杜 靜，葉阿忠

（福州大學(xué) 管理學(xué)院，福建 福州 350108）

0 引 言

伴隨著旅游業(yè)的飛速發(fā)展，我國(guó)國(guó)際旅游業(yè)也日益彰顯出旺盛的生命力。我國(guó)國(guó)際旅游業(yè)發(fā)展起步于20世紀(jì)70年代末，迄今為止已取得令人矚目的成績(jī)。1978年我國(guó)的入境旅游人數(shù)僅為180.92萬(wàn)，國(guó)際旅游創(chuàng)匯2.63億美元；而在2010年，我國(guó)的入境旅游人數(shù)為2 612.69萬(wàn)，國(guó)際旅游外匯收入高達(dá)458.14億美元，分別是1978年的14.44倍和174.20倍。近年來(lái)，國(guó)際旅游業(yè)的快速發(fā)展已引起國(guó)內(nèi)外學(xué)術(shù)界的高度關(guān)注。很多學(xué)者認(rèn)為國(guó)際旅游業(yè)的發(fā)展與經(jīng)濟(jì)增長(zhǎng)緊密相關(guān)，但他們基于相關(guān)性得出的結(jié)論并不一致。一方面，有學(xué)者認(rèn)為國(guó)際旅游業(yè)發(fā)展與經(jīng)濟(jì)增長(zhǎng)之間存在雙向因果關(guān)系，例如Lee and Chang（2008）運(yùn)用新異質(zhì)面板協(xié)整技術(shù)驗(yàn)證了OECD國(guó)家和非OECD國(guó)家1990～2002年間的人均實(shí)際國(guó)際旅游產(chǎn)出與人均實(shí)際GDP之間的長(zhǎng)期協(xié)整和因果關(guān)系，結(jié)果發(fā)現(xiàn)，非OECD國(guó)家的國(guó)際旅游業(yè)發(fā)展與經(jīng)濟(jì)增長(zhǎng)存在雙向因果關(guān)系，同時(shí)Kim et al.（2006）和Durbarry（2004）的研究也支持二者存在雙向因果關(guān)系的結(jié)論。另一方面，也有學(xué)者認(rèn)為國(guó)際旅游業(yè)發(fā)展與經(jīng)濟(jì)增長(zhǎng)僅存在單向因果關(guān)系，例如黃偉力和安莉（2010）采用協(xié)整檢驗(yàn)和弱外生性分析,指出經(jīng)濟(jì)增長(zhǎng)是國(guó)際旅游發(fā)展的長(zhǎng)期格蘭杰原因,而國(guó)際旅游發(fā)展不是經(jīng)濟(jì)增長(zhǎng)的格蘭杰原因，這與 Chi-Ok Oh（2005）關(guān)于韓國(guó)入境旅游發(fā)展與經(jīng)濟(jì)增長(zhǎng)之間關(guān)系的研究結(jié)論一致。

事實(shí)上，關(guān)于國(guó)際旅游業(yè)的發(fā)展已有較多研究，但鮮見文獻(xiàn)從實(shí)證角度去研究國(guó)際旅游業(yè)發(fā)展的影響因素，也幾乎未考慮國(guó)際旅游業(yè)發(fā)展的空間差異。與已有研究不同，本文從各地區(qū)國(guó)際旅游業(yè)發(fā)展的空間差異性出發(fā)，以一種新視角來(lái)分析影響我國(guó)國(guó)際旅游業(yè)發(fā)展的主要因素。此外，本文還探討了國(guó)際旅游業(yè)是否為規(guī)模報(bào)酬遞增的產(chǎn)業(yè)，進(jìn)而為相關(guān)政府部門是否應(yīng)該重視本地區(qū)國(guó)際旅游業(yè)的發(fā)展提供參考依據(jù)。

