舒 波，程培嫻，王 韌

(燕山大學(xué) 經(jīng)濟管理學(xué)院，河北 秦皇島 066004)

一、引言

國家《“十四五”文化和旅游發(fā)展規(guī)劃》提出，要加快京津冀三地文化和旅游協(xié)同機制和平臺建設(shè)，推進文化、旅游與其他領(lǐng)域融合發(fā)展，完善綜合效益高、帶動能力強的現(xiàn)代旅游業(yè)體系。京津冀地區(qū)人文歷史積淀豐富，旅游資源得天獨厚，旅游業(yè)是融合一二三產(chǎn)業(yè)的綜合性產(chǎn)業(yè)，其關(guān)聯(lián)產(chǎn)業(yè)達110多個，隨著京津冀協(xié)同發(fā)展的不斷推進，地區(qū)之間經(jīng)濟交流與合作也在不斷增強，在此背景下，研究旅游產(chǎn)業(yè)對關(guān)聯(lián)產(chǎn)業(yè)空間溢出效應(yīng)的強度和方向，探討不同產(chǎn)業(yè)受到旅游產(chǎn)業(yè)溢出效應(yīng)的區(qū)別及原因，對促進京津冀旅游產(chǎn)業(yè)及關(guān)聯(lián)產(chǎn)業(yè)高質(zhì)量發(fā)展具有重要參考意義。

目前，國內(nèi)外學(xué)者主要從三個方面研究旅游產(chǎn)業(yè)空間溢出效應(yīng)及旅游產(chǎn)業(yè)與關(guān)聯(lián)產(chǎn)業(yè)的關(guān)系。

一是旅游發(fā)展對區(qū)域經(jīng)濟增長的影響方面。Marrocu等[1]通過對歐洲地區(qū)的實證研究發(fā)現(xiàn)旅游流提高了當(dāng)?shù)亟?jīng)濟的整體效率水平。Seghir等[2]運用格蘭杰因果檢驗對49個國家進行研究，發(fā)現(xiàn)旅游消費與經(jīng)濟增長之間存在雙向格蘭杰因果關(guān)系。Glauco等[3]運用廣義矩量法(SYS-GMM)考察了旅游專業(yè)化與經(jīng)濟增長的關(guān)系，研究發(fā)現(xiàn)，盡管旅游專業(yè)化與經(jīng)濟增長在樣本中所有國家都具有正向關(guān)系，但中高收入國家比低收入國家從旅游專業(yè)化中獲益更多。Eleftheriou等[4]通過構(gòu)建空間計量模型對希臘地區(qū)進行實證研究，結(jié)果表明旅游發(fā)展與經(jīng)濟增長之間存在正相關(guān)關(guān)系，旅游產(chǎn)業(yè)空間溢出效應(yīng)顯著。王良健[5]、趙磊[6]、李秋雨[7]均采用空間滯后模型與空間誤差模型進行實證分析，綜合得出結(jié)論為：旅游產(chǎn)業(yè)具有顯著的空間溢出效應(yīng)，本地區(qū)旅游發(fā)展能夠促進鄰近地區(qū)經(jīng)濟增長，旅游業(yè)對經(jīng)濟增長的產(chǎn)出彈性與區(qū)域經(jīng)濟基礎(chǔ)呈正相關(guān)關(guān)系。

