区域一体化政策能否促进城市旅游发展？——基于长江经济带的实证检验

王 凯 邹 楠 甘 畅 胡 奕

（湖南师范大学旅游学院，湖南长沙 410081）

0 引言

改革开放40多年来，中国旅游业蓬勃发展，大多数城市将旅游业作为自身的优势产业和支柱产业，积极推动旅游业优先发展，为旅游业营造了优质的营商环境。“十四五”规划指出，到2025年，旅游业发展水平将持续提升。在此过程中，旅游业发展环境将持续转化，旅游业发展的形式被不断重构，驱动旅游发展的影响因素也不断增多。旅游业发展不仅受制于地区各异的发展基础和条件，也与地区的政策导向休戚相关。党的“二十大”报告指出，要通过实施区域协调发展战略，优化生产力布局，构建新的区域经济发展格局，这为推动我国旅游业高质量发展提供了根本思路。区域一体化作为国家城市群发展战略下的重要政策工具，对于加速生产要素流动，优化产业布局，实现区域协调联动发展，从而促进区域经济增长具有积极意义。在此背景下，区域一体化政策的实施是否促进了城市的旅游发展？其政策效应究竟如何？通过何种路径影响城市旅游发展？对不同区域城市旅游发展的影响是否存在差异？深入探寻这些问题对于判识区域一体化政策效应，优化相应政策内容，构建区域旅游发展机制具有重要现实意义。

长江经济带涵盖沪、渝、苏、浙、皖、赣、鄂、湘、川、云、贵九省二市，覆盖东、中、西三大地区，是我国综合实力最强、战略支撑作用最大的区域之一①国务院.国务院关于印发“十四五”旅游业发展规划的通知［EB/OL］.（2022-01-20）［2022-09-08］.http：//www.gov.cn/zhengce/content/2022-01/20/content_5669468.html.。2014年国务院颁布《关于依托黄金水道推动长江经济带发展的指导意见》（以下简称《意见》）指出，依托黄金水道推动长江经济带发展是国家重大战略决策，要打破行政区划界限和壁垒，推动劳动力、资本、技术等要素跨区域流动和优化配置，推进一体化市场体系建设，使长江经济带成为推动我国区域协调发展的示范带②国务院.国务院关于依托黄金水道推动长江经济带发展的指导意见［EB/OL］.（2014-09-25）［2023-03-30］.http：//www.gov.cn/zhengce/content/2014-09/25/content_9092.htm.。这意味着长江经济带发展上升为国家战略，长江经济带区域一体化作为国家战略部署正式开始施行（黄文 等，2019）。同时，《意见》也强调要充分发挥长江沿线各地独具特色的历史文化、自然风光和民俗风情等优势，积极发展特色旅游业，塑造长江经济带的黄金旅游带。2019年，长江经济带共接待游客81.18亿人次，实现旅游总收入10.63万亿元，相较于2014年分别增长83.54%、146.06%③数据由长江经济带各市2014年和2019年国民经济和社会发展统计公报数据汇总计算得到。。那么，长江经济带区域一体化政策是否推动了长江经济带旅游经济发展？产生的作用如何？

综上，本文借鉴黄文等（2019）和杨桐彬等（2021）研究，以长江经济带区域一体化政策正式施行时间2014年为界限，将长江经济带95个城市作为处理组，全国其他116个城市作为对照组，基于2008—2019年城市面板数据，采用双重差分模型（Difference-in-Differences model，DID）探索长江经济带区域一体化对沿线城市旅游发展的影响，在此基础上，进一步探寻长江经济带区域一体化影响城市旅游发展的内在机制及其异质性问题。

1 文献综述

近年来，区域旅游发展的时空分异、影响因素、发展路径等研究备受学术界关注。其中，国内外研究者从不同角度探究了影响区域旅游发展的各项因素，包括经济发展水平（王凯 等，2021）、城镇化（Raza et al.，2021）、交通基础设施（Moyano et al.，2019）、产业基础（王凯 等，2020）、资源禀赋（罗浩 等，2016）等自然因素和社会经济因素；研究尺度涉及全国（吴良平 等，2020）、省级行政区（黄睿 等，2022）、具体旅游区（杨丽 等，2021）等；研究方法主要涉及PVAR模型（张广海 等，2017）、空间计量模型（侯志强，2018）、地理加权回归模型（杨兴雨 等，2022）等。

