翁鋼民，姚昭屹，賈麗麗

(燕山大學(xué)經(jīng)濟(jì)與管理學(xué)院，河北秦皇島066004)

0 引言

伴隨著人們旅游需求的日益高漲，旅游業(yè)已經(jīng)發(fā)展成為中國(guó)國(guó)民經(jīng)濟(jì)戰(zhàn)略性支柱產(chǎn)業(yè)之一。但由于各方面條件存在差異，旅游業(yè)在時(shí)空上呈現(xiàn)出非均衡發(fā)展趨勢(shì)，旅游非均衡發(fā)展問(wèn)題也越來(lái)越受到學(xué)界的關(guān)注。在研究?jī)?nèi)容上，國(guó)內(nèi)外學(xué)者的研究主要集中在旅游經(jīng)濟(jì)和入境旅游的非均衡性［1-2］、區(qū)域旅游非均衡發(fā)展成因及影響［3-4］、非均衡發(fā)展的應(yīng)對(duì)策略［5-6］等。部分學(xué)者認(rèn)為，非均衡到均衡是一個(gè)發(fā)展過(guò)程，均衡狀態(tài)才有利于旅游業(yè)的發(fā)展［7］;也有學(xué)者認(rèn)為，由于旅游資源、旅游設(shè)施、經(jīng)濟(jì)發(fā)展等方面的原因，旅游業(yè)的非均衡發(fā)展是必然和長(zhǎng)期存在的現(xiàn)象，需要關(guān)注的是現(xiàn)有條件下非均衡發(fā)展的原因、特點(diǎn)、模式、戰(zhàn)略等問(wèn)題［8］。隨著旅游非均衡問(wèn)題日益受到重視，研究方法也更加多樣化，學(xué)者們開(kāi)始采用各項(xiàng)經(jīng)濟(jì)指標(biāo)和計(jì)量經(jīng)濟(jì)學(xué)的方法來(lái)進(jìn)行分析和研究［9］。在構(gòu)建環(huán)渤海旅游經(jīng)濟(jì)帶的背景下，研究該區(qū)域旅游非均衡發(fā)展的時(shí)空特征，對(duì)于提升環(huán)渤海地區(qū)旅游業(yè)發(fā)展整體水平、加快區(qū)域旅游一體化進(jìn)程具有重要的理論意義和應(yīng)用價(jià)值。

1 研究方法

探索性空間數(shù)據(jù)分析(exploratory spatial data analysis，ESDA)是利用統(tǒng)計(jì)學(xué)原理和分析圖形相結(jié)合的方法對(duì)空間信息進(jìn)行分析和研究，注重事物或現(xiàn)象的空間關(guān)聯(lián)測(cè)度，探索其空間分布格局的規(guī)律和作用機(jī)制［10］。

1.1 全局空間自相關(guān)

全局空間自相關(guān)(global spatial autocorrelation)主要用來(lái)分析指定的屬性在整個(gè)范圍內(nèi)是否具有相關(guān)性［11］。Moran’s I是反映空間臨近或者鄰接區(qū)域單元屬性值相似程度的指數(shù)，計(jì)算公式如下:

當(dāng)I值為正時(shí)，表明觀測(cè)值之間存在正相關(guān)，即集聚的空間分布格局;當(dāng)I值為負(fù)時(shí)，表明觀測(cè)值之間存在負(fù)相關(guān)，即分散的空間分布格局;當(dāng)I趨近于0時(shí)，表明觀測(cè)值之間互相獨(dú)立，即隨機(jī)的空間分布格局［12］。

計(jì)算出I值后，檢驗(yàn)統(tǒng)計(jì)量一般為標(biāo)準(zhǔn)化Z值，其公式如下:

設(shè)定零假設(shè)H0為n個(gè)區(qū)域單元研究屬性的觀測(cè)值之間不存在空間自相關(guān)，對(duì)其進(jìn)行顯著性檢驗(yàn)。由標(biāo)準(zhǔn)化Z值的P值檢驗(yàn)確定顯著性水平，如果P值小于給定的顯著性水平α，則拒絕零假設(shè)，即存在空間自相關(guān)，否則接受零假設(shè)。

1.2 局部空間自相關(guān)

