□孫 涵，吳玉鳴

（華東理工大學，上海 200237）

一、引言

改革開放以來，我國的經(jīng)濟實力大大加強。2020 年我國GDP 突破百萬億大關，達到100.9 萬億人民幣，位居世界第2；人均GDP 達到72447 元人民幣，位居世界第59 位。而在1978 年，我國GDP只有3678億人民幣，人均GDP只有381元，處于絕對貧困國家行列①。短短40多年的時間里，我國GDP增長了270 多倍，增速遠遠超過其他國家的增長速度。在我國經(jīng)濟快速增長的同時，我國政府也在積極推動公路交通基礎設施的建設，以配合經(jīng)濟快速發(fā)展對交通運輸?shù)男枨蟆?978年，我國公路總里程89.02萬千米，公路密度僅有9.27 千米/百平方千米。而到2019 年，我國公路總里程達到501.25 萬千米，公路密度52.21 千米/百平方千米②。改革開放以來，我國不斷完善交通基礎設施網(wǎng)絡，推動快速交通網(wǎng)持續(xù)加密、普通干線網(wǎng)快速升級、基礎服務網(wǎng)不斷拓展。中國政府在“十四五”期間計劃新改建高速公路里程2.5 萬千米，加快建設交通強國，推進新基建和智慧交通的發(fā)展，支撐區(qū)域經(jīng)濟發(fā)展。

從省際層面看，盡管各地區(qū)的道路交通密度均在持續(xù)增加，但仍存在較大程度的差距，并且這種差距有不斷擴大的趨勢。例如，在2000年，山東省公路交通密度為0.46千米/平方千米，陜西省公路交通密度則為0.086千米/平方千米，山東省的公路交通密度高出陜西省的公路交通密度0.374千米/平方千米；到2019年，山東省公路交通密度為1.82千米/平方千米，陜西省公路交通密度為0.88千米/平方千米，兩者之間的差距擴大到0.94 千米/平方千米③。我國東部沿海城市公路交通密度增長速度普遍高于中部地區(qū)和西部地區(qū)，而這種交通基礎設施發(fā)展的不平衡是由多種因素造成的。首先，由于自然地理環(huán)境的差異，東部沿海地區(qū)位于我國第一級階梯，中部地區(qū)位于我國第一級階梯與第二級階梯之間，西部地區(qū)則全位于第二級階梯與第三級階梯的范圍內(nèi)。地形因素的差異導致各個地區(qū)在開發(fā)難度上存在著巨大的差異，進而直接影響交通基礎設施建設的速度。其次，我國現(xiàn)代化工業(yè)最先從東部沿海城市開始發(fā)展起來，而工業(yè)的發(fā)展對交通運輸條件有著較高的要求，因此我國東部地區(qū)各城市率先推動了交通基礎設施的建設。最后，由于投資政策影響，我國優(yōu)先對東部地區(qū)進行了開發(fā)，并由東向西逐步推進，導致投資多集中在東部沿海城市，使得交通基礎設施建設的投資存在著地區(qū)性的差異。然而，隨著“一帶一路”合作計劃的穩(wěn)步推進，我國西部地區(qū)迎來了新的重大發(fā)展機遇，勢必會推動西部地區(qū)交通基礎設施建設深入發(fā)展。

隨著交通基礎設施投資規(guī)模的迅速擴張，我國旅游業(yè)也呈現(xiàn)出蓬勃發(fā)展的局面。2000 年我國僅擁有8993 家旅行社，2726 個旅游景區(qū)，旅游業(yè)總收入約4293 億元，約占2000 年國內(nèi)生產(chǎn)總值的4.3%；而到了2019 年，全國共有38943 家旅行社，12402 個旅游景區(qū)，旅游業(yè)總收入約66309 億元，約占2019年國內(nèi)生產(chǎn)總值的6.5%④。

