構層面，未深入到更微觀的機制。因此本文基于53 個旅游城市的數(shù)據(jù)，采用旅游全要素生產(chǎn)率衡量旅游經(jīng)濟高質量發(fā)展水平，運用雙重差分法更加客觀地評價智慧旅游建設的旅游經(jīng)濟效應，并通過進一步分析來探究其影響機制和城市異質性問題。

2 理論假說

旅游產(chǎn)業(yè)的高質量發(fā)展受到結構性問題的嚴重制約（陳太政等，2013）。城市旅游增長極限的分析框架可以揭示城市旅游更深層次的結構性問題，該框架認為城市旅游增長極限受到旅游供需極限的影響，其中，供給極限又受到需求極限的限制，所以城市旅游“量”的增長關鍵在于旅游需求增長極限，同時，城市旅游“質”的增長在于旅游供需的平衡，供給不足的過度旅游和供大于求的旅游過度化都只是“有增長無發(fā)展”的結果（梁增賢等，2020）。所以，突破旅游增長極限需要一個強大外力，以改變影響城市旅游需求增長的長期性因素和解決旅游供需失衡問題。我國政府文件《關于促進智慧旅游發(fā)展的指導意見》界定智慧旅游為“運用新一代信息網(wǎng)絡技術和裝備，充分準確及時感知和使用各類旅游信息，達到旅游服務、旅游管理、旅游營銷、旅游體驗智能化的目的”。金振江等（2015）指出全面物聯(lián)、充分整合、協(xié)同運作、激勵創(chuàng)新是智慧旅游的重要特點，是由龐大先進技術體系支撐的。從智慧旅游的定義與其特點來看，智慧旅游可以看作旅游行業(yè)歷史上的一次重大創(chuàng)新與變革。因此，城市旅游增長極限的視角下，作為促進我國城市旅游發(fā)展從要素和投資驅動轉向創(chuàng)新驅動的重大舉措，智慧旅游建設存在突破城市旅游需求增長極限、平衡旅游供給端與需求端的可能性，從而促進城市旅游經(jīng)濟高質量發(fā)展。具體地，智慧旅游建設主要通過技術創(chuàng)新效應、資源配置效應和規(guī)模經(jīng)濟效應實現(xiàn)城市旅游“有增長有發(fā)展”的高質量特征。

智慧旅游建設的技術創(chuàng)新效應實質上是旅游業(yè)將新一代的通信、物聯(lián)網(wǎng)、人工智能等根本性的技術轉化為生產(chǎn)力的過程，是城市創(chuàng)新變革的重要發(fā)力點（葉光輝等，2020）。不同于傳統(tǒng)旅游服務行業(yè)，智慧旅游大數(shù)據(jù)平臺可以有效應用移動運營商數(shù)據(jù)、旅游行業(yè)數(shù)據(jù)和旅游監(jiān)管數(shù)據(jù)精準分析及有效預測游客信息，更加準確和快速地服務于旅游行業(yè)的需求升級。智慧旅游一方面有利于滿足更多個性化、品牌化與高端化的消費需求，拓寬潛在旅游消費需求范圍，實現(xiàn)城市旅游需求增長，另一方面，有助于解決區(qū)域出游率不均衡和居民出游時間高度失衡的問題，平衡我國旅游區(qū)域空間發(fā)展，從而改變旅游供需錯配現(xiàn)象。

智慧旅游建設的資源配置效應是指在要素投入既定條件下，通過有效利用新技術提高投入要素利用率從而擴大產(chǎn)出。旅游業(yè)融合智慧技術形成的數(shù)字旅游和虛擬旅游等，將帶動知識、信息、技術等新型要素向其他旅游新業(yè)態(tài)（如鄉(xiāng)村旅游、商務旅游、會展旅游等）轉移與集聚，促進信息流、資金流、人流、物流等在多樣化的旅游新業(yè)態(tài)中協(xié)調(diào)高效運轉，為涉及“吃住行游購娛體療學悟”等旅游活動提供高效的創(chuàng)新生態(tài)，使得城市在原有需求的基礎上可吸引更多需求。同時，智慧技術使得旅游企業(yè)不斷革新傳統(tǒng)組織管理形式與商業(yè)模式，提升企業(yè)配置調(diào)度全部生產(chǎn)要素的效率，降低旅游與其他產(chǎn)業(yè)進行價值轉移及新業(yè)態(tài)企業(yè)運營的成本，給大量傳統(tǒng)的旅游服務環(huán)節(jié)增強轉型動力，從而緩解我國旅游產(chǎn)品要素配置不合理的供給結構性矛盾（徐金海等，2016）。

