區(qū)域一體化政策能否促進(jìn)城市旅游發(fā)展？
——基于長江經(jīng)濟(jì)帶的實(shí)證檢驗(yàn)

王 凱 鄒 楠 甘 暢 胡 奕

（湖南師范大學(xué)旅游學(xué)院，湖南長沙 410081）

0 引言

改革開放40多年來，中國旅游業(yè)蓬勃發(fā)展，大多數(shù)城市將旅游業(yè)作為自身的優(yōu)勢產(chǎn)業(yè)和支柱產(chǎn)業(yè)，積極推動旅游業(yè)優(yōu)先發(fā)展，為旅游業(yè)營造了優(yōu)質(zhì)的營商環(huán)境?！笆奈濉币?guī)劃指出，到2025年，旅游業(yè)發(fā)展水平將持續(xù)提升。在此過程中，旅游業(yè)發(fā)展環(huán)境將持續(xù)轉(zhuǎn)化，旅游業(yè)發(fā)展的形式被不斷重構(gòu)，驅(qū)動旅游發(fā)展的影響因素也不斷增多。旅游業(yè)發(fā)展不僅受制于地區(qū)各異的發(fā)展基礎(chǔ)和條件，也與地區(qū)的政策導(dǎo)向休戚相關(guān)。黨的“二十大”報(bào)告指出，要通過實(shí)施區(qū)域協(xié)調(diào)發(fā)展戰(zhàn)略，優(yōu)化生產(chǎn)力布局，構(gòu)建新的區(qū)域經(jīng)濟(jì)發(fā)展格局，這為推動我國旅游業(yè)高質(zhì)量發(fā)展提供了根本思路。區(qū)域一體化作為國家城市群發(fā)展戰(zhàn)略下的重要政策工具，對于加速生產(chǎn)要素流動，優(yōu)化產(chǎn)業(yè)布局，實(shí)現(xiàn)區(qū)域協(xié)調(diào)聯(lián)動發(fā)展，從而促進(jìn)區(qū)域經(jīng)濟(jì)增長具有積極意義。在此背景下，區(qū)域一體化政策的實(shí)施是否促進(jìn)了城市的旅游發(fā)展？其政策效應(yīng)究竟如何？通過何種路徑影響城市旅游發(fā)展？對不同區(qū)域城市旅游發(fā)展的影響是否存在差異？深入探尋這些問題對于判識區(qū)域一體化政策效應(yīng)，優(yōu)化相應(yīng)政策內(nèi)容，構(gòu)建區(qū)域旅游發(fā)展機(jī)制具有重要現(xiàn)實(shí)意義。

長江經(jīng)濟(jì)帶涵蓋滬、渝、蘇、浙、皖、贛、鄂、湘、川、云、貴九省二市，覆蓋東、中、西三大地區(qū)，是我國綜合實(shí)力最強(qiáng)、戰(zhàn)略支撐作用最大的區(qū)域之一①國務(wù)院.國務(wù)院關(guān)于印發(fā)“十四五”旅游業(yè)發(fā)展規(guī)劃的通知［EB/OL］.（2022-01-20）［2022-09-08］.http：//www.gov.cn/zhengce/content/2022-01/20/content_5669468.html.。2014年國務(wù)院頒布《關(guān)于依托黃金水道推動長江經(jīng)濟(jì)帶發(fā)展的指導(dǎo)意見》（以下簡稱《意見》）指出，依托黃金水道推動長江經(jīng)濟(jì)帶發(fā)展是國家重大戰(zhàn)略決策，要打破行政區(qū)劃界限和壁壘，推動勞動力、資本、技術(shù)等要素跨區(qū)域流動和優(yōu)化配置，推進(jìn)一體化市場體系建設(shè)，使長江經(jīng)濟(jì)帶成為推動我國區(qū)域協(xié)調(diào)發(fā)展的示范帶②國務(wù)院.國務(wù)院關(guān)于依托黃金水道推動長江經(jīng)濟(jì)帶發(fā)展的指導(dǎo)意見［EB/OL］.（2014-09-25）［2023-03-30］.http：//www.gov.cn/zhengce/content/2014-09/25/content_9092.htm.。這意味著長江經(jīng)濟(jì)帶發(fā)展上升為國家戰(zhàn)略，長江經(jīng)濟(jì)帶區(qū)域一體化作為國家戰(zhàn)略部署正式開始施行（黃文 等，2019）。同時(shí)，《意見》也強(qiáng)調(diào)要充分發(fā)揮長江沿線各地獨(dú)具特色的歷史文化、自然風(fēng)光和民俗風(fēng)情等優(yōu)勢，積極發(fā)展特色旅游業(yè)，塑造長江經(jīng)濟(jì)帶的黃金旅游帶。2019年，長江經(jīng)濟(jì)帶共接待游客81.18億人次，實(shí)現(xiàn)旅游總收入10.63萬億元，相較于2014年分別增長83.54%、146.06%③數(shù)據(jù)由長江經(jīng)濟(jì)帶各市2014年和2019年國民經(jīng)濟(jì)和社會發(fā)展統(tǒng)計(jì)公報(bào)數(shù)據(jù)匯總計(jì)算得到。。那么，長江經(jīng)濟(jì)帶區(qū)域一體化政策是否推動了長江經(jīng)濟(jì)帶旅游經(jīng)濟(jì)發(fā)展？產(chǎn)生的作用如何？

綜上，本文借鑒黃文等（2019）和楊桐彬等（2021）研究，以長江經(jīng)濟(jì)帶區(qū)域一體化政策正式施行時(shí)間2014年為界限，將長江經(jīng)濟(jì)帶95個(gè)城市作為處理組，全國其他116個(gè)城市作為對照組，基于2008—2019年城市面板數(shù)據(jù)，采用雙重差分模型（Difference-in-Differences model，DID）探索長江經(jīng)濟(jì)帶區(qū)域一體化對沿線城市旅游發(fā)展的影響，在此基礎(chǔ)上，進(jìn)一步探尋長江經(jīng)濟(jì)帶區(qū)域一體化影響城市旅游發(fā)展的內(nèi)在機(jī)制及其異質(zhì)性問題。

1 文獻(xiàn)綜述

近年來，區(qū)域旅游發(fā)展的時(shí)空分異、影響因素、發(fā)展路徑等研究備受學(xué)術(shù)界關(guān)注。其中，國內(nèi)外研究者從不同角度探究了影響區(qū)域旅游發(fā)展的各項(xiàng)因素，包括經(jīng)濟(jì)發(fā)展水平（王凱 等，2021）、城鎮(zhèn)化（Raza et al.，2021）、交通基礎(chǔ)設(shè)施（Moyano et al.，2019）、產(chǎn)業(yè)基礎(chǔ)（王凱 等，2020）、資源稟賦（羅浩 等，2016）等自然因素和社會經(jīng)濟(jì)因素；研究尺度涉及全國（吳良平 等，2020）、省級行政區(qū)（黃睿 等，2022）、具體旅游區(qū)（楊麗 等，2021）等；研究方法主要涉及PVAR模型（張廣海 等，2017）、空間計(jì)量模型（侯志強(qiáng)，2018）、地理加權(quán)回歸模型（楊興雨 等，2022）等。