此外，旅游业是综合性产业，需要国家宏观政策的合理引导，政策因素对于区域旅游发展至关重要（余凤龙 等，2008），政策红利对旅游发展影响也逐渐引起研究者的关注。譬如，马丽君等（2022）基于旅游关注度数据构建趋势线模型，发现“一带一路”倡议对国民出境沿线27个国家的旅游需求有正向作用。双重差分模型在政策的旅游发展效应研究中也得到广泛运用，如何芙蓉等（2020）运用双重差分模型发现，“一带一路”倡议促进了沿线省（区、市）旅游业高质量发展；蒋瑛等（2022）借助双重差分模型发现，智慧旅游建设推动了城市旅游经济高质量发展。

目前，也有部分研究者关注到区域一体化政策对旅游发展的影响。如方叶林等（2021）利用综合指数法测算区域一体化指数，并进一步运用空间杜宾模型发现，长三角城市群区域一体化对旅游经济存在显著溢出效应；唐睿（2021）利用时间虚拟变量表征区域一体化，并运用空间计量模型检验发现，区域一体化对长三角旅游业收敛存在正向作用。从既有文献来看，研究者主要利用综合指标法测度区域一体化指数，或通过单一时间虚拟变量比较区域一体化政策实施前后旅游业发展变化，从而判识区域一体化对旅游发展的直接影响，但少见关于长江经济带区域一体化政策对旅游发展的作用强度及作用机理的研究。

2 理论假说

旅游发展是一种衍生性产业行为，在一定程度上基于自身区域协作能力和条件，故而旅游发展对区域一体化的依赖程度较为明显（靳诚 等，2008）。根据新经济地理学和区域一体化理论，长江经济带城市群协同发展相比单个城市更具有发展优势。区域一体化是一项协调联动发展政策，能够有效弱化城市间行政壁垒的负向外部性（李毅婷 等，2022），促进旅游要素在城市间的聚集与扩散，提高城市间旅游要素配置效率，加速城市间旅游协同联动发展。因此，区域一体化政策有利于长江经济带城市群发挥整体优势和辐射效应，促进长江经济带整体旅游高质量发展。具体地，区域一体化政策主要通过加强经济联系、推动产业结构升级、提升创新水平影响城市旅游发展。

区域一体化政策的实施有利于加强城市间的经济联系进而促进城市旅游发展。一方面，城市间的人口流动强度是体现经济联系强度的首要指标（刘望保 等，2016），区域一体化政策能够促使城市间边界效应减弱，提高人口流动强度，推动人口跨区域活动和人口集聚（吴青山 等，2021）。而人口跨城市活动为城市旅游发展提供了客源基础，人口集聚在一定程度上能够拉动城市旅游消费内需，促进旅游发展（金春雨 等，2016）。另一方面，基础设施联通是城市间经济联系的基本架构，区域一体化政策有助于推进城市基础设施互联互通（高达 等，2022），从而增强城市间的经济联系。而基础设施联通不仅是旅游发展的重要举措，也是推动旅游者出游的力量，带动城市潜在的旅游需求转变为现实的旅游需求。

区域一体化政策的实施会推动城市产业结构升级进而促进城市旅游发展。一方面，区域一体化能够提高城市间各项要素的流动速度，各要素在空间上的再分配让城市市场变得更为活跃，资源整合效应放大，从而为城市产业结构升级提供更好的基础环境和发展空间（赵海峰 等，2020）。而产业结构升级进一步保障了旅游资源的开发及旅游客源市场的拓展与延伸（王凯 等，2020）。另一方面，区域一体化能够合理引导城市调整产业布局，促进过度集中于第二产业的资源等要素流向第三产业，带动城市产业结构转型升级（郑军 等，2021）。而旅游业作为第三产业，产业结构升级使得城市旅游业依托优势资源要素，带动城市旅游产业链横向拓宽与纵向延伸，形塑“旅游+”的旅游发展格局，进而促进城市旅游发展。