在旅游業(yè)的空間分布上，我國大多數(shù)省份旅游業(yè)占GDP的比重呈現(xiàn)出逐年上升的趨勢。特別是中西部地區(qū)城市，這些城市擁有較好的旅游資源，但受限于早年交通基礎設施相對落后，使得這些地區(qū)難以有效地利用其良好的旅游資源。而隨著交通基礎設施建設的不斷完善，中西部地區(qū)對外的連通性不斷改善，旅游業(yè)也開始迅速發(fā)展。其中，陜西、河北、甘肅等省份的旅游發(fā)展水平增長最為迅速，說明在交通推動和產(chǎn)業(yè)結(jié)構優(yōu)化調(diào)整的大形勢下，這些地區(qū)在促進旅游專業(yè)化的發(fā)展上做了努力。與全國其他省份不同，北京作為我國的政治中心，上海作為我國的金融中心，其城市的性質(zhì)和功能有明確的定位。而旅游業(yè)作為勞動密集型產(chǎn)業(yè)，與北京、上海偏向資金密集型的產(chǎn)業(yè)要求不相符，因此在產(chǎn)業(yè)發(fā)展中，旅游產(chǎn)業(yè)份額在逐漸降低。

旅游業(yè)的發(fā)展在推動我國經(jīng)濟增長的同時，也有利于促進我國社會文明、增強文化軟實力。在實現(xiàn)了第一個百年目標、進入新發(fā)展階段、構建新發(fā)展格局的當下，旅游業(yè)的發(fā)展既能鞏固“十三五”時期脫貧攻堅的成果、推動鄉(xiāng)村振興，又能通過擴大旅游消費充分挖掘國內(nèi)市場潛力、擴大我國內(nèi)需、推動“十四五”時期我國新發(fā)展格局的構建。

二、模型設定與變量說明

在傳統(tǒng)的線性模型的框架中，無法很好地解釋在不同的公路交通基礎設施的水平下，公路交通基礎設施與區(qū)域旅游發(fā)展之間所呈現(xiàn)的不同關系。因此，本文將使用Hansen 所提出的多元門檻回歸模型的思想進行實證分析［1］。

（一）模型理論基礎

在進行模型設定之前，我們有必要討論一下傳統(tǒng)門檻分析與Hansen 所提出的新的門檻回歸計量方法之間的不同。傳統(tǒng)門檻模型分析通常是外生的選擇樣本分離點及不同區(qū)間的拐點，而不是由樣本本身所決定的。由于其門檻值是外生任意給定的，因此基于此方法得到的參數(shù)估計值缺乏有效性與可靠性。而Hansen 在1996 年到2000 年發(fā)表的一系列的原創(chuàng)性論文中，創(chuàng)新性地發(fā)展出了新的門檻回歸計量方法，相對于傳統(tǒng)門檻分析方法，其優(yōu)點主要體現(xiàn)在兩個方面。一方面，新的門檻回歸計量方法不需要研究者給定非線性方程的形式，而是通過樣本數(shù)據(jù)內(nèi)生的決定門檻值及其個數(shù)，這一方法無疑排除了主觀要素對模型設立所產(chǎn)生的干擾。另一方面，傳統(tǒng)的門檻模型分析無法通過常用的F 檢驗來判斷是否存在門檻效應，原因在于我們無法得到門檻的估計值。而Hansen 所使用的門檻回歸模型可以解決這個問題，因為其門檻值是由樣本數(shù)據(jù)所內(nèi)生決定的，所以可以通過bootstrap 方法估計門檻值的統(tǒng)計顯著性。因此，本文所使用的門檻回歸模型為Hansen 所提出的模型，而并非是傳統(tǒng)的外生門檻值的門檻回歸模型。

而門檻值的估計，則是通過類似于OLS方法得出的。Hansen所提出的門檻回歸模型中一個常見的單一門檻模型的形式為：

其中，下標i和t分別表示地區(qū)和時期，xit為解釋變量，yit為被解釋變量，qit為門檻變量，γ為門檻值，I(qit≤γ)和I(qit＞γ)為指示函數(shù)，eit為隨機擾動項，反映個體的未觀測特征。

首先通過對公式（1）取組內(nèi)平均，再讓公式（1）減去各自的組內(nèi)平均，得到公式（2）

將公式（2）中所有的觀測值累加之后變化為矩陣形式，得到公式（3）：

通過最小二乘方法，可以得到的矩陣表示估計值為：

對應的殘差平方和為：

最后可以通過逐步搜索法最小化S1(γ)來獲得對應的門檻值=argmi nS1(γ)［2］。

（二）模型設定

根據(jù)上文所提到的多元門檻回歸模型的基本形式，同時參照李如友（2015）［2］、趙磊和方成（2013）［3］的研究，最終構建中國公路交通基礎設施對區(qū)域旅游發(fā)展促進作用的門檻回歸模型如下：

