高速铁路开通对区域旅游经济影响：来自中国地级市的证据＊

■ 李洋 陆绍凯

西南交通大学经济管理学院 成都 610031

0 引言

中国高铁始建于2003年，2018年底已形成“四纵四横”的铁路快速客运网络，《中长期铁路网络规划》表明，到2025年将形成“八纵八横”高铁网，届时全国高速铁路客运网络将基本连接省会城市和其他50 万人口以上大中城市，同时大中城市间交通圈优化到4小时内，城市群内交通圈优化到0.5～2 小时。由于具有运量大、能耗小、污染少等优点，高铁和旅游产业融合并推动我国经济的“绿色”发展被寄予厚望[1]：2017年，国家铁路局、国家旅游局等6 个部门联合发文，为推动交通和旅游业的深度融合出台了《关于促进交通运输与旅游融合发展的若干意见》。国家铁路局进一步设置了高铁数量经济学课题，探索高铁和产业发展之间的关系。本文是该课题的部分研究成果，对高铁促进非中心城市的旅游经济发展提供了量化经验证据。

已有研究表明高铁开通对区域旅游经济发展具有差异化影响。一方面，高铁的开通可以实现时空压缩，通过提高中心城市到目标城市的可达性，吸引更多游客的到来，发挥中心城市对区域城市的“溢出”效应。Givo‐ni[3]发现高铁大幅度减少了爱丁堡、苏格兰等城市到伦敦这类大城市旅行时间，进而推动了各市商务旅游、休闲旅游的发展。林上[4]认为东京到大阪的东海道新干线，产生了沿线居民日常休闲旅行的“高铁廊道”效应，并极大推动了当地旅游产业结构升级与转型。另一方面，区域城市开通高铁后，也可能由于缩短了离具有优势禀赋中心城市的时空距离，导致游客绕过区域城市而直接去往中心城市，从而产生不利于区域城市旅游经济的“虹吸”效应。Sophie Masson 等[5]的研究发现高铁开通后强化了具有旅游资源禀赋优势的巴塞罗那市对游客的吸引力，但也严重削弱了佩皮里昂市的游客数量。因此，如何增强高铁对区域城市特别是非中心城市旅游业的积极影响成为亟需解决的问题。

本文在已有研究基础上，借助双向固定效应模型关注高铁开通对旅游经济的影响，以期为中国区域旅游经济的高铁效应提供一项重要的经验证据。选取上述研究方法来考察高铁开通对地区旅游经济发展的影响，主要为以下四点原因：（1）截至2018年底，我国已有223 个地级市（全统计口径）开通高铁，未开通的地级市70 个，涉及的城市分布全国各地，给予本研究足够数量的“实验组”与“对照组”样本，且样本广泛分布的特性将会避开选择性风险。（2）“双向固定效应模型”在我国分批开通高铁良好的“准自然实验”（quasi natural experiment）情景下，可约束地级市和时间两个维度的差别，获得更为精准的净效应[6]。（3）已有研究发现开通高铁后引致区域旅游空间格局中区域大城市的“虹吸”效应，对部分地级市的“扩散”效应，本文将在其基础上以“沿途非中心城市”为研究对象，探究高铁存在对不同地区旅游经济影响的差异性机理。

本文贡献主要体现在：（1）运用2002～2018年大量的地级市面板数据和双向固定效应模型，量化评估及论证了高铁开通对地区旅游经济发展总体上的正面影响。（2）在一系列机理分析和稳健性测试后，本文识别了高铁开通影响地区旅游经济发展的关键因素，并从当地旅游资源禀赋、城市旅游配套公共服务等角度解释了高铁开通推动地区旅游经济发展的制约条件。（3）进一步的实证结论表明，距离区域中心城市越近的地级市受到高铁的旅游经济“溢出”效应越强，为相应的高铁建设规划提供了参考。这些发现不仅对高铁影响旅游经济的效果给予了实证数据支持，也有利于进一步促进交通运输业与旅游经济的协同发展。

