创新型城市建设对旅游经济的影响及空间效应——以长江经济带为例

李志远，冯学钢，左文俊，何 静，夏赞才

（1.华东师范大学经济与管理学院，上海 200062；2.乌拉尔联邦大学高等经济与管理学院，俄罗斯 叶卡捷琳堡 620002；3.湖南师范大学旅游学院，湖南 长沙 410081）

一、引言

我国经济已迈入高质量发展的新阶段，旅游业作为国民经济发展的重要组成部分，它既是带动就业、增加经济收入的重要引擎，也是缩小地区经济差距、优化经济结构的重要推动力，重视旅游业的发展地位、发挥其经济优势是区域发展的必然选择［1］。然而，在构建双循环新发展格局和旅游业动能转化的进程中，旅游发展模式僵化、旅游经济发展动能缺失形成现实困境，培育和挖掘城市旅游经济发展新动能成为迫切需求。2022年国务院印发《“十四五”旅游业发展规划》明确提出，实施创新驱动发展战略，为旅游业发展赋予新动能。创新型城市试点政策作为一项国家战略，着力推进区域创新体系建设，加快经济发展方式的优化升级［2］，在实践意义上与旅游经济发展理念不谋而合。各试点城市统筹协调自身资源、坚持创新驱动战略、培育良好的创新环境、打造高效的创新体制。创新型城市依赖科技、人才、文化、知识、体制等要素协同发力，而上述要素对旅游经济的影响已经在既有文献及实践发展中得到印证。在推动经济社会结构性调整与高质量发展的基础上，创新型城市试点政策是否也有助于区域旅游经济发展、激发旅游市场活力？可通过哪些路径影响旅游经济发展？政策效应是否具有空间溢出效应？政策效果是否存在显著的区域异质性？对这一系列问题的思考构成了本文的研究起点。

创新型城市建设作为国家深化体制改革的重要举措，旨在促进城市创新能力提升，加速我国迈向创新型国家的发展步伐［3］。自2005 年起，深圳、北京、上海等地陆续出台创新型城市建设相关政策，科技部和国家发展改革委2016 年和2018 年也先后出台了《建设创新型城市工作指引》《关于支持新一批城市开展创新型城市建设的函》，进一步明确创新型城市建设的发展路径，试点城市数量进一步增加，创新型城市迈向了高质量发展阶段。截至目前，国家共设立78个创新型试点城市，其中长江经济带6批次共设立31个试点城市（见表1），占全国总量的39.74%。从时间上看，前期的试点城市主要以省会及经济发达的城市为主，后面的批次则以区域内发展潜力较大的三、四线城市为主；从空间分布上看，下游地区（江苏、浙江）及较大城市（上海、重庆）具有较好的发展条件与创新基础，试点数量较多。因此，长江经济带创新型试点城市与非试点城市在时空双重维度均有显著差异，为本文构造准自然实验并借助多期双重差分模型识别创新型城市试点政策对旅游经济发展的净效应创造了条件。

表1 长江经济带创新型城市各批次试点名单

长江经济带横跨我国东、中、西三大地区，流域范围覆盖11 个省市，是我国重大战略发展区域。依托长江水道特色多样的旅游资源禀赋，长江经济带被誉为我国“国际黄金旅游带”，旅游产业成为支撑长江经济带高质量发展的关键动能，旅游经济效应得到充分彰显。但不容忽视的是，长江经济带区域内部旅游经济非均衡现象表征明显，苏、浙、川、贵、滇等省份旅游经济优势明显，赣、皖、渝等省份旅游经济存在客观差距［4］。现有研究多关注资源、交通等传统因素对区域旅游经济的影响，近年来关注政策效应对旅游经济影响的相关研究陆续涌现，创新型城市试点政策经济效应的彰显已得到充分证实［3，5］，但学界尚未将创新型城市试点政策与旅游经济建立关联分析，无法考察该政策在旅游领域是否同样存在显著的经济效应，也不利于破解区域旅游经济发展的“背后黑箱”。本文将创新型城市试点政策与长江经济带旅游经济发展纳入同一框架，有助于进一步厘清两者的关系，为旅游经济动能的彰显提供经验证据，有助于判断创新型城市试点的经济效应是否能达到预期效果，从而为长江经济带旅游业高质量发展探索新路径提供新思路。

