彭 倩 ， 黃震方 ， 牛品一

(南京師范大學 地理科學學院，南京 210023)

0 引言

改革開放以來我國旅游業(yè)發(fā)展迅速，旅游業(yè)被國家提升為戰(zhàn)略性產業(yè)，先后被26個省份列為支柱產業(yè)、先導產業(yè)和重點產業(yè)，逐步成為三產的中堅力量[1]。尋求區(qū)域旅游經(jīng)濟發(fā)展動力所在是促進旅游業(yè)持續(xù)、蓬勃發(fā)展的關鍵。旅游經(jīng)濟發(fā)展的動力因素及其作用機制一直是國內外學術界關注和探討的重點與熱點問題[2]。

隨著旅游目的地基礎設施的完善，旅游者數(shù)量經(jīng)歷了上升到下降，直到旅游業(yè)重新整合、重組，市場是旅游發(fā)展的主要推動力[3]。旅游地生命周期理論認為，一個旅游地的發(fā)展都會經(jīng)過探查、參與、發(fā)展、鞏固、停滯和衰落或復蘇6個階段，曲線呈現(xiàn)“S”型，在各階段受到不同因素的作用而對旅游業(yè)產生不同的影響[4]。彭華對城市旅游發(fā)展的動力機制進行了系統(tǒng)分析，并建立了旅游發(fā)展動力系統(tǒng)的結構模型[5]。保繼剛等通過定性、定量分析對城市旅游驅動力的轉化過程進行個案剖析，認為城市之間旅游發(fā)展的主導動力機制不盡相同且處于不斷變化之中[6-7]。鐘韻等從旅游供給角度，針對經(jīng)濟發(fā)達地區(qū)構建區(qū)域旅游動力系統(tǒng)，具體包括由不同旅游資源構成的吸引力系統(tǒng)、中介系統(tǒng)以及主要由環(huán)境系統(tǒng)構成的支持系統(tǒng)[8]。宋金平等認為，區(qū)域協(xié)作能夠促進長三角地區(qū)旅游業(yè)的發(fā)展，并從旅游資源等3個方面分析區(qū)域旅游合作出現(xiàn)的問題[9]。黃金火等指出旅游系統(tǒng)是一個復雜系統(tǒng)，內部具有復雜的聯(lián)系機理，在系統(tǒng)發(fā)育不同階段各因子的表現(xiàn)方式和作用過程也表現(xiàn)出較大差異性[10]。王旭科運用主成分分析法對城市旅游發(fā)展動力因子進行量化分析，認為城市旅游發(fā)展關鍵取決于資源動力、經(jīng)濟動力和社會動力[11]。左冰以經(jīng)濟增長理論的進展為基礎，分析影響中國旅游經(jīng)濟增長的諸要素及其貢獻度，認為中國旅游經(jīng)濟增長主要是依靠投入要素特別是資本投入而不是通過追求技術進步來獲得的，屬于典型的要素驅動型增長[12]。

長江三角洲地區(qū)是我國重要的旅游地區(qū)，旅游資源豐富，交通網(wǎng)絡密集，區(qū)域旅游經(jīng)濟發(fā)達。因此，對長三角地區(qū)旅游經(jīng)濟動力因素分析有很好的代表性。以往研究中，最小二乘法(OLS)常被用來分析旅游經(jīng)濟影響因子[13]。而在實際經(jīng)濟生活中，OLS假設條件常常不被滿足，如果數(shù)據(jù)出現(xiàn)“肥尾”或“尖頂”以及異方差的情況，OLS的穩(wěn)健性會變差[14]。不同于OLS回歸方法，分位數(shù)回歸更能細致地描繪出條件分布形狀的影響以及自變量對于因變量的變化范圍。因此，為了深入分析不同旅游經(jīng)濟水平的影響因子，首先利用非參數(shù)增長分布法分析長三角地區(qū)旅游經(jīng)濟發(fā)展變化趨勢，然后采用OLS與分位數(shù)回歸法對比分析各動力因子對旅游經(jīng)濟的影響，能夠更好地揭示長三角地區(qū)旅游經(jīng)濟發(fā)展動力因子，為后續(xù)培育旅游經(jīng)濟的動力機制打下基礎。