式中，tour為旅游發(fā)展水平；road為公路交通基礎設施水平；Xit為其他影響旅游發(fā)展的控制變量，包括經(jīng)濟發(fā)展水平（eco）、旅游資源稟賦（endow）、旅游接待能力（abi）、城市化水平（urban）和政府支出（gov）等；公路交通密度的對數(shù)值（lnroad）為門檻變量。

（三）變量說明

1.被解釋變量

旅游發(fā)展水平（tour）：本文參照Fayissa 等［4］李如友［2］、趙磊和方成［3］的做法、將旅游專業(yè)化作為衡量旅游發(fā)展水平的變量，其度量方式為地區(qū)旅游總收入與GDP的比值，并以此作為本文實證分析中的被解釋變量。

2.解釋變量

公路交通基礎設施（road）：為排除各省面積不同所帶來的交通基礎設施建設的差異，本文參考王兆峰［5］、徐賽［6］的做法，選擇使用公路交通密度的方式作為衡量一個地區(qū)公路交通基礎設施發(fā)展水平的標志，其度量方式為地區(qū)所擁有的等級公路長度與該地區(qū)面積的比值。公路交通密度是衡量一個地區(qū)可進入性的重要標準。一般認為，公路交通密度指數(shù)越低，表明公路交通網(wǎng)絡越疏松，可達性越弱；公路交通密度指數(shù)越高，則表明公路交通網(wǎng)絡越密集，可達性越強。

3.控制變量

本文中控制變量X包含以下具體變量。

（1）經(jīng)濟發(fā)展水平（eco）。根據(jù)關宏志等人的研究結(jié)果得知，居民收入是影響出游決策的決定性要素之一，人們生活水平的提高會顯著的增加人們旅游的意愿［7］，因此本文使用居民人均GDP 來表示一個地區(qū)經(jīng)濟發(fā)展水平。同時考慮到通貨膨脹因素可能帶來實證結(jié)果的偏差，本文采用的是利用居民消費價格指數(shù)以1980 年為基期進行折算后得到的居民人均GDP的實際值。

（2）旅游資源稟賦（endow）。錢莉莉和賀穎潔的研究指出，旅游景區(qū)在城市知名度提升中有著重要作用［8］。旅游資源稟賦條件是吸引游客的核心條件，是區(qū)域旅游發(fā)展的前提與旅游經(jīng)濟產(chǎn)生的基礎。參考李如友的做法，本文使用各地區(qū)A 級以上景區(qū)加權數(shù)量表示該地區(qū)的旅游資源稟賦狀況，計算公式為：endowi=，式中為第i地區(qū)nA級景區(qū)的數(shù)量。

（3）旅游接待能力（abi）。旅游接待能力直接決定了一個區(qū)域所能容納的旅客極限數(shù)量，影響著旅客的體驗質(zhì)量、滿意程度和重游意愿。本文在李一曼等［9］的做法上做出一定改變，用地區(qū)旅行社數(shù)量與星級飯店的數(shù)量之和來表示該地區(qū)旅游接待能力的強弱。

（4）城市化水平（urban）。一個地區(qū)城市化水平越高，其所能擁有的基礎設施水平越高，而基礎設施完善程度同樣是旅客出行的一個重要考慮因素。根據(jù)統(tǒng)計中常用的城市化水平的度量方式，本文用城市居民人口占地區(qū)總?cè)丝诘谋戎貋砗饬俊?/p>

（5）政府支出（gov）。一個地區(qū)的政府對經(jīng)濟活動的干預可以推動該地區(qū)產(chǎn)業(yè)結(jié)構的調(diào)整，但是這種調(diào)整既可能是積極的，也可能是消極的，旅游業(yè)也會在一定程度上受到政府宏觀政策的影響。因此，本文用政府財政支出占GDP的比重來反映一個地區(qū)的政府干預經(jīng)濟活動程度的大小。