此外，旅游業(yè)是綜合性產(chǎn)業(yè)，需要國家宏觀政策的合理引導(dǎo)，政策因素對于區(qū)域旅游發(fā)展至關(guān)重要（余鳳龍 等，2008），政策紅利對旅游發(fā)展影響也逐漸引起研究者的關(guān)注。譬如，馬麗君等（2022）基于旅游關(guān)注度數(shù)據(jù)構(gòu)建趨勢線模型，發(fā)現(xiàn)“一帶一路”倡議對國民出境沿線27個(gè)國家的旅游需求有正向作用。雙重差分模型在政策的旅游發(fā)展效應(yīng)研究中也得到廣泛運(yùn)用，如何芙蓉等（2020）運(yùn)用雙重差分模型發(fā)現(xiàn)，“一帶一路”倡議促進(jìn)了沿線省（區(qū)、市）旅游業(yè)高質(zhì)量發(fā)展；蔣瑛等（2022）借助雙重差分模型發(fā)現(xiàn)，智慧旅游建設(shè)推動了城市旅游經(jīng)濟(jì)高質(zhì)量發(fā)展。

目前，也有部分研究者關(guān)注到區(qū)域一體化政策對旅游發(fā)展的影響。如方葉林等（2021）利用綜合指數(shù)法測算區(qū)域一體化指數(shù)，并進(jìn)一步運(yùn)用空間杜賓模型發(fā)現(xiàn)，長三角城市群區(qū)域一體化對旅游經(jīng)濟(jì)存在顯著溢出效應(yīng)；唐睿（2021）利用時(shí)間虛擬變量表征區(qū)域一體化，并運(yùn)用空間計(jì)量模型檢驗(yàn)發(fā)現(xiàn)，區(qū)域一體化對長三角旅游業(yè)收斂存在正向作用。從既有文獻(xiàn)來看，研究者主要利用綜合指標(biāo)法測度區(qū)域一體化指數(shù)，或通過單一時(shí)間虛擬變量比較區(qū)域一體化政策實(shí)施前后旅游業(yè)發(fā)展變化，從而判識區(qū)域一體化對旅游發(fā)展的直接影響，但少見關(guān)于長江經(jīng)濟(jì)帶區(qū)域一體化政策對旅游發(fā)展的作用強(qiáng)度及作用機(jī)理的研究。

2 理論假說

旅游發(fā)展是一種衍生性產(chǎn)業(yè)行為，在一定程度上基于自身區(qū)域協(xié)作能力和條件，故而旅游發(fā)展對區(qū)域一體化的依賴程度較為明顯（靳誠 等，2008）。根據(jù)新經(jīng)濟(jì)地理學(xué)和區(qū)域一體化理論，長江經(jīng)濟(jì)帶城市群協(xié)同發(fā)展相比單個(gè)城市更具有發(fā)展優(yōu)勢。區(qū)域一體化是一項(xiàng)協(xié)調(diào)聯(lián)動發(fā)展政策，能夠有效弱化城市間行政壁壘的負(fù)向外部性（李毅婷 等，2022），促進(jìn)旅游要素在城市間的聚集與擴(kuò)散，提高城市間旅游要素配置效率，加速城市間旅游協(xié)同聯(lián)動發(fā)展。因此，區(qū)域一體化政策有利于長江經(jīng)濟(jì)帶城市群發(fā)揮整體優(yōu)勢和輻射效應(yīng)，促進(jìn)長江經(jīng)濟(jì)帶整體旅游高質(zhì)量發(fā)展。具體地，區(qū)域一體化政策主要通過加強(qiáng)經(jīng)濟(jì)聯(lián)系、推動產(chǎn)業(yè)結(jié)構(gòu)升級、提升創(chuàng)新水平影響城市旅游發(fā)展。

區(qū)域一體化政策的實(shí)施有利于加強(qiáng)城市間的經(jīng)濟(jì)聯(lián)系進(jìn)而促進(jìn)城市旅游發(fā)展。一方面，城市間的人口流動強(qiáng)度是體現(xiàn)經(jīng)濟(jì)聯(lián)系強(qiáng)度的首要指標(biāo)（劉望保 等，2016），區(qū)域一體化政策能夠促使城市間邊界效應(yīng)減弱，提高人口流動強(qiáng)度，推動人口跨區(qū)域活動和人口集聚（吳青山 等，2021）。而人口跨城市活動為城市旅游發(fā)展提供了客源基礎(chǔ)，人口集聚在一定程度上能夠拉動城市旅游消費(fèi)內(nèi)需，促進(jìn)旅游發(fā)展（金春雨 等，2016）。另一方面，基礎(chǔ)設(shè)施聯(lián)通是城市間經(jīng)濟(jì)聯(lián)系的基本架構(gòu)，區(qū)域一體化政策有助于推進(jìn)城市基礎(chǔ)設(shè)施互聯(lián)互通（高達(dá) 等，2022），從而增強(qiáng)城市間的經(jīng)濟(jì)聯(lián)系。而基礎(chǔ)設(shè)施聯(lián)通不僅是旅游發(fā)展的重要舉措，也是推動旅游者出游的力量，帶動城市潛在的旅游需求轉(zhuǎn)變?yōu)楝F(xiàn)實(shí)的旅游需求。

區(qū)域一體化政策的實(shí)施會推動城市產(chǎn)業(yè)結(jié)構(gòu)升級進(jìn)而促進(jìn)城市旅游發(fā)展。一方面，區(qū)域一體化能夠提高城市間各項(xiàng)要素的流動速度，各要素在空間上的再分配讓城市市場變得更為活躍，資源整合效應(yīng)放大，從而為城市產(chǎn)業(yè)結(jié)構(gòu)升級提供更好的基礎(chǔ)環(huán)境和發(fā)展空間（趙海峰 等，2020）。而產(chǎn)業(yè)結(jié)構(gòu)升級進(jìn)一步保障了旅游資源的開發(fā)及旅游客源市場的拓展與延伸（王凱 等，2020）。另一方面，區(qū)域一體化能夠合理引導(dǎo)城市調(diào)整產(chǎn)業(yè)布局，促進(jìn)過度集中于第二產(chǎn)業(yè)的資源等要素流向第三產(chǎn)業(yè)，帶動城市產(chǎn)業(yè)結(jié)構(gòu)轉(zhuǎn)型升級（鄭軍 等，2021）。而旅游業(yè)作為第三產(chǎn)業(yè)，產(chǎn)業(yè)結(jié)構(gòu)升級使得城市旅游業(yè)依托優(yōu)勢資源要素，帶動城市旅游產(chǎn)業(yè)鏈橫向拓寬與縱向延伸，形塑“旅游+”的旅游發(fā)展格局，進(jìn)而促進(jìn)城市旅游發(fā)展。

