劉 佳， 奚一丹

(中國(guó)海洋大學(xué) 管理學(xué)院， 山東 青島 266100)

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長(zhǎng)三角濱海旅游經(jīng)濟(jì)差異時(shí)空演化及形成機(jī)理

劉 佳， 奚一丹*

(中國(guó)海洋大學(xué) 管理學(xué)院， 山東 青島 266100)

綜合運(yùn)用標(biāo)準(zhǔn)差、變異系數(shù)和泰爾指數(shù)等統(tǒng)計(jì)分析方法，以長(zhǎng)三角地區(qū)11個(gè)沿海旅游城市為基本研究單元，探討2002～2012年長(zhǎng)三角地區(qū)濱海旅游經(jīng)濟(jì)的空間總體差異、差異構(gòu)成及其差異演變態(tài)勢(shì)，并運(yùn)用面板數(shù)據(jù)模型對(duì)影響其濱海旅游經(jīng)濟(jì)差異增長(zhǎng)的主要因素進(jìn)行擬合分析，從時(shí)空視角揭示長(zhǎng)三角地區(qū)濱海旅游經(jīng)濟(jì)差異的形成機(jī)制與演化規(guī)律.結(jié)果表明：(1)長(zhǎng)三角濱海旅游經(jīng)濟(jì)差異演變呈現(xiàn)波動(dòng)變化特征，絕對(duì)差異逐漸擴(kuò)大、相對(duì)差異緩慢下降的趨勢(shì)，區(qū)域旅游經(jīng)濟(jì)發(fā)展不均衡現(xiàn)象突出.(2)泰爾指數(shù)分解顯示，長(zhǎng)三角地區(qū)濱海旅游經(jīng)濟(jì)總體差異呈現(xiàn)逐漸縮小態(tài)勢(shì)，且變化幅度逐漸趨于平緩；地帶間差異大于地帶內(nèi)差異，地帶間差異是總體差異的主要來(lái)源；南部、中部、北部地帶內(nèi)沿海城市之間的差異呈現(xiàn)不同的變化態(tài)勢(shì)，南部和中部地帶內(nèi)差異呈現(xiàn)逐漸縮小且趨于平緩的態(tài)勢(shì)，北部地帶內(nèi)差異則呈現(xiàn)先縮小后增大的特點(diǎn).(3)地區(qū)經(jīng)濟(jì)發(fā)展水平、居民消費(fèi)能力、基礎(chǔ)設(shè)施條件、旅游規(guī)模與長(zhǎng)三角濱海旅游經(jīng)濟(jì)發(fā)展之間關(guān)系顯著，是其濱海旅游經(jīng)濟(jì)空間分異與動(dòng)態(tài)變化規(guī)律形成的重要因素.