（四）數(shù)據(jù)來源

實證檢驗的樣本為2011—2019 年我國29 個?。ㄗ灾螀^(qū)、直轄市）的數(shù)據(jù)資料，對于個別缺失數(shù)據(jù)，運用該指標已有年份數(shù)據(jù)進行估算⑤。其中，旅游收入數(shù)據(jù)來自各?。ㄗ灾螀^(qū)、直轄市）級單位的統(tǒng)計年鑒；旅游企業(yè)統(tǒng)計數(shù)據(jù)和A 級及以上景區(qū)數(shù)據(jù)來源于《中國旅游統(tǒng)計年鑒》；其他數(shù)據(jù)均來源于《中國統(tǒng)計年鑒》和國家統(tǒng)計局網(wǎng)站發(fā)布的統(tǒng)計信息。

（五）描述性統(tǒng)計

主要變量的描述性統(tǒng)計結(jié)果如表1 所示。從結(jié)果得知，我國各省的旅游發(fā)展水平、公路交通基礎設施條件、旅游接待能力和旅游資源稟賦等方面差距較大。因此，我們需要通過具體的實證研究來分析不同地區(qū)的公路交通基礎設施建設對區(qū)域旅游業(yè)的影響有何異同之處。

表1 主要變量描述性統(tǒng)計

三、基于門檻模型的實證結(jié)果及分析

（一）格蘭杰因果關系檢驗

利用格蘭杰因果關系檢驗來分析交通基礎設施建設與區(qū)域旅游發(fā)展之間的關系在國內(nèi)外研究中并不少見，蘇建軍等人就利用格蘭杰因果關系檢驗探究了入境客流量與交通基礎設施之間的因果關系［10］。因此，在進行門檻效應檢驗之前，我們有必要通過格蘭杰因果關系檢驗來初步判斷公路交通基礎設施建設與區(qū)域旅游發(fā)展之間的關系，同時借以消除二者之間可能存在的內(nèi)生性問題?？紤]到我國公路里程在歷年來一直保持穩(wěn)定的增長，因此對公路交通密度變量進行一階差分處理。由于本文所使用的為面板數(shù)據(jù)，因此需要使用PVAR模型進行格蘭杰因果關系檢驗，PVAR模型的定階結(jié)果如表2所示。

根據(jù)表2 結(jié)果可知，無論是AIC 準則還是BIC準則，判斷的最優(yōu)回歸階數(shù)均為一階，因此下文將使用一階PVAR 模型進行格蘭杰因果關系檢驗，檢驗結(jié)果如表3所示。

表2 PVAR模型的選擇標準判斷

表3 格蘭杰因果檢驗關系結(jié)果

從檢驗結(jié)果看，在1%的顯著性水平上，我們可以拒絕“公路交通不是旅游發(fā)展的格蘭杰原因”的原假設，但是我們無法拒絕“旅游發(fā)展不是公路交通的格蘭杰原因”的原假設。所以，我們可以得出結(jié)論，公路交通基礎設施建設對區(qū)域旅游業(yè)的發(fā)展存在著單向因果關系。在此結(jié)論的支持下，我們可以繼續(xù)進行門檻回歸模型的估計，而不必擔心內(nèi)生性所導致的一些問題。

（二）門檻效應檢驗

根據(jù)Hansen 的研究方法，首先需要對模型的門檻效應進行檢驗。以公路交通基礎設施為門檻變量，分別在存在單一門檻、雙重門檻和三重門檻的原假設下進行模型估計，使用bootstrap 方法得出p值。結(jié)果顯示，單一門檻模型在1%的顯著性水平下顯著，雙重門檻模型及三重門檻模型則均未通過水平為10%的顯著性檢驗（見表4）。因此，下文將基于單一門檻模型進行分析。

表4 門檻效應檢驗結(jié)果

進一步對單一門檻模型的門檻值進行識別。表5顯示了模型的門檻估計值及其對應的95%置信區(qū)間。圖1 的似然比函數(shù)圖能更為清晰地理解置信區(qū)間的構造和門檻值的估計過程，圖中虛線為LR 值在5%顯著水平下的臨界值，虛線以下的區(qū)域構成門檻值95%的置信區(qū)間。圖1 顯示LR 統(tǒng)計量在95%的漸進有效置信區(qū)間［1.7491，1.9945］內(nèi)接近于零，檢驗結(jié)果不能拒絕門檻估計值為真實值一致估計量的原假設，據(jù)此可以斷定模型估計存在著單一門檻效應，門檻估計值為1.8162。