二是旅游產(chǎn)業(yè)對關(guān)聯(lián)產(chǎn)業(yè)影響方面。游超[8]研究發(fā)現(xiàn)，觀光農(nóng)業(yè)旅游發(fā)展構(gòu)成農(nóng)村經(jīng)濟增長的格蘭杰原因，農(nóng)業(yè)旅游對農(nóng)村總收入的提高起到帶動作用。鐘真[9]采用Tobit模型進行分析，得出鄉(xiāng)村旅游收入對農(nóng)業(yè)社會化服務(wù)效益的提高具有顯著正向影響的結(jié)論。李彬彬[10]使用PSM-DID方法研究發(fā)現(xiàn)，休閑農(nóng)業(yè)對農(nóng)村經(jīng)濟貢獻顯著且具有累積效應(yīng)但存在滯后性。左冰[11]運用VAR模型、格蘭杰因果檢驗研究得出，當(dāng)旅游業(yè)發(fā)展到一定階段后，可能會擠出工業(yè)投資，導(dǎo)致去工業(yè)化。劉嘉毅[12]運用混合回歸(POLS)、系統(tǒng)廣義矩估計法(SYS-GMM)研究發(fā)現(xiàn)，旅游發(fā)展對房價有顯著正向影響且主要發(fā)生于當(dāng)期。趙金金[13]、陳曉艷[14]基于空間杜賓模型，探討旅游產(chǎn)業(yè)的空間溢出效應(yīng)，擬合結(jié)果證實了本地區(qū)旅游發(fā)展會對鄰近地區(qū)旅游經(jīng)濟增長產(chǎn)生顯著的正向空間溢出效應(yīng)。

三是運用投入產(chǎn)出法對旅游業(yè)的產(chǎn)業(yè)關(guān)聯(lián)度進行測算。Kweka等[15]運用投入產(chǎn)出法測算了坦桑尼亞地區(qū)旅游業(yè)與其他部門之間的相互依存關(guān)系，發(fā)現(xiàn)旅游業(yè)具有顯著的后向關(guān)聯(lián)效應(yīng)且對產(chǎn)出和收入具有顯著影響。劉曉欣[16]對旅游部門的產(chǎn)業(yè)關(guān)聯(lián)度測算發(fā)現(xiàn)，直接消耗系數(shù)較高的產(chǎn)業(yè)為：工業(yè)(0.0536)、住宿業(yè)(0.1230)、餐飲業(yè)(0.1369)，直接分配系數(shù)較高的產(chǎn)業(yè)為：農(nóng)業(yè)(0.0028)、建筑業(yè)(0.0197)、批發(fā)零售業(yè)(0.0058)。盧璐[17]測算得出，直接消耗系數(shù)較高的產(chǎn)業(yè)為：住宿和餐飲業(yè)(0.2599)，直接分配系數(shù)較高的產(chǎn)業(yè)為：房地產(chǎn)業(yè)(0.0012)、農(nóng)業(yè)(0.0009)、郵政業(yè)(0.0007)。參考上述研究結(jié)論可以發(fā)現(xiàn)，與旅游業(yè)關(guān)聯(lián)度較高的代表性產(chǎn)業(yè)主要有：農(nóng)業(yè)、建筑業(yè)、工業(yè)、房地產(chǎn)業(yè)、郵政業(yè)、住宿業(yè)和餐飲業(yè)、批發(fā)和零售業(yè)。綜合考慮，本研究擬選取以上產(chǎn)業(yè)作為研究對象。

現(xiàn)有研究主要集中在旅游產(chǎn)業(yè)對經(jīng)濟增長的溢出效應(yīng)以及通過投入產(chǎn)出法對旅游業(yè)產(chǎn)業(yè)關(guān)聯(lián)度的測算，少有研究運用空間計量方法分析旅游產(chǎn)業(yè)對關(guān)聯(lián)產(chǎn)業(yè)的溢出效應(yīng)。并且多數(shù)研究主要圍繞省級數(shù)據(jù)展開，忽視了城市間產(chǎn)業(yè)的相關(guān)性與差異性。因此，本文以京津冀地區(qū)13個城市為研究對象，在驗證存在空間相關(guān)性的基礎(chǔ)上，構(gòu)建空間杜賓模型分析旅游產(chǎn)業(yè)對關(guān)聯(lián)產(chǎn)業(yè)空間溢出效應(yīng)的強度和方向，以期為京津冀旅游產(chǎn)業(yè)及關(guān)聯(lián)產(chǎn)業(yè)的未來發(fā)展提供理論支撐和決策參考。