区域一体化政策的实施会提升城市创新水平进而促进城市旅游发展。一方面，信息腹地理论表明，区域一体化有利于降低信息获取成本，减少创新要素在城市间的流动阻阖，促进城市创新水平提升（王儒奇 等，2021）。而伴随着旅游消费需求升级，创新成为提升旅游业信息化水平，带动城市旅游业进一步发展的重要力量，是旅游业走向科技化、智能化从而助力城市旅游发展的关键推力（周霖 等，2022）。另一方面，知识要素的积累是城市创新水平提升的关键环节，区域一体化有利于城市间知识要素的流动和溢出，增强城市的创新水平（王儒奇 等，2021）。而创新水平的提升为培育高素质旅游业从业人员营造了有利的环境，同时能够有效增强旅游科研实力，以技术创新引领旅游发展方向，为旅游业发展带来新的技术和产品。

基于上述分析，本文提出如下假说：

假说1：长江经济带区域一体化政策有利于城市旅游发展。

假说2：长江经济带区域一体化政策可以通过加强经济联系、推动产业结构升级、提升创新水平促进城市旅游发展。

此外，我国城市旅游发展遵循了非均衡理论（吴文智 等，2021）。根据“中心-外围”理论，区域一体化政策通过“涓滴效应”和“极化效应”对长江经济带各项要素资源实现再配置。极化效应是指中心城市通过较好的经济基础，更高的边际报酬吸引要素资源，如果要素资源向边缘城市转移将形成涓滴效应。当“涓滴效应”大于“极化效应”时，区域一体化政策对边缘城市旅游发展的正向外部效应更大（丁俊菘 等，2022）。结合长江经济带城市群情况和边际效应递减规律，长江经济带下游城市位于中国区位优势突出的东部地区，经济发展水平较高、交通发达，旅游业具有先发优势，对整个长江经济带城市旅游发展起到引领作用；而长江经济带中、上游城市整体旅游发展相对落后。区域一体化政策在一定程度上能够推动那些经济发展水平较高、地理位置优越的先发城市的各项旅游要素流向旅游业后发城市，从而逐渐缩小城市间旅游发展差距（唐睿，2021）。因此，区域一体化政策对长江经济带城市旅游发展的影响可能存在异质性，“涓滴效应”大于“极化效应”。基于此，本文提出如下假说：

假说3：区域一体化政策对长江经济带城市旅游发展的影响存在异质性，且“涓滴效应”大于“极化效应”。

3 研究设计

3.1 研究方法与模型设计

3.1.1 直接作用检验模型

本文运用双重差分模型判识长江经济带区域一体化政策对城市旅游发展的作用。该模型能够实现“差分中差分”，即比较区域一体化政策实施前后实施该政策的城市和未实施该政策的城市旅游发展之间的差异，得到区域一体化政策实施带来的净效应（庄汝龙 等，2020）。据此，本文设定基准模型如下：

式（1）中，i表示城市，t表示年份；tourit表示旅游发展；treatit表示城市虚拟变量，若城市在政策覆盖地区为1，反之则为0；timeit表示时间虚拟变量，政策实施前为0，政策实施后则为1；Xit表示控制变量；ui和vt分别表示城市固定效应和时间固定效应；εit表示干扰项；区域一体化政策的估计系数为α1，若α1显著为正，则表示长江经济带区域一体化政策有利于城市旅游发展。

3.1.2 间接机制检验模型

为进一步探寻长江经济带区域一体化政策影响城市旅游发展的作用机制，本文基于式（1），运用逐步方法进行作用机制检验（Baron et al.，1986），设定模型具体如下：

第一步，对式（1）进行回归，若估计系数α1显著，对式（2）进行回归；若估计系数β1显著，对式（3）进行回归。检视中介变量Mit（包括经济联系、产业结构升级和创新水平）的回归系数φ2，如果通过显著性检验，则表明中介变量Mit具有中介效应，反之则没有中介效应；更进一步地，若估计系数φ1也显著说明中介变量具有部分中介效应，如果不显著则说明该中介变量具有完全中介效应。

3.2 变量选取

3.2.1 被解释变量

旅游发展（lnTour）。本文选取旅游人次比来衡量旅游发展水平，即城市旅游总人次在城市总人口中所占的比重。这一指标可以衡量当地旅游业的总体规模，在国内外文献中被广泛使用（刘瑞明 等，2018；Cortés-Jiménez，2008；Sequeira et al.，2008）。为使本文的结论更有说服力，替换被解释变量以进行稳健检验，采用人均旅游总收入衡量旅游发展水平，即城市旅游总收入占城市总人口的比重。