二、文献综述

对区域旅游经济作用机制的探究始终是学界关注的重点，越来越多的学者认识到旅游经济发展是由内外部条件共同驱动，资源、人力资本、区位条件等因素并不能完整解释影响旅游经济发展的“背后黑箱”。因此，学界研究视角逐步聚焦外部政策或事件对旅游经济发展的影响。高铁开通［6］、智慧旅游建设［7］、全域旅游示范区创建［8-9］、制度变迁与松绑［10-11］等对旅游经济影响的研究成果相继涌现，上述研究通过构造准自然实验，借助双重差分法、PSM-DID、合成控制法等方法进一步探究政策效应与旅游经济之间的复杂关系。在文旅产业深度融合的发展背景下，文化消费与旅游经济发展之间的密切联系愈发凸显，部分学者着眼于文化产业集聚政策［12］、文化消费试点政策［13］、数字文化产品对区域旅游经济的作用效果［14］，并探究其背后的作用机制。现有研究肯定了政策效应对旅游经济的正向促进作用，但针对创新型城市试点政策与旅游经济的关系探究不足；且旅游行为具有突出的时空流动特征，极少有研究关注政策的空间效应，可能在一定程度上会对政策效应影响区域旅游经济发展的效果产生估计偏差，而本文试图考察政策的空间溢出效应，从而更好地对创新型城市试点政策的经济效应进行衡量。

创新型城市试点政策是我国迈向创新型国家的一项重要制度探索，其政策效应的发挥已经得到充分证实，相关研究主要聚焦于政策的创新效应、生态效应和经济效应三个方面。①在创新效应方面，创新效应是该试点政策最为直接的表征，考量创新型城市试点政策对城市创新水平［15］、城市绿色创新［16-17］、企业技术创新［18-19］、区域创新格局［20］影响等方面的成果不断涌现，研究证实试点政策有助于创新水平提升。部分学者进一步考虑空间特征并对其作用机制展开探讨，如王晗等［20-22］证实试点政策对创新效应存在显著的空间溢出，人才聚集、资本深化、信息化水平提升等因素构成其内在传导机制［21］。②在生态效应方面，基于可持续发展及双碳发展战略的现实背景，已有研究从城市碳减排效应［22-23］、城市生态效率［24］、城市可持续发展及绿色全要素生产效率［25］等方面肯定了创新型城市试点政策对区域绿色发展的正向作用，成为助推生态文明建设的利器。③在经济效应方面，学界认识到创新型城市试点通过政策效应能有效激发市场活力、培育良好的创新环境，从而助推产业结构转型升级［26］、提升出口产品质量［27］、提高城市经济韧性以抵御内外部冲击［5］。而旅游经济作为国民经济的重要支撑，其与创新型城市试点政策的关联研究尚处于空白，本文尝试分析两者的关联效应，期望能一定程度弥补研究不足。

由是观之，创新型城市试点政策是产业结构优化与经济发展动能提升的助推器，本文借助多期双重差分法探究创新型城市试点政策对区域旅游经济发展的影响，可能的边际贡献如下：第一，旅游经济作为国民经济的重要组成部分，本文首次探讨了创新型城市试点政策对区域旅游经济的影响效应，不仅有助于厘清两者的关系，也完善了该试点政策的经济效应在旅游领域的验证。第二，本文基于创新型城市试点政策构造准自然实验，利用多期双重差分法能较好缓解内生性问题，合理估计创新型城市试点政策对旅游经济影响的净效应；聚焦长江经济带这一重大战略区域，保证了样本的差异化，也为其他区域探索提升旅游经济发展路径的战略需求提供借鉴。第三，区域之间联系日益密切，已有研究对政策的空间效应关注不足，本文将多期双重差分与空间杜宾模型结合，构建SDM-DID模型，能有效检验试点政策的外溢效应，从空间视角进行传导机制检验，有助于破解创新型城市试点政策如何驱动旅游经济发展这一命题。