區(qū)域一體化政策的實(shí)施會提升城市創(chuàng)新水平進(jìn)而促進(jìn)城市旅游發(fā)展。一方面，信息腹地理論表明，區(qū)域一體化有利于降低信息獲取成本，減少創(chuàng)新要素在城市間的流動阻闔，促進(jìn)城市創(chuàng)新水平提升（王儒奇 等，2021）。而伴隨著旅游消費(fèi)需求升級，創(chuàng)新成為提升旅游業(yè)信息化水平，帶動城市旅游業(yè)進(jìn)一步發(fā)展的重要力量，是旅游業(yè)走向科技化、智能化從而助力城市旅游發(fā)展的關(guān)鍵推力（周霖 等，2022）。另一方面，知識要素的積累是城市創(chuàng)新水平提升的關(guān)鍵環(huán)節(jié)，區(qū)域一體化有利于城市間知識要素的流動和溢出，增強(qiáng)城市的創(chuàng)新水平（王儒奇 等，2021）。而創(chuàng)新水平的提升為培育高素質(zhì)旅游業(yè)從業(yè)人員營造了有利的環(huán)境，同時(shí)能夠有效增強(qiáng)旅游科研實(shí)力，以技術(shù)創(chuàng)新引領(lǐng)旅游發(fā)展方向，為旅游業(yè)發(fā)展帶來新的技術(shù)和產(chǎn)品。

基于上述分析，本文提出如下假說：

假說1：長江經(jīng)濟(jì)帶區(qū)域一體化政策有利于城市旅游發(fā)展。

假說2：長江經(jīng)濟(jì)帶區(qū)域一體化政策可以通過加強(qiáng)經(jīng)濟(jì)聯(lián)系、推動產(chǎn)業(yè)結(jié)構(gòu)升級、提升創(chuàng)新水平促進(jìn)城市旅游發(fā)展。

此外，我國城市旅游發(fā)展遵循了非均衡理論（吳文智 等，2021）。根據(jù)“中心-外圍”理論，區(qū)域一體化政策通過“涓滴效應(yīng)”和“極化效應(yīng)”對長江經(jīng)濟(jì)帶各項(xiàng)要素資源實(shí)現(xiàn)再配置。極化效應(yīng)是指中心城市通過較好的經(jīng)濟(jì)基礎(chǔ)，更高的邊際報(bào)酬吸引要素資源，如果要素資源向邊緣城市轉(zhuǎn)移將形成涓滴效應(yīng)。當(dāng)“涓滴效應(yīng)”大于“極化效應(yīng)”時(shí)，區(qū)域一體化政策對邊緣城市旅游發(fā)展的正向外部效應(yīng)更大（丁俊菘 等，2022）。結(jié)合長江經(jīng)濟(jì)帶城市群情況和邊際效應(yīng)遞減規(guī)律，長江經(jīng)濟(jì)帶下游城市位于中國區(qū)位優(yōu)勢突出的東部地區(qū)，經(jīng)濟(jì)發(fā)展水平較高、交通發(fā)達(dá)，旅游業(yè)具有先發(fā)優(yōu)勢，對整個(gè)長江經(jīng)濟(jì)帶城市旅游發(fā)展起到引領(lǐng)作用；而長江經(jīng)濟(jì)帶中、上游城市整體旅游發(fā)展相對落后。區(qū)域一體化政策在一定程度上能夠推動那些經(jīng)濟(jì)發(fā)展水平較高、地理位置優(yōu)越的先發(fā)城市的各項(xiàng)旅游要素流向旅游業(yè)后發(fā)城市，從而逐漸縮小城市間旅游發(fā)展差距（唐睿，2021）。因此，區(qū)域一體化政策對長江經(jīng)濟(jì)帶城市旅游發(fā)展的影響可能存在異質(zhì)性，“涓滴效應(yīng)”大于“極化效應(yīng)”?；诖?，本文提出如下假說：

假說3：區(qū)域一體化政策對長江經(jīng)濟(jì)帶城市旅游發(fā)展的影響存在異質(zhì)性，且“涓滴效應(yīng)”大于“極化效應(yīng)”。

3 研究設(shè)計(jì)

3.1 研究方法與模型設(shè)計(jì)

3.1.1 直接作用檢驗(yàn)?zāi)Ｐ?/p>

本文運(yùn)用雙重差分模型判識長江經(jīng)濟(jì)帶區(qū)域一體化政策對城市旅游發(fā)展的作用。該模型能夠?qū)崿F(xiàn)“差分中差分”，即比較區(qū)域一體化政策實(shí)施前后實(shí)施該政策的城市和未實(shí)施該政策的城市旅游發(fā)展之間的差異，得到區(qū)域一體化政策實(shí)施帶來的凈效應(yīng)（莊汝龍 等，2020）。據(jù)此，本文設(shè)定基準(zhǔn)模型如下：

式（1）中，i表示城市，t表示年份；tourit表示旅游發(fā)展；treatit表示城市虛擬變量，若城市在政策覆蓋地區(qū)為1，反之則為0；timeit表示時(shí)間虛擬變量，政策實(shí)施前為0，政策實(shí)施后則為1；Xit表示控制變量；ui和vt分別表示城市固定效應(yīng)和時(shí)間固定效應(yīng)；εit表示干擾項(xiàng)；區(qū)域一體化政策的估計(jì)系數(shù)為α1，若α1顯著為正，則表示長江經(jīng)濟(jì)帶區(qū)域一體化政策有利于城市旅游發(fā)展。

3.1.2 間接機(jī)制檢驗(yàn)?zāi)Ｐ?/p>

為進(jìn)一步探尋長江經(jīng)濟(jì)帶區(qū)域一體化政策影響城市旅游發(fā)展的作用機(jī)制，本文基于式（1），運(yùn)用逐步方法進(jìn)行作用機(jī)制檢驗(yàn)（Baron et al.，1986），設(shè)定模型具體如下：

第一步，對式（1）進(jìn)行回歸，若估計(jì)系數(shù)α1顯著，對式（2）進(jìn)行回歸；若估計(jì)系數(shù)β1顯著，對式（3）進(jìn)行回歸。檢視中介變量Mit（包括經(jīng)濟(jì)聯(lián)系、產(chǎn)業(yè)結(jié)構(gòu)升級和創(chuàng)新水平）的回歸系數(shù)φ2，如果通過顯著性檢驗(yàn)，則表明中介變量Mit具有中介效應(yīng)，反之則沒有中介效應(yīng)；更進(jìn)一步地，若估計(jì)系數(shù)φ1也顯著說明中介變量具有部分中介效應(yīng)，如果不顯著則說明該中介變量具有完全中介效應(yīng)。

3.2 變量選取

3.2.1 被解釋變量

旅游發(fā)展（lnTour）。本文選取旅游人次比來衡量旅游發(fā)展水平，即城市旅游總?cè)舜卧诔鞘锌側(cè)丝谥兴嫉谋戎?。這一指標(biāo)可以衡量當(dāng)?shù)芈糜螛I(yè)的總體規(guī)模，在國內(nèi)外文獻(xiàn)中被廣泛使用（劉瑞明 等，2018；Cortés-Jiménez，2008；Sequeira et al.，2008）。為使本文的結(jié)論更有說服力，替換被解釋變量以進(jìn)行穩(wěn)健檢驗(yàn)，采用人均旅游總收入衡量旅游發(fā)展水平，即城市旅游總收入占城市總?cè)丝诘谋戎亍?/p>