二、研究設(shè)計

(一)變量選取與數(shù)據(jù)來源

1.被解釋變量

本文采用各地區(qū)農(nóng)林牧漁業(yè)總產(chǎn)值與鄉(xiāng)村人口數(shù)的比值表示人均農(nóng)業(yè)總產(chǎn)值(lnagr)，各地區(qū)建筑業(yè)總產(chǎn)值與總?cè)丝诘谋戎当硎救司ㄖI(yè)總產(chǎn)值(lncon)，各地區(qū)房地產(chǎn)開發(fā)完成投資額與總?cè)丝诘谋戎当硎救司康禺a(chǎn)開發(fā)投資額(lnest)，各地區(qū)郵政業(yè)務(wù)收入與總?cè)丝诘谋戎当硎救司]政業(yè)務(wù)收入(lnpos)。

2.核心解釋變量

本文選擇人均旅游收入(lnrev)作為核心解釋變量，使用各城市旅游總收入除以各城市總?cè)丝跀?shù)獲得，旅游總收入包括國內(nèi)旅游收入和國際旅游收入，人均旅游收入作為城市旅游發(fā)展類指標(biāo)，可以衡量地區(qū)旅游發(fā)展水平和旅游市場規(guī)模。

3.控制變量

考慮到存在遺漏變量可能會造成估計結(jié)果的偏差，因此在模型中加入可能會影響旅游產(chǎn)業(yè)溢出效應(yīng)的其他變量。

(1)城市公園綠地面積(lnpark)。城市公園是城市綠色基礎(chǔ)設(shè)施的重要組成部分，通常具有生態(tài)和社會經(jīng)濟功能，可以反映公共休閑空間的供給水平。竇文章[18]、張洪[19]均選取人均公園綠地面積表征旅游環(huán)境競爭力。(2)旅游資源稟賦(lnsce)。旅游景區(qū)的數(shù)量和質(zhì)量對當(dāng)?shù)芈糜螛I(yè)的發(fā)展具有重要影響，借鑒孫根年[20]的研究結(jié)果，選取4A和5A級景區(qū)加權(quán)表征旅游資源稟賦，具體表達式為：sce=5A5+2.5A4。(3)公路客運量(lnhw)。交通是連接客源地與目的地的紐帶，是旅游業(yè)發(fā)展的重要依托，區(qū)域交通可達性對旅游業(yè)發(fā)展具有重要影響，本文以公路客運量衡量地區(qū)交通發(fā)展水平。(4)產(chǎn)業(yè)結(jié)構(gòu)(lnstr)。本文采用第三產(chǎn)業(yè)就業(yè)人數(shù)占總就業(yè)人數(shù)的比重來表示產(chǎn)業(yè)結(jié)構(gòu)。(5)財政支出規(guī)模(lngov)。采用財政支出占GDP的比重來表示，代表政府對經(jīng)濟的干預(yù)和影響程度。

本文選取京津冀地區(qū)13個城市2009—2018年的面板數(shù)據(jù)，原始數(shù)據(jù)主要來源于《河北經(jīng)濟年鑒》《北京統(tǒng)計年鑒》《天津統(tǒng)計年鑒》《中國城市統(tǒng)計年鑒》和各市國民經(jīng)濟和社會發(fā)展統(tǒng)計公報。為了保證數(shù)據(jù)的可比性同時消除量綱的影響，對變量進行標(biāo)準(zhǔn)化處理，實證時取其對數(shù)值，變量描述性統(tǒng)計見表1。

表1 變量描述性統(tǒng)計

(二)空間相關(guān)性檢驗

1.空間權(quán)重矩陣構(gòu)建

進行空間相關(guān)性分析，首先需要構(gòu)建合理的空間權(quán)重矩陣，本文選擇反距離空間權(quán)重矩陣度量區(qū)域間的空間距離，反距離空間權(quán)重矩陣采用區(qū)域間地理距離倒數(shù)的二次方作為相應(yīng)權(quán)重矩陣，區(qū)域間的聯(lián)系程度隨著區(qū)域間距離的增加而降低，區(qū)域間地理距離越近，聯(lián)系程度越高，距離越遠，聯(lián)系程度越低，具體形式為：

(1)