三、理论分析与研究假设

（一）创新型城市试点政策对旅游经济的促进作用

我国旅游业与国民经济联系密切，旅游经济发展高度依赖社会经济系统的制度安排。首先，创新型城市试点政策作为推动经济发展的润滑剂已得到充分证实［5］，而旅游经济是支撑经济发展的重要构成，试点城市的选择需综合考量经济基础、科技水平、人才储备、资源条件诸方面条件［22］，入选的试点城市在财税、金融、人才培养机制等方面具备先发优势，有助于完善地区旅游基础设施、促进公共服务水平的提升，对区域旅游经济发展产生直接作用；其次，试点政策有助于旅游产品创新、丰富景区内涵、改变单一游览方式，创新型城市着重创新要素集聚、创新成果转化及创新企业培育，入选的试点城市更易运用数字技术赋能旅游业发展，如借助VR、AR、5G 技术促进数字化景区、数字艺术展览、数字藏品等文旅新业态新产品的迭代，不仅有利于激发游客的游览欲望，更有助于延长旅游消费链条，进而激发旅游经济效应；最后，创新型城市评选工作作为一项国家重大战略，属于一种典型的“评比表彰”类政策工具，在引领经济发展和社会进步的同时，更彰显了试点城市的“品牌价值”，有助于提高城市知名度，进而有效促进城市旅游经济发展。基于此，本文提出假设1。

H1：创新型城市试点政策凭借自身优势，对区域旅游经济发展具有正向促进作用。

（二）创新型城市试点政策对旅游经济的空间溢出效应

旅游行为的突出表征在于旅游者的时空位移，而创新型城市试点政策强调城市间创新要素的整合及多样化创新资源的开放共享，加快创新成果溢出。因此，试点政策在促进本区域旅游经济提升的同时，还可能兼具空间溢出特征。

一方面，区域旅游经济提质增效仰仗资金、资源、人才、技术的协同发力，试点城市在政策驱动下促使政府加大与创新活动相关的资金投入和保障，推动人才发展、技术创新、创新环境优化，当地旅游业能充分享受试点政策红利，促进区域旅游经济效应彰显。而各城市之间通过物质资源、生产要素等的流动，促进人才、知识、技术等创新要素充分涌流产生空间溢出［28］，助力邻近地区旅游经济的提质增效。另一方面，试点政策能有效强化各创新主体的交流与合作，本地及邻近地区的旅游企业、文旅科研平台、高校及科研院所间的创新要素在政策驱动下产生深度融合，有助于旅游产业链跨地区延长，促使旅游经济效益呈现空间网络关联格局。进一步地，为占领创新“高地”、享受政策支持，本地—邻近地区展开创新型城市建设的“锦标赛式竞争”。入选的试点城市通过知识、技术溢出对邻近地区的创新发展产生积极作用，未入选的城市通过学习试点城市的发展经验，提升创新要素集聚并优化创新环境，从而使旅游产业能够获得更多创新驱动力，能在技术、人才、产业链等诸方面获得加持，进一步激发旅游经济发展活力。因此，本文提出假设2。

H2：创新型城市试点政策对旅游经济的提升具有空间溢出效应，对本地和邻近地区的旅游经济发展均产生显著的促进作用。

（三）创新型城市试点政策对旅游经济影响的作用机制

创新效应是创新型城市试点政策所带来的最大优势。一方面，入选的试点城市能享受政策扶持，享受税费优惠、低价房屋地租等，有效降低创新成本投入，从而加快促进科技园区、创新基地等创新研发中心设立，推动创新人才集聚；另一方面，创新型城市试点成为创新要素的集聚地，可有效提升创新成果的转化效率，而信息技术的发展与创新制度的优化为开展创新活动打造良好的空间，促使政府、企业、科研机构等创新主体构建平等对话与合作机制，有利于城市创新能力的提升。

从技术创新对旅游经济的影响看，创新驱动力是激发旅游经济活力的重要手段。在微观层面，技术创新意味着旅游企业能有更为丰富的渠道学习大数据、互联网等技术，精准捕捉旅游消费者需求，针对消费者的异质性需求生产个性化、差异化产品，增强旅游消费者的黏性，从供给与消费两端促进旅游经济发展；在宏观层面，技术创新效应的提升能有效整合资源，破解旅游市场要素流动不畅的弊端，有助于技术、人才、资源实现充分涌流［29］，共建共享旅游发展合作平台，从而催生数字文旅、体育旅游、康养旅游等“旅游+”新业态，为旅游经济发展注入新的活力、增添不竭动力。因此，本文提出假设3。

