高铁对城市旅游经济发展的作用机制——基于PSM-DID方法的实证

○吴贵华 张晓娟 李勇泉

伴随高速铁路的迅猛发展，我国旅游业进入“高铁时代”，旅游发展条件发生深刻变化。高铁带来了时空压缩效应，缩短了旅游客源地和旅游目的地之间的时间距离，大幅提升了缺乏区位优势旅游地的可进入性，进而增强了旅游目的地吸引力(1)汪德根：《京沪高铁对主要站点旅游流时空分布影响》，《旅游学刊》2014年第1期，第75—82页。；同时，高铁为铁路沿线的站点城市带来大量的客源，进而极大地促进餐饮、住宿、交通、购物、娱乐等关联行业的发展，并由此带来的旅游经济乘数效应(2)朱桃杏、陆军：《高速铁路对城市旅游发展的经济效应研究——以武广高铁为例》，《城市与环境研究》2016年第2期，第69—79页。。然而，也有观点认为高铁所带来的时间和经济成本的降低，也可能促使了经济欠发达的客流迅速流向经济发达地区，部分中小城市可能由于其原本较小的市场受到邻近大城市的挤压而使得旅游业发展衰退(3)张克中、陶东杰：《交通基础设施的经济分布效应——来自高铁开通的证据》，《经济学动态》2016年第6期，第62—73页。。那么，高铁对城市旅游发展的影响到底如何？高铁究竟是如何影响城市旅游的发展？沿线城市的异质性会使得高铁对城市旅游发展的效应有所不同吗？无疑，这些问题的研究对于实现我国现阶段旅游业转型升级和高质量发展具有重要意义。

一 高铁与旅游业的研究进展

关于高铁与旅游业的相关研究，国内外学者主要集中在高速铁路所带来的影响效应研究。具体集中于：一是对旅游者的决策行为的影响，此类研究侧重于分析高铁带来的交通便利性如何影响旅游者行为，如José M Urea等指出高铁增加了地中海旅游客流量，增强了游客到访周边城市的旅游动机，从而改变了旅游者行为规律(4)Urea J M, Menerault P ,Garmendia M. “The High-Speed Rail Challenge for Big Intermediate Cities: A National, Regional and Local Perspective”, Urban Planning International, 2009, 26(5), pp. 266-279.；与此类似，Pagliara研究发现高铁对意大利游客人数和在目的地停留的夜数的影响都存在积极影响(5)Pagliara F, Mauriello F, Garofalo A. “Exploring the Interdependences Between High Speed Rail Systems and Tourism: Some Evidence From Italy”, Transportation Research Part A: Policy and Practice, 2017,(106), pp. 300-308.；李勇泉等发现客源地与目的地之间的高铁交通便利性会对游客目的地选择产生影响(6)李勇泉、李蕊、阮文奇：《大型节庆活动微博用户情感态势的时空规律——以故宫上元灯会为例》，《华侨大学学报(哲学社会科学版)》 2019年第6期，第27—38页。。二是对城市旅游经济发展水平的影响，此类文献侧重于剖析城市高铁开通后旅游市场格局演变、旅游经济外部性等，如Fröidh等认为，高铁对旅游的影响一方面会替代现有的旅游交通方式，另一方面也会对旅游市场产生新的刺激(7)Fröidh O, Nelldal B L. “Regional High-Speed Trains On the Svealand Line: Evaluation of Effects”, Railway Development: Impacts on Urban Dynamics, F. Bruinsma, et al.(eds.), Physica-Verlag HD, 2008, pp.295-314.；刘强等以兰新高铁为例，利用可达性评价和修正引力模型的方法检验高铁进一步扩展了其市场范围，旅游经济增长明显(8)刘强、杨东：《高铁网络对西北城市旅游经济联系的空间影响》，《地域研究与开发》 2019年第1期，第95—99页。。三是对旅游产业发展的影响，此类文献主要集中于研究城市高铁改变了区域旅游市场竞合格局，如邓涛涛等研究发现随着长三角高速铁路网络的逐步建成，高速铁路对沿线城市旅游业的影响呈现出逐渐增大的趋势(9)邓涛涛、赵磊、马木兰：《长三角高速铁路网对城市旅游业发展的影响研究》，《经济管理》 2016年第1期，第137—146页。；李保超等以皖南国际文化旅游示范区为例，研究表明高铁改变了旅游空间结构和原有的竞争和合作模式，实现了当地旅游的系统性升级，促进区域旅游一体化的发展(10)李保超、王朝辉、李龙、刘琪、王美：《高速铁路对区域内部旅游可达性影响——以皖南国际文化旅游示范区为例》，《经济地理》 2016年第9期，第182—191页。。四是对旅游发展的空间格局的影响，此类研究主要是从地理视角分析城市高铁开通后对区域旅游空间格局演化，如Yin等研究发现高速铁路对京津冀地区旅游城市空间作用影响显著，高速铁路带来了区域旅游重心的转向和扩散效应(11)Yin P, Lin Z B, Prideaux B. “The Impact of High-Speed Railway On Tourism Spatial Structures Between Two Adjoining Metropolitan Cities in China: Beijing and Tianjin”, Journal of Transport Geography, 2019，(80), p. 102495.；Deng等研究中国高铁网络发现高铁强化了城市之间基于旅游的经济关系，并表现出旅游外部经济关系变化率的空间分布的“走廊”效应(12)Wang D G, Niu Y, Qian J. “Evolution and Optimization of China’s Urban Tourism Spatial Structure: A High Speed Rail Perspective”, Tourism Management, 2018，(64), pp. 218-232.；王绍博等对我国东北地区高铁网络研究也发现类似结论(13)王绍博、罗小龙、郭建科、张培刚、顾宗倪：《高铁网络化下东北地区旅游空间结构动态演变分析》，《地理科学》 2019年第4期，第568—577页。。为了分析高铁对旅游者、城市经济的影响，现有文献先后采用问卷调查法、空间分析法、社会网络分析法等，较好地揭示了高铁带来城市旅游发展变化，然而已有研究方法重在于高铁开通后现象描述而缺少对其因果机制进行解释。