局部空間自相關(guān)能夠度量每一區(qū)域與周邊地區(qū)之間的空間關(guān)聯(lián)程度。采用LISA和Moran散點(diǎn)圖相結(jié)合的方法進(jìn)行分析，能夠直觀地研究區(qū)域?qū)傩杂^測(cè)值的空間格局和顯著性程度［13］。

空間聯(lián)系的局部指標(biāo)(LISA，local indicators of spatial association)是將Moran’s I分解到各個(gè)區(qū)域單元，對(duì)于某個(gè)區(qū)域單元其計(jì)算公式如下:

2 環(huán)渤海區(qū)域旅游發(fā)展差異分析

2.1 全局空間自相關(guān)分析

選取2004—2013年的環(huán)渤海地區(qū)接待入境旅游人數(shù)、國(guó)際旅游外匯收入、國(guó)內(nèi)旅游人數(shù)、國(guó)內(nèi)旅游收入4組數(shù)據(jù)，利用 GeoDa軟件計(jì)算其Moran’s I值，在計(jì)算中，空間權(quán)重矩陣選取簡(jiǎn)單的二進(jìn)制鄰接矩陣［14-15］。

2.1.1 接待入境旅游人數(shù)(ITN)的全局空間自相關(guān)。2004—2013年環(huán)渤海地區(qū)接待入境旅游人數(shù)空間自相關(guān)性不高，Moran’s I指數(shù)的值較小，但其大小及波動(dòng)穩(wěn)定在一個(gè)較小的區(qū)間內(nèi)。其中，2005和2011年環(huán)渤海地區(qū)接待入境旅游人數(shù)的Moran’s I值是2個(gè)高峰，分別為0.047 5 和0.059 8。2004—2005 年 Moran’s I值呈現(xiàn)上升趨勢(shì)，2006—2011年Moran’s I值先減小，然后就是較明顯的增大過(guò)程，2012—2013年又有個(gè)較小的回落?？傮w來(lái)說(shuō)，環(huán)渤海地區(qū)接待入境旅游人數(shù)的Moran’s I值呈現(xiàn)波動(dòng)上升趨勢(shì)，也就是說(shuō)環(huán)渤海地區(qū)接待入境旅游人數(shù)的空間自相關(guān)性正在逐步增強(qiáng)(表1)。

表1 接待入境旅游人數(shù)的Moran’s I指數(shù)及檢驗(yàn)結(jié)果Tab.1 Moran’s I and test results of international tourist number

2.1.2 國(guó)際旅游收入(FEE)的全局空間自相關(guān)。2004—2013年環(huán)渤海地區(qū)國(guó)際旅游收入的Moran’s I的值偏低，但空間自相關(guān)性逐年上升。其中，2004年Moran’s I值為負(fù)，值接近零，所以這一年的國(guó)際旅游收入可以看作是隨機(jī)分布，區(qū)域間相互影響很小。從2005年開(kāi)始Moran’s I的值開(kāi)始變?yōu)檎?，表明?guó)際旅游收入存在正相關(guān)。Moran’s I值在2006年有一定回落，然后一直上升，表明其正相關(guān)性越來(lái)越強(qiáng)(表2)。

表2 國(guó)際旅游收入的Moran’s I指數(shù)及檢驗(yàn)結(jié)果Tab.2 Moran’s I and test results of tourism foreign exchange earning

2.1.3 環(huán)渤海國(guó)內(nèi)旅游人數(shù)(DTN)的全局空間自相關(guān)。環(huán)渤海地區(qū)2004年國(guó)內(nèi)旅游人數(shù)的Moran’s I指數(shù)為負(fù)，即存在較強(qiáng)的負(fù)相關(guān)。2005年Moran’s I值為正，2006年Moran’s I值增大，然后至2010年逐年減小，2011和2012年Moran’s I值變?yōu)樨?fù)且2012年的負(fù)相關(guān)性減弱，2013年變?yōu)檎？傮w來(lái)說(shuō)，環(huán)渤海地區(qū)國(guó)內(nèi)旅游人數(shù)的Moran’s I值波動(dòng)性明顯，無(wú)論為負(fù)相關(guān)或者正相關(guān)，其相關(guān)性總體上呈現(xiàn)減弱趨勢(shì)(表3)。

表3 國(guó)內(nèi)旅游人數(shù)的Moran’s I指數(shù)及檢驗(yàn)結(jié)果Tab.3 Moran’s I and test results of domestic tourist number