1 文献回顾

高速铁路作为重要的交通基础设施，是实现区域之间、城市之间各种资源要素流动的空间载体，通过改变城市节点在区域网络中的地位，强化沿线区域的区位优势，改善沿线地区的可达性和区位条件，对区域经济空间格局和区域经济发展产生重要影响。具体来看，高铁对区域经济空间格局产生影响有四条途径：第一，高铁提高了各等级中心城市的通达度，缩减了城市间人们的通勤时间以及商务活动的出行时间，从而增大了空间近邻效应[7]；第二，高铁开通促进了生产要素和知识信息的流动，提高了创新的效率[8]；第三，高铁开通促进城市间产业发展的分工和协作，使得各个城市能立足各自的比较优势实现专业化生产；第四，高铁沿线城市将吸引更多经济活动的集聚，从而实现外部规模经济和外部范围经济[9-10]。汪德根，钱佳和牛玉[11]以旅游业为对象的研究发现高铁网络化下中国城市的可达性整体得到了优化，可达性空间格局呈现出“高铁廊道”效应：中国城市旅游场强在地理空间中具有“多中心”环状发散和“枝状”扩散的双重特征，尤其是沿高铁线“枝状”扩散更为明显；城市旅游场强变化率沿高铁线形成高值走廊，并呈现出以高铁轴线为中心向外围递减的空间模式。

在国内的实证研究数据大都支持高铁对旅游经济的促进作用，但也发现不同区域受到的影响具有异质性。例如，张晓娅[12]对郑西高铁沿线城市的研究表明，位于该铁路沿线节点处的高铁城市通过城际交通、高速铁路网络与西安、郑州、洛阳直连，被纳入了同城化范围，也承接了由这些城市溢出出来的旅游客流。汪德根等[13]的研究发现京沪高铁开通后，北京和上海等端点型城市强化了对游客的吸引，而廊坊、沧州等5个距北京客源地较近的旅游节点游客数量出现了下降。因此，高铁开通后是否促进了特定区域的旅游业发展并无定论，还需要结合其它可能的因素进一步考虑。

旅游资源禀赋是决定一个特定地区旅游产业发展潜力的关键因素。国外学者研究旅游者的选择行为指出，旅游目的地旅游资源的集聚度、周边资源品味度等禀赋可以从根本刺激旅游者产生潜在的旅游动机[14]。此外，旅游资源级别高的旅游城市有更多可能性被游客选择作为目的地，对于目的地周边，常常也只有高级别旅游景点会承接到附近客流[15-16]。汪德根等[17]研究存在于城市空间格局中的旅游经济区域差异表明，当地旅游禀赋数据与当地旅游经济发展显著正向关联，论证了旅游资源的高品质性是旅游者考虑目的地的关键因素。

除了旅游资源禀赋，旅游服务配套设施的完善程度、基础设施建设也对区域旅游业的发展有着显著影响。刘瑞明[18]对中国地级市的名胜区及经济数据进行实证分析，研究发现由于缺乏对名胜区配套公共服务的建设，导致设立的国家级风景名胜区没有达到对当地旅游经济积极促进的预期。国内外学者也强调尽管有好的旅游资源禀赋作为对游客的硬性吸引力，但目的地交通便捷程度这类软性条件在达不到强化旅游吸引力时，游客的兴趣会向交通更便捷景点城市转移[19-21]。黄晶[22]还指出作为旅游体验之一的旅游住宿和餐饮接待业的服务水平会影响旅游者的旅游效用，从而影响到其旅游消费，并最终影响该区域旅游业收人水平。

已有的经验研究表明高铁对区域旅游经济发展具有差异化的影响，但并没有揭示产生不同影响的边界条件，也缺乏在全国尺度下的经验证据。为此，本文立足于全国尺度，从微观地级市层面出发，深度理解区域旅游经济的高铁效应。此外，本文创新性还体现在：已有研究只是取单个景点城市或某条高铁线路作研究对象，即使涉及全国城市，也仅停留在地理层面的旅游空间结构的变化和旅游流的迁徙，而高铁带来的旅游经济维度的变化鲜有探究，同时这种影响也未针对特定类型的城市（如，非中心城市）加以区分，这将掩盖住高铁对微观城市的具体作用效应，而本文基于已有研究，选择以非中心城市为研究对象，利用2002～2018年地级市面板数据和双向固定效应模型识别可能影响高铁旅游经济的关键因素，进而为未来地区旅游经济发展规划提供政策性建议，为高铁的旅游经济效应研究提供重要的实证依据。

2 估计方法、变量和数据

2.1 估计方法

截至2018年底，我国293个地级市(不含盟、自治区、直辖市)中，已有223 个地级市接入了高铁，未开通高铁的地级市共70 个。应用双向固定效应多元回归模型来控制个体与时间效应，标准模型如式（1）：