虽然上述文献对高速铁路的旅游经济外部性、区域旅游竞合关系、旅游市场空间结构等进行了深入讨论，然而对其经济增长效应仍缺少准确评估。倾向得分匹配—双重差分法(PSM-DID)因其在解决高铁运行所存在内生性问题的作用而得到广泛应用。事实上，因为高铁站点选择与城市经济发展之间存在内生性问题，多数文献将高铁开通作为一种“自然实验”，采用PSM-DID法以降低因高铁开通存在选择性偏误所带来的内生性问题。例如，龙玉等发现高铁通车城市风险投资对高铁城市的新增投资显著增加(14)龙玉、赵海龙、张新德、李曜：《时空压缩下的风险投资——高铁通车与风险投资区域变化》，《经济研究》 2017年第4期，第195—208页。，邓慧慧等发现高铁能够显著提升当地产业结构的合理化和高级化水平(15)邓慧慧、杨露鑫、潘雪婷：《高铁开通能否助力产业结构升级：事实与机制》，《财经研究》 2020年第6期，第34—48页。。由于只能观察到高铁开通发生后的旅游发展，无法观测未开通高铁城市的“反事实情形”，故而导致难以对高铁开通效果进行直接测度；加之，由于高铁开通政策内生性可能导致对高铁开通旅游发展评估的偏误，有必要选用能够克服该问题的PSM-DID法进行验证。总之，学者们主要分析了高铁对沿线城市旅游发展总体的效应，较少对沿线站点城市高铁开通前后的旅游发展进行对比研究；其次，已有研究主要集中于以单一高铁线路或某一局部区域高铁网络为研究对象，然而高铁开通后城市旅游发展却是该城市嵌入到全国高铁网络之中，仅以某条高铁线路或某个局部区域高铁网络研究会对城市旅游发展估计结果带来偏误；最后，部分学者也关注到高铁开通前后对旅游发展影响效果，但对于区域旅游发展更为重要的是高速铁路主要是通过何种路径促进了城市旅游经济发展，哪一种路径上的促进作用更显著，主要是因为缺少关注高铁对旅游发展的作用机制和异质性问题。因此，本文选取了2007—2016年中国174个优秀旅游城市为研究对象，基于准自然实验法——双重差分法，定量分析高铁对城市旅游发展的影响及作用机制。