H3：创新型城市试点政策通过技术创新效应促进旅游经济发展。

四、研究设计

（一）模型构建

1.基准模型

将创新型城市试点政策视作一次准自然实验，采用多期双重差分模型，运用含虚拟变量DID的面板双向固定效应模型检验试点政策对旅游经济的影响，将入选的试点城市作为处理组，其他非试点城市作为对照组。基准模型如下［26］：

其中：Yit表示被解释变量，用人均旅游收入来表征；DIDit为处理组（Treat）与实验期（Period）的交互项，也是本文的核心解释变量；系数β1为核心解释变量的估计参数，用于判断创新型城市试点政策对旅游经济发展的净效应，若系数为正且通过显著性检验，则表明政策效应能有效促进区域旅游经济发展；Controlit表示控制变量组；μi表示个体固定效应；φt表示时间固体效应；εit为误差项。

2.空间溢出效应模型（SDM-DID）

考虑各城市之间可能存在的空间效应，本文进一步构造空间杜宾模型研究政策的空间溢出效应，公式如下［3］：

其中：W为空间权重矩阵，本文构造经济矩阵、地理矩阵、经济与地理嵌套三种矩阵；ρ1为被解释变量的空间滞后项估计系数；θ1为核心解释变量的空间滞后项估计系数；θ2为控制变量的空间滞后项估计系数；β2为控制变量的估计参数；其他变量含义与前式相同。

3.空间中介效应模型

借鉴已有研究，采用空间中介效应模型对政策效应的传导机制进行检验，公式如下［30］：

其中：Medit为中介变量，本文选取技术创新作为中介变量；γ1表示政策效应对其他区域中介变量的影响。

4.空间权重矩阵设定

为规避单一矩阵对空间计量造成的估计偏差，本文选取地理距离矩阵、经济距离矩阵、经济与地理嵌套矩阵三种形式检验创新型城市试点政策对旅游经济的空间作用和溢出效应。其中，地理距离权重矩阵是基于地理学第一定律，以各城市地理距离的倒数来设定；经济距离权重矩阵以2006—2021 年各城市的人均GDP 进行设定；为充分考虑空间距离及经济效应的双重影响，本文进一步运用经济与地理嵌套矩阵进行检验。

（二）变量选取

（1）被解释变量：旅游经济（Tour）。借鉴刘瑞明等（2020）的研究成果，采用人均旅游收入表征长江经济带各城市旅游经济发展水平［10］。

（2）核心解释变量：创新型城市试点政策效应（DID）。以长江经济带设立的6 批31 个创新型城市为处理组，其他未入选试点的77 个城市为对照组，DID 为实验组（Treat）与实验期（Period）的交互项。Treat为二值离散选择变量，试点城市取值为1，非试点城市取值为0。Period 为时间虚拟变量，如果城市在t年这一时间节点后成为创新型试点城市，则t年及以后的年份Period 取值为1，之前年份则取值为0，非试点城市始终取值为0。

（3）控制变量：①经济水平（Gdp），区域经济水平是旅游业发展的基础保障，使用各城市人均GDP水平衡量［31］；②教育水平（Edu），教育水平是旅游人力资本培育的重要潜在条件，用高等院校学生数量占总人口比重衡量［3］；③对外开放程度（Fdi），对外开放程度反映地区旅游业对外吸引力程度，运用实际利用外资占GDP 比重衡量［10］；④交通条件（Tra），反映区域旅游运输的便利性与可达性，运用地区等级公路密度衡量［11］；⑤政府财政保障（Gov），财政支撑力度对旅游发展方向发挥着重要引领作用，以人均公共财政支出来衡量［32］；⑥人力资本水平（Res），人力资本状况反映区域旅游业运行态势及潜在创新能力，运用第三产业从业人员所占比重衡量［9］。

（4）中介变量：技术创新（Innovation）。借鉴已有研究，采取人均发明专利数量进行表征［33］。

（三）数据来源

本文研究对象为长江经济带各城市，研究期为2006—2021 年。基于对数据可靠性及完整性的要求，本文对部分数据缺失严重的地级市予以剔除，加之考虑研究期内行政区划的调整，如撤销的巢湖市，新设的毕节市、铜仁市，襄樊市改名为襄阳市等，本文对其进行修正，实际纳入研究样本的长江经济带城市数量为108个（1）。本文所需的数据主要来源于《中国旅游统计年鉴》《中国交通统计年鉴》《中国科技统计年鉴》《中国财政年鉴》等，部分数据通过各省份相应年份的国民经济与社会发展统计公报进行补充完善，极少数仍缺失数据通过线性插值法进行填充。为规避异方差对模型检验的潜在影响，除核心解释变量外对其他变量均取对数处理，各变量的数据基本描述见表2所列。