2.全局空間相關(guān)性檢驗

若使用空間杜賓模型進行實證分析，需要先對被解釋變量是否存在空間相關(guān)性進行檢驗，全局莫蘭指數(shù)可以判斷研究對象整體上在空間的態(tài)勢，本文采用Moran’s I檢驗方法判斷各變量之間是否存在全局相關(guān)性。Moran’s I取值為(-1,1)，大于0表示存在空間正相關(guān)關(guān)系，小于0表示存在空間負相關(guān)關(guān)系。全局莫蘭指數(shù)可表示為：

(2)

運用stata計算2009—2018 年全局莫蘭指數(shù)，發(fā)現(xiàn)其中人均規(guī)模以上工業(yè)主營業(yè)務(wù)收入、人均批發(fā)和零售業(yè)銷售總額2009—2018年p值均大于0.1，未通過顯著性檢驗，不存在空間相關(guān)性；人均住宿和餐飲業(yè)營業(yè)額僅2009、2010年p值小于0.1，其余年份p值均大于0.1，多數(shù)年份不存在空間相關(guān)性。故后文研究中選取人均農(nóng)業(yè)總產(chǎn)值、人均建筑業(yè)總產(chǎn)值、人均房地產(chǎn)開發(fā)投資額、人均郵政業(yè)務(wù)收入作為被解釋變量，全局莫蘭指數(shù)計算結(jié)果見表2。

表2 全局莫蘭指數(shù)

由表2可以看出，人均農(nóng)業(yè)總產(chǎn)值、人均建筑業(yè)總產(chǎn)值、人均房地產(chǎn)開發(fā)投資額、人均郵政業(yè)務(wù)收入的全局莫蘭指數(shù)整體為正，部分年份出現(xiàn)波動，多數(shù)年份在至少5%的顯著性水平上通過檢驗，莫蘭指數(shù)整體呈上升態(tài)勢，這一趨勢說明，地區(qū)之間的總產(chǎn)值在整個期間表現(xiàn)出顯著空間正相關(guān)關(guān)系。

3.局部空間相關(guān)性檢驗

全局空間相關(guān)性檢驗可能會忽略局部地區(qū)的非典型特征，局部空間相關(guān)性檢驗可以用于判斷研究單元的空間態(tài)勢，局部Moran’s I統(tǒng)計可表示為：

(3)

莫蘭散點圖的四個象限分別對應(yīng)空間單元與其相鄰單元四種類型的空間聯(lián)系形式，其中，第一象限和第三象限莫蘭指數(shù)為正，第二象限和第四象限莫蘭指數(shù)為負，四個象限分別為高-高集聚、低-高集聚、低-低集聚和高-低集聚。

為進一步分析京津冀各地區(qū)發(fā)展水平在空間上的異質(zhì)性，運用stata繪制出2018年京津冀13個市4個被解釋變量的局部莫蘭散點圖，見圖1-4，可以看出，除3-石家莊、4-承德、6-秦皇島、7-唐山、10-滄州外，其他地區(qū)集中分布在第一、三象限，說明存在顯著的空間正相關(guān)性，從各象限分布來看，1-北京、2-天津、5-張家口、8-廊坊、9-保定處于第一象限，表現(xiàn)出高-高集聚特征?？赡苁且驗檫@些地區(qū)憑借著良好的地理區(qū)位優(yōu)勢，對周邊地區(qū)產(chǎn)生了明顯的溢出效應(yīng)，有效推動了本地區(qū)和周邊地區(qū)相關(guān)產(chǎn)業(yè)產(chǎn)值的提升。11-衡水、12-邢臺、13-邯鄲處于第三象限，表現(xiàn)出低-低集聚特征。可能因為這些地區(qū)產(chǎn)業(yè)配套及發(fā)展條件較差，人力資源和資本流失較多。總體來看，京津冀13個市在四個象限的分布情況基本不變，各地區(qū)空間相關(guān)關(guān)系較為穩(wěn)定。