2.1.4 環(huán)渤海國(guó)內(nèi)旅游收入(DTR)的全局空間自相關(guān)。2004和2005年環(huán)渤海地區(qū)國(guó)內(nèi)旅游收入的Moran’s I指數(shù)為負(fù)值，呈現(xiàn)較強(qiáng)負(fù)相關(guān)且2005年相關(guān)性較2004年減弱。2006年 Moran’s I值變?yōu)檎?006—2010 年 Moran’s I值逐年減小，2011 年后 Moran’s I值又小幅上升，區(qū)域間互相影響力逐年減弱(表4)。

2.2 Moran 散點(diǎn)圖

Moran散點(diǎn)圖雖然不能獲取局部空間集聚的顯著性指標(biāo)，但能直觀表現(xiàn)局部空間不穩(wěn)定性和區(qū)域單元空間聚集類型［16-17］。Moran散點(diǎn)圖用于研究局域空間的依賴性和異質(zhì)性。圖1給出了2013年接待入境旅游人數(shù)、國(guó)際旅游收入、國(guó)內(nèi)旅游人數(shù)、國(guó)內(nèi)旅游收入4個(gè)指標(biāo)的Moran散點(diǎn)圖，其樣本單元包括北京、天津、遼寧、河北、山東5個(gè)地區(qū)的地級(jí)市。

第一象限包括京、津、煙臺(tái)、威海、秦皇島，這些地區(qū)與周邊地區(qū)密切合作，產(chǎn)生輻射作用，帶動(dòng)這一區(qū)域的整體發(fā)展。第二象限包括京津周邊地區(qū)，由于資源、技術(shù)、人才等要素向北京、天津流動(dòng)，造成這些地區(qū)旅游發(fā)展的滯后。第三象限主要是河北南部和山東西部地區(qū)，由于資源稟賦、經(jīng)濟(jì)水平、地理位置、配套設(shè)施等原因，形成旅游發(fā)展水平較低聚集區(qū)域。第四象限國(guó)內(nèi)旅游和國(guó)際旅游方面不存在顯著的城市(表5)。

表4 國(guó)內(nèi)旅游收入的Moran’s I指數(shù)及檢驗(yàn)結(jié)果Tab.4 Moran’s I and test results of domestic tourism revenue

圖1 環(huán)渤海國(guó)內(nèi)旅游和國(guó)際旅游Moran散點(diǎn)圖Fig.1 Moran scatter diagram of domestic tourism and inbound tourism in Bohai Bay Rim

表5 環(huán)渤海旅游發(fā)展指標(biāo)局部空間自相關(guān)顯著性地區(qū)統(tǒng)計(jì)表Tab.5 Statistical of local spatial autocorrelation significant cities in Bohai Bay Rim

2.3 LISA 分析

由于Moran散點(diǎn)圖沒(méi)有給出顯著性水平的指標(biāo)，需要計(jì)算LISA來(lái)進(jìn)一步探究空間分析結(jié)果(表6)。

顯著的LISA表明該地區(qū)旅游或正或負(fù)的發(fā)展與核心發(fā)展地區(qū)的動(dòng)態(tài)增長(zhǎng)有關(guān)，而并不是隨機(jī)出現(xiàn)的。這種空間相互作用模式與區(qū)域經(jīng)濟(jì)學(xué)的核心-邊緣理論相一致［18-19］。正值可以按照涓滴效應(yīng)來(lái)解釋，即旅游發(fā)展較好的地區(qū)通過(guò)與周邊地區(qū)的多方面合作，產(chǎn)生要素流動(dòng)、報(bào)酬轉(zhuǎn)移、技術(shù)擴(kuò)散等效應(yīng)，對(duì)周邊地區(qū)旅游發(fā)展產(chǎn)生較強(qiáng)的輻射作用，促進(jìn)區(qū)域旅游整體發(fā)展。而負(fù)值表示回流的形式，由于收益差異導(dǎo)致資本、勞動(dòng)力、技術(shù)等要素由外圍向中心流動(dòng)，造成中心和外圍地區(qū)之間的差距不斷擴(kuò)大［20］。