表5 門檻估計值及其置信區(qū)間

（三）門檻估計結(jié)果分析

根據(jù)公路交通基礎設施門檻效應檢驗結(jié)果和門檻估計值，可以將我國各?。ㄗ灾螀^(qū)、直轄市）公路交通基礎設施水平劃分為2 個層次，分別是公路交通基礎設施欠發(fā)達地區(qū)（lnroad≤1.8162）和公路交通基礎設施發(fā)達地區(qū)（lnroad＞1.8162），進而在總體水平上和2 個層次上分別分析我國公路交通基礎設施對區(qū)域旅游業(yè)發(fā)展的影響。考慮到公路交通基礎設施對區(qū)域旅游發(fā)展的影響存在一定的滯后性，其促進作用可能在滯后一到兩年才能夠體現(xiàn)出來，因此，以當期旅游專業(yè)化水平為因變量，將公路交通密度變量分別滯后一期和滯后兩期，引入門檻回歸模型。為了便于比較，表6同時報告了公路交通密度變量不滯后、滯后一期和滯后二期的門檻回歸結(jié)果。

在實證結(jié)果中，控制變量lneco在只有當期的公路交通密度的模型中為顯著的抑制作用，而在其余兩個模型中影響效果均不顯著。lnendow和lnabi在只有當期的公路交通密度的模型中為顯著的促進作用，而lnendow變量在模型加入一階滯后的公路交通密度變量之后，僅能通過10%顯著性水平下的顯著性檢驗，在模型加入二階滯后的公路交通密度變量之后則不顯著；lnabi則是在加入公路交通密度變量的一階滯后和二階滯后的模型中均不顯著。lnurban和lngov在三個模型中均為顯著的促進作用。

基于所得到的門檻估計值，下文我們著重分析我國公路交通基礎設施建設對區(qū)域旅游業(yè)發(fā)展的非線性作用。門檻效應檢驗顯示，公路交通基礎設施對區(qū)域旅游發(fā)展有著顯著的影響，但這種影響作用具有非線性的特征，且這種特征在三個不同的模型中的具體表現(xiàn)有所不同。在僅包含當期公路交通基礎設施水平值的第一個模型中，公路交通基礎設施與區(qū)域旅游業(yè)發(fā)展的關系呈現(xiàn)出“∧”型。即一個地區(qū)的公路交通基礎設施水平值的對數(shù)低于門檻值1.8162 時，公路交通基礎設施對區(qū)域旅游發(fā)展有著顯著的積極影響，影響系數(shù)為0.142；當公路交通基礎設施水平值的對數(shù)跨越門檻值1.8162時，公路交通基礎設施對旅游業(yè)的發(fā)展有著較顯著的消極影響，影響系數(shù)為-0.006。在第二個模型中我們發(fā)現(xiàn)，在加入了滯后一期的公路交通基礎設施水平值之后，在公路交通基礎設施水平值的對數(shù)低于門檻值1.8162時，當期的公路交通基礎設施對區(qū)域旅游業(yè)的發(fā)展具有較為顯著的消極影響，影響系數(shù)為-0.926；而上一期的公路交通基礎設施對當期區(qū)域旅游業(yè)的發(fā)展有著較為顯著的正向影響，影響系數(shù)為1.007；而公路交通基礎設施水平值的對數(shù)跨越門檻值1.8162 時，當期和上一期的公路交通基礎設施都對區(qū)域旅游業(yè)的發(fā)展沒有顯著影響。在第三個模型中，我們在第二個模型的基礎上又加入了滯后兩期的公路交通設施水平值，結(jié)果發(fā)現(xiàn)，在公路交通基礎設施水平值的對數(shù)低于門檻值1.8162時，當期的公路交通基礎設施對區(qū)域旅游業(yè)的發(fā)展具有較為顯著的積極影響，影響系數(shù)為1.863；滯后一期的公路交通基礎設施對當期區(qū)域旅游業(yè)的發(fā)展有著顯著的消極影響，影響系數(shù)為-2.998；滯后二期的公路交通基礎設施對當期區(qū)域旅游業(yè)的發(fā)展則沒有顯著影響；當公路交通基礎設施水平值的對數(shù)跨越門檻值1.8162時，無論是當期、滯后一期還是滯后二期的公路交通基礎設施對區(qū)域旅游業(yè)的發(fā)展均沒有顯著影響。