注：圖中數(shù)字分別表示：1—北京，2—天津，3—石家莊，4—承德，5—張家口，6—秦皇島，7—唐山，8—廊坊，9—保定，10—滄州，11—衡水，12—邢臺，13—邯鄲。(下圖同)。

圖2 2018年京津冀13個市人均建筑業(yè)總產(chǎn)值局部莫蘭散點圖

圖3 2018年京津冀13個市人均房地產(chǎn)開發(fā)投資額局部莫蘭散點圖

圖4 2018年京津冀13個市人均郵政業(yè)務(wù)收入局部莫蘭散點圖

(三)空間計量模型構(gòu)建

上文通過測算全局莫蘭指數(shù)和局部莫蘭指數(shù)進行了空間相關(guān)性檢驗，初步判斷京津冀區(qū)域存在空間相關(guān)性，因此需要構(gòu)建空間計量模型進行實證分析，為進一步探討旅游產(chǎn)業(yè)對關(guān)聯(lián)產(chǎn)業(yè)的溢出效應(yīng)，本文采用空間杜賓模型(SDM)進行研究，基本表達式如式(4)所示。

εit=νit

(4)

其中，yit為被解釋變量，ρ為空間自回歸系數(shù)，Wij為空間權(quán)重矩陣W的第i行第j列元素，i表示截面維度，t表示時間維度，μi為個體效應(yīng)，γt為時間效應(yīng)，εit為隨機誤差項。

具體模型如式(5)(6)(7)(8)所示：

β6lnsceit+θ1Wijlnrevit+θ2Wijlnparkit+θ3Wijlnhwit+θ4Wijlnstrit+θ5Wijlngovit+

θ6Wijlnsceit+μi+γt+εit

(5)

β6lnsceit+θ1Wijlnrevit+θ2Wijlnparkit+θ3Wijlnhwit+θ4Wijlnstrit+θ5Wijlngovit+

θ6Wijlnsceit+μi+γt+εit

(6)

β6lnsceit+θ1Wijlnrevit+θ2Wijlnparkit+θ3Wijlnhwit+θ4Wijlnstrit+θ5Wijlngovit+

θ6Wijlnsceit+μi+γt+εit

(7)

β5lngovit+β6lnsceit+θ1Wijlnrevit+θ2Wijlnparkit+θ3Wijlnhwit+

θ4Wijlnstrit+θ5Wijlngovit+θ6Wijlnsceit+μi+γt+εit

(8)

三、實證分析

(一)空間杜賓模型回歸分析

本文采用stata15軟件進行操作處理，對四個被解釋變量分別構(gòu)建空間杜賓模型，回歸結(jié)果見表3，可以看出：(1)人均旅游收入對人均農(nóng)業(yè)總產(chǎn)值、人均房地產(chǎn)開發(fā)投資額、人均郵政業(yè)務(wù)收入均具有顯著正向影響，而對人均建筑業(yè)總產(chǎn)值具有負向影響。(2)城市公園綠地面積對人均農(nóng)業(yè)總產(chǎn)值具有抑制作用，對人均房地產(chǎn)開發(fā)投資額具有促進作用，而對人均建筑業(yè)總產(chǎn)值和人均郵政業(yè)務(wù)收入的影響不顯著。(3)旅游資源稟賦對人均建筑業(yè)總產(chǎn)值和人均郵政業(yè)務(wù)收入均具有正向影響，而對人均農(nóng)業(yè)總產(chǎn)值、人均房地產(chǎn)開發(fā)投資額的影響不顯著。(4)公路客運量對人均農(nóng)業(yè)總產(chǎn)值、人均房地產(chǎn)開發(fā)投資額具有顯著正向影響，而對人均建筑業(yè)總產(chǎn)值和人均郵政業(yè)務(wù)收入的影響不顯著。(5)產(chǎn)業(yè)結(jié)構(gòu)對人均農(nóng)業(yè)總產(chǎn)值的增長具有顯著促進作用，對人均建筑業(yè)總產(chǎn)值具有抑制作用，而對人均房地產(chǎn)開發(fā)投資額和人均郵政業(yè)務(wù)收入的影響不顯著。(6)財政支出規(guī)模對四個被解釋變量的影響均不顯著。