智慧旅游建設的規(guī)模經(jīng)濟效應是指智慧旅游建設達到一定規(guī)模后，較少的要素投入可使旅游產(chǎn)出得到較大的增長，原因在于相比勞動、資本等傳統(tǒng)要素，智慧旅游建設多投入的是知識、信息、技術等邊際收益遞增、規(guī)模報酬遞增和低成本擴散的新型要素（石大千等，2018），較小的投入便可帶動較大的旅游需求增長。這一效應也使得政府為了在一定成本下實現(xiàn)旅游產(chǎn)出的最大化，更愿意參與到區(qū)域旅游一體化的建設中，從而解決我國城際旅游經(jīng)濟失衡和規(guī)模效益低下的結構性問題（劉承良 等，2009）。

基于此，本文提出如下假說：

假說1：智慧旅游建設能夠促進旅游經(jīng)濟高質量發(fā)展。

假說2：智慧旅游建設能夠通過技術創(chuàng)新效應、資源配置效應及規(guī)模經(jīng)濟效應促進旅游經(jīng)濟高質量發(fā)展。

經(jīng)濟基礎是智慧旅游建設的前提條件。規(guī)模大的城市具有更好的基礎條件和優(yōu)勢，這可能導致城市的智慧旅游建設對旅游經(jīng)濟高質量發(fā)展的影響存在異質性特征。保繼剛等（2011）認為不同等級的城市具有差異性的特征，高等級城市的功能和地位更高，存在較強的城市旅游需求增長“拉力”，中低等級城市擁有較充裕的城市旅游核心要素及良好的城市主題和特色，但其城市功能較弱，投資旅游核心要素的能力不足。城市的不同等級使智慧旅游建設的資源配置效應產(chǎn)生異質性特征。較高等級的城市發(fā)展較早，已經(jīng)在其城市的眾多旅游項目中投入了大量資金，城市旅游水平整體上較高，具有更加多元的可驅動旅游結構性增長的城市功能（梁增賢等，2014），資源配置效應更容易得到發(fā)揮。一般地，等級較低的城市的旅游服務能力、旅游基礎設施建設能力及旅游資源利用能力都相對有限，很多旅游新業(yè)態(tài)未得到完全培育甚至可能還未出現(xiàn)，盡管資源配置效應使得新型要素流通加快，但低水平的旅游發(fā)展能力將阻礙其配置和應用智慧要素，較短時間內(nèi)要素配置難以接近最優(yōu)組合，資源配置效應只能得到有限發(fā)揮。城市的不同等級還會使智慧旅游建設的規(guī)模經(jīng)濟效應產(chǎn)生異質性特征。較高等級城市的旅游經(jīng)濟發(fā)展相對成熟、已經(jīng)達到較高水平，很難大幅度調(diào)整投入產(chǎn)出規(guī)模，發(fā)揮規(guī)模經(jīng)濟效應的空間相對有限。而較低等級的城市發(fā)展旅游業(yè)的潛力很大，其往往擁有較強的旅游核心要素，如世界遺產(chǎn)、歷史街區(qū)、國家級重點風景名勝區(qū)等，這些要素是影響游客是否前往旅游目的地的重要因素（Pestana et al.，2011）。目前我國中高端酒店的投資已經(jīng)出現(xiàn)從高等級城市向更低等級城市轉移的趨勢（章晴等，2015）?？梢?，隨著對智慧旅游認識的加深，較低等級的城市可以通過大幅度地調(diào)整投入產(chǎn)出規(guī)模更好地發(fā)揮規(guī)模經(jīng)濟效應。