3.2.2 核心解釋變量

區(qū)域一體化（treat×time）。本文選取《意見》出臺的2014年為長江經(jīng)濟(jì)帶區(qū)域一體化政策實(shí)施的時(shí)點(diǎn)，采用城市虛擬變量與時(shí)間虛擬變量的交乘項(xiàng)表示區(qū)域一體化政策虛擬變量，其估計(jì)系數(shù)大小直接反映長江經(jīng)濟(jì)帶區(qū)域一體化政策對旅游發(fā)展的影響程度。若城市位于長江經(jīng)濟(jì)帶區(qū)域內(nèi)，treat=1，若城市位于長江經(jīng)濟(jì)帶區(qū)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 中介變量

（1）經(jīng)濟(jì)聯(lián)系（lnCon）。區(qū)域一體化政策的實(shí)施會加強(qiáng)城市間的經(jīng)濟(jì)聯(lián)系。借鑒孫燕銘等（2022）的研究，本文運(yùn)用Taaffe（1962）提出的的引力模型計(jì)算城市間的經(jīng)濟(jì)聯(lián)系。具體計(jì)算公式如下：

式（4）和式（5）中，pi、pj分別代表城市i、j的人口數(shù)量；gi、gj分別代表城市i、j的地區(qū)總產(chǎn)值；dij代表從城市i到城市j的距離；Rij代表城市i和城市j之間的經(jīng)濟(jì)聯(lián)系；Ri代表城市i與其他城市的經(jīng)濟(jì)聯(lián)系程度；n表示城市總數(shù)量。

（2）產(chǎn)業(yè)結(jié)構(gòu)升級（lnIndus）。區(qū)域一體化政策的實(shí)施能夠推動城市產(chǎn)業(yè)結(jié)構(gòu)升級。本文借鑒付凌暉（2010）的研究，構(gòu)建產(chǎn)業(yè)結(jié)構(gòu)高級化指標(biāo)表征產(chǎn)業(yè)結(jié)構(gòu)升級，具體做法為：構(gòu)建三次產(chǎn)業(yè)增加值與GDP的比值向量，根據(jù)向量夾角法計(jì)算產(chǎn)業(yè)結(jié)構(gòu)高級化指數(shù)。

（3）創(chuàng)新水平（lnInn）。區(qū)域一體化政策的實(shí)施能夠提升城市創(chuàng)新水平。城市創(chuàng)新水平可以采用專利申請數(shù)和專利授權(quán)數(shù)表征，而專利授權(quán)數(shù)較專利申請數(shù)可以合理有效地表示城市的真實(shí)創(chuàng)新水平，故本文采用城市每萬人專利授權(quán)量來衡量城市創(chuàng)新水平（郭藝 等，2022）。

3.2.4 控制變量

考慮到被解釋變量城市旅游發(fā)展可能會受經(jīng)濟(jì)發(fā)展、政府干預(yù)、交通條件、基礎(chǔ)設(shè)施建設(shè)投入等因素的影響，本文選取以下控制變量：（1）經(jīng)濟(jì)發(fā)展（lnGdp）。經(jīng)濟(jì)發(fā)展水平是影響旅游發(fā)展水平的重要因素（王凱 等，2021），本文采用城市人均GDP來衡量，并根據(jù)價(jià)格指數(shù)將其換算為GDP真實(shí)值。（2）政府干預(yù)（lnGov）。本文采用城市政府一般預(yù)算內(nèi)財(cái)政支出來表示（李如友 等，2015）。（3）交通條件（lnRoad）。交通條件對城市旅游發(fā)展起著決定性作用，本文采用城市公路里程與城市土地面積的比值來表示（王坤 等，2016）。（4）基礎(chǔ)設(shè)施建設(shè)投入（lnAsset）。本文采用城市人均實(shí)際固定資產(chǎn)投資總額來表示（張攀 等，2014）。（5）互聯(lián)網(wǎng)（lnInter）?；ヂ?lián)網(wǎng)是改變旅游業(yè)發(fā)展模式的重要手段，本文采用城市人均互聯(lián)網(wǎng)接入數(shù)來表示（胡森林 等，2021）。（6）商業(yè)網(wǎng)密度（lnBussi）。本文采用城市批發(fā)零售企業(yè)數(shù)與城市面積的比值來表示（張攀 等，2014）。（7）人力資本（lnHuman）。人力資本是旅游業(yè)發(fā)展的關(guān)鍵要素，本文采用城市第三產(chǎn)業(yè)就業(yè)人數(shù)占城市總就業(yè)人數(shù)的比重來衡量（唐睿，2021）。（8）開放水平（lnOpen）。本文采用城市進(jìn)出口總額進(jìn)行衡量（曾玉華 等，2018）。（9）星級飯店數(shù)量（lnHotel）。本文采用城市星級酒店個(gè)數(shù)與城市總?cè)丝诘谋戎祦肀硎荆◤埮?等，2014）。

3.3 數(shù)據(jù)說明

據(jù)2020年《中國城市統(tǒng)計(jì)年鑒》顯示，中國現(xiàn)有地級及以上城市297個(gè)，由于本文研究時(shí)段為2008—2019年，為了統(tǒng)一口徑，本文對原始數(shù)據(jù)進(jìn)行以下處理：剔除海東、銅仁、畢節(jié)、三沙、儋州等在研究時(shí)段行政區(qū)劃等級有過變化的城市；剔除西藏自治區(qū)城市、吐魯番、哈密、麗水、黃石、宜昌、襄陽、孝感、隨州、曲靖、保山、昭通、普洱、臨滄、六盤水、安順等在研究時(shí)段數(shù)據(jù)嚴(yán)重不足的城市。最終選取211個(gè)城市為研究樣本，將長江經(jīng)濟(jì)帶九省二市95個(gè)城市作為處理組，其他116個(gè)城市作為控制組。數(shù)據(jù)來源主要有《中國旅游統(tǒng)計(jì)年鑒》及其副本、《中國文化文物和旅游統(tǒng)計(jì)年鑒》《中國城市統(tǒng)計(jì)年鑒》、各城市國民經(jīng)濟(jì)與社會發(fā)展統(tǒng)計(jì)公報(bào)等。另外，本文對所有指標(biāo)數(shù)據(jù)作對數(shù)化處理，并以2008年為基期對相關(guān)數(shù)據(jù)進(jìn)行調(diào)整，部分缺失數(shù)據(jù)采用線性插值法進(jìn)行補(bǔ)足。所有變量說明及描述性統(tǒng)計(jì)結(jié)果見表1。