表2 变量表征及描述性统计

五、结果分析

（一）基准回归

长江经济带创新型城市试点政策对旅游经济的效应估计结果见表3所列。列（1）为不含控制变量，仅采用双向固定效应进行政策效应估计；列（2）至列（6）运用双向固定效应，采取逐步添加控制变量的方法进行回归分析；列（7）为仅含核心解释变量和控制变量，不含固定效应展开回归检验；列（8）则在添加所有控制变量的基础上，运用双向固定效应进行检验。

表3 创新型城市试点政策对旅游经济影响的基准回归结果

结果表明，在所有情形下，核心解释变量的回归系数均为正值且通过5%显著性水平检验，说明创新型城市试点的政策效应（DID）对旅游经济发展起到显著的正向促进作用，创新型城市试点政策的“助推器”作用充分彰显。忽视个体与时间双向固定效应及常见控制变量均会低估政策效应对旅游经济的影响。在控制个体、时间效应并考虑常见控制变量的情形下，2006—2021 年长江经济带创新型城市试点政策平均每年促进区域旅游经济提升约2.36%。由此，本文H1 得到验证。控制变量中，经济水平、教育水平、政府财政保障、人力资本均对旅游经济发展产生显著的正向促进作用，体现出经济水平与旅游经济发展之间的相对一致性，也体现“科教兴国”“人才强国”举措对区域旅游经济的重要作用，印证了李瑶亭（2013）［34］、李志远和夏赞才（2020）［35］等学者的研究；公路交通基础设施未能对旅游经济产生正向驱动作用，佐证了马红梅和郝美竹（2020）［36］提出的近几年公路交通“过度投入”难以产生正向经济效应的发现。

（二）空间溢出效应

1.空间计量前验

（1）空间相关性检验。借助全局莫兰指数检验2006—2021年长江经济带108个城市旅游经济发展水平在地理距离矩阵、经济距离矩阵、经济与地理嵌套矩阵下的空间聚集程度，见表4所列。结果显示，旅游经济发展水平在三种空间权重矩阵下Moran'sI指数均为正值且整体通过了显著性水平检验，存在显著正向空间自相关，适合进行后续的空间计量检验，同时也证明空间模型选择的合理性。

表4 各权重矩阵下旅游经济水平的全局莫兰指数值

（2）空间模型检验识别。全局莫兰指数检验证实长江经济带旅游经济发展整体存在着空间相关性，故进一步对空间计量模型展开检验分析。由表5 可知，首先，在三种不同的空间权重矩阵情形下，LM 检验显示在地理距离矩阵下LM-Error test 与Robust LM-Lag test 均在1%显著性水平上通过检验，表明空间误差模型（SEM）与空间滞后模型（SAR）均可用于检验；其次，由豪斯曼检验结果可知，选择固定效应模型最为合适；最后，运用LR 检验与Wald 检验判断空间杜宾模型（SDM）是否应退化为空间滞后或空间误差模型，检验结果均拒绝原假设，表明选择空间杜宾模型更为合适。基于上述结果，本文借助三种空间权重矩阵，采用固定效应的空间杜宾模型进一步分析长江经济带创新型城市试点政策对旅游经济发展的空间溢出效应。