基于此，本文提出如下假說：

假說3：智慧旅游的資源配置效應和規(guī)模經(jīng)濟效應具有明顯的城市異質性。等級較高的城市具有顯著的資源配置效應；等級較低的城市具有顯著的規(guī)模經(jīng)濟效應。

3 研究設計

3.1 旅游全要素生產(chǎn)率的測算與分析

3.1.1 測算方法

考慮到數(shù)據(jù)包絡分析具有多輸入多輸出、無須考慮數(shù)據(jù)量綱影響等優(yōu)勢，且DEA-Malmquist 指數(shù)在DEA 方法的基礎上加入了時間維度，可增加結果的客觀性和準確性，故本文采用DEA-Malmquist 指數(shù)法對樣本城市（即生產(chǎn)決策單元）2008—2018 年的旅游全要素生產(chǎn)率水平進行測算與評價。全要素生產(chǎn)率Malmquist 指數(shù)的準確測算依賴于投入和產(chǎn)出指標的正確選擇。經(jīng)濟學通常認為生產(chǎn)要素包含資本、勞動力、土地和自然資源3個基本要素。本文通過借鑒已有研究成果并考慮數(shù)據(jù)的可獲得性，使用星級酒店數(shù)作為城市旅游業(yè)的資本要素投入指標（王坤等，2016），使用5A級景區(qū)數(shù)度量城市旅游資源豐裕度，作為土地和自然資源要素投入指標（鄧濤濤等，2016），勞動力要素投入用旅游業(yè)直接從業(yè)人數(shù)表示。由于我國并沒有地級行政區(qū)旅游業(yè)人數(shù)的統(tǒng)計資料，只能獲得省級旅游業(yè)從業(yè)人數(shù)，本文采用各省級行政區(qū)旅游業(yè)從業(yè)人數(shù)乘以地級行政區(qū)在所屬省級行政區(qū)第三產(chǎn)業(yè)從業(yè)人數(shù)占比的方法獲得各地級行政區(qū)的旅游業(yè)從業(yè)人數(shù)。產(chǎn)出指標是指能反映旅游業(yè)經(jīng)營效果的指標，本文用各城市國內(nèi)和入境旅游總人數(shù)與總收入作為產(chǎn)出指標。

本文采取線性插值的方式補齊缺失值，參照世界銀行WDI 數(shù)據(jù)庫中的1 美元合人民幣的貨幣匯率（年平均價）將旅游外匯收入轉換為以人民幣為計價單位的變量，然后對旅游收入進行平減化處理。由于缺乏地級行政區(qū)層面的指數(shù)，本文以2007 年為基期的各省級行政區(qū)CPI 指數(shù)來平減旅游收入指標，以消除通貨膨脹的影響。以上數(shù)據(jù)來自《中國旅游統(tǒng)計年鑒》《中國文化文物和旅游統(tǒng)計年鑒》、文化和旅游部發(fā)布的《全國5A 級景點名錄》、國家旅游局統(tǒng)計公布的相關數(shù)據(jù)，以及各省級行政區(qū)的旅游統(tǒng)計年鑒。

由于第t+1 年的效率值是評估以第t 年全體決策單元為參照點構筑的前沿面而得到的，而且Malmquist 指數(shù)法得到的全要素生產(chǎn)率變化率是變化量而非水平量，因此，本文參考許海平等（2010）的研究，將全要素生產(chǎn)率變化率轉化為全要素生產(chǎn)率累積值，最終測算出旅游全要素生產(chǎn)率水平，計算公式如下：

式（1）中，(x,y)、(x,y)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，D意味著規(guī)模報酬不變，D意味著規(guī)模報酬可變。TFPCH 代表全要素生產(chǎn)率指數(shù)，該指數(shù)可分解為技術進步指數(shù)（TECHCH）、純技術效率指數(shù)（PECH）和規(guī)模效率指數(shù)（SECH），指數(shù)值大于1，表明正增長，指數(shù)值等于或小于1，表明未增長或負增長。