表3 空間杜賓模型回歸結(jié)果

(二)空間溢出效應(yīng)分解

由于空間滯后項的存在，空間杜賓模型的回歸系數(shù)并不能直接表示解釋變量對被解釋變量的邊際影響，為了對空間計量模型的回歸系數(shù)進行合理解釋，Lesage和Pace(2009)運用偏微分方法將空間溢出效應(yīng)分解為直接效應(yīng)、間接效應(yīng)和總效應(yīng)，其中直接效應(yīng)表示解釋變量對本地區(qū)的影響，間接效應(yīng)表示對鄰近地區(qū)的影響，總效應(yīng)表示對所有樣本地區(qū)的整體影響，是直接效應(yīng)與間接效應(yīng)的和。SDM模型下空間溢出效應(yīng)分解結(jié)果見表4。

表4 空間溢出效應(yīng)分解結(jié)果

由表4可以看出：

(1)對于模型1(人均農(nóng)業(yè)總產(chǎn)值)而言：人均旅游收入對人均農(nóng)業(yè)總產(chǎn)值的直接效應(yīng)系數(shù)為0.285，間接效應(yīng)不顯著，表明人均旅游收入每增加1%，將會使本地區(qū)人均農(nóng)業(yè)總產(chǎn)值提升0.285%，而對鄰近地區(qū)的影響不顯著。城市公園綠地面積每增加1%，將會使鄰近地區(qū)人均農(nóng)業(yè)總產(chǎn)值減少0.941%，而對本地區(qū)的影響不顯著。公路客運量對人均農(nóng)業(yè)總產(chǎn)值的直接效應(yīng)系數(shù)為0.0695，間接效應(yīng)不顯著，這說明隨著交通設(shè)施的不斷完善，區(qū)域可進入性的提高促進了農(nóng)業(yè)的發(fā)展。產(chǎn)業(yè)結(jié)構(gòu)水平對人均農(nóng)業(yè)總產(chǎn)值的直接效應(yīng)系數(shù)為0.341，間接效應(yīng)系數(shù)為0.873，這說明第三產(chǎn)業(yè)占比的增加對本地區(qū)和鄰近地區(qū)的農(nóng)業(yè)發(fā)展均具有促進作用。旅游資源稟賦和財政支出規(guī)模對人均農(nóng)業(yè)總產(chǎn)值的影響不顯著?？梢钥闯觯糜萎a(chǎn)業(yè)可有效促進本地區(qū)農(nóng)業(yè)發(fā)展水平的提升，而對鄰近地區(qū)溢出不足。

(2)對于模型2(人均建筑業(yè)總產(chǎn)值)而言：人均旅游收入對人均建筑業(yè)總產(chǎn)值的直接效應(yīng)系數(shù)為-0.175，間接效應(yīng)不顯著。可能是因為旅游收入的增加提升了價格水平和原材料成本，從而擠出了對建筑業(yè)的投資，抑制了其增長。旅游資源稟賦每提升1%，會促進本地人均建筑業(yè)總產(chǎn)值提高0.0491%，鄰近地區(qū)人均建筑業(yè)總產(chǎn)值提高0.194%。產(chǎn)業(yè)結(jié)構(gòu)水平對人均建筑業(yè)總產(chǎn)值的直接效應(yīng)系數(shù)為-0.806%，而間接效應(yīng)不顯著。城市公園綠地面積、公路客運量、財政支出規(guī)模對建筑業(yè)的影響不顯著。這表明旅游目的地對景區(qū)和旅游地產(chǎn)的建設(shè)提高了對建筑業(yè)的需求，帶動了本地以及鄰近地區(qū)建筑業(yè)的發(fā)展。