1 分析方法與數(shù)據(jù)來源

1.1 增長分布非參數(shù)方法

運用增長分布法觀察長三角地區(qū)旅游經(jīng)濟變化趨勢。增長分布法一般是通過描繪旅游經(jīng)濟的動態(tài)演進方式來判斷其增長的變化以及增長中的差距變化。增長分布演進是增長分布函數(shù)(密度函數(shù))的時間序列。動態(tài)演進通過增長分布圖直觀進行刻畫，圖中的波峰個數(shù)和位移方式對于研究對象間的數(shù)量關系刻畫比較直觀，并能直觀描繪密度函數(shù)在平移過程中的變化狀況[15]。這里主要采用R.L.Plackett[16]和B.W.Silverman[17]的核密度估計法。

1.2 分位數(shù)回歸方法

G.J.Bassett等[18]最早提出了分位數(shù)回歸方法，從其具體理論來看，是對解釋變量0～1之間劃分不同分位點，并對相應分位點數(shù)據(jù)進行估計，用估計系數(shù)表示特定分位點上解釋變量對被解釋變量的邊際效應。分位數(shù)回歸不僅可以度量解釋變量在分布中心的影響，同時還可以刻畫在分布上尾和下尾的影響，突出了局部之間的相關關系。與OLS相比，分位數(shù)回歸并不要求誤差項的分布，在擾動項呈現(xiàn)非正態(tài)分布或變量為不同分布的情況下，分位數(shù)估計更為有效，尤其運用在有異方差的模型中，能更好地控制異常值的影響，回歸系數(shù)估計也有更高的穩(wěn)健性，能在寬松條件下得到豐富的數(shù)據(jù)信息，最終更細致地解釋不同經(jīng)濟現(xiàn)象間的關系[19]。

對分位數(shù)回歸來說，將因變量y的δ分位數(shù)函數(shù)P(δ)定義為[20]：

P(δ)=inf{y:F(y)≥δ}。

式中：0<δ<1表示在平面或回歸線下的數(shù)據(jù)與全體數(shù)據(jù)的比值，比例為δ的部分是小于分位數(shù)函數(shù)P(δ)的，但比例為(1-δ)的部分處于分位數(shù)函數(shù)P(δ)之上。為了求解分位數(shù)回歸，首先必須定義概率函數(shù)ρδ(ν)：

式中：ν是參數(shù)，用于表示概率密度函數(shù)，而ρδ(ν)表示因變量y的樣本點位于δ分位以下和δ分位以上時存在的概率密度關系，分位數(shù)回歸模型假定如下：

yP=αP+βPx。

y的分位數(shù)回歸是力求y在P分位數(shù)下絕對離差和為最小，即：

minβ∑|yiP-αP-βPxi|ρiP。

在具體估計當中，假設ν=1，對于任意一個δ分位數(shù)回歸來說，參數(shù)估計就是最終使得加權誤差的絕對值的平方和為最?。?/p>

β(δ)=argmin(∑yi≥xi′βδ|Yi-Xi′β|+∑yi

式中：Yi代表因變量的向量;Xi代表自變量的向量;δ代表估計的分位點，當δ在(0,1)上取值不同時，得到的參數(shù)估計值也會不同。

1.3 數(shù)據(jù)來源

采用歷年《江蘇省統(tǒng)計年鑒》、《浙江省統(tǒng)計年鑒》、《上海統(tǒng)計年鑒》、《中國城市統(tǒng)計年鑒》、《中國旅游統(tǒng)計年鑒》等中的2003—2012年的數(shù)據(jù)，部分數(shù)據(jù)根據(jù)統(tǒng)計年鑒數(shù)據(jù)計算得出?？臻g分析尺度為長三角地區(qū)上海、南京、蘇州、無錫、常州、鎮(zhèn)江、南通、揚州、泰州、杭州、寧波、湖州、嘉興、紹興、舟山、臺州16個城市。