在對比三個不同的門檻回歸模型后我們可以發(fā)現(xiàn)，隨著公路交通基礎設施水平值的滯后變量的不斷加入，模型中各變量的顯著性水平均有著不同程度的降低，且在加入滯后一期公路交通基礎設施水平值的變量之后，模型就已經(jīng)失去了其原有的門檻效果。這可以說明，公路交通基礎設施在完成之后就立刻對旅游業(yè)產(chǎn)生影響，從而無需考慮其上一期對當期旅游業(yè)的影響。究其原因，互聯(lián)網(wǎng)的快速發(fā)展使人們能快速地得知各地區(qū)公路交通網(wǎng)絡運行狀態(tài)，因此在新公路交通線路建成之后人們很快地就會利用起來，由于消除了信息傳遞的滯后，公路交通新線路建成之時便能立刻產(chǎn)生相應的影響而不存在滯后作用。所以本文將主要分析不帶有滯后變量的第一個門檻回歸模型，同時輔以其余兩個模型用以擴展解釋第一個模型的實證結(jié)果。

實證結(jié)果表明，公路交通基礎設施對區(qū)域旅游發(fā)展的影響，需要具體情況具體分析。傳統(tǒng)的“交通對區(qū)域旅游業(yè)的發(fā)展有著積極的促進作用”等觀點多形成于中國旅游業(yè)發(fā)展的初期，該階段我國公路交通基礎設施建設投入少，區(qū)域可進入性較弱，此時加大公路交通基礎設施建設投入確實能大大提高區(qū)域可進入性，從而有效促進區(qū)域旅游的快速發(fā)展。但隨著公路交通基礎設施不斷完善，區(qū)域可達性水平已經(jīng)基本能滿足旅游發(fā)展的需要，旅游資源相對豐富的地區(qū)將充分利用其區(qū)位條件重點發(fā)展旅游業(yè)，使旅游業(yè)成為該地區(qū)經(jīng)濟發(fā)展中的支柱型產(chǎn)業(yè)。而旅游資源相對缺乏的地區(qū)則會選擇利用良好的交通條件發(fā)展其他產(chǎn)業(yè)，在這個階段，公路交通基礎設施對區(qū)域旅游業(yè)的發(fā)展所帶來的促進作用將會逐漸減弱。

公路交通基礎設施作為一種社會先行資本，與國民經(jīng)濟其他產(chǎn)業(yè)相互依存，有著緊密的關聯(lián)。公路交通基礎設施的改善有利于降低運輸費用和交易成本，推動省際間的分工合作，暢通資源流通渠道促進人才、資金和技術的空間集聚，進而影響到區(qū)域產(chǎn)業(yè)結(jié)構的變化。一方面，旅游業(yè)作為服務業(yè)，依賴于其他相關產(chǎn)業(yè)的發(fā)展水平、產(chǎn)業(yè)關聯(lián)非常廣泛，公路交通基礎設施的完善除了能直接提高交通業(yè)的發(fā)展水平從而直接推動旅游業(yè)的發(fā)展，還能促進旅游業(yè)相關產(chǎn)業(yè)的發(fā)展來間接促進旅游業(yè)的發(fā)展。另一方面，公路交通基礎設施的進一步建設完善也有利于促進國民經(jīng)濟中其他產(chǎn)業(yè)發(fā)展，若其他產(chǎn)業(yè)的發(fā)展速度超過旅游業(yè)，則會使旅游業(yè)的發(fā)展相對出現(xiàn)被“抑制”的情況。就目前而言，我國旅游產(chǎn)業(yè)仍然處于發(fā)展的起步階段，相關產(chǎn)業(yè)對旅游業(yè)的支持作用僅停留在為其創(chuàng)造良好的外部環(huán)境上，而未能做到旅游業(yè)與其他產(chǎn)業(yè)尤其是非服務業(yè)之間的有機融合，進而部分地區(qū)的旅游業(yè)發(fā)展到一定程度時缺乏足夠的發(fā)展動力，使得其旅游業(yè)發(fā)展速度逐漸低于其他產(chǎn)業(yè)，在本文中則表現(xiàn)為公路交通基礎設施的發(fā)展在跨越某一門檻值時將會對區(qū)域旅游發(fā)展產(chǎn)生顯著的負面影響。