表5 各权重矩阵下LM检验、LR检验、Wald检验和Hausman检验值

2.空间面板回归结果分析

（1）点估计结果。借助空间杜宾模型，基于三种空间权重矩阵检验创新型城市试点政策对旅游经济的空间影响，并将其与传统模型（OLS 模型、FE 模型、RE 模型）的回归结果进行对比分析，见表6 所列。结果表明，无论是传统模型还是不同权重矩阵下空间杜宾模型的DID 系数均为正值且通过1%显著性水平检验，表明创新型城市试点政策对本地城市旅游经济发展存在显著正向影响。在三种空间权重矩阵情形下，空间滞后项WDID均为正值，除嵌套矩阵未通过显著性水平检验，其他两种矩阵均通过显著性水平检验，说明政策效应对城市旅游经济发展水平的提升具有显著的空间溢出效应。对比固定效应与三种权重矩阵空间杜宾的回归系数可以发现，忽视空间溢出效应在一定程度上会低估政策的正向促进效应，可能的解释在于：传统模型忽视本地—邻近地区之间由于政策效应激发的客源流动加速的状况，一定程度降低了政策经济效应的解释；再者，政策效应激发本地旅游发展活力，试点城市可视作旅游发展先行区，在“示范效应”的激励下，邻近城市学习其先进的开发管理模式，促进旅游经济提升。因此，综合考虑创新型城市试点政策的空间溢出效应可能使研究结论更贴近客观现实。

表6 普通面板模型及空间杜宾模型回归结果

（2）空间效应分解。由于空间杜宾模型下的估计参数只显示创新型城市试点政策对旅游经济发展的直接作用方向，不是真实的偏回归系数，无法判断其边际效应，故进一步采用偏微分分解将政策效应的作用效果解构为直接效应、间接效应和总效应，见表7 所列。首先，在地理距离矩阵、经济距离矩阵和经济与地理嵌套矩阵情形下，直接效应估计参数分别为0.220、0.433 和0.407，且均通过1%显著性水平检验，表明创新型城市建设能显著推动本地旅游经济的提升。间接效应是反映政策效应对旅游经济影响的空间溢出作用，在三种矩阵情形下，空间溢出效应分别为3.286、1.075和0.263，且均通过了显著性水平检验，表明创新型城市建设对邻近地区旅游经济的提升也具有显著推动作用。对比可知，在地理距离、经济距离矩阵的情形下，间接效应对总效应的贡献要高于直接效应，证实创新型城市试点政策加快了空间范围内的知识与技术溢出，显著增加了旅游产业链条的关联深度，并对其他地区旅游业发展产生辐射效应与渗透作用，在增进本地区与其他地区旅游业互惠共生的同时，进一步提升了旅游经济发展。由此本文H2得到充分证实。

表7 空间效应分解结果

（三）传导机制检验

借助空间中介效应检验步骤，验证技术创新路径下创新型城市试点政策对旅游经济发展影响的传导机制，见表8所列。由列（1）可知，创新型城市试点的政策效应及其空间滞后项对技术创新这一中介变量具有正向效应，说明创新型城市政策对其空间效应作用明显。列（2）是将中介变量加入基准模型的回归结果，结果表明政策效应及技术创新均对旅游经济发展起到显著的正向作用。

表8 空间中介效应检验

具体来说，技术创新是创新型城市试点政策驱动城市旅游经济提升的重要路径。内生增长理论指出，技术创新是旅游产业动能提升的重要动力，试点政策促进创新驱动发展战略的实施，旅游企业可以借助数字技术敏锐把握市场动态，加快新型旅游产品的研发，缩短创新周期。同时，技术创新驱动旅游产业链条的紧密联动，让各类旅游及相关企业形成有效的利益联结机制，从而有效降低成本、节约能耗，有助于旅游经济动能提升。由此，本文H3得到验证。

（四）稳健性及内生性检验

（1）平行趋势检验。为进一步判断本文运用多重DID 模型检验试点政策效应的合理性，采取事件研究法构建计量模型进行平行趋势检验并绘制检验结果如图1 所示。结果显示，在政策实施时点前的系数包含0且不显著，各年旅游经济水平变化较小，表明试点城市与非试点城市的旅游经济有着较为相似的演变趋势；政策时点后，旅游经济发展水平呈现显著的上升趋势，经过2 期的滞后，效应系数在95%的置信区间内不包含0 且持续增大，表明创新型城市试点政策的实施对旅游经济起到显著的正向促进作用，证实本文的模型构建合理。

图1 平行趋势检验

（2）安慰剂检验。为进一步判断本文模型检验结果在多大程度上受随机因素及遗漏变量等影响，通过随机产生试点政策时间并随机筛选长江经济带样本城市，构造试点政策在时间—城市两大层面的随机实验进行检验，基于虚假实验的基准回归结果来判断本文研究结果的可靠性，本文将上述过程重复1 000次并绘制估计系数分布图，如图2所示。可以发现，本文构造的虚假双重差分模型的估计系数多集中分布于0附近，表明本文模型构建并未遗漏掉重要的影响因素，长江经济带旅游经济的政策效应很大程度上受到创新型城市试点政策所激发，核心结论仍旧稳健。