3.2.2 核心解释变量

区域一体化（treat×time）。本文选取《意见》出台的2014年为长江经济带区域一体化政策实施的时点，采用城市虚拟变量与时间虚拟变量的交乘项表示区域一体化政策虚拟变量，其估计系数大小直接反映长江经济带区域一体化政策对旅游发展的影响程度。若城市位于长江经济带区域内，treat=1，若城市位于长江经济带区域外，treat=0；若年份在2014年及以后，time=1，若年份在2014年以前，time=0。

3.2.3 中介变量

（1）经济联系（lnCon）。区域一体化政策的实施会加强城市间的经济联系。借鉴孙燕铭等（2022）的研究，本文运用Taaffe（1962）提出的的引力模型计算城市间的经济联系。具体计算公式如下：

式（4）和式（5）中，pi、pj分别代表城市i、j的人口数量；gi、gj分别代表城市i、j的地区总产值；dij代表从城市i到城市j的距离；Rij代表城市i和城市j之间的经济联系；Ri代表城市i与其他城市的经济联系程度；n表示城市总数量。

（2）产业结构升级（lnIndus）。区域一体化政策的实施能够推动城市产业结构升级。本文借鉴付凌晖（2010）的研究，构建产业结构高级化指标表征产业结构升级，具体做法为：构建三次产业增加值与GDP的比值向量，根据向量夹角法计算产业结构高级化指数。

（3）创新水平（lnInn）。区域一体化政策的实施能够提升城市创新水平。城市创新水平可以采用专利申请数和专利授权数表征，而专利授权数较专利申请数可以合理有效地表示城市的真实创新水平，故本文采用城市每万人专利授权量来衡量城市创新水平（郭艺 等，2022）。

3.2.4 控制变量

考虑到被解释变量城市旅游发展可能会受经济发展、政府干预、交通条件、基础设施建设投入等因素的影响，本文选取以下控制变量：（1）经济发展（lnGdp）。经济发展水平是影响旅游发展水平的重要因素（王凯 等，2021），本文采用城市人均GDP来衡量，并根据价格指数将其换算为GDP真实值。（2）政府干预（lnGov）。本文采用城市政府一般预算内财政支出来表示（李如友 等，2015）。（3）交通条件（lnRoad）。交通条件对城市旅游发展起着决定性作用，本文采用城市公路里程与城市土地面积的比值来表示（王坤 等，2016）。（4）基础设施建设投入（lnAsset）。本文采用城市人均实际固定资产投资总额来表示（张攀 等，2014）。（5）互联网（lnInter）。互联网是改变旅游业发展模式的重要手段，本文采用城市人均互联网接入数来表示（胡森林 等，2021）。（6）商业网密度（lnBussi）。本文采用城市批发零售企业数与城市面积的比值来表示（张攀 等，2014）。（7）人力资本（lnHuman）。人力资本是旅游业发展的关键要素，本文采用城市第三产业就业人数占城市总就业人数的比重来衡量（唐睿，2021）。（8）开放水平（lnOpen）。本文采用城市进出口总额进行衡量（曾玉华 等，2018）。（9）星级饭店数量（lnHotel）。本文采用城市星级酒店个数与城市总人口的比值来表示（张攀 等，2014）。

3.3 数据说明

据2020年《中国城市统计年鉴》显示，中国现有地级及以上城市297个，由于本文研究时段为2008—2019年，为了统一口径，本文对原始数据进行以下处理：剔除海东、铜仁、毕节、三沙、儋州等在研究时段行政区划等级有过变化的城市；剔除西藏自治区城市、吐鲁番、哈密、丽水、黄石、宜昌、襄阳、孝感、随州、曲靖、保山、昭通、普洱、临沧、六盘水、安顺等在研究时段数据严重不足的城市。最终选取211个城市为研究样本，将长江经济带九省二市95个城市作为处理组，其他116个城市作为控制组。数据来源主要有《中国旅游统计年鉴》及其副本、《中国文化文物和旅游统计年鉴》《中国城市统计年鉴》、各城市国民经济与社会发展统计公报等。另外，本文对所有指标数据作对数化处理，并以2008年为基期对相关数据进行调整，部分缺失数据采用线性插值法进行补足。所有变量说明及描述性统计结果见表1。