2 旅游經(jīng)濟現(xiàn)狀分析及因子選取

2.1 長三角地區(qū)旅游經(jīng)濟現(xiàn)狀

從長三角地區(qū)各市旅游經(jīng)濟水平差異變化和分布演進趨勢來分析長三角地區(qū)旅游經(jīng)濟現(xiàn)狀，采用標準差和變異系數(shù)[21]來分別測度歷年長三角地區(qū)旅游經(jīng)濟的絕對差異和相對差異(圖1)，變化趨勢非常明顯。標準差從2002年的235增加到2012年的751，增長了2.2倍，表明絕對差異不斷擴大；變異系數(shù)從2002年的1.59下降到2012年的0.98，表明相對差異逐漸減小。因此，區(qū)域旅游經(jīng)濟差異總體變化趨勢是：絕對差異不斷擴大，相對差異則逐漸減小。

圖1 變異系數(shù)、標準差折線圖

2.2 區(qū)域旅游經(jīng)濟演進特征

運用國內旅游收入對數(shù)值的核密度分布圖(圖2)來表示區(qū)域旅游經(jīng)濟的分布演進趨勢。旅游經(jīng)濟增長分布演進特征為：(1)曲線位置發(fā)生變化。密度分布曲線在研究區(qū)間整體呈現(xiàn)出向右平移現(xiàn)象，且平移距離近似，直觀地反映了各市旅游經(jīng)濟發(fā)展水平都在不斷提高；(2)曲線峰度形態(tài)改變。旅游經(jīng)濟收入在研究區(qū)間呈現(xiàn)“寬峰”向“尖頂”的趨勢。2002年旅游經(jīng)濟收入表現(xiàn)為“寬峰”形態(tài)，時間推移過程中，峰度增高，“尖頂”現(xiàn)象開始出現(xiàn)，旅游經(jīng)濟收入水平多集中在值為6附近，意味著旅游經(jīng)濟的趨同現(xiàn)象有所增強。(3)從曲線形狀上看，2002年長三角地區(qū)旅游經(jīng)濟收入表現(xiàn)為雙峰趨同，高峰位于3.7左右，次高峰位于7左右；到2007年，原來的雙峰趨同已經(jīng)開始消失；2012年原來的次峰已經(jīng)完全消失，但在右側出現(xiàn)了肥尾現(xiàn)象。這個變化趨勢表明各地區(qū)旅游經(jīng)濟發(fā)展速度不均。落后地區(qū)速度更快，旅游經(jīng)濟實力日趨均衡，區(qū)域間差距減小，這與變異系數(shù)曲線反映結果一致。