各個控制變量的估計結(jié)果表示，人均GDP（lneco）與旅游發(fā)展呈現(xiàn)負相關關系，這同樣說明我國目前旅游業(yè)發(fā)展陷入了發(fā)展后勁不足的窘迫局面，即由于旅游業(yè)的發(fā)展速度低于其他產(chǎn)業(yè)發(fā)展速度，導致了隨著人民生活水平的提高，旅游業(yè)在國民經(jīng)濟發(fā)展中所占有的比重反而開始下降的問題。旅游資源稟賦（lnendow）與旅游業(yè)的發(fā)展呈正相關關系，說明旅游資源稟賦仍是區(qū)域旅游發(fā)展所需的一個重要條件，一個區(qū)域旅游業(yè)的發(fā)展需要充分利用該區(qū)域所擁有的旅游資源。旅游接待能力（lnabi）與旅游業(yè)的發(fā)展同樣呈現(xiàn)顯著的正相關關系，這說明旅行社、飯店等旅游接待設施是區(qū)域旅游業(yè)發(fā)展的一個重要條件，旅游業(yè)的發(fā)展不僅要能使游客有足夠的意愿前往該地區(qū)，同時也應使游客有充足的意愿在該地區(qū)停留游玩。城市化水平（lnurban）對區(qū)域旅游的發(fā)展有著巨大的促進作用，這說明相較于保留著原始的自然風景的地區(qū)來說，人們更希望前往更富有人文環(huán)境、基礎設施更加完善的地方旅游參觀。政府支出（lngov）同樣對旅游業(yè)的發(fā)展有著一定的促進作用，這說明一個地區(qū)的政府支持力度越大，該地區(qū)的旅游業(yè)發(fā)展水平會越高。究其原因，一個區(qū)域旅游業(yè)的健康發(fā)展離不開其他與旅游業(yè)相關產(chǎn)業(yè)的支持，政府的干預可以有效地進行資源分配以及協(xié)調(diào)各產(chǎn)業(yè)之間的發(fā)展，從而為旅游業(yè)的發(fā)展營造一個良好的外部環(huán)境。

四、研究結(jié)論與對策建議

（一）結(jié)論

本文基于2011—2019年中國29個?。ㄗ灾螀^(qū)、直轄市）的面板數(shù)據(jù)，使用Hansen 提出的門檻回歸模型，以公路交通基礎設施為門檻變量，檢驗了公路交通基礎設施與區(qū)域旅游業(yè)發(fā)展之間的非線性關系，得到如下結(jié)論。

第一，我國公路交通基礎設施建設與區(qū)域旅游發(fā)展之間存在格蘭杰意義上的單項因果關系，公路交通基礎設施建設會對區(qū)域旅游發(fā)展產(chǎn)生顯著的影響，但區(qū)域旅游業(yè)的發(fā)展不會對公路交通基礎設施建設產(chǎn)生顯著的影響。

第二，我國公路交通基礎設施建設對區(qū)域旅游發(fā)展的影響存在著門檻效應，根據(jù)門檻估計值可以將公路交通基礎設施水平劃分為欠發(fā)達地區(qū)和發(fā)達地區(qū)2 個區(qū)間，而公路交通基礎設施水平在不同的區(qū)間里會對區(qū)域旅游的發(fā)展存在不同的影響。具體表現(xiàn)為：在公路交通基礎設施欠發(fā)達地區(qū)，每當公路交通密度增加一個單位，則會使得該地區(qū)的旅游專業(yè)化水平上升0.142%；在公路交通基礎設施發(fā)達區(qū)域，每當公路交通密度增加一個單位，則會使得該地區(qū)的旅游專業(yè)化水平降低0.006%。

第三，區(qū)域旅游發(fā)展還會受到公路交通基礎設施以外的因素影響，包括一個地區(qū)的經(jīng)濟發(fā)展水平、旅游接待能力、旅游資源稟賦、城市化水平和政府支持力度等。其中，隨著一個地區(qū)人均GDP的提高，該地區(qū)的旅游專業(yè)化水平會出現(xiàn)一定程度的降低。而隨著一個地區(qū)旅游接待能力、旅游稟賦、城市化水平和政府支持力度的提高，該地區(qū)的旅游專業(yè)化水平則會出現(xiàn)一定程度的提高，且城市化水平會對該地區(qū)的旅游專業(yè)化水平帶來極大提高。