3.1.2 結果分析

本文根據(jù)2013年唐人中國城市旅游競爭力年會發(fā)布的“2013年度中國旅游競爭力百強市（區(qū)、縣）唐人排行榜”，且考慮到數(shù)據(jù)的可得性及城市規(guī)模，最終選取53個旅游城市作為樣本城市，每個旅游城市被當作一個決策單元。運用Deap 2.1軟件測算城市的Malmquist指數(shù)，城市旅游全要素生產(chǎn)率水平前三的城市分別為常州（17.96%）、揚州（9.34%）和鎮(zhèn)江（8.76%），均為智慧旅游試點城市。進一步，分別對第一批實驗組（2012 年首批智慧旅游試點城市中的16 個）、第二批實驗組（2013年第二批智慧旅游試點城市中的11 個）和控制組（26 個非試點旅游城市）的全要素生產(chǎn)率水平及其分解效率水平均值進行分析（見表1）。

表1 旅游城市平均累積全要素生產(chǎn)率指數(shù)及其分解情況

從研究對象看，第一批實驗組的全要素生產(chǎn)率及其分解效率水平的增長率大都高于控制組，智慧旅游政策（下文簡稱“政策”）實施后第一批實驗組全要素生產(chǎn)率水平是政策前的2.7 倍左右，分解效率中的技術進步水平增長高達38.5%，遠高于控制組的8.7%。2013年第二批實驗組全要素生產(chǎn)率水平均值大于實驗組，但均值增幅小于第一批實驗組。

為了更直觀地比較分析智慧旅游城市與非智慧旅游城市的旅游全要素生產(chǎn)率的趨勢變化，本文繪圖展示三組城市的4種效率水平的均值變化（見圖1）。2008—2018 年旅游全要素生產(chǎn)率水平均呈現(xiàn)正增長趨勢，但相對而言，智慧旅游城市的增速大于非智慧旅游城市。政策實施后，第一批實驗組的旅游全要素生產(chǎn)率增速顯著增加，而第二批實驗組仍呈現(xiàn)逐年增長態(tài)勢但增速趨于平緩。政策實施后，第一批實驗組的技術進步水平、純技術效率水平、規(guī)模效率水平均值增速上升幅度顯著高于控制組，而第二批實驗組呈小幅增長態(tài)勢，略高于控制組。

圖1 旅游全要素生產(chǎn)率均值變化趨勢

為進一步考察智慧旅游城市平均效率水平的年份分布情況，本文繪制了第一批和第二批實驗組平均效率水平的核密度圖（見圖2）。平均全要素生產(chǎn)率水平數(shù)據(jù)分布較為集中，絕大多數(shù)年份的數(shù)值大于1，表明其整體呈正增長態(tài)勢，以中高速增長的年份居多。平均技術進步水平各年數(shù)值基本分布在大于1的范圍，大體保持正增長態(tài)勢。純技術效率水平和規(guī)模效率水平的平均值都集中在右側，中高速增長情況居多。比較全要素生產(chǎn)率曲線與技術進步水平曲線發(fā)現(xiàn)有所重合，二者表現(xiàn)出較強的相關性，初步說明全要素生產(chǎn)率增長的主要貢獻可能來自于技術進步。