2.3 因子選取

經(jīng)濟增長理論的發(fā)展主要經(jīng)歷了以物質資本積累解釋經(jīng)濟增長的古典主義經(jīng)濟學、以外生技術進步為特征的新古典主義經(jīng)濟學、技術內生化的內生經(jīng)濟增長理論(新增長理論)和以制度作為主要解釋變量的新制度學派經(jīng)濟增長理論[13]。綜合這些理論，推動經(jīng)濟增長的因素有：生產要素的投入、人力資本的增加、技術的進步以及制度的完善。對于旅游經(jīng)濟而言，這些一般因素體現(xiàn)在不同方面：旅游生產要素的投入與區(qū)域經(jīng)濟發(fā)展水平有關，旅游經(jīng)濟作為服務業(yè)，對技術的要求遠低于一般的制造業(yè)。同時旅游經(jīng)濟還依賴于一些特殊的因素，如資源稟賦、環(huán)境狀況等。根據(jù)旅游經(jīng)濟現(xiàn)狀的分析，結合長三角地區(qū)的實際情況以及數(shù)據(jù)的可獲性，以長三角地區(qū)各市國內旅游收入來衡量旅游經(jīng)濟發(fā)展水平(y)，選取了以下動力因子(圖3)：(1)區(qū)域經(jīng)濟狀況。用人均實際GDP(G/萬元)和城市化水平(U/%)表示。在旅游業(yè)發(fā)展過程中，經(jīng)濟水平越高，能為旅游業(yè)提供配套設施的能力就越強，表現(xiàn)為高供給能力。(2)旅游資源稟賦。用各市A級以上景區(qū)加權數(shù)量(R/個)表示，定義為：Ri=∑(j×Qi,j)。式中：Qi,j為i地區(qū)j(j=1,2,…,5,分別代表1A,2A,…,5A)級景區(qū)數(shù)量。其決定了一個地區(qū)發(fā)展旅游業(yè)的潛力，旅游資源的品位度、壟斷度和集聚度等稟賦是吸引旅游者產生旅游動機的根本原因，旅游資源越豐富，市場需求越大；旅游資源品位越高，潛在客源市場越大。(3)對外經(jīng)濟聯(lián)系。用各地區(qū)進出口總額與GDP之比(T/%)和客運量(P/萬人)來反映，用來考察地區(qū)開放度以及客運量對國內旅游的影響。(4)環(huán)境質量。區(qū)域環(huán)境對旅游者的選擇傾向和旅游體驗有重要影響，用工業(yè)廢水排放達標率(E/%)反映。(5)人力資本。人力資本的品質與人力資本的數(shù)量對于生產力的提升都有影響[22]，本研究選取了各地區(qū)在校大學生數(shù)量(S/萬人)和住宿、餐飲業(yè)的全社會勞動力(L/萬人)來反映人力資本的品質與數(shù)量對區(qū)域旅游經(jīng)濟的影響。(6)基礎設施。包括交通設施和服務設施，分別用可進入性(A,無量綱)和星級賓館數(shù)量(H/個)表示。便利的旅游交通是旅游資源開發(fā)與旅游地建設的必要條件，也是旅游業(yè)發(fā)達與否的重要衡量指標。這里可進入性采用張莉等[23]運用GIS技術測算的基于陸路交通的長三角地區(qū)各市區(qū)域可達性數(shù)據(jù)，2002—2007年采用2004年的可達性數(shù)據(jù)，2007—2012年采用預測的2008年的可達性數(shù)據(jù)，由于沒有測算舟山市的可達性，賦予舟山市區(qū)域可達性最小值。

圖2 長三角地區(qū)旅游經(jīng)濟核密度分布

圖3 旅游經(jīng)濟發(fā)展動力因子

2.4 旅游經(jīng)濟動力因子的顯著性與作用差異

為了克服OLS不足，采用分位數(shù)回歸法討論長三角地區(qū)旅游經(jīng)濟發(fā)展的動力因子。采用的分位數(shù)模型為：

lny=c+β1lnG+β2U+β3R+β4A+β5E+

β6P+β7H+β8L+β9S+β10T。

對2002—2012年旅游經(jīng)濟進行5個分位點(0.10，0.25，0.50，0.75，0.90)的分位數(shù)回歸與OLS回歸(表1)并進行對比，以考察此研究時段的動力因子的作用差異[24]。表1的注釋中給出了各分位點對應的國內旅游收入自然對數(shù)值以便于對比。

說明：*代表10%上顯著，**代表5%上顯著，***代表1%上顯著；OLS估計經(jīng)過調整的R2為0.95；在0.10，0.25，0.50，0.75，0.90分位點的分位數(shù)分別為3.71，4.34，5.18，5.98，6.81。