二 研究方法与数据

(一)模型设定

高铁对于沿线城市旅游发展有着不可忽略的影响。为了更好地评估高铁对城市旅游发展的影响，本文将高铁开通视作一种“自然实验”，利用双重差分DID(Differences in Differences)法评估高铁开通前后是否真正地对城市旅游发展产生影响。本文借鉴董艳梅等对高铁发展时间节点确定的原则，选取2011年作为政策执行的时间节点，样本区间设定为2007—2016年，其中2007—2010年视为政策执行前期，2011—2016年视做政策执行后期。根据DID模型建立的一般步骤，首先构建两类虚拟变量：(1)组别虚拟变量，实验组为高铁开通的城市，取值1；控制组为高铁未开通的城市，取值0；(2)时间虚拟变量，根据上文提及的时间节点，将研究样本中2011年及之后的时间取值1，2011年之前的时间取值0。

任何研究方法的使用都有适用该方法需满足的前提条件，而运用DID方法前选取样本的实验组和控制组的城市要尽可能的在各方面相似，即所选的实验组特征尽可能的与控制组的特征相似。但是中国不同城市的发展并不是完全同步的，城市的发展存在很大的异质性，很难在各方面整齐划一。为解决这个问题，本文借鉴Heckman、Rosenbaum & Rubin等发展而来的倾向得分匹配法(PSM)(16)Heckman J J,Todol I P.“Matching as Econometric Evaluation Estimator”,The Revieco of Economic Studies,1998.(17)Rosenbaum P R, Rubin D B. “Assessing Sensitivity to an Unobserved Binary Covariate in an Observational Study with Binary Outcome”, Journal of the Royal Statistical Society, 1983, 45(2), pp. 212-218.，有效地解决样本选择偏误的问题。基于此，本文将能消除样本偏差问题的PSM与可以解决因变量遗漏而带来的内生性问题的DID模型相结合，从而更准确的评估高铁对城市旅游发展的影响。

根据上文所述，本文的DID方法的假设模型设定如式(1)：

(1)

为消除样本选取的偏差，本文基于PSM-DID方法进行稳健性评估，主要步骤为：第一，利用PSM找到与实验组特征最为相似的控制组；第二，对匹配后的实验组和控制组进行DID回归。具体回归模型如式(2)：

(2)

式(2)中，Y反映高铁开通后城市旅游发展的影响；X为相应模型的控制变量，控制影响旅游发展的变量；α为常数项；εit表示残差。

(二)变量说明

被解释变量。一般而言，旅游总人数的增加，会直接影响旅游经济收入；同样地，旅游总收入也能反映旅游经济的变动，基于此，本文选用旅游总人数(tpop)和旅游总收入(tgdp)这种客观而可量化的指标来衡量高铁对城市旅游发展的影响的程度。

核心解释变量。本文选高铁开通与否的虚拟变量作为核心解释变量，将各城市高铁开通后的年份取值1，则未开通的年份取值0。

控制变量。固定资产投资(fix，单位：万元)，资本存量的规模是旅游业发展的重要组成要素，其存量的多少将会促进旅游产业的发展(18)王凯妮、邓小鹏：《高铁能促进地级市旅游经济的增长吗?——以京沪高铁为例》，《经济论坛》 2018年第12期，第43—48页。。考虑到数据的可获取性以及控制变量中所选取数据的一致性，本文以2007年为基期，选取平减后的固定资产投资来衡量资本存量。产业结构(ind，单位：万元)，旅游业或第三产业占一个地区GDP总量的比例越大，越能反映该地区旅游业发展的情况，可以说旅游业(第三产业)的占比体现了这个地区旅游业的重要性。本文选取第三产业增加值占GDP的比重来衡量。居民收入水平(inc，单位：万元)，一个地区居民收入水平越高，居民的可支配收入就越多，意味着该地区有着越多的潜在旅游者，进而有利于增加旅游经济收入，本文选取平减后的城镇居民人均可支配收入来衡量居民收入水平。开放水平(fdi，单位：万元)，一个地区对外开放水平高，对外联系就越频繁，越能提高某一地区的知名度，促进旅游市场的扩大，本文采用平减后的当年实际使用外资金额来衡量。人力资本(hum，单位：万人)，旅游业属于劳动密集型的服务业，优质而多样的服务与从业人员的数量和服务质量有关，并间接影响旅游效益。由于旅游业隶属于第三产业，考虑到数据的可获得性，本文选取第三产业从业人数作为衡量人力资本的指标。政府干预(gov，单位：万元)，政府的干预程度对如高铁建设这类大型基础设施的建设，旅游业的投资规划、资金支持、政策扶持都会产生影响，本文以平减后的地方财政一般预算内支出来衡量政府的干预度。市场规模(mar，单位：万元)，一个地区其市场规模大，越能促进大规模旅游流的流入，拉动第三产业的发展，助力旅游经济的增长，本文选取平减后的社会消费品零售总额来衡量。