(3)對于模型3(人均房地產(chǎn)開發(fā)投資額)而言：人均旅游收入每提高1%，將會使本地人均房地產(chǎn)開發(fā)投資額提高0.194%，但對鄰近地區(qū)未產(chǎn)生明顯影響。城市公園綠地面積每增加1%，將會促進本地房地產(chǎn)開發(fā)投資額提高0.363%，促進鄰近地區(qū)提高0.807%。公路客運量每提高1%，將會促進本地房地產(chǎn)開發(fā)投資額增長0.154%，而對鄰近地區(qū)影響不顯著。旅游資源稟賦、產(chǎn)業(yè)結(jié)構(gòu)、財政支出規(guī)模對人均房地產(chǎn)開發(fā)投資額的影響不顯著。說明旅游產(chǎn)業(yè)的發(fā)展改善了當(dāng)?shù)匾约班徑貐^(qū)的居住環(huán)境，優(yōu)質(zhì)的人文景觀和自然風(fēng)光吸引了外地游客在此地區(qū)購置房產(chǎn)，增加了對房地產(chǎn)的需求。

(4)對于模型4(人均郵政業(yè)務(wù)收入)而言：人均旅游收入每提升1%，將會促進本地區(qū)人均郵政業(yè)務(wù)收入提高0.406%，鄰近地區(qū)人均郵政業(yè)務(wù)收入提高1.226%。說明旅游產(chǎn)業(yè)在帶動本地郵政業(yè)發(fā)展的同時，也對鄰近地區(qū)郵政業(yè)產(chǎn)生了促進作用，而且對鄰近地區(qū)的溢出效應(yīng)大于對本地區(qū)的帶動作用。旅游資源稟賦每提升1%，會促進鄰近地區(qū)人均郵政業(yè)務(wù)收入提高0.248%，而對本地區(qū)的影響不顯著。說明旅游資源稟賦并未顯著促進本地區(qū)郵政業(yè)發(fā)展，但對鄰近地區(qū)產(chǎn)生了正向溢出效應(yīng)。財政支出規(guī)模對人均郵政業(yè)務(wù)收入的間接效應(yīng)系數(shù)為-1.712，直接效應(yīng)不顯著。城市公園綠地面積、公路客運量、產(chǎn)業(yè)結(jié)構(gòu)對郵政業(yè)的影響不顯著。

四、結(jié)論與建議

(一)結(jié)論

將SDM模型下直接效應(yīng)和間接效應(yīng)在至少10%的顯著性水平上顯著的部分繪制成圖5、圖6。

圖5 直接效應(yīng)

圖6 間接效應(yīng)

由圖5、圖6可以看出：

(1)從直接效應(yīng)來看，人均旅游收入(lnrev)的提高，將會促進本地區(qū)人均農(nóng)業(yè)總產(chǎn)值(lnagr)、人均房地產(chǎn)開發(fā)投資額(lnest)、人均郵政業(yè)務(wù)收入(lnpos)的提高，但對本地區(qū)人均建筑業(yè)總產(chǎn)值(lncon)的提升具有抑制作用。城市公園綠地面積(lnpark)僅對本地區(qū)人均房地產(chǎn)開發(fā)投資額(lnest)的提高具有促進作用。旅游資源稟賦(lnsce)僅對本地區(qū)人均建筑業(yè)總產(chǎn)值(lncon)的提升具有促進作用。公路客運量(lnhw)的提高對本地區(qū)人均農(nóng)業(yè)總產(chǎn)值(lnagr)、人均房地產(chǎn)開發(fā)投資額(lnest)均具有促進作用。產(chǎn)業(yè)結(jié)構(gòu)(lnstr)對本地區(qū)人均農(nóng)業(yè)總產(chǎn)值(lnagr)具有促進作用，但會抑制本地區(qū)人均建筑業(yè)總產(chǎn)值(lncon)的增長。財政支出規(guī)模(lngov)對各個被解釋變量的直接效應(yīng)均不顯著。

