高铁对秦巴山区旅游业的影响

□文/樊 荣

（西安财经大学公共管理学院 陕西·西安）

［提要］秦巴山区作为国家级连片贫困区之一，具有丰富的旅游资源，交通基础设施对旅游资源的有效开发起着重要作用。本文以2013～2019年秦巴山区7个地级市为研究对象，基于旅游系统理论，通过构建双重差分模型检验高铁开通对秦巴山区旅游业的影响，对我国贫困地区进一步发展具有重要意义。

一、引言

秦巴山区既是我国典型的贫困地区，同时又是我国重要的生态涵养区。2017年12月6日，西成高铁全线正式通车，秦巴山区正式迎来“高铁时刻”。但对于秦巴山区高铁开通后经济效果分析的学术性论文寥寥，特别是采取现代因果计量推断分析的论文较少。因此，本文以秦巴山区作为研究对象，展开高铁开通之于秦巴山区旅游业推动效果的评价分析。

二、文献综述与理论基础

（一）文献综述。秦巴山区自然资源禀赋优越，但同时又是我国典型的贫困地区。文献梳理发现，关于秦巴山区旅游的文献大致分为两类：一是关于旅游业发展与区域脱贫方面；二是关于秦巴山区旅游业自身模式的研究。具体分述如下：

1、旅游业与扶贫方面的研究。宏观层面，宋敏、姚思琪通过对陕南绿色循环反贫困协同发展新高地的现状与挑战进行分析；唐勇等则以系统论构建旅游扶贫系统集成开发模式。中观层面，覃建雄将秦巴山区生态脆弱地区与旅游扶贫联系起来，探讨秦巴山区旅游扶贫创新发展体制机制框架。微观层面，崔晓明等聚焦于秦巴山区乡村旅游影响下对农户可持续生计的研究。

2、秦巴山区旅游业发展路径。徐德龙等从秦巴山脉的范围界定、价值认知方面着手，于宏观层面提出秦巴山区创新发展路径；张凡等进一步分析了秦巴山区的资源分布特点；常建霞等研究了秦巴山区的旅游资源分布与旅游经济之间的协调度。

综上所述，在研究领域方面，学者们主要聚焦于秦巴山区旅游产业对于地区脱贫方面的功能发挥，对于秦巴山区旅游产业发展的研究还是较少，且大多属于定性研究，量化研究不足。基于此，本文采取双重差分方法开展对秦巴山区高铁开通对于区域旅游业发展的因果效应分析。

（二）理论假设。基于旅游系统理论，高铁对于区域旅游的影响机理可以总结如下：第一，高铁通过影响区域的可达性，对区域产生“虹吸效应”与“结构效应”，推动旅游成本降低，提振旅游需求，为旅游产业的进一步发展提供潜在丰富的经济资源。第二，高铁开通提升了游客的旅途舒适度，提高了游客的满意度。大量游客对于旅游品质的要求进一步提高，从而推动旅游目的地的服务水平，规范旅游目的地的制度建设。第三，高铁系统会改变高铁开通地与非高铁开通地固有的旅游成本，改变不同旅游目的地的优劣势。未开通高铁的特定旅游目的地有可能丧失原本所具备的优势地位，而高铁开通区域旅游目的地的优势得以重塑，游客有可能从未开通高铁的传统区域流向高铁开通区域旅游目的地。基于此，本文提出假设：相比于未开通高铁地区，高铁开通会促进开通地区旅游业发展。

三、研究设计

（一）样本选择。本文在秦巴山区领域选择汉中市、安康市、商洛市、陇南市、广元市、巴中市、十堰市等七个地级市为研究对象，其中已开通高铁的广元市与汉中市为处理组，其余五个城市为控制组，七个地级市行政领域包含县均属于秦巴山区，因为县级数据不可得，所以以地级市层面数据进行分析研究。

本文样本期间为2013～2019年，以城市旅游收入衡量旅游业发展，其他城市层面的控制变量主要来源于各地级市政府官网当年《政府工作报告》及《国民经济与社会发展统计公报》，通过手工整理共得到392个统计值。

（二）模型设计与变量定义。本文构建双重差分法（DID）来检验高铁开通的旅游效应，构建模型如下：

其中，被解释变量Tore是i城市在t年的旅游收入，Period为分组变量，i城市属于处理组的取1，属于控制组的取0，After为时间变量，以高铁开通时间2017年为时间节点，2017年以后取1，其他取0，Control为控制变量。为了减少时间与城市层面因素对结果的影响，本文采用时间与城市双固定效应，以上模型中Year为时间固定效应，City为城市固定效应。在该模型中主要考察Period与After交互项的系数β1，反映了高铁开通对旅游收入的因果效应。

另外，本文模型中的控制变量主要借鉴颜银根、倪鹏飞等的研究，选取第一产业产值占总产值比重（PP）、第二产业占总产值比重（EP）、第三产业占总产值比重（TP）、工业增加值占总产值比重（DP）、地方财政收入占总产值比重（RVP）、地方财政支出占总产值比重（EXP）、年底总人口（TPO）为控制变量，除年底总人口之外，其余控制变量均乘以100%。