表1为各变量的描述性统计结果。表2为高铁开通前后旅游总人数、旅游总收入的差异性检验，说明高铁开通对旅游总人数、旅游总收入存在影响。

表1 变量的描述性统计

表2 差异性检验

(三)数据来源

本文采用2007—2016年全国174个地级市10年的面板数据来研究高铁对城市旅游经济的影响。本文除了高铁开通时间是从多个相关网站以及新闻报道中搜集整理外，本文的其余样本数据均来自于Easy Professional Superior(EPS)数据平台(https://www.epsnet.com.cn/index.html#/Home)相关年份的《中国区域经济统计年鉴》和《中国城市统计年鉴》。考虑到部分城市统计数据存在缺失以及数据的可获得性，最终确定174个地级市为样本，使用全市数据而非市辖区数据，并以2007年为基期进行平减，以消除价格变化的干扰。

三 结果及分析

(一)高铁对城市旅游发展的影响

为检验高铁对城市旅游发展的影响，本文对(1)式进行回归，其结果如表3所示：其中，模型(1)(2)是未加入控制变量的模型，模型(3)(4)是加入控制变量并进行回归的模型。从表3中的模型(1)(2)可以看出，旅游总收入和旅游总人数的差分值均为正，且在1%水平上显著，说明高铁显著地促进了城市旅游经济的发展；模型(3)(4)的差分值也为正数，但是不显著。从其他的解释变量看，固定资产投资、开放水平、居民收入水平、政府干预、市场规模等大多均在1%水平上显著，对城市旅游发展也有显著的促进作用；人力资本和产业结构等不显著但为正数，说明城市旅游发展受其影响有增长趋势，但不明显。

通过对样本数据进行双重差分处理和分析，可以发现高铁开通，在模型(3)(4)中，对旅游收入的影响不显著，而对旅游总人数的影响显著，说明高铁促进了旅游流的增加，但是未促进经济增长。为了证实这一结果的准确性，本文运用PSM-DID方法更进一步的验证。

表3 高铁对城市旅游发展的影响

(二)基于PSM-DID方法的稳健性检验

由于不同城市之间存在异质性问题，可能存在大城市本身旅游发展水平相对较高的情况，使得样本存在选择性偏误的问题。为克服这类系统性误差，本文基于PSM-DID方法进行稳健性检验。为此，首先利用倾向得分匹配法对样本进行匹配，即对样本进行Logit回归，得到倾向得分值，倾向得分值最接近的样本就是配对样本，通过这种方法能尽可能的减少差异，降低DID估计的偏误。其次，运用PSM-DID方法之前，要检验模型的有效性。模型是否有效要先检验共同支撑假设，即匹配后各变量的实验组和控制组协变量的均值是否存在显著性差异，换句话说就是实验组和控制组在匹配后是否达到平衡。而若想运用PSM-DID法，那么匹配后的组别变量的均值不能有显著差异。共同支撑假设检验结果如表4所示，从各解释变量的检验结果来看都不存在十分显著的差异，而旅游总人数和旅游总收入即被解释变量则存在显著性差异，解释变量和被解释变量有差别，从而得出结论：本文使用PSM-DID法是合理有效的。在具体使用中，本文主要运用核匹配法来评估高铁开通对城市旅游经济的影响是否稳健。在评估之前，要对实验组和控制组进行匹配效果的检验，通过图1的倾向得分值概率分布密度函数图不难发现，匹配后的实验组和控制组倾向得分值的概率密度已经相当接近，即具有共同趋势，说明本文样本的匹配效果较好。所以，基于共同支撑假设进一步验证了利用PSM-DID方法的可行性和有效性。

表4 PSM-DID方法适用性检验(共同支撑假设)

(1)匹配前 (2)匹配后

基于PSM-DID法进行稳健性检验，得到的结果如表5所示。表5的结果显示：在运用PSM-DID法后，高铁开通依然显著地提高了城市旅游的发展，根据表5可得，高铁开通后，城市旅游总人数增加了30.9%，旅游总收入增加了36.4%。PSM-DID估计的结果与前文DID结果无十分显著的差异，但是旅游总收入中在政策实施前实验组与控制组的差分值不显著，但是PSM-DID结果却显著，说明旅游总收入的样本数据可能不太稳健，但依然可以证实高铁对旅游的发展有显著的推动作用。