表1 变量描述性统计结果

4 实证结果与分析

4.1 基准回归

为探究长江经济带区域一体化政策是否有利于城市旅游发展，DID基准回归模型采用双向固定效应模型估计，结果见表2。表2中的模型1未考虑控制变量的影响，模型2将控制变量的影响纳入模型中，同时对城市、时间固定效应进行控制。结果显示，区域一体化的估计系数有所下降，且在5%的水平下显著为正，说明控制变量的加入缓解了遗漏变量问题。同时模型2的拟合优度较模型1有明显上升，达到了0.648，解释力度较高，充分证明了长江经济带区域一体化政策对中国城市旅游发展的影响，即区域一体化政策显著提升了长江经济带城市旅游发展水平，具体表现为实行长江经济带区域一体化政策的城市旅游发展水平显著增加8.4%。

2013年国务院提出的“一带一路”倡议与长江经济带区域一体化政策存在重合区域：沪、渝、浙、云，说明上述结果可能存在其他政策效应的干扰。为廓清城市旅游发展水平提升来源于长江经济带区域一体化政策，剔除两大政策重合的4个省（市）覆盖的城市，将长江经济带其他80个城市作为处理组，控制组依然不变，进行DID估计，结果见表2中的模型3、模型4。可以发现，模型3、模型4中区域一体化的估计系数均在1%的水平下显著为正，且较模型1、模型2系数值均有所上升，这一结果表明在排除了“一带一路”倡议的干扰后，长江经济带区域一体化政策依旧显著促进城市旅游发展。总体来说，基准回归结果充分证实了假说1：长江经济带区域一体化政策有利于城市旅游发展。

表2 基准回归结果

4.2 政策外生性检验

双重差分法要求政策实施前，实验组和对照组不能提前形成预期效应，来保证政策冲击的外生性（余明桂 等，2022）。基于此，本文借鉴徐晓辰等（2021）研究，构造长江经济带区域一体化政策施行时间前一年、前两年的时间虚拟变量与城市虚拟变量的交乘项treat×before1、treat×before2，并将其纳入基准回归模型，如果treat×before1、treat×before2的回归系数通过显著性检验，意味着长江经济带区域一体化政策实施前已经形成了调整旅游发展的预期，即本文估计结果有偏。本文政策外生性检验回归结果如表3所示，treat×time的回归系数仍然显著为正，treat×before1、treat×before2的回归系数均不显著，这表明在2014年长江经济带区域一体化政策施行之前，长江经济带没有形成调整旅游发展的预期。因此，2014年长江经济带区域一体化政策具有很强的外生性。

表3 政策外生性检验

4.3 平行趋势检验

进行双重差分模型估计的前提是处理组和控制组能够通过平行趋势检验，也就是说，在区域一体化政策实施前，处理组和控制组旅游发展无明显差异。参考丁斐等（2021）的研究，本文采用事件分析法来检验平行趋势。在基准回归模型基础上引入城市虚拟变量与政策实施前后五年的时间虚拟变量的交乘项，加入控制变量，采用双向固定效应模型估计平行趋势是否成立，结果见表4和图1。本文主要关注在长江经济带区域一体化政策冲击前系数显著与否，如果在政策实施前回归系数显著，说明存在其他政策或者因素干扰了回归结果；若回归系数不显著，说明满足平行趋势假设。从表4可以发现，长江经济带区域一体化政策实施前各年和城市虚拟变量的交乘项系数由负数转为正数，且均不显著，说明区域一体化政策实施前处理组与控制组旅游发展水平无明显差异。从图2可以看出，在政策实施前每期虚拟变量回归系数的置信区间均包括0，充分证明了长江经济带区域一体化政策实施前，处理组和控制组旅游发展无明显差异，满足平行趋势假设。而从长江经济带区域一体化政策实施当年开始，年份与城市虚拟变量的交乘项系数一直为正且有所上升，政策实施后四年系数均通过显著性检验，表明区域一体化政策显著提升了城市旅游发展水平。