图2 安慰剂检验

（3）更换核心解释变量。本文将核心解释变量用旅游经济总收入进行替换再进行回归检验，结果见表9所列。由表9列（1）可知，政策效应系数仍显著为正，表明政策效应对旅游经济发展具有正向作用，估计结果符合稳健性要求。

表9 稳健性及内生性检验结果

（4）控制趋势项及滞后期。表9 列（2）、列（3）分别控制时间趋势项、构建个体—时间联合固定效应进行回归分析，结果表明政策效应仍显著为正，且与基准回归相比系数较为接近；列（4）是对各控制变量进行滞后处理，回归结果仍显著为正，进一步佐证了结论的稳健性。

（5）缩尾处理。由于长江经济带区域内部旅游经济非均衡发展现象表征显著，为规避极端值对政策效应估计结果的偏差，本文对核心解释变量分别进行1%的缩尾处理。表9 列（5）缩尾后的回归结果显示，政策效应的回归系数相较于基准回归无明显变化，且通过1%显著性水平检验。

（6）内生性检验。尽管本文通过控制常见变量、采用双向固定效应模型等缓解遗漏变量及测量误差的影响，但现实中可能仍存在一些无法观测的变量作用于两者的关系，因此，借助工具变量应对内生性问题。

借鉴王帅和李虹（2022）的研究思路［37］，本文选择低碳试点城市与虚拟时间交互项（IV×Period）作为政策效应的工具变量，该变量具备满足工具变量的两个基本条件：第一，创新型城市设立的重要目的在于试点城市提升创新能力，以点带面形成示范与扩散效应，而低碳试点城市旨在激发各类市场主体绿色低碳转型的内生动力和创新活力，两者具有较强的相关性；第二，低碳试点城市评选无法直接对当地旅游经济产生影响，只能通过秉持绿色发展理念提升创新能力来促进旅游经济发展，因此满足外生性要求。本文利用两阶段回归方法（2SLS）进行估计，表9列（6）和列（7）汇报了两阶段工具变量的回归结果：在第一阶段回归结果中，交互项IV×Period 回归系数在1%的水平上显著为正，表明创新型试点城市与工具变量具有较好的相关性，进一步进行弱工具变量检验可知，F统计值为42.530，大于10 且通过显著性水平检验，表明工具变量选取有效，LM 通过了显著性水平检验，不存在变量不可识别问题；第二阶段回归结果中，交互项Treat×Period 回归系数在5%的水平上显著为正，在克服潜在的内生性问题后，估计结果依旧稳健。

（五）异质性分析

长江经济带横跨我国东、中、西部三大地区，本文研究样本城市的旅游发展水平及政策试点情况具有较大差异，故而从上游、中游、下游进行区域异质性检验；同时，考虑创新型城市试点政策效应的空间特征突出，在基准回归的基础上，借助经济与地理嵌套矩阵对政策效应进行估计分析，回归结果见表10所列。

表10 异质性检验结果

结果显示，在不含空间效应的基准回归情形下，长江经济带下游和中游地区创新型城市试点政策对旅游经济具有显著正向影响，而上游地区政策效应的回归系数为负且未通过显著性水平检验。对此现象的解释可能在于：下游和中游地区为东部沿海及中部相对发达地区，旅游业起步较早发展成熟，创新型试点城市数量较多，能较好反映政策效应对旅游经济的正向驱动作用；上游地区为西部省份，旅游业发展尚未迈向成熟路径，试点城市数量少且大都是2018 年最后一批试点城市，政策效应对旅游经济的直接促进作用有限。从空间效应看，三大地区创新型城市试点政策的空间滞后项都显著为正，且系数值远高于基准回归系数，证实试点政策对旅游经济的影响存在显著的空间效应。由空间效应分解可知，下游地区的总效应突出，其中间接效应作出了巨大贡献，反映出东部处于经济及政策高地，能借助创新型城市试点政策效应引发资源、知识、技术的空间溢出，从而促进本地及邻近地区旅游经济效益提升；中游地区直接效应要强于间接效应，符合中部地区自身旅游产业具备一定造血功能，但面临东部地区的“虹吸效应”及西部地区激烈的客源竞争，溢出效应较为薄弱的发展现状；上游地区直接效应系数值较小且未通过显著性水平检验，反映西部省份尚未较好借助创新型城市试点政策的东风助推旅游经济发展的客观事实。