表1 變量描述性統(tǒng)計(jì)結(jié)果

4 實(shí)證結(jié)果與分析

4.1 基準(zhǔn)回歸

為探究長江經(jīng)濟(jì)帶區(qū)域一體化政策是否有利于城市旅游發(fā)展，DID基準(zhǔn)回歸模型采用雙向固定效應(yīng)模型估計(jì)，結(jié)果見表2。表2中的模型1未考慮控制變量的影響，模型2將控制變量的影響納入模型中，同時(shí)對城市、時(shí)間固定效應(yīng)進(jìn)行控制。結(jié)果顯示，區(qū)域一體化的估計(jì)系數(shù)有所下降，且在5%的水平下顯著為正，說明控制變量的加入緩解了遺漏變量問題。同時(shí)模型2的擬合優(yōu)度較模型1有明顯上升，達(dá)到了0.648，解釋力度較高，充分證明了長江經(jīng)濟(jì)帶區(qū)域一體化政策對中國城市旅游發(fā)展的影響，即區(qū)域一體化政策顯著提升了長江經(jīng)濟(jì)帶城市旅游發(fā)展水平，具體表現(xiàn)為實(shí)行長江經(jīng)濟(jì)帶區(qū)域一體化政策的城市旅游發(fā)展水平顯著增加8.4%。

2013年國務(wù)院提出的“一帶一路”倡議與長江經(jīng)濟(jì)帶區(qū)域一體化政策存在重合區(qū)域：滬、渝、浙、云，說明上述結(jié)果可能存在其他政策效應(yīng)的干擾。為廓清城市旅游發(fā)展水平提升來源于長江經(jīng)濟(jì)帶區(qū)域一體化政策，剔除兩大政策重合的4個(gè)?。ㄊ校└采w的城市，將長江經(jīng)濟(jì)帶其他80個(gè)城市作為處理組，控制組依然不變，進(jìn)行DID估計(jì)，結(jié)果見表2中的模型3、模型4?？梢园l(fā)現(xiàn)，模型3、模型4中區(qū)域一體化的估計(jì)系數(shù)均在1%的水平下顯著為正，且較模型1、模型2系數(shù)值均有所上升，這一結(jié)果表明在排除了“一帶一路”倡議的干擾后，長江經(jīng)濟(jì)帶區(qū)域一體化政策依舊顯著促進(jìn)城市旅游發(fā)展?？傮w來說，基準(zhǔn)回歸結(jié)果充分證實(shí)了假說1：長江經(jīng)濟(jì)帶區(qū)域一體化政策有利于城市旅游發(fā)展。

表2 基準(zhǔn)回歸結(jié)果

4.2 政策外生性檢驗(yàn)

雙重差分法要求政策實(shí)施前，實(shí)驗(yàn)組和對照組不能提前形成預(yù)期效應(yīng)，來保證政策沖擊的外生性（余明桂 等，2022）。基于此，本文借鑒徐曉辰等（2021）研究，構(gòu)造長江經(jīng)濟(jì)帶區(qū)域一體化政策施行時(shí)間前一年、前兩年的時(shí)間虛擬變量與城市虛擬變量的交乘項(xiàng)treat×before1、treat×before2，并將其納入基準(zhǔn)回歸模型，如果treat×before1、treat×before2的回歸系數(shù)通過顯著性檢驗(yàn)，意味著長江經(jīng)濟(jì)帶區(qū)域一體化政策實(shí)施前已經(jīng)形成了調(diào)整旅游發(fā)展的預(yù)期，即本文估計(jì)結(jié)果有偏。本文政策外生性檢驗(yàn)回歸結(jié)果如表3所示，treat×time的回歸系數(shù)仍然顯著為正，treat×before1、treat×before2的回歸系數(shù)均不顯著，這表明在2014年長江經(jīng)濟(jì)帶區(qū)域一體化政策施行之前，長江經(jīng)濟(jì)帶沒有形成調(diào)整旅游發(fā)展的預(yù)期。因此，2014年長江經(jīng)濟(jì)帶區(qū)域一體化政策具有很強(qiáng)的外生性。

表3 政策外生性檢驗(yàn)

4.3 平行趨勢檢驗(yàn)

進(jìn)行雙重差分模型估計(jì)的前提是處理組和控制組能夠通過平行趨勢檢驗(yàn)，也就是說，在區(qū)域一體化政策實(shí)施前，處理組和控制組旅游發(fā)展無明顯差異。參考丁斐等（2021）的研究，本文采用事件分析法來檢驗(yàn)平行趨勢。在基準(zhǔn)回歸模型基礎(chǔ)上引入城市虛擬變量與政策實(shí)施前后五年的時(shí)間虛擬變量的交乘項(xiàng)，加入控制變量，采用雙向固定效應(yīng)模型估計(jì)平行趨勢是否成立，結(jié)果見表4和圖1。本文主要關(guān)注在長江經(jīng)濟(jì)帶區(qū)域一體化政策沖擊前系數(shù)顯著與否，如果在政策實(shí)施前回歸系數(shù)顯著，說明存在其他政策或者因素干擾了回歸結(jié)果；若回歸系數(shù)不顯著，說明滿足平行趨勢假設(shè)。從表4可以發(fā)現(xiàn)，長江經(jīng)濟(jì)帶區(qū)域一體化政策實(shí)施前各年和城市虛擬變量的交乘項(xiàng)系數(shù)由負(fù)數(shù)轉(zhuǎn)為正數(shù)，且均不顯著，說明區(qū)域一體化政策實(shí)施前處理組與控制組旅游發(fā)展水平無明顯差異。從圖2可以看出，在政策實(shí)施前每期虛擬變量回歸系數(shù)的置信區(qū)間均包括0，充分證明了長江經(jīng)濟(jì)帶區(qū)域一體化政策實(shí)施前，處理組和控制組旅游發(fā)展無明顯差異，滿足平行趨勢假設(shè)。而從長江經(jīng)濟(jì)帶區(qū)域一體化政策實(shí)施當(dāng)年開始，年份與城市虛擬變量的交乘項(xiàng)系數(shù)一直為正且有所上升，政策實(shí)施后四年系數(shù)均通過顯著性檢驗(yàn)，表明區(qū)域一體化政策顯著提升了城市旅游發(fā)展水平。

圖1 平行趨勢檢驗(yàn)

表4 平行趨勢檢驗(yàn)

4.4 穩(wěn)健性檢驗(yàn)

4.4.1 替換指標(biāo)檢驗(yàn)

為檢驗(yàn)上述結(jié)論的科學(xué)性，本文進(jìn)一步替換被解釋變量旅游發(fā)展的衡量指標(biāo)，采用人均旅游總收入來衡量，再次對基準(zhǔn)回歸模型進(jìn)行DID估計(jì)，結(jié)果見表5。結(jié)果顯示，區(qū)域一體化的估計(jì)系數(shù)均通過顯著性檢驗(yàn)，即長江經(jīng)濟(jì)帶區(qū)域一體化政策對人均旅游總收入仍然具有顯著的促進(jìn)作用。在剔除“一帶一路”倡議的政策效應(yīng)后，上述結(jié)論仍然具有穩(wěn)健性。

表5 替換被解釋變量檢驗(yàn)

4.4.2 傾向得分匹配檢驗(yàn)