表5 高铁与城市旅游发展PSM-DID稳健性检验

(三)高铁开通对旅游发展影响的机制检验

上文的分析已经表明，高铁开通确实促进了城市旅游的发展，同时“高铁开通”不存在选择偏误。那么高铁的作用机制是什么呢？本文首先对涉及的控制变量进行分析，具体而言就是对7个控制变量进行回归。如表6所示，只考虑“高铁开通”和时间固定，进行面板回归。表6显示：(1)固定资产投资、政府干预、市场规模这3个控制变量在10%水平上或者1%水平上显著，且差分值为负数，说明高铁开通后，固定资产投资、政府干预和市场规模呈现下降趋势；(2)人力资本、产业结构的差分值为正，且均在1%水平上显著，表明高铁对人力资本和产业结构有显著的推动作用；(3)对开放水平、居民收入水平的影响是负向作用，但是并不显著。通过以上分析，我们可以得出初步结论：高铁开通后，一方面，形成了正向效应，带动了旅游业的发展，提高了第三产业的占比，进而促进就业，尤其是第三产业的从业人数，从而推动城市旅游发展；另一个方面，高铁开通也产生了负向效应，如高铁开通后，固定资产投资减少，政府干预相对较小以及市场规模也有缩减趋势。

通过以上分析，对高铁开通与各个控制变量的相互关系有了形成了初步的思路。具体而言，高铁对城市旅游发展作用主要表现如下：

第一，高铁提高了旅游者进入旅游目的地的可达性，促进了旅游流流向高铁沿线城市，增加了客流量。旅游交通成本由时间和费用成本构成，高铁开通极大地减少客源地与目的地的时间成本。从旅游者角度分析，旅游者进行旅游活动不仅需要有旅游动机，还要有可支配收入和闲暇时间，在假日制度的闲暇时间约束下，旅游者在目的地逗留时间的长短决定了他们所能获得旅游效用的大小(19)蒋海兵、刘建国、蒋金亮：《高速铁路影响下的全国旅游景点可达性研究》，《旅游学刊》 2014年第7期，第58—67页。。已有研究表明若两个城市因为高铁速度变得足够近，高铁会在某种意义上实现空间上不连续的两个城市的一体化(20)王缉宪：《高速铁路影响城市与区域发展的机理》，《国际城市规划》 2011年第6期，第1—5页。。故而，交通便捷及低旅游成本提高了旅游者进入目的地可达性，使得大量旅游者涌入旅游景区(点)，进而带动食宿业、娱乐业等相关产业的经济发展，提升第三产业在经济发展中的地位，即第三产业的占比。而旅游业作为劳动密集型产业，优质而多样的服务是核心竞争力，并且服务的实现依赖于从业者的数量和质量。那么产业结构的变化，也就是说第三产业的发展，会带动基础设施的建设、旅游设施的升级以及相关产业的更新，势必带来就业机遇，提升了城市旅游经济绩效。

第二，高铁开通可能存在促进区域优势资源的集聚和区域差异逐渐缩小的积极效应，也可能存在“极化效应”“虹吸效应”等的负向效应。由于城市的异质性问题，如资源禀赋、城市规模以及地理区位的差异，高铁开通对不同规模城市的影响力度不可一概而论。从表6中可以看出，高铁开通增加了客流量，那市场规模为什么会有下降趋势？单就某一城市而言，高铁开通会使得旅游人数出现增长的趋势，但就全国范围高铁城市发展可能存在较大差异。首先，高铁开通后，高铁沿线的大城市、特大城市等的“虹吸效应”使得邻近区域的旅游要素以及优势资源向此类城市集聚，出现了大型城市“鹤立鸡群”的发展态势，使得大城市受益而小城市受损，进而发展成为“极化效应”。其次，尽管高铁开通连接了不同规模和地区的城市，城市之间的联系越来越紧密，但是每个城市的发展程度、基础设施和接待设施都不同，特别是边缘城市配套设施不足，未能充分开发和有效整合景点，游客的旅游欲望低以及不合理的站点设置并没有真正改善旅游城市的可达性。最后，高铁使得城市间联系更紧密并逐渐形成一体化发展区域，但是内部各城市可能存在各自为营、相互竞争的发展战略，投资出现重复，景区景点建设雷同化等。因此，城市间市场争夺可能使高铁开通没有对市场规模起到促进作用的原因。基于此，也进一步印证了上文表1中结论，高铁对旅游总人数的影响大于旅游总收入。