方程（1）中，Yit是因变量，表征了第i个城市第t年旅游经济发展水平，选取国内人均旅游收入作为代理。HSRit为第i 个城市第t年是否开通高铁的虚拟变量，其系数的估计值β度量了该虚拟变量对地区旅游经济发展产生的净效应。Xit代表一系列控制变量，包括人均GDP、基础设施建设投入、人均消费电力、每万人星级酒店数量、公共运营汽电车人均数量等。为控制的时间效应，为控制的个体效应，反映了其余因素的随机干扰效应。

2.2 变量与数据

（1）因变量。为了分析高铁对地区旅游经济所造成的真实净效应，采用人均国内旅游收入作为代理因变量。其中，涉及消除16年积蓄的通货膨胀干扰，本文采取常规处理方式，借助各省份CPI，在基准期2002年基础上对该指标进行了平减。

（2）核心解释变量。本文依据国家铁路局披露的数据来构建高铁开通这一虚拟变量（HSRit）。在处理该核心解释变量时，考虑到各批次开通高铁的运营时间节点在某些年份相较靠年底，故本文采用被广泛应用在确定政策实施年份的处理方法：如果某条高铁线路在上半年开通了，即6月30日前开通，则定义该城市为当年开通，如果某条高铁线路在下半年开通，就认定该城市为次年开通。所以，本研究将6月30日之前开通的高铁，在当年开始赋值为1，晚于6月30日开通就于下一年进行同样的赋值。其次，2002年至2018年，共有223 个地级市（包含中心与非中心城市）开通高铁（图1），高铁对沿线地级市经济增长可能具有反向因果效应，进而带来内生性问题，本文为了最大程度避开这些影响因素，剔除在样本期间经济较发达的样本城市，包括直辖市、省会城市、计划单列市。另外，根据实际背景，我国部分省份自治州、地区、盟等地级行政区的数据可获得性与完整性较差，因而也将上述行政区域的数据从实证模型样本中去除，最终进入模型非中心样本城市共250 个，其中191个开通高铁，59个未开通。

（3）控制变量。区域旅游经济发展理论在解释交通基础设施发展水平对不同地区旅游经济发展的影响时大都强调是完全理性经济考量后的净效应，才使得最核心的解释变量都是围绕“核心-外围”理论所展开。因此，在验证高铁网络对中国非中心城市旅游经济发展产生影响的实证中，也需要同时考察涉及区域旅游经济发展趋势的变量：区域经济水平、开放程度、基础设施建设完善程度等。刘志红等[23]针对郑西高铁旅游格局所做的实证研究中包含了上述变量，这也为研究工作奠定了测度一系列控制变量的工具基础。同样，Banerjee[24]等学者已经围绕潜在旅游者对目的地采取的选择行为方面展开了大量工作，提供了针对区域旅游经济研究控制变量的测量工具[25-26]。

据前所述，区域旅游资源禀赋是影响旅游者选择旅游景点城市的关键因素之一，故本文采用当地5A 级景区数量来衡量旅游资源禀赋。其次，当地经济发展水平的高低、可开放程度和基础设施建设情况都能直接影响旅游者到当地休闲娱乐时的消费兴趣。所以，依次采用人均电力消费量、当地人均GDP、固定资产人均投资来衡量地区开放程度、经济发展程度和旅游配套设施完善水平。另外，当地能容纳游客居住的酒店等也为地区旅游经济发展提供了便利[27]，因此以当地星级酒店人均数指标来测度本地的服务接待情况。同时，市内交通设施也是客源地到旅游景点（目的地）的可到达性的重要影响因素[28]，故采用每万人公共运营汽电车辆数量去度量本地的交通发展程度。（表1）

所有数据来源于《中国旅游年鉴》、《中国区域经济年鉴》、《中国城市统计年鉴》。

图1 2002～2018年全国开通高铁的地级及以上城市数量统计

表1 相关变量的说明及其描述性统计结果

3 标准回归结果与因素分析

3.1 标准回归结果：高铁开通与区域旅游经济

首先根据标准实证模型（1），使用国内人均旅游收入代表地区旅游经济发展水平，并利用双向固定效应回归模型进行估计。在如表2中的回归（1）中，本文只控制了人均GDP 的对数，不难发现，控制了时间和地区的作用效应后，高铁开通（HSR）的估计系数在1%的水平上显著并且为正值，表明了高铁开通后，沿线的非中心城市国内人均旅游收入有约56.7 元提升。在回归（2）和（3）中，本文又在回归（1）的基础上逐步加入了当地人均电力消耗、当地固定资产人均投资额，模型结果为，HSR的系数增大但波动不明显，显著水平仍为1%。回归（1）、（2）、（3）的结果说明，高铁开通显著促进了高铁沿线非中心城市的旅游经济发展。前述的标准回归中，考虑到相关变量极有可能会影响到高铁开通对旅游经济的影响效用，所以未曾在其加入景区数量、星级酒店人均数量、年末公共运营汽电车人均数，为了更充分地证实高铁开通对地区旅游经济发展的作用，将基于已有研究的通常处理手段[29]，单独引入这些影响变量进行分析。