六、结论与建议

（一）结论

本文将创新型城市试点政策与旅游经济发展纳入同一研究框架，以长江经济带108个城市作为研究对象，致力于探究创新型城市试点政策对城市旅游经济发展的影响及作用路径，借助多期DID模型对其展开相关实证检验，结论如下：

第一，在基准回归检验中，创新型城市试点的政策对长江经济带旅游经济发展起到显著的正向促进作用，城市试点政策的“助推器”作用充分彰显，经过一系列稳健性检验后结论仍然成立。

第二，创新型城市试点政策对城市旅游经济发展水平的提升具有显著的空间溢出效应，忽视空间溢出效应在一定程度上会低估政策的正向促进作用，间接效应对总效应的贡献要高于直接效应，证实创新型城市试点政策不仅能提升本地区旅游经济效益，还能对其他地区旅游业发展产生辐射效应与渗透作用。

第三，技术创新效应是创新型城市试点政策驱动城市旅游经济提升的重要路径。其政策效应的空间异质性显著，长江经济带下游和中游地区创新型城市试点政策对旅游经济具有显著正向影响，上游地区囿于旅游业发展水平及试点城市数量等原因，政策效果尚未显现。

（二）建议

在建设创新型国家战略与旅游业高质量发展的时代背景下，创新型城市试点政策为旅游产业提质增效与经济动能彰显提供了良好契机。由此，本文提出如下政策建议：

第一，长江经济带各地方政府应充分认识旅游经济提质增效过程中创新型城市试点政策的关键作用。入选政策试点的城市应把握时机，以自身旅游资源禀赋及旅游业发展特点为基础，贯彻落实创新驱动发展战略，可充分借助数字技术，构建旅游协同创新平台促进旅游创新活力激发。对于未入选试点的城市，政府应做好公共服务者的角色定位，通过政策激励、规划引领等途径，充分学习试点城市在创新驱动、人才保障、动能优化等方面的优势，并积极吸收优势地区空间溢出的知识、人才、技术等，促进区域旅游经济效应彰显。

第二，需进一步释放创新政策驱动旅游经济发展的内在潜力。一方面，长江经济带整体应秉持互惠共生的发展理念，打破“各自为政”的旅游发展格局，破除行政藩篱阻梗，坚持以创新为发展理念，以旅游增长极带动促进区域旅游业渐进式发展，让旅游创新活力竞相迸发，促进旅游发展成果充分共享，实现共赢；另一方面，各地旅游发展应以高质量发展为主轴，坚持“五位一体”为引导理念，践行空间经济学“点—轴—域面”时空演进体系，通过构建旅游协同合作机制与创新发展平台，实现资源、人才、技术的共享交流，为区域旅游经济动能提升贡献力量。

第三，技术创新对试点政策的效应发挥起到重要传导作用。首先，各地政府应将旅游业置于重要发展地位，实施具有竞争力的人才激励措施，以创新战略引领旅游业高质量发展，增加产品及整体旅游链条的发展附加值；其次，应合理淘汰低效高消耗的产业，因地制宜发展高附加值高发展活力的旅游产业及上下游相关服务业，为旅游产业发展创造良好的发展环境；最后，应合理推进数字技术、资金、人才等支撑要素的布局，培育形成具有国际水平的文旅产业集群，推动节能高效的新型旅游产品与产业体系建立，持续推动旅游产业向高级化、高效化发展。

本文一定程度上回应了政策效应对旅游经济发展影响的学术关切，也进一步佐证创新驱动在旅游经济动能提升中的重要作用，但仍存在以下不足：首先，由于旅游产业具备关联性与综合性特点，其他相关政策可能会影响区域旅游经济的发展，一定程度会放大创新型城市试点政策对旅游经济的作用效果；其次，由于政策效应往往具有时间滞后性，而部分试点城市是在2018年才被选中，未来可进一步展开追踪研究，研究结果或更精细准确。