為了克服長江經(jīng)濟(jì)帶與非長江經(jīng)濟(jì)帶城市旅游發(fā)展存在的系統(tǒng)性差異產(chǎn)生的估計(jì)誤差，本文采用傾向得分匹配法予以檢驗(yàn)。具體來說，首先將所有控制變量作為特征變量；然后選取近鄰匹配、核匹配、卡尺匹配3種方法進(jìn)行傾向得分匹配；最后用3種方法下匹配所得的樣本，分別對處理組和控制組再次進(jìn)行DID估計(jì)，檢驗(yàn)結(jié)果見表6。結(jié)果顯示，在3種傾向得分匹配下，區(qū)域一體化的回歸系數(shù)均顯著為正，和基準(zhǔn)回歸結(jié)果一致，說明長江經(jīng)濟(jì)帶區(qū)域一體化政策有利于城市旅游發(fā)展。在剔除“一帶一路”倡議的政策效應(yīng)后，研究結(jié)果均無實(shí)質(zhì)變化。這一檢驗(yàn)進(jìn)一步支持了表2的結(jié)論，即PSM-DID檢驗(yàn)證明長江經(jīng)濟(jì)帶區(qū)域一體化政策促進(jìn)城市旅游發(fā)展的結(jié)論具有穩(wěn)健性。

表6 傾向得分匹配檢驗(yàn)

4.4.3 安慰劑檢驗(yàn)

為進(jìn)一步確保長江經(jīng)濟(jì)帶區(qū)域一體化政策對城市旅游發(fā)展的促進(jìn)作用未受其他未知因素的干擾，本文對基準(zhǔn)回歸模型進(jìn)行安慰劑檢驗(yàn)?；鶞?zhǔn)回歸中處理組共有95個(gè)長江經(jīng)濟(jì)帶城市，故從研究樣本中隨機(jī)選取95個(gè)城市作為虛擬處理組，其他城市作為控制組進(jìn)行DID估計(jì)，實(shí)現(xiàn)1次安慰劑檢驗(yàn)，重復(fù)1000次后得到如圖2所示的區(qū)域一體化回歸系數(shù)p值的散點(diǎn)圖。圖2中，水平虛線是p=0.10，位于該虛線以下的散點(diǎn)說明對應(yīng)的回歸系數(shù)通過顯著性檢驗(yàn)，反之不顯著；豎直虛線是1000次檢驗(yàn)估計(jì)系數(shù)的均值，豎直實(shí)線是基準(zhǔn)回歸估計(jì)的真實(shí)系數(shù)?？梢园l(fā)現(xiàn)，隨機(jī)抽樣后DID估計(jì)的系數(shù)大多不顯著，且基準(zhǔn)回歸估計(jì)的真實(shí)系數(shù)值落在隨機(jī)抽樣分布圖的尾端，顯著異于安慰劑檢驗(yàn)得到的系數(shù)均值，表明隨機(jī)選取的處理組在上述1000次的隨機(jī)抽樣實(shí)驗(yàn)中旅游發(fā)展并沒有顯著變化，由此得出，基準(zhǔn)回歸的估計(jì)結(jié)果相對穩(wěn)健。

圖2 安慰劑檢驗(yàn)

4.4.4 內(nèi)生性檢驗(yàn)

本文選取《意見》頒布的2014年作為政策節(jié)點(diǎn)，構(gòu)建時(shí)間虛擬變量和城市虛擬變量的交乘項(xiàng)表征核心解釋變量長江經(jīng)濟(jì)帶區(qū)域一體化，采用雙重差分模型研判其對城市旅游發(fā)展的影響。運(yùn)用此模型避免了反向因果引起的內(nèi)生性問題。進(jìn)一步地，為避免因遺漏變量可能導(dǎo)致的內(nèi)生性問題，本文參考劉鳳根等（2022）的研究，在基準(zhǔn)模型中加入被解釋變量的一階滯后項(xiàng)并采用GMM方法進(jìn)行內(nèi)生性檢驗(yàn)，檢驗(yàn)結(jié)果見表7。GMM估計(jì)通過AR（2）檢驗(yàn)和Sargan過度識別檢驗(yàn)，表明GMM估計(jì)方法合適且所選工具變量有效。從核心解釋變量估計(jì)結(jié)果來看，長江經(jīng)濟(jì)帶區(qū)域一體化政策回歸系數(shù)依然顯著為正，進(jìn)一步驗(yàn)證了基準(zhǔn)回歸結(jié)果的穩(wěn)健性。

表7 內(nèi)生性檢驗(yàn)

4.5 中介效應(yīng)檢驗(yàn)

前文運(yùn)用雙重差分模型分析發(fā)現(xiàn)，長江經(jīng)濟(jì)帶區(qū)域一體化政策能夠顯著提升城市旅游發(fā)展水平。為進(jìn)一步探尋區(qū)域一體化政策影響城市旅游發(fā)展的作用機(jī)制，本文運(yùn)用中介效應(yīng)模型對式（2）、式（3）進(jìn)行檢驗(yàn)。表8所示為長江經(jīng)濟(jì)帶區(qū)域一體化政策對城市旅游發(fā)展的影響機(jī)理檢驗(yàn)。在模型1、模型2和模型3中，區(qū)域一體化的估計(jì)系數(shù)均顯著為正，說明長江經(jīng)濟(jì)帶區(qū)域一體化政策顯著加強(qiáng)了城市間的經(jīng)濟(jì)聯(lián)系，推動了城市產(chǎn)業(yè)結(jié)構(gòu)升級，提升了城市創(chuàng)新水平；在模型4、模型5和模型6中，區(qū)域一體化、經(jīng)濟(jì)聯(lián)系、產(chǎn)業(yè)結(jié)構(gòu)升級、創(chuàng)新水平的估計(jì)系數(shù)均顯著，說明經(jīng)濟(jì)聯(lián)系、產(chǎn)業(yè)結(jié)構(gòu)升級、創(chuàng)新水平均具有部分中介效應(yīng)。具體而言，經(jīng)濟(jì)聯(lián)系的估計(jì)系數(shù)在10%水平下顯著為正，表明長江經(jīng)濟(jì)帶區(qū)域一體化政策能夠通過加強(qiáng)城市間的經(jīng)濟(jì)聯(lián)系促進(jìn)城市旅游發(fā)展。參照溫忠麟等（2014）的研究，計(jì)算得到中介變量經(jīng)濟(jì)聯(lián)系的直接影響和間接影響分別為0.108和0.008，間接影響的比重為6.9%。產(chǎn)業(yè)結(jié)構(gòu)升級的估計(jì)系數(shù)在5%水平下顯著為正，說明長江經(jīng)濟(jì)帶區(qū)域一體化政策能夠優(yōu)化區(qū)域產(chǎn)業(yè)結(jié)構(gòu)，從而有利于城市旅游發(fā)展。計(jì)算得到產(chǎn)業(yè)結(jié)構(gòu)升級的直接影響和間接影響分別為0.077和0.005，間接影響的比重為6.1%。創(chuàng)新水平的系數(shù)在1%水平下顯著為正，說明長江經(jīng)濟(jì)帶區(qū)域一體化政策能夠提升創(chuàng)新水平，并在此基礎(chǔ)上促進(jìn)城市旅游發(fā)展。計(jì)算得到創(chuàng)新水平的直接影響和間接影響分別為0.080和0.010，間接影響的比重為11.1%。上述檢驗(yàn)結(jié)果表明：長江經(jīng)濟(jì)帶區(qū)域一體化政策更多的是通過直接效應(yīng)促進(jìn)城市旅游發(fā)展，但在這一過程中，3個(gè)中介變量均對城市旅游發(fā)展具有顯著間接影響，即中介效應(yīng)檢驗(yàn)結(jié)果充分證實(shí)了假說2。