表2中，在回归（3）的基础上加入了5A 级景区数量、星级酒店人均数量、公共运营汽电车人均数量并得到了回归结果（4）（5）（6），结果显示出当模型中加入了5A 级景区数量后，高铁开通的估计系数明显变小，比例达35%，同时5A级景区数量的估计系数为78.736却远大于高铁开通的39.453，显著性水平为1%且为正，这表明了对于地区旅游经济影响最为重要的因素是当地旅游资源禀赋，高铁通过“时空压缩”效应对地区旅游经济发展产生了显著的促进作用。然而加入了的星级酒店人均数量或公共运营汽电车人均数量后，高铁开通的估计系数的大小相较于回归（1）（2）（3）没有显著变化。

表2 基准模型回归结果

3.2 高铁开通和配套服务的协同效应

考虑到城市旅游配套服务指标与高铁开通可能对地区旅游经济产生协同作用，故将星级酒店数量、公共运营汽电车人均数等变量的交互项引入双向固定效应回归模型中，以证实高铁开通对非中心城市旅游经济指标的作用是否依赖于这些“配套公共服务”指标，具体结果见表3。

考察表3不难发现，当引入高铁开通与各个配套公共服务变量的交互项后，高铁的估计系数依然保持为正，且高铁开通与星级酒店人均数量、实有公共运营汽电车人均数量等变量的交互项系数为在1%水平下为正；此外，5A 级景区数量估计系数在4 个回归结果中均为1%水平下的正值。这进一步说明，对特定的区域旅游经济有着直接且独立显著影响的是当地的旅游资源禀赋和高铁开通情况，虽然当地的配套公共服务水平对旅游经济没有显著的独立作用，但其和高铁可以产生显著的协同效应以促进旅游经济。

3.3 距离邻近中心城市的影响

标准回归与因素分析的结果已证实了高铁对地区旅游经济发展产生的积极效果。因此，进一步的问题是高铁开通对地区旅游经济的影响是否因对旅游较为敏感的距离而存在异质性。如果地区旅游经济的增长是由于高铁拉近了和邻近中心城市之间的时空距离，那么高铁开通对距离区域中心城市更近的地级市旅游经济增长的促进作用也会更大。因此，在方程（1）中加入了“高铁开通”与“非中心城市距区域大城市的距离”的交互项（DBN）。

方程（2）中，0.225（千公里）表示所有地级市到该城市所在省份的核心大城市距离的平均值。方程中的系数为411.998 且显著，这说明地级市与邻近中心城市为距离均值时，高铁开通对当地旅游经济有显著的正向作用。交互项的系数则表示与中心城市距离增大时，当地旅游经济增长的高铁效应趋势。由于为-120.623 且在5%的水平上显著，这说明距离区域中心城市越远的地级市承接到高铁对旅游经济发展的正向影响越弱，符合预期假设。（表4）

表3 加入高铁开通与配套公共服务交叉项的回归结果

4 稳健性测试

4.1 安慰剂测试

尽管本文在回归模型中控制了个体与年份固定效应，但仍无法彻底排除实验组跟对照组之间潜在的会随时间推移增长而不可观测的系统性误差。换言之，高铁开通对沿线非中心城市旅游经济的作用极有可能受这些不可观测的系统性误差影响，不利于本文研究结论。为了系统性消除潜在变量干扰，本文进行如下安慰剂检测（placebo test）[30]。

因此按照传统的处理手段，让没有高铁开通的时间段（2002-2006年）作为考察的样本期间，把已拥有高铁的非中心城市的开通高铁时间依次提前3、4、5年，构建出3 个不存在的“虚高铁开通”变量，即“高铁开通3”、“高铁开通4”、“高铁开通5”。如果这些非中心城市的旅游经济增长受到3 个“虚高铁开通”变量的显著促进，则表明在接入高铁之际可能存在某些潜在系统因素发挥了促进效应。相反，可以进一步印证接入高铁的样本期间，正是高铁开通带来的正向效应，而不是无法观测因素导致。回归结果如表5可见，“高铁开通3”、“高铁开通4”、“高铁开通5”的回归系数并不显著，且系数的值接近为0。安慰剂测试支持了高铁开通正向影响非中心城市旅游经济的结论。