從這一時期的分位數(shù)來看，旅游收入自然對數(shù)的值域為[2.77,7.93]，其中低分位值相對密集，而0.9分位點的值為6.813。結果表明，大部分城市旅游經(jīng)濟水平比較低，而分位數(shù)回歸也重點刻畫旅游經(jīng)濟水平比較低的部分。而對于旅游經(jīng)濟水平高于6.8的部分，分位數(shù)回歸刻畫就比較粗略。

從表1看出，分位數(shù)回歸在每個分位點都可以給出一個回歸方程，這些回歸方程的系數(shù)不僅顯著性不同，系數(shù)值大小及其正負也不盡相同。因此，各自變量隨分位點改變，對旅游經(jīng)濟影響程度也不盡相同，呈現(xiàn)迥異的變化趨勢。對比兩種回歸方法，OLS回歸僅能得到平均效應，而分位數(shù)回歸能給出設定的各分位點的回歸結果，得到更多細節(jié)，其優(yōu)勢也就從中凸顯。

第一，自變量顯著性差異。從變量的顯著性來看，除了客運量、在校大學生數(shù)量和工業(yè)廢水排放與達標率在各分位點顯著性有差異外，其它變量在各分位點都十分顯著，基本無差別。從OLS回歸來看，除廢水排放達標率、客運量、在校大學生數(shù)量和進出口與GDP之比變量外，其他表現(xiàn)得都比較顯著。

第二，變量系數(shù)符號差異。從變量的符號來看，OLS回歸分析結果顯示，截距、可進入性系數(shù)為負，其他系數(shù)為正，分位數(shù)回歸分析在各分位點結果不完全一致，且在OLS回歸分析中系數(shù)為正的變量，在分位數(shù)回歸分析中的系數(shù)不完全為正。例如，表1進出口與GDP之比變量在0.75分位點上系數(shù)為負，而且非常顯著。

3 旅游經(jīng)濟動力因子變化趨勢分析

綜前所述，研究選取的10個動力因子可以用來進一步分析旅游經(jīng)濟的影響因素。為了直觀對比不同分位點分位數(shù)回歸的細節(jié)，給出了在5個分位點不同變量系數(shù)的變化趨勢和置信區(qū)間，同時列出OLS回歸系數(shù)和置信區(qū)間作為對比(圖4)。各變量系數(shù)在各分位點變化相當大，且變化趨勢形式各異，與灰色實線代表的OLS回歸系數(shù)值的相對位置也不盡相同。

3.1 區(qū)域經(jīng)濟

人均GDP水平的分位數(shù)回歸的系數(shù)值變化趨勢是逐漸增大的，但增長速度變緩。城市化水平的分位數(shù)回歸系數(shù)值是總體緩慢增大最后快速變小。人均GDP在0.25分位點后，城市化水平在0.65分位點前，各分位點系數(shù)都大于OLS回歸分析系數(shù)值。說明OLS低估了經(jīng)濟發(fā)展水平對旅游經(jīng)濟的促進作用，在區(qū)域經(jīng)濟發(fā)展中，中高分位點上經(jīng)濟發(fā)展的影響是要大于低分位點的影響。經(jīng)濟基礎對于旅游目的地旅游業(yè)的發(fā)展作用表現(xiàn)為供給能力[25]，當一個地區(qū)旅游經(jīng)濟起步時，由于游客數(shù)量及其增長能力有限，不要求區(qū)域提供高層次的基礎設施與配套服務設施，區(qū)域整體經(jīng)濟發(fā)展水平對旅游的影響程度不大；隨著旅游經(jīng)濟的增長，游客量的增多，此時對基礎設施與配套服務設施的要求提高，區(qū)域旅游經(jīng)濟發(fā)展水平的作用由此凸顯；當旅游經(jīng)濟發(fā)展成熟，游客量趨于穩(wěn)定，各種設施基本完善，旅游業(yè)對于區(qū)域經(jīng)濟發(fā)展水平的依賴程度也趨于平緩。