第三，高铁开通对于城市设施建设的资金投入也会产生影响。从表6可知，高铁开通对城市资本存量、政府干预影响为负数且显著。一方面，高铁建设具有投资巨大，回收期长，对设备技术、制作工艺要求高等特点，因而政府成为大型公共设施的资金投入者和参与者。另一方面，政府是经济社会运行的主导力量，政府对旅游基础设施(如高铁)的投入短期内无法实现快速回收(21)刘嘉毅、赵磊、沈伟丽：《旅游发展会推动城市空间扩展吗?》，《旅游学刊》 2018年第10期，第41—50页。。结合本文选取指标的代表内容，以及参考武广高铁、京津城际高铁、京广高铁等铁路开工建设到正式投入运营的周期基本集中在4～8年，故而控制变量中的固定资产投资和政府财政支出减少，因而产生负向作用。

表6 高铁对城市旅游经济影响的传导机制分析

四 异质性分析

(一)城市地理区位异质性

前文已经论证得出，高铁对城市旅游发展有着显著影响，但是高铁对城市旅游发展的效应是否存在地理区位的差异呢？接下来，本文将城市样本按照中国东、中、西的原则划分(22)其中，东部包括河北、北京、天津、辽宁、山东、上海、江苏、浙江、福建、广东和海南等11个省市；中部包括山西、黑龙江、吉林、安徽、江西、河南、湖北、湖南等8个省市；西部包括四川、重庆、广西、云南、贵州、西藏、陕西、甘肃、青海、新疆、宁夏等11个城市。，并对不同城市样本进行异质性分析。

对按照地理区位划分的城市样本运用进行双重差分，如表7所示，高铁开通对东部、中部、西部都表现出一致的正向效应，但是东部地区表现得最为显著，中部不显著。比较各模型的的回归系数可以发现，高铁对城市旅游发展的影响强度表现出区域差异。就旅游总收入而言，只有东部地区最为显著，收入增长了14.9%；而旅游总人数，东部和西部地区最为显著，且在1%水平上显著，并且西部的影响程度大于东部地区。

追溯原因，第一，东部地区是我国经济发展最发达的区域，特别是北京、上海、南京等许多超大型、特大型城市基本都分布在此区域，人口规模大、居民收入水平高，有较大的市场需求和发展潜力。高铁加速了经济要素和优势资源加速向优势城市集聚，加上东部城市基础设施和旅游接待设施完善，旅游市场发育较为成熟，对资本和人口的吸引力显著大于中西部，集聚作用十分明显，故而东部地区表现出明显的“虹吸效应”。第二，西部地区拥有独特的自然生态资源和人文资源，旅游资源与中东部有着明显的差异，对旅游者的吸引力显著，高铁促进了部分旅游市场转移至此。然而，由于西部地区经济发展水平较低，受制于城市基础设施，接待能力有限以及旅游人才等影响，旅游发展水平较低，因而其呈现出旅游收入效益不明显，但是旅游人数显著增加。第三，中部地区高铁的旅游效应不显著，一方面与其地理位置相关，中部与东部、西部毗邻，东部地区的经济实力、市场环境等都优于中部，故高铁对旅游市场的“虹吸效应”明显；另一方面与其旅游资源有关，与西部相比，旅游资源不具有独特性，吸引力不够；与东部相比，具有较大相似性，以历史文化类居多，东部地区的旅游资源对其替代效应明显，综合以上两点分析，高铁对中部地区的带动效应不明显。

表7 城市地理区位异质性分析

(二)城市规模异质性

就城市规模而言，城市规模大，代表着这个城市具有较强的经济集聚效应，有着较强的资源优势，即资源的配置和利用率较高，同时也意味着这个城市对人的吸引力较大。当然，城市规模是把双刃剑，也会产生城市拥挤、环境污染以及治安等负面影响，但就旅游发展而言，规模大的城市基础设施、接待设施、旅游规划增强对旅游者的吸引力。根据以上的分析，本文进一步将所选择的城市样本根据不同的规模进行划分，并进行回归验证。本文由于样本数有限，在各个等级中的数量分布有较大差别，故根据非农业人口数作为统计标准，并将超大型城市和特大型城市合称为超大及特大城市(简称“超特城市”)，将中等城市和小城市并为中小城市来统计，最终划分为超特城市、大城市和中小城市三类。