4.2 排除逆向因果关系的影响

在标准回归中，存在一个疑问是，地区旅游经济的发展状况与接入高铁之间具有可能的反向因果关系。虽然准自然实验使得高铁对非中心城市来说是相对外生的政策刺激，但铁路路线的升级、改造基本都是针对早期的铁路，部分已成为高铁线路[31]。不可否认，原有铁路线的沿线城市在地方经济层面发展度相对较高。为尽量排除前述疑问，本文将高铁开通虚拟变量放在因变量位置，并把其上一年的当地国内人均旅游收入作为自变量进行回归分析。

表4 高铁开通对沿途地级市旅游经济的异质性影响

之所以如此处理的原由为，若该非中心城市旅游经济状况直接影响到高铁在某个年份、某个城市的开通，那么该非中心城市的旅游经济指标的早期水平对高铁开通这个变量会体现出显著的正向效应，即旅游经济指标的系数会为正值且显著。但是，如果该非中心城市旅游经济指标对与高铁开通变量没有表现出正向的显著性作用，就可以说明，此非中心城市的旅游经济状况无法直接决定高铁在该地开通与否，这个结果能侧面论证接入高铁对拥有高铁的非中心城市而言，更多的为一次“外生性刺激”。我们根据表6的回归情况，发现解释变量的估计系数不显著，值也都接近于0，印证了当地前1年的旅游经济状况无法决定高铁是否接入该非中心城市或者在哪一年接入。此外本文还获取了前2年与前3年的非中心城市国内人均旅游收入进行了回归分析，结果与前1年保持一致。因此，疑似的逆向因果并不威胁本文研究结论。

表5 安慰剂测试

5 结语与政策建议

本文借助于“中国高铁开通”的“准自然实验”，使用2002～2018年250 个地级市面板数据和双向固定效应模型，论证了“高铁开通”对地区旅游经济的影响。首先，高铁的开通总体上显著促进了地区旅游经济的发展；其次，旅游资源禀赋也是影响当地旅游经济发展的重要因素，其对旅游经济的促进作用还要大于高铁；同时，高铁对地区旅游经济的积极影响还高度依赖于当地配套服务水平；最后，高铁对区域旅游经济的促进作用会受到当地与区域核心大城市之间距离的影响，距离区域核心大城市越近的沿途地级市承接到的旅游经济“溢出”效应会更强。

高铁对区域旅游经济的促进机理为践行《关于促进交通运输与旅游融合发展的若干意见》中“提升旅游交通服务品质，扩大新需求，更好地适应经济社会发展和人民群众旅游需求新变化，为促投资促消费稳增长”的系列要求提供了新的启示，现提出如下建议：

表6 逆向因果关系的回归结果

第一，当有高铁连接时，非中心城市会承接来自所连核心大城市的旅游扩散作用，为增强高铁对非中心城市旅游业的积极影响，改善区域旅游经济发展不均衡现状，需要对已开通高铁的区域城市，加快打造和完善具有地方特色、平安绿色的旅游景点、景区和项目，来迎合随高铁增加的旅游供给，同时注意关注当地相关旅游配套设施，如本地旅游服务接待水平、本地交通便捷情况。

第二，在新的高铁路线规划中应优先考虑经过沿途拥有优质旅游禀赋及配套服务资源充足的地区，特别是距核心大城市500 公里内的非中心城市，具有这两方面特质的地区更易享受来自中心城市的旅游红利，以最大化带动当地的旅游经济发展。

第三，从目前交通与旅游业的关系来看，为促进两者深度融合，可对高铁进行适当提速，来扩大旅游运输供给，例如基础运营速度为250公里每小时的高铁，当提速50 公里，时间压缩近40 分钟，将扩大旅游供给半径创造新的供给，囊括更多非中心城市来共享区域的旅游扩散效用。

第四，随着高铁技术不断完善和提速对时空距离的进一步压缩，沿线区域城市有望获得更多的旅游经济红利。而在新建高铁项目时，即使受各种制约不能立刻提速，将线路规划的尽量直也是压缩时空距离以促进旅游经济的一种选择。

第五，为充分利用非中心城市所体现的旅游资源禀赋差异性，可根旅游业淡旺季、黄金周，优化配置重点旅游城市列车班次，有条件的城市增开旅游专列，增强旅游交通有效供给，提升旅游交通服务品质，带动相关产业发展，从而推动交通运输与旅游业深度融合发展。