在國(guó)內(nèi)旅游方面，北京和天津兩城市通過(guò)開(kāi)展多方面合作，旅游發(fā)展水平得到共同提高。但京津?qū)τ谥苓叺貐^(qū)的帶動(dòng)作用卻不明顯，周邊地區(qū)旅游發(fā)展水平遠(yuǎn)遠(yuǎn)低于京津地區(qū)。為了縮小這種差距，必須加強(qiáng)京津與周邊地區(qū)在技術(shù)、人才、信息等多方面的合作，推動(dòng)區(qū)域旅游協(xié)同發(fā)展。由于旅游資源、配套設(shè)施、地理位置、經(jīng)濟(jì)水平等多種因素，河北南部和山東西部形成了低-低類型聚集區(qū)域，且旅游收入顯著城市的數(shù)量要多余旅游人數(shù)顯著城市數(shù)量(圖2)。

表6 環(huán)渤海入境旅游與國(guó)內(nèi)旅游Local Moran’s I統(tǒng)計(jì)Tab.6 Local Moran’s I of cities in Bohai Bay Rim

圖2 環(huán)渤海國(guó)內(nèi)旅游和入境旅游LISA顯著性水平圖Fig.2 LISA significant figure of domestic tourism and inbound tourism of cities in Bohai Bay Rim

3 總結(jié)

在入境旅游人數(shù)方面，京津的發(fā)展仍然明顯高于周邊地區(qū)，且北京和天津之間的合作要更有效于這2個(gè)城市與周邊地區(qū)的合作。由于秦皇島優(yōu)質(zhì)旅游資源、良好地理位置、政策制度傾斜，使得秦皇島在國(guó)際旅外匯收入方面要高于周邊地區(qū)。與國(guó)內(nèi)旅游相比，在河北南部和山東西部存在更大范圍的低-低類型聚集區(qū)域，這一區(qū)域整體發(fā)展水平較低，很難對(duì)入境旅游者形成有效吸引力，缺乏帶動(dòng)因素。

在國(guó)際和國(guó)內(nèi)旅游市場(chǎng)方面，環(huán)渤海地區(qū)Moran’s I指數(shù)普遍偏低，停留在相關(guān)性不高的空間分布格局。環(huán)渤海地區(qū)國(guó)際旅游市場(chǎng)在接待入境旅游人數(shù)和國(guó)際旅游收入方面都表現(xiàn)出相同的特點(diǎn)，即2004—2013年Moran’s I值一直呈波動(dòng)性小幅度上升，國(guó)際旅游市場(chǎng)相關(guān)性雖然較低，但這種相關(guān)性在逐年增強(qiáng)。國(guó)內(nèi)旅游市場(chǎng)的相關(guān)性略高于國(guó)際旅游市場(chǎng)，在接待國(guó)內(nèi)旅游人數(shù)和國(guó)內(nèi)旅游收入2個(gè)方面都表現(xiàn)出相同的特點(diǎn)，即2004—2005年Moran’s I值逐漸增大，2006年達(dá)到最大值，之后一直到2013年間雖然有小波動(dòng)但大體呈減小趨勢(shì)。雖然環(huán)渤海地區(qū)在國(guó)內(nèi)旅游市場(chǎng)的相關(guān)性并不明顯，但是其相關(guān)性在研究開(kāi)始階段逐漸增強(qiáng)，而近幾年呈減弱趨勢(shì)。

基于2013年截面數(shù)據(jù)分析環(huán)渤海區(qū)域旅游發(fā)展的空間格局，可以得出以下結(jié)論:(1)北京和天津作為相鄰的2個(gè)大城市，它們之間通過(guò)開(kāi)展多方面合作，促進(jìn)了這2個(gè)城市旅游業(yè)的共同發(fā)展。京津旅游發(fā)展水平遠(yuǎn)高于周邊地區(qū)，這兩大城市沒(méi)能夠有效帶動(dòng)承德、張家口等周邊城市旅游業(yè)的發(fā)展，相反周邊城市受回流作用影響，更加大了與京津的差距。(2)受旅游資源、配套設(shè)施、地理位置、經(jīng)濟(jì)水平等多種因素影響，河北南部和山東西部出現(xiàn)低-低類型聚集區(qū)域，為了縮小差距，提高整體發(fā)展水平，一方面各城市要加強(qiáng)區(qū)域旅游合作，另一方面要走因地制宜、突出特色的旅游發(fā)展道路。

［1］ 劉佳，趙金金，張廣海.中國(guó)旅游產(chǎn)業(yè)集聚與旅游經(jīng)濟(jì)增長(zhǎng)關(guān)系的空間計(jì)量分析［J］.經(jīng)濟(jì)地理，2013，33(4):186-192.