表8 中介效應(yīng)檢驗(yàn)

4.6 異質(zhì)性檢驗(yàn)

為進(jìn)一步探尋長江經(jīng)濟(jì)帶區(qū)域一體化政策對旅游發(fā)展的影響可能存在的異質(zhì)性效應(yīng)，本文分別考察了長江經(jīng)濟(jì)帶區(qū)域一體化政策對長江經(jīng)濟(jì)帶上、中、下游3個(gè)區(qū)域城市旅游發(fā)展的作用及其差異性，回歸結(jié)果見表9。其中，列（1）、列（3）、列（5）未考慮控制變量，列（2）、列（4）、列（6）將控制變量納入考慮范圍，并控制城市、時(shí)間固定效應(yīng)進(jìn)行DID估計(jì)。結(jié)果顯示，長江上游、中游地區(qū)區(qū)域一體化的估計(jì)系數(shù)顯著為正，下游地區(qū)加入控制變量后區(qū)域一體化的估計(jì)系數(shù)為正但并不顯著，說明長江經(jīng)濟(jì)帶區(qū)域一體化政策對下游地區(qū)城市旅游發(fā)展影響不明顯，但有利于上游和中游地區(qū)城市旅游發(fā)展，且對上游地區(qū)的促進(jìn)作用大于中游地區(qū)。即長江經(jīng)濟(jì)帶區(qū)域一體化政策的“涓滴效應(yīng)”大于“極化效應(yīng)”，區(qū)域一體化政策對長江經(jīng)濟(jì)帶上、中游城市旅游發(fā)展更能發(fā)揮促進(jìn)效應(yīng)，而對下游城市旅游發(fā)展不存在明顯影響。該結(jié)果充分驗(yàn)證了假說3?？赡艿脑蛴校洪L江經(jīng)濟(jì)帶區(qū)域一體化政策強(qiáng)調(diào)區(qū)域協(xié)調(diào)發(fā)展，長江經(jīng)濟(jì)帶下游城市地處東部沿海地區(qū)，旅游發(fā)展占據(jù)得天獨(dú)厚的地理位置，且資源與設(shè)施優(yōu)勢突出，在區(qū)域一體化政策下發(fā)揮輻射效應(yīng)和擴(kuò)散效應(yīng)，推動上、中游城市旅游發(fā)展，故區(qū)域一體化政策對長江經(jīng)濟(jì)帶上、中游城市旅游發(fā)展具有顯著促進(jìn)作用；另外，下游城市自身旅游發(fā)展水平較高，政策對其促進(jìn)作用存在邊際效用遞減效應(yīng)，未能充分享受到長江經(jīng)濟(jì)帶區(qū)域一體化政策帶來的紅利，因此，下游城市在提高自身旅游發(fā)展水平的同時(shí)，還應(yīng)主動融入長江經(jīng)濟(jì)帶區(qū)域一體化發(fā)展戰(zhàn)略，把握發(fā)展機(jī)遇。

表9 異質(zhì)性檢驗(yàn)

5 結(jié)論與建議

5.1 研究結(jié)論

本文聚焦長江經(jīng)濟(jì)帶區(qū)域一體化政策的城市旅游發(fā)展效應(yīng)，以長江經(jīng)濟(jì)帶區(qū)域一體化政策施行時(shí)間2014年為政策節(jié)點(diǎn)，將長江經(jīng)濟(jì)帶95個(gè)城市作為處理組，全國其他116個(gè)城市作為對照組，基于中國2008—2019年城市面板數(shù)據(jù)，采用雙重差分模型實(shí)證檢驗(yàn)長江經(jīng)濟(jì)帶區(qū)域一體化政策對沿線城市旅游發(fā)展的影響，并進(jìn)一步探討其作用機(jī)制及異質(zhì)性效應(yīng)。本文結(jié)論表明：（1）長江經(jīng)濟(jì)帶區(qū)域一體化政策的實(shí)施有利于沿線城市的旅游發(fā)展。在剔除了“一帶一路”倡議政策效應(yīng)干擾后，長江經(jīng)濟(jì)帶區(qū)域一體化政策仍然有利于沿線城市旅游發(fā)展，且經(jīng)過政策外生性檢驗(yàn)、平行趨勢檢驗(yàn)、替換指標(biāo)檢驗(yàn)、傾向得分匹配檢驗(yàn)、安慰劑檢驗(yàn)、內(nèi)生性檢驗(yàn)后仍然成立。這一結(jié)論具體表現(xiàn)為，研究時(shí)段實(shí)行長江經(jīng)濟(jì)帶區(qū)域一體化政策的城市旅游發(fā)展水平顯著增加8.4%。（2）長江經(jīng)濟(jì)帶區(qū)域一體化政策對城市旅游發(fā)展的影響存在異質(zhì)性，“涓滴效應(yīng)”大于“極化效應(yīng)”。具體表現(xiàn)為長江經(jīng)濟(jì)帶中、上游城市在區(qū)域一體化政策下，依托下游城市的輻射效應(yīng)發(fā)展旅游業(yè)，而下游城市尚未能充分享受到長江經(jīng)濟(jì)帶區(qū)域一體化政策帶來的紅利。（3）長江經(jīng)濟(jì)帶區(qū)域一體化政策可以通過加強(qiáng)經(jīng)濟(jì)聯(lián)系、推動產(chǎn)業(yè)結(jié)構(gòu)升級、提升創(chuàng)新水平間接地促進(jìn)城市旅游發(fā)展。中介變量經(jīng)濟(jì)聯(lián)系、產(chǎn)業(yè)結(jié)構(gòu)升級、創(chuàng)新水平均具有部分中介效應(yīng)。其中，經(jīng)濟(jì)聯(lián)系的間接影響的比重為6.9%；產(chǎn)業(yè)結(jié)構(gòu)升級的間接影響的比重為6.1%；創(chuàng)新水平的間接影響的比重為11.1%。