1 模型設(shè)定及變量說(shuō)明

國(guó)內(nèi)外一些學(xué)者認(rèn)為主要有以下幾個(gè)因素影響國(guó)際旅游業(yè)的發(fā)展：如Chi-Ok Oh（2005）、麻學(xué)鋒等（2009）認(rèn)為,經(jīng)濟(jì)增長(zhǎng)可能會(huì)導(dǎo)致旅游業(yè)的發(fā)展，因?yàn)榻?jīng)濟(jì)增長(zhǎng)可反映一個(gè)國(guó)家在國(guó)際社會(huì)的影響力，對(duì)吸引入境旅游有一定的作用；Witt（1995）等學(xué)者經(jīng)實(shí)證檢驗(yàn)發(fā)現(xiàn)，一地區(qū)的國(guó)際旅游產(chǎn)出會(huì)直接受到該地區(qū)入境旅游人數(shù)的影響，并且影響為正；黃愛(ài)蓮（2011）發(fā)現(xiàn)，一地區(qū)交通發(fā)達(dá)程度也是國(guó)外旅游者決定是否去該地區(qū)旅游的關(guān)鍵因素，因?yàn)榻煌ㄔ奖憬荩糜握呷ピ摰貐^(qū)的旅游景點(diǎn)越容易；同時(shí)，廖霞等（2007）在分析中提出，旅行社和星級(jí)賓館的發(fā)展?fàn)顩r會(huì)影響國(guó)外旅游者在該地區(qū)的停留天數(shù)。

鑒于以上學(xué)者的探討，在本文的分析框架中，我們將考慮引入上述影響因素。并且為了使問(wèn)題簡(jiǎn)化，本文考慮最常用的新古典生產(chǎn)函數(shù)，即Cobb-Douglas生產(chǎn)函數(shù)形式：

式（1）中，LVSR表示國(guó)際旅游產(chǎn)出，GDP表示國(guó)內(nèi)生產(chǎn)總值，LVRS表示入境旅游人數(shù)，ROAD表示交通路線總里程（包括鐵路營(yíng)業(yè)里程、內(nèi)河航道里程和公路里程），AGENT表示旅行社數(shù)量，REST表示星級(jí)賓館數(shù)量。α、β、γ、φ和δ分別表示各影響因素的產(chǎn)出彈性，當(dāng)各產(chǎn)出彈性之和大于1、等于1或小于1時(shí)，國(guó)際旅游業(yè)分別呈規(guī)模報(bào)酬遞增、不變或遞減。

為減少模型異方差帶來(lái)的影響，本文將式（1）進(jìn)行對(duì)數(shù)線性化，從而有：

在考慮國(guó)際旅游業(yè)發(fā)展的空間差異性后，本文以式（2）為基礎(chǔ)，分別建立空間滯后模型（SLM）和空間誤差模型（SEM）。其中，SLM的模型表達(dá)式為：

SEM的模型表達(dá)式為：

式（3）和式（4）中，ρ是空間自相關(guān)系數(shù)，衡量觀測(cè)值之間的空間相互作用程度；λ是空間誤差系數(shù)，衡量樣本觀察值中的空間依賴作用，即相鄰地區(qū)的觀察值對(duì)本地區(qū)觀察值的影響方向和程度；ε是白噪聲干擾項(xiàng)；W是空間權(quán)重矩陣。

2 經(jīng)驗(yàn)結(jié)果及解釋

考慮到數(shù)據(jù)可得性，本研究采用2009年中國(guó)31個(gè)省級(jí)行政區(qū)（不包括港、澳、臺(tái)）的相關(guān)數(shù)據(jù)，其來(lái)源于2010年《中國(guó)統(tǒng)計(jì)年鑒》和2010年《中國(guó)旅游統(tǒng)計(jì)年鑒》。實(shí)證研究主要借助于Geoda0.`9.5軟件來(lái)完成。

2.1 全局空間相關(guān)性檢驗(yàn)

本文選用Moran'I指標(biāo)，對(duì)我國(guó)31個(gè)省、市、區(qū)國(guó)際旅游產(chǎn)出的空間自相關(guān)性進(jìn)行檢驗(yàn)。通過(guò)GeoDa軟件計(jì)算得到國(guó)際旅游產(chǎn)出的Moran'I=0.3824＞0，表明國(guó)際旅游產(chǎn)出具有全局空間正相關(guān)性。同時(shí)，本文也運(yùn)用Monte Carlo模擬方法檢驗(yàn)空間自相關(guān)的顯著性，根據(jù)檢驗(yàn)結(jié)果，對(duì)應(yīng)的P值等于0.001，說(shuō)明在99.9%置信度下國(guó)際旅游產(chǎn)出的空間自相關(guān)性是顯著的。