四、实证结果与分析

（一）基准回归结果。本文的研究假设预期秦巴山区高铁开通会促进开通地旅游业的发展，对数据进行了基准回归分析，以检验高铁开通对于当地旅游收入的影响。回归结果显示，在没有加控制变量的情况下，交互项Period×After的系数在1%的统计水平上显著为正（p值为0.000，t值为3.56），这表明高铁开通对旅游收入的增加具有明显促进作用。考虑到影响旅游收入的因素不仅仅只是与高铁开通有因果关系，可能还会受到其他因素的影响，因此本文在基准回归中加入控制变量，并对城市与时间变量进行双固定，最终结果显示高铁开通对旅游收入的增加依然在1%的统计水平上显著为正（p值为0.007，t值为2.84）。因此，从回归结果看，高铁开通显著促进了当地旅游收入的增长，这较好地验证了本文的研究假设。另外，从控制变量看，第三产业占总产值比重（p值为0.074，t值为1.84）和政府财政收入占总产值比重（p值为0.024，t值为2.35）与旅游收入呈显著正相关，这是由于第三产业多为与旅游业相关的餐饮、住宿等服务型产业，当地政府在规划发展旅游业时，更加注重旅游业的其他连带产业，这也正是政府财政收入增长的原因，并且高铁开通增加了这一效应，促进了当地产业结构的改变，这与现有研究结论相一致。

（二）动态效应检验。构建双重差分（DID）基本假设前提即处理组与控制组之间满足平行趋势假定，即在高铁开通前，处理组与控制组的旅游收入要有相同的发展趋势，否则DID方法做出来的结果会不准确。本文考察高铁开通影响旅游收入的动态效应，并采取双向固定效应估计方法，构建回归模型如下：

上述模型中，DID与模型（1）的period×After含义相同，为方便统计书写，用DID变量名称替代，因此动态效应检验依然主要考察系数β1，其分别表示开通高铁的城市在2013年、2014年、2015年、2016年、2017年、2018年、2019年的旅游收入情况，控制变量与模型（1）一致。需要指出的是，为了避免出现多重共线性的问题，将高铁开通前一年，即2016年去掉，用剩余的6年做回归分析。在平行性趋势检验的事件研究法中，若交互项系数即β1在政策实施前若不显著异于0，即95%的置信区间中包含了0值，就说明政策实施前处理组与控制组之间不存在差异，满足平行性趋势假设。本文通过平行性趋势检验，发现β1系数在95%置信区间包含了0值，说明本文构建双重差分模型的平行性假设是成立的。

除此之外，本文进行了高铁开通与旅游收入的动态效应分析结果。基于回归结果显示，无论是加控制变量与否，高铁开通前三年、前两年、前一年以及开通当年（即2013～2017年）的系数均不显著，而在没有加控制变量的情况下，高铁开通后第二年，即2019年，系数在5%的统计水平上显著（p值为0.034，t值为2.21）；加入控制变量后，2019年系数在10%的统计水平上显著（p值为0.088，t值为1.77），这说明高铁开通对旅游收入确实有显著促进作用。另外，从回归结果可以看出，高铁开通的旅游效应在开通后第二年才开始显示效果，具有一定的时滞性。上述结果表明，平行性趋势假定得以满足，这为本文的DID估计的有效性提供了支持。

（三）稳健性分析。为了进一步检验结论的可靠性，本文考虑到某些随时间变化的因素影响高铁开通的地点选择以及当地旅游收入，因此采用安慰剂检验方法以验证回归结果，以避免不可观测因素可能对回归结果带来的影响，结果与前文一致。具体来说，本文假定高铁开通时间为实际开通时间前三年（2014年）与前两年（2015年），构造虚拟变量Before3、Before2以重新检验高铁开通对旅游收入的影响。若回归结果系数不显著，则说明在高铁开通前并没有其他因素对旅游收入产生显著影响，间接证明了本文结论的可靠性。回归结果显示，虚拟变量Before3、Before2系数在统计意义上均不显著（Before3的p值为0.895，t值为-0.13；Before2的p值为0.528，t值为0.528），说明本文构造的虚拟处理效应并不存在。上述结果表明，高铁开通对当地旅游收入确实有显著影响。

五、结论及启示

本文发现在地级市开通高铁之后，当地旅游收入在高铁开通后第二年显著增加，即使在控制了潜在的影响因素之后回归结果依然显著。这些结果表明，以秦巴山区这类旅游资源丰富但长期受制于交通建设滞后的地区为例，国家加大高速铁路建设的投入对于实现旅游业大发展具有显著积极意义。首先，加快落后地区交通基础设施建设，为其发展创造有利条件。政府应该注重当地交通基础设施建设的政策效应，加快高铁等交通设施建设，促进落后地区人才流动，扩大旅游市场，充分发挥当地优势，为落后地区走向脱贫致富道路提供后方保障。其次，优化产业结构，为当地旅游业发展助力。旅游业发展与第三产业的发展息息相关，第三产业的蓬勃发展，可以为游客带来良好的服务体验，使“一次性游客”变为“回头客”，增加当地旅游吸引力。最后，当地政府要注重资源开发，形成地方特色。落后贫困地区要积极利用当地资源特色，开发特色模式，形成“不可替代”的旅游特色。