5.2 政策建議

為進(jìn)一步強(qiáng)化長江經(jīng)濟(jì)帶區(qū)域一體化政策對旅游發(fā)展的正向外部性，本文提出如下對策建議：

第一，重視區(qū)域一體化政策，拉緊長江經(jīng)濟(jì)帶城市合作紐帶。一方面，充分發(fā)揮政府在區(qū)域一體化過程中的引領(lǐng)作用。近年來，長江經(jīng)濟(jì)帶城市合作持續(xù)走深走實(shí)，但仍存在制度掣肘、地方保護(hù)、以鄰為壑等現(xiàn)象。應(yīng)當(dāng)加快加強(qiáng)頂層設(shè)計(jì)，制定相應(yīng)的制度和政策，深入推進(jìn)區(qū)域一體化政策的高效實(shí)施，具體包括鼓勵長江經(jīng)濟(jì)帶城市間信息、知識、資源、勞動力、文化等要素流動，加強(qiáng)長江經(jīng)濟(jì)帶交通基礎(chǔ)設(shè)施建設(shè)，構(gòu)建區(qū)域協(xié)調(diào)聯(lián)動發(fā)展機(jī)制等。另一方面，長江經(jīng)濟(jì)帶需把握輻射優(yōu)勢、經(jīng)濟(jì)基礎(chǔ)優(yōu)勢、資源有序流動等優(yōu)勢，深度參與國際一體化，推進(jìn)長江經(jīng)濟(jì)帶區(qū)域一體化政策與其他制度、政策的耦合互饋，如以“一帶一路”倡議為契機(jī)，推動長江經(jīng)濟(jì)帶城市與“一帶一路”倡議沿線城市各項(xiàng)要素的融合與互動，以此進(jìn)一步推進(jìn)長江經(jīng)濟(jì)帶區(qū)域一體化進(jìn)程。

第二，充分釋放區(qū)域一體化政策效應(yīng)，打造城市旅游發(fā)展的重要引擎。首先，強(qiáng)化城市間要素流動，加強(qiáng)經(jīng)濟(jì)聯(lián)系。在鼓勵人員流動的基礎(chǔ)上，加快城市交通基礎(chǔ)設(shè)施互聯(lián)互通，挖掘長江流域旅游資源，完善旅游點(diǎn)配套設(shè)施建設(shè)，同時(shí)加強(qiáng)長江經(jīng)濟(jì)帶核心城市與邊緣城市的聯(lián)系，提高城市關(guān)聯(lián)能力，促進(jìn)城市旅游發(fā)展。其次，因地制宜地制定產(chǎn)業(yè)結(jié)構(gòu)優(yōu)化策略，以旅游業(yè)為重要支柱產(chǎn)業(yè)，加快發(fā)展旅游業(yè)及相關(guān)產(chǎn)業(yè)，加速資源要素向第三產(chǎn)業(yè)轉(zhuǎn)移。同時(shí)發(fā)揮旅游業(yè)先發(fā)地區(qū)優(yōu)勢，積極釋放旅游業(yè)先發(fā)城市資本、知識、人才等要素的輻射效應(yīng)，優(yōu)化城市旅游生產(chǎn)要素配置，并通過鄰近城市聯(lián)合打造特色“旅游共同體”。最后，在“互聯(lián)網(wǎng)+”時(shí)代，要充分發(fā)揮科技創(chuàng)新的引領(lǐng)性作用，引導(dǎo)城市間創(chuàng)新要素的交流與合作，增強(qiáng)城市創(chuàng)新能力，提高城市競爭力。并以此逐步推進(jìn)“互聯(lián)網(wǎng)+旅游”一體化發(fā)展，鼓勵旅游業(yè)智能化，開發(fā)智能科技旅游產(chǎn)品，打造智能旅游服務(wù)，推進(jìn)智能化交通體系。同時(shí)積極構(gòu)建旅游企業(yè)產(chǎn)學(xué)研協(xié)同創(chuàng)新機(jī)制，加強(qiáng)旅游專業(yè)人才培養(yǎng)，以此促進(jìn)長江經(jīng)濟(jì)帶城市旅游發(fā)展。

第三，立足城市群現(xiàn)實(shí)情況，科學(xué)制定差異化的旅游發(fā)展政策。長江經(jīng)濟(jì)帶應(yīng)積極探尋區(qū)域一體化政策促進(jìn)城市旅游發(fā)展的特色化路徑。首先，必須立足上、中、下游地區(qū)的特色與優(yōu)勢，不斷完善城市旅游發(fā)展機(jī)制，形成城市旅游發(fā)展特色；同時(shí)，積極發(fā)揮核心城市（上海、重慶、武漢）的輻射效應(yīng)和溢出效應(yīng)，促進(jìn)核心城市自身旅游發(fā)展的同時(shí)，強(qiáng)化其與其他城市的交流與合作。其次，旅游發(fā)展政策應(yīng)施行差異化監(jiān)管，充分考慮旅游項(xiàng)目需求，引導(dǎo)旅游供給結(jié)構(gòu)調(diào)整與市場需求相結(jié)合，將指導(dǎo)旅游經(jīng)濟(jì)發(fā)展的方針、促進(jìn)旅游產(chǎn)業(yè)發(fā)展的工作等建立在發(fā)揮旅游綜合效應(yīng)上。具體而言，應(yīng)積極引導(dǎo)長江經(jīng)濟(jì)帶中下游城市創(chuàng)新旅游產(chǎn)品和提升旅游服務(wù)，依托區(qū)位優(yōu)勢并挖掘市場潛力，加速旅游業(yè)態(tài)更新，不斷提升旅游吸引力，形成旅游發(fā)展核心競爭力，以適應(yīng)政策效應(yīng)帶來的規(guī)模報(bào)酬遞減的情況。而長江經(jīng)濟(jì)帶中上游城市可通過區(qū)域一體化政策吸引旅游要素進(jìn)入，拓寬旅游市場，促進(jìn)旅游業(yè)發(fā)展，從而構(gòu)建長江經(jīng)濟(jì)帶上、中、下游城市旅游聯(lián)動發(fā)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，長江經(jīng)濟(jì)帶區(qū)域一體化作為區(qū)域經(jīng)濟(jì)發(fā)展戰(zhàn)略的重點(diǎn)，從多元角度檢驗(yàn)其對旅游發(fā)展的影響具有重要的理論意義和實(shí)踐意義，尤其需要關(guān)注區(qū)域一體化政策對旅游發(fā)展不同維度的影響，如旅游產(chǎn)業(yè)結(jié)構(gòu)、旅游經(jīng)濟(jì)效率等，這些都是未來值得研究的話題。其次，本文運(yùn)用雙重差分模型檢驗(yàn)了長江經(jīng)濟(jì)帶區(qū)域一體化政策是否影響，以及如何影響城市旅游發(fā)展的問題，但長江經(jīng)濟(jì)帶區(qū)域一體化進(jìn)程對城市旅游發(fā)展的影響研究尚需深入，未來可綜合測度長江經(jīng)濟(jì)帶區(qū)域一體化進(jìn)程，探索區(qū)域一體化進(jìn)程和城市旅游發(fā)展的互動關(guān)系。最后，本文以長江經(jīng)濟(jì)帶為例實(shí)證檢驗(yàn)區(qū)域一體化政策對城市旅游發(fā)展的影響，后續(xù)可進(jìn)一步探尋京津冀協(xié)同發(fā)展、粵港澳大灣區(qū)建設(shè)、長三角一體化發(fā)展等國家重大戰(zhàn)略對旅游發(fā)展的影響，并比較不同區(qū)域政策效應(yīng)的異同和規(guī)律。