2.2 局部空間相關(guān)性檢驗(yàn)

由于Moran's I值不能顯示局部地區(qū)的空間集聚性，因此常用LISA集聚圖來(lái)研究局部的空間不穩(wěn)定性。在LISA集聚圖中，High-High和Low-Low表示局域正相關(guān)，是典型的空間集聚；而Low-High和High-Low為局域負(fù)相關(guān)，被稱為空間離群。與全局空間相關(guān)性檢驗(yàn)不同，局部空間相關(guān)性的檢驗(yàn)結(jié)果不僅僅驗(yàn)證是否存在空間相關(guān)性，還能夠清晰地解釋某一省（市）與周圍?。ㄊ校┑木唧w空間關(guān)系。

從圖1可以看出，江蘇、上海、浙江和福建處于High-High區(qū)域，這是國(guó)際旅游產(chǎn)出高值集聚區(qū)，說(shuō)明這幾個(gè)地區(qū)便利的交通住宿條件和知名度使之在2009年的國(guó)際旅游產(chǎn)出普遍較高；新疆、四川、甘肅和青海處于Low-Low區(qū)域，這是國(guó)際旅游產(chǎn)出低值集聚度區(qū)，這些省份大多集中在西部較偏遠(yuǎn)地區(qū)，經(jīng)濟(jì)發(fā)展、交通條件和服務(wù)業(yè)發(fā)展相對(duì)落后；江西處于Low-High區(qū)域，表明相對(duì)于鄰近的其他省份來(lái)說(shuō)，江西省有待進(jìn)一步挖掘本地區(qū)旅游潛力，拓寬旅游市場(chǎng)和加強(qiáng)與旅游相關(guān)的基礎(chǔ)設(shè)施建設(shè)。

圖1 國(guó)際旅游產(chǎn)出的LISA集聚圖

2.3 國(guó)際旅游產(chǎn)出的空間計(jì)量分析

根據(jù)以上檢驗(yàn)我們得出，我國(guó)各省市之間的國(guó)際旅游產(chǎn)出確實(shí)存在空間相關(guān)性，即空間集聚效應(yīng)，因此建立空間計(jì)量模型是有必要的。此外，考慮到空間采樣過(guò)程的不獨(dú)立性和空間數(shù)據(jù)的依賴性,都會(huì)使OLS方法得到的參數(shù)估計(jì)量有偏且不一致，因此，在實(shí)際操作中采用ML方法對(duì)空間計(jì)量模型進(jìn)行估計(jì)。并且，為了比較空間計(jì)量模型與一般線性回歸模型的優(yōu)劣，本文也給出了在不考慮空間影響的情況下，用OLS估計(jì)得出的結(jié)果（具體估計(jì)結(jié)果見表1）。

經(jīng)過(guò)對(duì)比可以發(fā)現(xiàn)，SLM和SEM的Log L值要比OLS的小，AIC和SC的值要比OLS的小，說(shuō)明在考慮空間相關(guān)性后，用ML估計(jì)的模型比OLS更加有效。SEM模型中的空間誤差系數(shù)λ顯著，則說(shuō)明鄰接省市的國(guó)際旅游業(yè)發(fā)展?fàn)顩r區(qū)也影響著該省市的國(guó)際旅游業(yè)發(fā)展?fàn)顩r。通過(guò)表1的檢驗(yàn)結(jié)果還發(fā)現(xiàn)，表示空間影響作用的變量λ通過(guò)了5%，甚至是1%的顯著性檢驗(yàn)，因此可以說(shuō)明，在考慮了空間誤差效應(yīng)以后，用ML估計(jì)的模型能有效地消除我國(guó)國(guó)際旅游產(chǎn)出中存在的空間溢出效應(yīng)。