尽管高铁开通会对城市旅游的发展产生显著的影响，但对不同规模的城市影响有所不同。如表8所示，就旅游总收入的指标而言，高铁开通对大城市和中小城市的影响显著，使得它们的收入分别增加了14.4%、11.2%，而超特城市的差分值尽管为正数，但因其旅游收入的基数大，使旅游收入提升幅度相对较小；从旅游总人数角度看，超特城市和大城市的差分值均为正数，且在1%水平上显著，使得它们的旅游客流量分别增加了22.6%、21.1%，但对中小城市客流量的提升较少。这是因为：高铁开通对中小城市的“旅游客流量”作用虽不“显著”，但仍产生正向影响作用，由于中小城市旅游经济起点较低，较小的“旅游客流量”即可带动较明显的“旅游收入”。 对于超特城市而言，因城市规模的异质性问题而产生的旅游发展的差异性与高铁的“虹吸效应”有关。高铁开通，加速了人口、资本、信息等要素的流动，特别是规模大的城市具有基础设施、接待设施、资本积累、消费市场以及管理体制等方面的优势，促进了优势资源和要素向发展环境优越的城市集聚，即铁路沿线城市的经济要素从规模较小的地级市流向规模较大的地级市，尤其是人的流动，使得大城市对各种要素的吸纳具有了天然的优势。大部分的旅游者更倾向于选择基础设施和接待设施完备、城市发展较好的特大及以上的城市，从而很多的中小城市成为旅游的过道地而非目的地，造成本区域客流量的流失。虽然超特城市旅游收入增长的幅度相对较小，但由于旅游收入基数大、旅客流量大，旅游收入的增加依然是相当可观的。

表8 城市规模异质性分析

五 结论与启示

本文基于2007—2016年中国174个地级市面板数据，利用PSM-DID方法实证检验了高铁开通对城市旅游发展的影响。通过实证分析得出以下结论：高铁显著地促进了城市旅游的发展，稳健性检验结果依旧显著；高铁会通过产业结构和人力资本途径促进从城市旅游发展，会通过市场规模、政府干预和固定资产投资抑制城市旅游发展；高铁对沿线城市旅游发展有着显著的差异性，对东部地区的城市有显著的推动作用，对超特城市的客流量影响显著，对中小城市的旅游收入显著，对大城市的旅游收入和人数均显著。相比以往文献，文章可能的创新之处在于：(1)从全国更大范围内选取地级市数据为研究对象，不再从某条铁路或者城市角度出发分析高铁对城市旅游发展的效应，并利用PSM-DID方法来评估高铁开通后对城市旅游发展的影响，可更为精准、有效评估高铁开通效应；(2)在验证高铁对城市旅游发展的影响后，尝试探索高铁开通后对城市旅游发展的作用机制，揭示了产业结构和人力资本途径有助于发挥高铁旅游增长效应。

基于以上的研究结论，本文提出以下几点建议：

(一)铁路沿线城市要优化高铁站点与城市交通网络连接。沿线城市要努力提高城市整体的交通设施条件，利用大交通、小交通延展市场范围，更好地接待时空压缩效应带来的大量游客。重视城市内部交通工具供给多样化，如公交、地铁、出租车、自行车等城市内交通，为不同距离需求旅游者提供便利。

(二)铁路沿线城市要因地制宜地制定差异化高铁旅游发展政策。尤其需要重视的是，中小城市要把握高铁开通的难得机遇，借势推动全域旅游服务质量和旅游基础设施完善，加强品牌建设和市场营销能力，增强旅游吸引力和接待服务能力。

(三)铁路沿线城市需加强旅游合作，缩小旅游经济发展差距。高铁沿线城市要进一步挖掘各自城市的旅游资源内涵，整合区域旅游资源优势，形成区域旅游合作共同体，以应对“虹吸效应”所引起的旅游经济发展差距。进一步发挥高铁带来的“廊道效应”，推动沿线城市相互合作，共同发展，推动高铁沿线城市旅游共同体的多赢局面。