图1 平行趋势检验

表4 平行趋势检验

4.4 稳健性检验

4.4.1 替换指标检验

为检验上述结论的科学性，本文进一步替换被解释变量旅游发展的衡量指标，采用人均旅游总收入来衡量，再次对基准回归模型进行DID估计，结果见表5。结果显示，区域一体化的估计系数均通过显著性检验，即长江经济带区域一体化政策对人均旅游总收入仍然具有显著的促进作用。在剔除“一带一路”倡议的政策效应后，上述结论仍然具有稳健性。

表5 替换被解释变量检验

4.4.2 倾向得分匹配检验

为了克服长江经济带与非长江经济带城市旅游发展存在的系统性差异产生的估计误差，本文采用倾向得分匹配法予以检验。具体来说，首先将所有控制变量作为特征变量；然后选取近邻匹配、核匹配、卡尺匹配3种方法进行倾向得分匹配；最后用3种方法下匹配所得的样本，分别对处理组和控制组再次进行DID估计，检验结果见表6。结果显示，在3种倾向得分匹配下，区域一体化的回归系数均显著为正，和基准回归结果一致，说明长江经济带区域一体化政策有利于城市旅游发展。在剔除“一带一路”倡议的政策效应后，研究结果均无实质变化。这一检验进一步支持了表2的结论，即PSM-DID检验证明长江经济带区域一体化政策促进城市旅游发展的结论具有稳健性。

表6 倾向得分匹配检验

4.4.3 安慰剂检验

为进一步确保长江经济带区域一体化政策对城市旅游发展的促进作用未受其他未知因素的干扰，本文对基准回归模型进行安慰剂检验。基准回归中处理组共有95个长江经济带城市，故从研究样本中随机选取95个城市作为虚拟处理组，其他城市作为控制组进行DID估计，实现1次安慰剂检验，重复1000次后得到如图2所示的区域一体化回归系数p值的散点图。图2中，水平虚线是p=0.10，位于该虚线以下的散点说明对应的回归系数通过显著性检验，反之不显著；竖直虚线是1000次检验估计系数的均值，竖直实线是基准回归估计的真实系数。可以发现，随机抽样后DID估计的系数大多不显著，且基准回归估计的真实系数值落在随机抽样分布图的尾端，显著异于安慰剂检验得到的系数均值，表明随机选取的处理组在上述1000次的随机抽样实验中旅游发展并没有显著变化，由此得出，基准回归的估计结果相对稳健。

图2 安慰剂检验

4.4.4 内生性检验

本文选取《意见》颁布的2014年作为政策节点，构建时间虚拟变量和城市虚拟变量的交乘项表征核心解释变量长江经济带区域一体化，采用双重差分模型研判其对城市旅游发展的影响。运用此模型避免了反向因果引起的内生性问题。进一步地，为避免因遗漏变量可能导致的内生性问题，本文参考刘凤根等（2022）的研究，在基准模型中加入被解释变量的一阶滞后项并采用GMM方法进行内生性检验，检验结果见表7。GMM估计通过AR（2）检验和Sargan过度识别检验，表明GMM估计方法合适且所选工具变量有效。从核心解释变量估计结果来看，长江经济带区域一体化政策回归系数依然显著为正，进一步验证了基准回归结果的稳健性。

表7 内生性检验

4.5 中介效应检验

前文运用双重差分模型分析发现，长江经济带区域一体化政策能够显著提升城市旅游发展水平。为进一步探寻区域一体化政策影响城市旅游发展的作用机制，本文运用中介效应模型对式（2）、式（3）进行检验。表8所示为长江经济带区域一体化政策对城市旅游发展的影响机理检验。在模型1、模型2和模型3中，区域一体化的估计系数均显著为正，说明长江经济带区域一体化政策显著加强了城市间的经济联系，推动了城市产业结构升级，提升了城市创新水平；在模型4、模型5和模型6中，区域一体化、经济联系、产业结构升级、创新水平的估计系数均显著，说明经济联系、产业结构升级、创新水平均具有部分中介效应。具体而言，经济联系的估计系数在10%水平下显著为正，表明长江经济带区域一体化政策能够通过加强城市间的经济联系促进城市旅游发展。参照温忠麟等（2014）的研究，计算得到中介变量经济联系的直接影响和间接影响分别为0.108和0.008，间接影响的比重为6.9%。产业结构升级的估计系数在5%水平下显著为正，说明长江经济带区域一体化政策能够优化区域产业结构，从而有利于城市旅游发展。计算得到产业结构升级的直接影响和间接影响分别为0.077和0.005，间接影响的比重为6.1%。创新水平的系数在1%水平下显著为正，说明长江经济带区域一体化政策能够提升创新水平，并在此基础上促进城市旅游发展。计算得到创新水平的直接影响和间接影响分别为0.080和0.010，间接影响的比重为11.1%。上述检验结果表明：长江经济带区域一体化政策更多的是通过直接效应促进城市旅游发展，但在这一过程中，3个中介变量均对城市旅游发展具有显著间接影响，即中介效应检验结果充分证实了假说2。