圖2 旅游全要素生產(chǎn)率的核密度

綜上所述，我們可以初步推斷實施智慧旅游城市政策對旅游全要素生產(chǎn)率的提高具有促進作用，但還需要借助計量方法更科學地驗證這種促進作用的可能性及其大小。

3.2 模型設定

本文對智慧旅游的評估基于2012 年的智慧旅游試點城市樣本，利用DEAMalmquist 指數(shù)法測算的城市旅游全要素生產(chǎn)率水平（atfpch）作為旅游經(jīng)濟高質量發(fā)展的代理變量。以政策實施時間2012年為界限，構建兩個虛擬變量：（1）實驗組和控制組虛擬變量（treated），實驗組為第一批智慧旅游試點城市，定義為1；控制組為26個非試點城市，定義為0；（2）政策時間虛擬變量（time），2012年及之后定義為1，之前定義為0。為保證結果的科學性和穩(wěn)健性，本文參考石大千等（2018）的研究，將2013 年設立的第二批智慧旅游試點城市在基準回歸中剔除，將其用于模型的穩(wěn)健性檢驗?；贒ID方法的回歸模型設定如下：式（2）中，i，t分別表示城市和時間；atfpch 表示城市旅游全要素生產(chǎn)率水平；α為常數(shù)，α是本文重要的待估系數(shù)，表示實施智慧旅游政策的城市，與沒有建設智慧旅游的城市相比，旅游全要素生產(chǎn)率是否發(fā)生顯著變化；X表示影響旅游全要素生產(chǎn)率水平的控制變量，b為相應控制變量的待估系數(shù)，旅游全要素生產(chǎn)率水平除了受資本、勞動力等內(nèi)在因素的影響，同時會受到外生因素的影響，為避免遺漏變量，本文選取了一系列控制變量；η為城市固定效應，ν為年份固定效應，ε為隨機擾動項。

3.3 變量選擇與數(shù)據(jù)說明

本文的被解釋變量是旅游全要素生產(chǎn)率，控制變量有：（1）產(chǎn)業(yè)結構（stru），借鑒楊克文等（2019）的做法，用城市第三產(chǎn)業(yè)占城市GDP 的比重度量，第三產(chǎn)業(yè)占比越大的城市旅游配套資源越豐富，能夠為旅游經(jīng)濟發(fā)展提供更優(yōu)的產(chǎn)業(yè)環(huán)境與市場客源。（2）人口密度（pop），用城市實際人口密度表示，旅游目的地與游客距離密切相關（Taylor，2001；Richards，2002），游客選擇出游目的地多遵循就近原則，就我國而言，國內(nèi)旅游大部分增長來自本地區(qū)居民（孫根年等，2008），而且考慮到各個城市土地面積的差異，人口密度相比人口總數(shù)更能反映城市潛在的旅游消費需求量。（3）信息化水平（infor），用城市互聯(lián)網(wǎng)用戶數(shù)占城市總戶數(shù)的比重表示（鄭群明等，2020），互聯(lián)網(wǎng)越普及，消費者可了解到的旅游信息越多，使得旅游資源得到高效配置，進一步釋放城市潛在的旅游消費需求。（4）教育水平（edu），用城市普通高等學校學生數(shù)與城市總人口數(shù)的比值表示，普通高等學校的學生是受教育程度較高的群體，其旅游需求更旺盛，而且本地大學生人數(shù)越多越有利于文化交流，吸引更多的國際游客，大大增加旅游有效需求存在的概率（李光勤等，2018）。（5）對外開放程度（open），以城市當年實際使用外資金額（轉換為人民幣）占城市GDP 的比重表示，對外開放程度越大，越有助于城市發(fā)展入境旅游（曾玉華等，2018），同時，得到更多外資資本支持的城市能獲得更先進的經(jīng)營理念和服務設施，從而促進旅游經(jīng)濟質量的提升。（6）經(jīng)濟發(fā)展水平（econ），參考張茜等（2018）的研究以各年實際城市人均GDP 來表示，并以2008 年為基期進行平減化和對數(shù)化處理，經(jīng)濟發(fā)展水平越高的城市越具有向旅游業(yè)投入大規(guī)模和優(yōu)質要素的能力，可為城市的旅游經(jīng)濟發(fā)展創(chuàng)造更優(yōu)良的市場環(huán)境。本文控制變量所使用的數(shù)據(jù)主要來自《中國城市統(tǒng)計年鑒》《中國城市建設統(tǒng)計年鑒》《中國區(qū)域經(jīng)濟年鑒》、各省級行政區(qū)統(tǒng)計年鑒及各城市的國民經(jīng)濟與社會發(fā)展統(tǒng)計公報。由于部分地級市的個別年份存在某些數(shù)據(jù)缺失，故采用插值法將其補齊。主要變量的描述性統(tǒng)計情況如表2所示。