［2］ 姜海寧，陸玉麒，呂國(guó)慶.江蘇省入境旅游經(jīng)濟(jì)的區(qū)域差異研究［J］.旅游學(xué)刊，2009，24(1):23-28.

［3］ 唐留雄.中國(guó)國(guó)際旅游業(yè)地域非均衡增長(zhǎng)研究［J］.經(jīng)濟(jì)問(wèn)題，2004(11):69-71.

［4］ Akkemik K A.Assessing the Importance of International Tourism for the Turkish Economy:A Social Accounting Matrix Analysis［J］.Tourism Management，2012，33(4):790-801.

［5］ 劉長(zhǎng)生，簡(jiǎn)玉峰.中國(guó)旅游產(chǎn)業(yè)發(fā)展的不均衡性及其影響因素分解［J］.商業(yè)經(jīng)濟(jì)與管理，2011(2):84-91.

［6］ 蔣麗芹.旅游經(jīng)濟(jì)非均衡發(fā)展區(qū)域?qū)崿F(xiàn)包容性增長(zhǎng)的戰(zhàn)略與策略——以泛長(zhǎng)三角旅游區(qū)為例［J］.經(jīng)濟(jì)地理，2012，32(6):167-172.

［7］ 苑濤，何秉宇，吳良飛.新疆旅游經(jīng)濟(jì)非均衡演變的時(shí)空特征分析［J］.干旱區(qū)資源與環(huán)境，2007，21(4):123-126.

［8］ 趙磊.極化理論視角下我國(guó)旅游發(fā)展差異實(shí)證研究［J］.旅游科學(xué)，2011，25(6):13-24.

［9］ 方葉林，黃震方，王坤，等.基于PCA-ESDA的中國(guó)省域旅游經(jīng)濟(jì)時(shí)空差異分析［J］.經(jīng)濟(jì)地理，2012，32(8):149-154.

［10］ Bao Y C，Li X.Spatial Data Analysis and Spatial Model［J］.Geographical Research，1999，18(2):185-190.

［11］ 沈體雁，馮等田.空間計(jì)量經(jīng)濟(jì)學(xué)［M］.北京:北京大學(xué)出版社，2010.

［12］ 徐建剛，尹海偉，鐘桂芳.基于空間自相關(guān)的非洲經(jīng)濟(jì)格局［J］.經(jīng)濟(jì)地理，2006，26(5):71-75.

［13］ 張廣海，劉真真，李盈昌.中國(guó)沿海省份旅游產(chǎn)業(yè)發(fā)展水平綜合評(píng)價(jià)及時(shí)空格局演變［J］.地域研究與開(kāi)發(fā)，2013，32(4):22-26.

［14］ Ye X，Carroll M C.Exploratory Space-time Analysis of Local Economic Development［J］.Applied Geography，2011，31(3):1049-1058.

［15］ Lee J W，Brahmasrene T.Investigating the Influence of Tourism on Economic Growth and Carbon Emissions:Evidence from Panel Analysis of the European Union［J］.Tourism Management，2013，38(10):69-76.

［16］ Lee S H，Choi J Y，Yoo S H，et al.Evaluating Spatial Centrality for Integrated Tourism Management in Rural Areas Using GIS and Network Analysis［J］.Tourism Management，2013，34(2):14-24.

［17］ 田紀(jì)鵬，何建民.上海旅游業(yè)區(qū)域差異研究——基于旅游資源、企業(yè)、政策與旅游經(jīng)濟(jì)關(guān)系的視角［J］.旅游科學(xué)，2011，25(3):2-13.

［18］ Wang Y S.Effects of Budgetary Constraints on International Tourism Expenditures［J］.Tourism Management，2014，41(5):9-18.

［19］ 陳曉，李悅錚.環(huán)渤海城市旅游競(jìng)爭(zhēng)力差異及整合［J］.地理與地理信息科學(xué)，2008，24(1):105-108.

［20］ Weidenfeld A.Tourism and Cross Border Regional Innovation Systems［J］.Annals of Tourism Research，2013，42(7):191-213.