表8 中介效应检验

4.6 异质性检验

为进一步探寻长江经济带区域一体化政策对旅游发展的影响可能存在的异质性效应，本文分别考察了长江经济带区域一体化政策对长江经济带上、中、下游3个区域城市旅游发展的作用及其差异性，回归结果见表9。其中，列（1）、列（3）、列（5）未考虑控制变量，列（2）、列（4）、列（6）将控制变量纳入考虑范围，并控制城市、时间固定效应进行DID估计。结果显示，长江上游、中游地区区域一体化的估计系数显著为正，下游地区加入控制变量后区域一体化的估计系数为正但并不显著，说明长江经济带区域一体化政策对下游地区城市旅游发展影响不明显，但有利于上游和中游地区城市旅游发展，且对上游地区的促进作用大于中游地区。即长江经济带区域一体化政策的“涓滴效应”大于“极化效应”，区域一体化政策对长江经济带上、中游城市旅游发展更能发挥促进效应，而对下游城市旅游发展不存在明显影响。该结果充分验证了假说3。可能的原因有：长江经济带区域一体化政策强调区域协调发展，长江经济带下游城市地处东部沿海地区，旅游发展占据得天独厚的地理位置，且资源与设施优势突出，在区域一体化政策下发挥辐射效应和扩散效应，推动上、中游城市旅游发展，故区域一体化政策对长江经济带上、中游城市旅游发展具有显著促进作用；另外，下游城市自身旅游发展水平较高，政策对其促进作用存在边际效用递减效应，未能充分享受到长江经济带区域一体化政策带来的红利，因此，下游城市在提高自身旅游发展水平的同时，还应主动融入长江经济带区域一体化发展战略，把握发展机遇。

表9 异质性检验

5 结论与建议

5.1 研究结论

本文聚焦长江经济带区域一体化政策的城市旅游发展效应，以长江经济带区域一体化政策施行时间2014年为政策节点，将长江经济带95个城市作为处理组，全国其他116个城市作为对照组，基于中国2008—2019年城市面板数据，采用双重差分模型实证检验长江经济带区域一体化政策对沿线城市旅游发展的影响，并进一步探讨其作用机制及异质性效应。本文结论表明：（1）长江经济带区域一体化政策的实施有利于沿线城市的旅游发展。在剔除了“一带一路”倡议政策效应干扰后，长江经济带区域一体化政策仍然有利于沿线城市旅游发展，且经过政策外生性检验、平行趋势检验、替换指标检验、倾向得分匹配检验、安慰剂检验、内生性检验后仍然成立。这一结论具体表现为，研究时段实行长江经济带区域一体化政策的城市旅游发展水平显著增加8.4%。（2）长江经济带区域一体化政策对城市旅游发展的影响存在异质性，“涓滴效应”大于“极化效应”。具体表现为长江经济带中、上游城市在区域一体化政策下，依托下游城市的辐射效应发展旅游业，而下游城市尚未能充分享受到长江经济带区域一体化政策带来的红利。（3）长江经济带区域一体化政策可以通过加强经济联系、推动产业结构升级、提升创新水平间接地促进城市旅游发展。中介变量经济联系、产业结构升级、创新水平均具有部分中介效应。其中，经济联系的间接影响的比重为6.9%；产业结构升级的间接影响的比重为6.1%；创新水平的间接影响的比重为11.1%。