表2 變量描述性統(tǒng)計情況

4 實證檢驗

4.1 平行趨勢檢驗

雙重差分的前提是假設選擇實驗組與控制組是隨機的，故在實施智慧旅游城市試點政策前的實驗組和控制組的全要素生產(chǎn)率水平變化趨勢應不存在顯著差異，否則會因其他因素的影響而產(chǎn)生政策效應誤差。由此本文將分組虛擬變量treated 與各年份相乘得到交互項pre_i、current 和post_i，其中pre_i為政策實施前第i年（i=1，2，3），current為政策實施年，post_i為政策實施后第i年（i=1，2，…，6）。將上述交互項變量置于基準模型式（2）中，通過交互項系數(shù)的顯著性判斷共同趨勢。模型回歸結果見圖3，結果通過平行趨勢檢驗，符合使用雙重差分方法的前提。

圖3 平行趨勢檢驗

4.2 基準回歸分析

根據(jù)式（2）分析智慧旅游城市的整體政策效應，首先對式（2）進行Hausman 檢驗，結果顯示P 值為0.0000 顯著小于0.1，采用固定效應模型進行回歸。表3 中列（1）為沒有加入控制變量時的結果，表明智慧旅游政策效應對旅游全要素生產(chǎn)率水平的影響在1%的水平上顯著為正，智慧旅游城市建設顯著提升了旅游全要素生產(chǎn)率水平。在列（2）～列（7）依次加入控制變量，模型整體解釋力逐步增強，結果顯示智慧旅游政策效應大小略有波動，但依然很顯著。控制變量中，產(chǎn)業(yè)結構、人口密度和信息化水平均在統(tǒng)計上顯著，且符號為正，說明第三產(chǎn)業(yè)規(guī)模、人口集聚水平和互聯(lián)網(wǎng)普及程度均能正向促進旅游全要素生產(chǎn)率水平。其中，回歸系數(shù)值最大的為產(chǎn)業(yè)結構，表明第三產(chǎn)業(yè)規(guī)模是促進全要素生產(chǎn)率增長的一個重要因素。而教育水平、對外開放程度和經(jīng)濟發(fā)展水平不具有統(tǒng)計顯著性，說明高等學校學生比重、外商直接投資規(guī)模和城市人均GDP 水平對旅游全要素生產(chǎn)率沒有明顯影響。因此，控制變量加入與否，實證結果都表明智慧旅游城市建設可顯著正向影響旅游全要素生產(chǎn)率水平。又因旅游全要素生產(chǎn)率水平是旅游經(jīng)濟高質量發(fā)展的關鍵，由此證明了假說1，即智慧旅游城市建設能夠促進旅游經(jīng)濟高質量發(fā)展。

表3 智慧旅游城市建設對旅游全要素生產(chǎn)率水平的基準回歸結果

4.3 PSM-DID檢驗

基于共同趨勢的前提，采取PSM-DID方法進行實證檢驗，以降低雙重差分法的估計偏誤。首先，將智慧旅游城市分組虛擬變量對控制變量進行Logit 回歸，獲得傾向性得分值，PSM-DID 適用性檢驗（共同支撐假設）結果表明（見表4），匹配后所有變量不具有顯著性差異，故可使用PSM-DID 方法。在運用PSM-DID 方法之后，智慧旅游城市建設依然顯著正向影響城市旅游全要素生產(chǎn)率水平（見表5），本文的實證結論得到進一步支撐。

表4 PSM-DID適用性檢驗（共同支撐假設）

表5 智慧旅游城市建設對旅游全要素生產(chǎn)率水平的PSM-DID檢驗

4.4 安慰劑檢驗

（1）改變實驗組。為檢驗模型的穩(wěn)健性，本文將2013 年設立的第二批智慧旅游試點城市加入回歸樣本，代入基準模型式（2）中進行分析。改變實驗組后，DID回歸系數(shù)仍顯著為正（見表6），與前文結論相符，表明智慧旅游城市建設的政策效應具有穩(wěn)健性。