就回歸方程而言，三種模型的回歸結(jié)果均說(shuō)明，接待入境旅游人數(shù)和交通條件對(duì)一地區(qū)的國(guó)際旅游產(chǎn)出具有正的顯著性影響，即接待入境旅游人數(shù)越多，該地區(qū)的國(guó)際旅游產(chǎn)出越大；交通條件越便利，則旅游出行越便利，從而使得該地區(qū)的國(guó)際旅游產(chǎn)出越大。并且，二者對(duì)應(yīng)的產(chǎn)出彈性分別為1.128和0.316，它們之和大于1，因此國(guó)際旅游業(yè)是一個(gè)規(guī)模報(bào)酬遞增的產(chǎn)業(yè)，有巨大的發(fā)展前景。此外，在空間誤差模型（SEM）中，某一地區(qū)旅行社的個(gè)數(shù)在10%的顯著性水平下通過(guò)檢驗(yàn)，說(shuō)明一地區(qū)旅行社的發(fā)展?fàn)顩r對(duì)該地區(qū)的國(guó)際旅游產(chǎn)出也有一定程度的影響，且影響為正。同時(shí)，從模型分析結(jié)果可以看出，一地區(qū)的經(jīng)濟(jì)增長(zhǎng)對(duì)該地區(qū)國(guó)際旅游業(yè)的發(fā)展并沒(méi)有顯著性影響。

表1 國(guó)際旅游產(chǎn)出的OLS估計(jì)結(jié)果與SLM和SEM的LM估計(jì)結(jié)果

3 結(jié) 論

本文在考慮國(guó)際旅游業(yè)空間差異的基礎(chǔ)上，對(duì)我國(guó)的國(guó)際旅游產(chǎn)出進(jìn)行了實(shí)證分析。分析結(jié)果表明：我國(guó)的國(guó)際旅游產(chǎn)出主要受入境旅游人數(shù)和交通條件影響，同時(shí)在一定程度上還受該地區(qū)旅行社發(fā)展?fàn)顩r的影響。并且，我國(guó)的國(guó)際旅游業(yè)是一個(gè)規(guī)模報(bào)酬遞增的產(chǎn)業(yè)，具有很大的發(fā)展?jié)摿?，因此各地政府?yīng)采取適當(dāng)措施，充分發(fā)揮地區(qū)優(yōu)勢(shì)，為當(dāng)?shù)貒?guó)際旅游業(yè)的發(fā)展創(chuàng)造有利條件。

[1]Chi-Ok O.The Contribution of Tourism Development to Economic Growth in the Korean Economy[J].Tourism Management,2005,26(1):39-44.

[2]Durbarry R.Tourism and Economic Growth:the Case of Mauritius[J].Tourism Economics,2004,10(13):389-401.

[3]Kim H J,Chen M H,and Jang S S.Tourism Expansion and Economic Development:The Case of Taiwan[J].Tourism Management,2006,27(5):925-933.

[4]Lee C C,Chang C P.Tourism Development and Economic Growth:A Closer Look at Panels[J].Tourism Management,2008,29(1):180-192.

[5]Witt S F,Witt C A.Forecasting Tourism Demand:A Review of Empirical Research[J].International Journal of Forecasting,1995,11(3):447-475.

[6]黃愛(ài)蓮.基于引力模型的中越入境旅游影響因素分析[J].商業(yè)研究，2011(9):207-211.

[7]黃偉力，安莉.入境旅游發(fā)展與我國(guó)經(jīng)濟(jì)增長(zhǎng)動(dòng)態(tài)關(guān)系的實(shí)證檢驗(yàn)[J].統(tǒng)計(jì)與決策，2010(2):92-94.

[8]廖霞，周躍志，仲崇璽.新疆國(guó)際旅游產(chǎn)出結(jié)構(gòu)分析及回歸模型[J].知識(shí)經(jīng)濟(jì)，2007(11):68-69.

[9]麻學(xué)鋒.區(qū)域旅游業(yè)內(nèi)部結(jié)構(gòu)演變實(shí)證研究——以張家界為例[J].華東經(jīng)濟(jì)管理，2009,23(9):32-35.