5.2 政策建议

为进一步强化长江经济带区域一体化政策对旅游发展的正向外部性，本文提出如下对策建议：

第一，重视区域一体化政策，拉紧长江经济带城市合作纽带。一方面，充分发挥政府在区域一体化过程中的引领作用。近年来，长江经济带城市合作持续走深走实，但仍存在制度掣肘、地方保护、以邻为壑等现象。应当加快加强顶层设计，制定相应的制度和政策，深入推进区域一体化政策的高效实施，具体包括鼓励长江经济带城市间信息、知识、资源、劳动力、文化等要素流动，加强长江经济带交通基础设施建设，构建区域协调联动发展机制等。另一方面，长江经济带需把握辐射优势、经济基础优势、资源有序流动等优势，深度参与国际一体化，推进长江经济带区域一体化政策与其他制度、政策的耦合互馈，如以“一带一路”倡议为契机，推动长江经济带城市与“一带一路”倡议沿线城市各项要素的融合与互动，以此进一步推进长江经济带区域一体化进程。

第二，充分释放区域一体化政策效应，打造城市旅游发展的重要引擎。首先，强化城市间要素流动，加强经济联系。在鼓励人员流动的基础上，加快城市交通基础设施互联互通，挖掘长江流域旅游资源，完善旅游点配套设施建设，同时加强长江经济带核心城市与边缘城市的联系，提高城市关联能力，促进城市旅游发展。其次，因地制宜地制定产业结构优化策略，以旅游业为重要支柱产业，加快发展旅游业及相关产业，加速资源要素向第三产业转移。同时发挥旅游业先发地区优势，积极释放旅游业先发城市资本、知识、人才等要素的辐射效应，优化城市旅游生产要素配置，并通过邻近城市联合打造特色“旅游共同体”。最后，在“互联网+”时代，要充分发挥科技创新的引领性作用，引导城市间创新要素的交流与合作，增强城市创新能力，提高城市竞争力。并以此逐步推进“互联网+旅游”一体化发展，鼓励旅游业智能化，开发智能科技旅游产品，打造智能旅游服务，推进智能化交通体系。同时积极构建旅游企业产学研协同创新机制，加强旅游专业人才培养，以此促进长江经济带城市旅游发展。

第三，立足城市群现实情况，科学制定差异化的旅游发展政策。长江经济带应积极探寻区域一体化政策促进城市旅游发展的特色化路径。首先，必须立足上、中、下游地区的特色与优势，不断完善城市旅游发展机制，形成城市旅游发展特色；同时，积极发挥核心城市（上海、重庆、武汉）的辐射效应和溢出效应，促进核心城市自身旅游发展的同时，强化其与其他城市的交流与合作。其次，旅游发展政策应施行差异化监管，充分考虑旅游项目需求，引导旅游供给结构调整与市场需求相结合，将指导旅游经济发展的方针、促进旅游产业发展的工作等建立在发挥旅游综合效应上。具体而言，应积极引导长江经济带中下游城市创新旅游产品和提升旅游服务，依托区位优势并挖掘市场潜力，加速旅游业态更新，不断提升旅游吸引力，形成旅游发展核心竞争力，以适应政策效应带来的规模报酬递减的情况。而长江经济带中上游城市可通过区域一体化政策吸引旅游要素进入，拓宽旅游市场，促进旅游业发展，从而构建长江经济带上、中、下游城市旅游联动发展的新格局。

5.3 研究展望

值得注意的是，本文仍存在一定局限性：首先，长江经济带区域一体化作为区域经济发展战略的重点，从多元角度检验其对旅游发展的影响具有重要的理论意义和实践意义，尤其需要关注区域一体化政策对旅游发展不同维度的影响，如旅游产业结构、旅游经济效率等，这些都是未来值得研究的话题。其次，本文运用双重差分模型检验了长江经济带区域一体化政策是否影响，以及如何影响城市旅游发展的问题，但长江经济带区域一体化进程对城市旅游发展的影响研究尚需深入，未来可综合测度长江经济带区域一体化进程，探索区域一体化进程和城市旅游发展的互动关系。最后，本文以长江经济带为例实证检验区域一体化政策对城市旅游发展的影响，后续可进一步探寻京津冀协同发展、粤港澳大湾区建设、长三角一体化发展等国家重大战略对旅游发展的影响，并比较不同区域政策效应的异同和规律。