（2）改變時間窗寬。為識別智慧旅游城市試點政策對旅游全要素生產(chǎn)率水平提升的積極作用是否會隨著樣本時間而變化，本文以政策發(fā)生時間2012年為中間點，前后各取3年的樣本進行回歸。改變回歸時間區(qū)間后，智慧旅游城市建設的政策效應顯著為正（見表6），結果仍支持前文結論，模型穩(wěn)健性好。

（3）改變樣本范圍。由于各城市的政治、經(jīng)濟發(fā)展水平存在差異，本文通過去掉直轄市數(shù)據(jù)來改變樣本范圍進而考察實證結果的穩(wěn)健性。改變樣本范圍回歸結果顯示（見表6），去掉直轄市的數(shù)據(jù)后，智慧旅游城市建設對旅游全要素生產(chǎn)率水平的作用仍顯著為正，可見模型穩(wěn)健性好。

表6 安慰劑檢驗結果

4.5 作用機制分析

本文將交互項分別與技術進步指數(shù)、純技術效率指數(shù)和規(guī)模效率指數(shù)進行回歸，以驗證智慧旅游城市對城市旅游全要素生產(chǎn)率水平的作用機制。由表7可見，智慧旅游城市建設對旅游技術進步水平、純技術效率水平和規(guī)模效率水平存在顯著的正向作用，假說2 得以驗證。此外，表7 中，技術進步水平的系數(shù)最大且最顯著，說明智慧旅游城市建設對城市旅游全要素生產(chǎn)率水平的提升作用主要來自技術創(chuàng)新效應。

表7 智慧旅游城市建設的作用機制分析

4.6 異質性分析

考慮到我國各城市間在經(jīng)濟發(fā)展水平、基礎設施建設、城市功能多元化等方面存在差異，尤其是三線及以下城市在諸多方面都不及二線及以上城市（孔令章等，2021），故本文依據(jù)《2019 城市商業(yè)魅力排行榜》，將53 個旅游城市樣本劃分為二線及以上城市（城市等級較高）和三線及以下城市（城市等級較低）兩組，實證檢驗城市等級對智慧旅游建設與旅游經(jīng)濟高質量發(fā)展關系的影響。結果顯示（見表8）城市等級差異并不影響智慧旅游建設對旅游全要素生產(chǎn)率水平及技術進步水平的正向作用，但三線及以下旅游城市的正向作用明顯大于二線及以上旅游城市，說明智慧旅游對旅游經(jīng)濟高質量發(fā)展的影響和技術創(chuàng)新效應在三線及以下城市能夠得到更好的發(fā)揮?？赡茉蛟谟谌€及以下城市還處于經(jīng)濟快速發(fā)展的過程中，產(chǎn)業(yè)存在較大的運行空間，可充分借鑒二線及以上城市發(fā)展旅游業(yè)的成功經(jīng)驗和先進技術，后發(fā)優(yōu)勢明顯。同時，純技術效率水平和規(guī)模效率水平具有較為明顯的城市異質性特征，二線及以上城市智慧旅游建設顯著促進了城市的旅游純技術效率水平，表明等級較高的城市其資源配置效應更為顯著；三線及以下城市智慧旅游建設顯著促進了城市的旅游規(guī)模效率水平，說明等級較低的城市規(guī)模經(jīng)濟效應更顯著。綜上所述，異質性分析的結果支持了本文提出的假說3，即智慧旅游的資源配置效應和規(guī)模經(jīng)濟效應會因為城市等級不同而產(chǎn)生差異。