近年來，隨著城市自身旅游功能的完善，旅游活動增多。城市化過程中產生的新型旅游要素形式的出現(xiàn)與集聚以及獨有的旅游體驗環(huán)境成為吸引旅游者前往城市旅游的主要原因[26]，并且隨著城市旅游的發(fā)展出現(xiàn)了旅游城市化和城市旅游化現(xiàn)象，兩者相互促進并相互制約，旅游城市化的進一步發(fā)展要求城市進行相應的“旅游化”建設，而城市旅游化的建設也可以更好地促進旅游城市化的進程[27]。同時，城市化對旅游經(jīng)濟薄弱地區(qū)的影響小于旅游經(jīng)濟發(fā)達的地區(qū)。當城市化發(fā)展到一定階段，人口過度密集會使旅游區(qū)域產生一系列諸如環(huán)境、文化、經(jīng)濟的沖突。因此，隨著旅游經(jīng)濟水平的提升，城市化對旅游經(jīng)濟的促進效應急劇減弱，甚至出現(xiàn)負相關的跡象。

3.2 資源稟賦

資源稟賦對旅游經(jīng)濟影響顯著，其系數(shù)變化是先增大后減小。資源稟賦系數(shù)為正說明其與旅游經(jīng)濟之間為正相關。在低分位點系數(shù)值大表明資源稟賦對一個地區(qū)的旅游經(jīng)濟起步的作用至關重要。隨著旅游經(jīng)濟的發(fā)展，資源稟賦的邊際效益逐漸減弱的原因主要是旅游方式、內容的多樣化導致景區(qū)不再是旅游的唯一目的地，其他旅游形式的興起與發(fā)展對A級景區(qū)的游客產生了分流作用。

3.3 基礎設施

在基礎設施變量中，可進入性被廣泛認為是影響旅游經(jīng)濟發(fā)展的重要因素，但本研究中無論是OLS回歸還是分位數(shù)回歸結果都顯示可進入性與區(qū)域旅游經(jīng)濟僅呈現(xiàn)出弱的負相關。長三角地區(qū)作為全國交通網(wǎng)絡最發(fā)達的地區(qū)，各地交通便利程度都比較高，基本滿足旅游經(jīng)濟的需要，此時的可進入性差異是在高水平上的相對差異，邊際效應很弱。可進入性對長三角地區(qū)來說已不是一個限制性因素，提高可進入性也無法對本區(qū)域旅游經(jīng)濟帶來更大的促進作用。星級賓館數(shù)量系數(shù)先變大后變小，并逐漸超過了OLS回歸系數(shù)，這意味著OLS低估了星級賓館對旅游經(jīng)濟水平增長的作用。

3.4 環(huán)境狀況

環(huán)境變量的變化趨勢是先減小后緩慢增大，OLS回歸對0.5分位點之前的系數(shù)估計有偏小之嫌。分位數(shù)回歸結果指出，在低分位處環(huán)境變量的影響效應要更大一些。無論從區(qū)域層次或是景區(qū)層次，當旅游處于起步階段時，環(huán)境優(yōu)美是吸引旅游流的重要原因。

3.5 人力資本

分析結果顯示，在人力資本變量中，在校大學生數(shù)量變量系數(shù)整體較小，人力資本品質對旅游經(jīng)濟的作用比較小，住宿、餐飲業(yè)的全社會勞動力系數(shù)總體呈現(xiàn)不斷增加的趨勢，在0.5分位點后就超過了OLS回歸系數(shù)，這意味著投入更多的勞動力對于旅游經(jīng)濟的增長有益。從長期來看，人力資本確實是決定旅游經(jīng)濟增長的關鍵因素，但現(xiàn)在旅游業(yè)仍處于觀光游向休閑度假游的轉型期，觀光游仍然是旅游經(jīng)濟來源的一個主要組成部分。此時的旅游業(yè)仍然是勞動密集型為主的產業(yè)，就業(yè)以低技能為主，旅游經(jīng)濟水平高的地區(qū)高學歷人才所占比例就相對較小。