（二）政策建議

基于上述所得出的結(jié)論，本文提出以下對策建議。

第一，正確認識公路交通基礎設施建設對區(qū)域旅游業(yè)發(fā)展的作用，并對區(qū)域旅游發(fā)展作出合理規(guī)劃。各地政府應充分發(fā)揮其宏觀調(diào)控的作用，協(xié)調(diào)旅游部門與其他部門，尤其是旅游部門與交通部門之間的關系，使區(qū)域公路交通發(fā)展規(guī)劃的制定與區(qū)域宏觀發(fā)展規(guī)劃和旅游業(yè)發(fā)展總體規(guī)劃之間實現(xiàn)有效銜接。把握好市場這一重要的“風向標”，科學預測、合理建設，避免為了發(fā)展旅游業(yè)而盲目地進行公路交通基礎設施的大規(guī)模投資建設。

第二，旅游業(yè)發(fā)展落后地區(qū)借鑒發(fā)達地區(qū)的發(fā)展經(jīng)驗時要結(jié)合地方實際，正確認識本地區(qū)所擁有的旅游資源稟賦，以滿足市場需求為原則，通過充分調(diào)研、合理規(guī)劃、有效落實等方式，加快公路交通基礎設施的建設速度，通過提升公路交通營運能力來推動旅游業(yè)發(fā)展。在自然環(huán)境較為惡劣，公路交通基礎設施規(guī)模建設存在一定難度的西部地區(qū)，應充分利用現(xiàn)有的資源與技術，在公路交通營運的管理中適當引入信息化設備，提高公路交通系統(tǒng)的使用效率，進而形成結(jié)構合理、道路通暢、運輸安全高效的旅游交通運輸體系，最大限度地發(fā)揮公路交通基礎設施建設在區(qū)域旅游發(fā)展中的積極作用。

第三，公路交通基礎設施并非是影響區(qū)域旅游發(fā)展的唯一因素，旅游發(fā)展的規(guī)劃也需要注意其他因素的影響，尤其是餐飲、娛樂、互聯(lián)網(wǎng)等行業(yè)以及能源、住宿等基礎設施的建設。堅持興利除弊的區(qū)域發(fā)展政策，通過資源的進一步整合與有效配置，推動公路交通基礎設施與這些因素實現(xiàn)深層次的融合，共同推動區(qū)域旅游業(yè)的發(fā)展。

第四，推動旅游業(yè)發(fā)展模式的改革，為旅游業(yè)的發(fā)展提供其他動力，實現(xiàn)旅游業(yè)的發(fā)展與公共文化服務的發(fā)展之間的有機結(jié)合，積極探索激發(fā)文化和旅游消費潛力的長效機制。政府應把握好旅游改革的方向，通過試點進行試驗，從中發(fā)現(xiàn)問題、總結(jié)經(jīng)驗，成熟后再進行推廣。促進文化和旅游消費的高質(zhì)量發(fā)展的改革，在重視旅游業(yè)量的發(fā)展的同時，更加重視解決發(fā)展的質(zhì)的問題，在質(zhì)的大幅提升中實現(xiàn)量的有效增長。進而培育壯大文化和旅游消費新業(yè)態(tài)新模式，促進文化和旅游消費實現(xiàn)高質(zhì)量發(fā)展，助力形成強大的國內(nèi)市場。

注釋:

①數(shù)據(jù)來源于中華人民共和國國家統(tǒng)計局編的《中國統(tǒng)計年鑒2021》（中國統(tǒng)計出版社2021 年9 月出版）。

②③數(shù)據(jù)是根據(jù)中華人民共和國國家統(tǒng)計局官方網(wǎng)站（https://data.stats.gov.cn/）的數(shù)據(jù)匯總整理而得。

④數(shù)據(jù)來源于中華人民共和國文化和旅游部編的《中國文化文物和旅游統(tǒng)計年鑒2020》（國家圖書館出版社2020年12月出版）。

⑤由于數(shù)據(jù)缺失，研究樣本不含重慶市、寧夏回族自治區(qū)、香港特別行政區(qū)、澳門特別行政區(qū)和臺灣省。