表8 智慧旅游城市建設的異質性分析

5 結論與建議

本文聚焦智慧旅游試點城市的旅游經(jīng)濟效應，以旅游全要素生產(chǎn)率衡量旅游經(jīng)濟高質量發(fā)展水平，使用2008—2018年中國53個旅游城市數(shù)據(jù)，通過雙重差分模型實證檢驗了智慧旅游建設對旅游經(jīng)濟高質量發(fā)展產(chǎn)生的影響，并深入微觀層面探究了其影響的作用機制及城市異質性問題。當前研究多忽略旅游經(jīng)濟“質”方面的問題，且缺乏對“智慧旅游”主題開展定量研究，本文關注智慧旅游對旅游經(jīng)濟“量”和“質”的影響，一定程度上彌補了當前研究的不足。本文結論表明：首先，智慧旅游城市建設對城市旅游全要素生產(chǎn)率產(chǎn)生顯著的正向影響，促進了旅游經(jīng)濟高質量發(fā)展，并且在改變實驗組為第二批智慧旅游試點城市、改變回歸時間為2012年前后三年及去掉直轄市改變樣本范圍進行穩(wěn)健性檢驗的情況下，上述結論仍然成立。其次，智慧旅游城市建設主要通過技術創(chuàng)新效應、資源配置效應和規(guī)模經(jīng)濟效應調(diào)整制約城市旅游需求增長的長期性因素，促進城市旅游“量”的增長，以及解決城市旅游經(jīng)濟發(fā)展過程中出現(xiàn)的一系列供需失衡的結構性問題，實現(xiàn)城市旅游“質”的增長，從而增加了城市突破其旅游經(jīng)濟增長極限的概率，進而推動城市的旅游經(jīng)濟走向高質量發(fā)展，其中，技術創(chuàng)新效應起著主要作用。最后，智慧旅游城市建設對旅游經(jīng)濟高質量發(fā)展的影響存在城市異質性，相對于三線及以下城市，等級較高的二線及以上城市的智慧旅游建設更容易發(fā)揮資源配置效應，而等級較低的三線及以下城市的規(guī)模經(jīng)濟效應更顯著。等級不同的城市在旅游全要素生產(chǎn)率水平和技術進步水平方面的顯著性水平無太大差異，但顯著程度有所不同。智慧旅游建設對等級較低的三線及以下城市的正向影響更大，具有更強的技術創(chuàng)新效應，可更大程度地推動城市旅游經(jīng)濟高質量發(fā)展。根據(jù)上述結論，本文提出如下政策建議：

一是繼續(xù)推進城市的“智慧旅游”建設。隨著我國旅游經(jīng)濟步入高質量發(fā)展階段，國家應當在全域旅游背景下，繼續(xù)以數(shù)字旅游為基礎，因地制宜、有序地開展智慧旅游建設，助力我國旅游經(jīng)濟實現(xiàn)“既有增長也有發(fā)展”的新格局。同時，各個城市都要積極主動地融入智慧旅游建設中，以打通數(shù)據(jù)孤島，科學評估旅游增長極限值，從而在一定程度上避免過度旅游和過度旅游化現(xiàn)象的出現(xiàn)，對于內(nèi)部已經(jīng)局部出現(xiàn)過度旅游或過度旅游化特征的城市，可借助“智慧旅游”建設緩解旅游供需矛盾，提升城市旅游業(yè)的發(fā)展質量。

二是充分利用“智慧旅游”建設產(chǎn)生的旅游經(jīng)濟效應。我國加快推進智慧旅游建設，應以促進技術進步為核心，側重技術的研發(fā)投入，更好地發(fā)揮智慧旅游的技術創(chuàng)新效應。同時，注重智慧旅游的資源配置效應和規(guī)模經(jīng)濟效應，以效率提升為突破口，加快要素投入，尤其是知識、信息、技術等新型要素的利用率，賦能旅游產(chǎn)業(yè)向數(shù)字化、網(wǎng)絡化和智能化轉型升級。

三是結合各個城市實際情況制定“智慧旅游”建設的差異化政策。相對來說，等級較高的城市過度旅游化現(xiàn)象更普遍，等級較高的智慧旅游城市要發(fā)揮好技術創(chuàng)新效應及資源配置效應突破旅游需求增長極限，實現(xiàn)旅游產(chǎn)品的有效供給。在等級較低的城市，智慧旅游建設的技術創(chuàng)新效應更加顯著，因此，三線及以下的智慧旅游城市要加大旅游業(yè)的創(chuàng)新投入，同時，積極參與到區(qū)域旅游一體化建設中，使得規(guī)模經(jīng)濟效應得到更充分的發(fā)揮。