圖4 2002—2012年變量系數(shù)曲線圖

3.6 對外聯(lián)系

對外聯(lián)系不僅對入境旅游有影響，對國內旅游也起著不同的作用。圖4顯示進出口總額與GDP之比系數(shù)呈現(xiàn)減小的趨勢，其作用與資源稟賦因素相似。在旅游經(jīng)濟發(fā)展之初，一方面對外經(jīng)濟聯(lián)系的加強無疑會給旅游發(fā)展帶來資金支持，另一方面對外聯(lián)系也會帶來異國風情的文化，這種文化特色對旅游流有一定的吸引作用。隨著旅游經(jīng)濟的發(fā)展、旅游客體的豐富，這種資金支持和文化特色會被稀釋，對外聯(lián)系的作用也就變弱。同時，客運量變量除在0.1，0.25分位點系數(shù)為正外，其余皆為負，這意味著客運量的增加并不能促進區(qū)域旅游經(jīng)濟的增長，其作用甚至是負面的。

4 結論與討論

(1) 2002—2012年長三角地區(qū)旅游經(jīng)濟差異不斷增大，相對差異卻在不斷縮小，標準差增加了2.2倍，變異系數(shù)下降了2/5，增長分布圖表明旅游經(jīng)濟密度曲線呈現(xiàn)向右平移，“尖頂”、“單頂”趨勢，旅游經(jīng)濟實力日益均衡，區(qū)域間差距減小。

(2) OLS回歸分析表明區(qū)域經(jīng)濟發(fā)展水平、城市化、資源稟賦等因素均對旅游經(jīng)濟有顯著的促進作用，而可進入性則與區(qū)域旅游經(jīng)濟有弱負相關性。分位數(shù)回歸結果表明，各變量在不同分位點系數(shù)值有明顯差異，且顯著性也不一致。區(qū)域經(jīng)濟水平的影響逐漸增大，但增長速度是變緩的；城市化對中分位點影響較大；資源稟賦對區(qū)域旅游經(jīng)濟起步的作用至關重要，且隨著旅游經(jīng)濟的發(fā)展，邊際效應逐漸減弱；可進入性提高無法對本區(qū)旅游經(jīng)濟帶來促進作用；增加星級賓館數(shù)量會對旅游經(jīng)濟產生促進作用；在低分位點環(huán)境變量的影響效應要更大一些；人力資本品質對于旅游經(jīng)濟的作用沒有人力資本的數(shù)量大；對外聯(lián)系的作用呈現(xiàn)了先增加后減少的趨勢。

(3) 上述結論說明長三角地區(qū)旅游經(jīng)濟在不同階段影響因素側重點不同，在提高地區(qū)旅游經(jīng)濟發(fā)展水平時要意識到地區(qū)經(jīng)濟發(fā)展程度及城市化水平對其發(fā)展的重要作用；在旅游經(jīng)濟起步階段，要注重培育高質量的旅游景點，進一步完善旅游服務設施，發(fā)展外向型經(jīng)濟。進一步培育旅游經(jīng)濟動力機制時，可先根據(jù)各地區(qū)旅游經(jīng)濟情況深入細致分析旅游經(jīng)濟影響因子，再根據(jù)系統(tǒng)動力學理論培育動力機制。

本研究基于分位數(shù)回歸分析法分析長三角地區(qū)10年來旅游經(jīng)濟的影響因素，但尚未考慮空間因素和旅游經(jīng)濟的溢出效應，且受時間及數(shù)據(jù)可獲性的限制，在因子選取方面不夠完善，需要進一步深化，這將在之后的研究中繼續(xù)探討。

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