(2)從間接效應(yīng)來看，人均旅游收入(lnrev)僅對鄰近地區(qū)人均郵政業(yè)務(wù)收入(lnpos)的增長起到促進作用。城市公園綠地面積(lnpark)的增加會對鄰近地區(qū)人均房地產(chǎn)開發(fā)投資額(lnest)的提升起到促進作用，但會對鄰近地區(qū)人均農(nóng)業(yè)總產(chǎn)值(lnagr)產(chǎn)生抑制作用。旅游資源稟賦(lnsce)的提高會對鄰近地區(qū)人均建筑業(yè)總產(chǎn)值(lncon)和人均郵政業(yè)務(wù)收入(lnpos)的增長起到促進作用。公路客運量(lnhw)對各個被解釋變量的間接效應(yīng)均不顯著。產(chǎn)業(yè)結(jié)構(gòu)的合理化(lnstr)促進了鄰近地區(qū)人均農(nóng)業(yè)總產(chǎn)值(lnagr)的提升。財政支出規(guī)模(lngov)的提高對鄰近地區(qū)人均郵政業(yè)務(wù)收入(lnpos)具有抑制作用，而對其他變量的影響不顯著。

(二)建議

基于上述結(jié)論，本文提出以下建議：

第一，充分發(fā)揮旅游產(chǎn)業(yè)空間溢出效應(yīng)強的優(yōu)勢，增強京津冀地區(qū)旅游產(chǎn)業(yè)對關(guān)聯(lián)產(chǎn)業(yè)的帶動作用，持續(xù)推動旅游產(chǎn)業(yè)與關(guān)聯(lián)產(chǎn)業(yè)深層次、高水平融合發(fā)展。加強農(nóng)旅融合發(fā)展，優(yōu)化鄉(xiāng)村旅游空間布局，對旅游資源進行科學(xué)規(guī)劃，培育休閑農(nóng)業(yè)經(jīng)營主體，拓展農(nóng)業(yè)功能，發(fā)展新產(chǎn)業(yè)新業(yè)態(tài)。旅游景區(qū)以及基礎(chǔ)設(shè)施的建設(shè)吸引了建筑業(yè)和房地產(chǎn)業(yè)的大量加入，旅游業(yè)的高速發(fā)展使旅游地產(chǎn)擁有了巨大的投資來源和購買人群。促進“旅游+郵政”深度融合發(fā)展，通過云計算、大數(shù)據(jù)、移動客戶端等智能技術(shù)，挖掘游客行為偏好和習(xí)慣，豐富旅游業(yè)態(tài)。

第二，發(fā)揮京津冀旅游發(fā)達地區(qū)的輻射帶動作用，積極探索旅游跨區(qū)域合作，引導(dǎo)旅游資源由發(fā)達地區(qū)向欠發(fā)達地區(qū)流動，緩解區(qū)域發(fā)展不平衡問題。加強區(qū)域聯(lián)動發(fā)展，優(yōu)化產(chǎn)業(yè)布局，共享發(fā)展經(jīng)驗，推進旅游產(chǎn)業(yè)與關(guān)聯(lián)產(chǎn)業(yè)發(fā)展速度的提升，實現(xiàn)區(qū)域間均衡發(fā)展。

第三，交通設(shè)施在旅游空間溢出過程中表現(xiàn)出顯著作用，提高交通通達度可使旅游產(chǎn)業(yè)與周邊地區(qū)關(guān)聯(lián)產(chǎn)業(yè)受益匪淺。京津冀各地區(qū)可通過優(yōu)化區(qū)域交通線路、完善交通運輸體系，以提高跨區(qū)域流動的便利性，為促進旅游產(chǎn)業(yè)向關(guān)聯(lián)產(chǎn)業(yè)的溢出提供基礎(chǔ)設(shè)施保障。

第四，優(yōu)化旅游公共設(shè)施布局，加強旅游景區(qū)、城市公園等旅游基礎(chǔ)設(shè)施建設(shè)，充分發(fā)揮其溢出效應(yīng)，推動產(chǎn)業(yè)結(jié)構(gòu)合理化發(fā)展，提高人力資源水平，加強知識技術(shù)吸收能力，深入挖掘特色旅游資源，創(chuàng)新旅游產(chǎn)品體系，提高旅游產(chǎn)品供給能力和水平。