長(zhǎng)三角地區(qū)； 濱海旅游經(jīng)濟(jì)； 空間分異與動(dòng)態(tài)演化； 形成機(jī)理

旅游業(yè)作為現(xiàn)代服務(wù)業(yè)的重要組成部分，具有較強(qiáng)的輻射和關(guān)聯(lián)帶動(dòng)作用，國(guó)際上通常認(rèn)為旅游業(yè)是縮小國(guó)際差異和地區(qū)差距的有效手段[1].但是由于不同地區(qū)旅游資源稟賦、基礎(chǔ)設(shè)施條件以及社會(huì)經(jīng)濟(jì)發(fā)展等存在差異，區(qū)域旅游經(jīng)濟(jì)發(fā)展呈現(xiàn)顯著的非均衡性特征，成為中國(guó)旅游經(jīng)濟(jì)快速增長(zhǎng)背后的突出問(wèn)題，如何實(shí)現(xiàn)區(qū)域旅游經(jīng)濟(jì)協(xié)調(diào)發(fā)展成為政府和學(xué)術(shù)界普遍關(guān)注的熱點(diǎn)問(wèn)題.國(guó)外學(xué)者對(duì)于旅游經(jīng)濟(jì)的研究起步較早，研究方向主要集中在區(qū)域差異和區(qū)域競(jìng)爭(zhēng)力兩方面的研究，在研究方法上，主要采用經(jīng)濟(jì)學(xué)和地理學(xué)等方法.Patty simpsons[2]通過(guò)分析印尼北蘇拉威西島兩個(gè)旅游景區(qū)的發(fā)展情況分析了旅游經(jīng)濟(jì)對(duì)區(qū)域社會(huì)經(jīng)濟(jì)的影響.Leiper[3]通過(guò)探討旅游地旅游競(jìng)爭(zhēng)力的影響因素，提出旅游競(jìng)爭(zhēng)力系統(tǒng)的構(gòu)成要素.較多的國(guó)外學(xué)者利用波特提出的“鉆石模型”理論來(lái)分析國(guó)際旅游競(jìng)爭(zhēng)力，并提出了影響區(qū)域旅游競(jìng)爭(zhēng)力的七大因素[4].John yacoumis[5]深入研究南太平洋地區(qū)旅游經(jīng)濟(jì)發(fā)展，認(rèn)為該地區(qū)旅游資源豐富，旅游形象獨(dú)特，但是需要通過(guò)地區(qū)旅游合作，重視全球市場(chǎng)尤其是發(fā)達(dá)國(guó)家和地區(qū)的旅游市場(chǎng).國(guó)內(nèi)學(xué)者對(duì)于區(qū)域旅游經(jīng)濟(jì)的研究側(cè)重于空間差異方面，研究成果較為豐富.研究主要采用入境旅游收入作為表征地區(qū)旅游經(jīng)濟(jì)差異的指標(biāo)[6-7]，而選用旅游總收入指標(biāo)分析總體旅游經(jīng)濟(jì)差異的研究相對(duì)較少，忽略了國(guó)內(nèi)旅游在地區(qū)旅游經(jīng)濟(jì)發(fā)展中的重要作用和影響；研究目的集中在調(diào)整區(qū)域經(jīng)濟(jì)差異[8]、改善地區(qū)經(jīng)濟(jì)結(jié)構(gòu)、判別各地域國(guó)際旅游競(jìng)爭(zhēng)力差異[9]以及區(qū)域旅游合作[10]等方面，從區(qū)域一體化視角對(duì)區(qū)域旅游經(jīng)濟(jì)增長(zhǎng)影響因素進(jìn)行的研究明顯不足；研究方法主要采用泰爾指數(shù)、基尼系數(shù)和地理集中指數(shù)等傳統(tǒng)統(tǒng)計(jì)學(xué)和多尺度分析方法，同時(shí)開(kāi)始關(guān)注Moran指數(shù)等空間分析方法的應(yīng)用[11]，但結(jié)合計(jì)量經(jīng)濟(jì)模型進(jìn)行系統(tǒng)分析的研究較為匱乏；研究范圍主要涉及地區(qū)間、省域間以及全國(guó)范圍內(nèi)等多種尺度[12]，而以沿海城市為基本單元的研究相對(duì)較少.綜上所述，已有文獻(xiàn)對(duì)旅游經(jīng)濟(jì)空間差異變化規(guī)律的研究較為全面和深入，但是基于沿海區(qū)域一體化的視角，對(duì)沿海地區(qū)地帶間和地帶內(nèi)旅游經(jīng)濟(jì)發(fā)展差異的時(shí)空分析以及機(jī)制因素的研究明顯不足.基于此，本文綜合運(yùn)用標(biāo)準(zhǔn)差、變異系數(shù)和泰爾指數(shù)等統(tǒng)計(jì)分析方法，探討長(zhǎng)三角地區(qū)濱海旅游經(jīng)濟(jì)差異總體趨勢(shì)及其發(fā)展演化規(guī)律，進(jìn)而構(gòu)建面板數(shù)據(jù)模型測(cè)度影響其差異形成的主要因素，探討長(zhǎng)三角濱海旅游經(jīng)濟(jì)空間分異格局、發(fā)展演化的作用機(jī)理，揭示推動(dòng)其濱海旅游經(jīng)濟(jì)協(xié)調(diào)快速發(fā)展的動(dòng)力因素，并提出相關(guān)的對(duì)策建議，以期為促進(jìn)長(zhǎng)三角濱海旅游資源合理配置和濱海旅游產(chǎn)業(yè)要素的空間布局，實(shí)現(xiàn)區(qū)域旅游協(xié)作和資源優(yōu)勢(shì)互補(bǔ)，制定針對(duì)性強(qiáng)、行之有效的區(qū)域旅游經(jīng)濟(jì)調(diào)控政策.

1 研究方法與指標(biāo)選取

1.1 研究區(qū)域概況與數(shù)據(jù)來(lái)源

長(zhǎng)三角是中國(guó)濱海旅游經(jīng)濟(jì)最為發(fā)達(dá)的地區(qū)，其旅游開(kāi)發(fā)起步較早，旅游經(jīng)濟(jì)總量較大，增長(zhǎng)速度較快.隨著2003年長(zhǎng)三角區(qū)域旅游合作范圍不斷擴(kuò)大、合作層次的日益升級(jí)以及合作機(jī)制的逐漸完善，其旅游經(jīng)濟(jì)實(shí)現(xiàn)了大幅度跨越式發(fā)展，保持著我國(guó)沿海地區(qū)旅游經(jīng)濟(jì)龍頭地位，這進(jìn)一步推動(dòng)了其濱海旅游經(jīng)濟(jì)的快速發(fā)展和規(guī)模增長(zhǎng).長(zhǎng)三角濱海旅游區(qū)涵蓋11個(gè)沿海城市，包括溫州、臺(tái)州、寧波、舟山、紹興、杭州、嘉興、上海、南通、鹽城、連云港，其范圍北起山東與江蘇兩省交界處的繡針河口，南至浙江省與福建省交界的虎頭，大陸海岸線全長(zhǎng)2 965 km.陸域總面積占中國(guó)濱海旅游區(qū)總量的比重為40%，人口占33.4%，國(guó)民生產(chǎn)總值占30.68%.2012年長(zhǎng)三角濱海旅游區(qū)實(shí)現(xiàn)旅游總收入9 043.64億元，旅游創(chuàng)匯收入1 015 063萬(wàn)美元，占全國(guó)濱海旅游區(qū)總量的29.7%，國(guó)內(nèi)旅游收入8 404.15億元，占全國(guó)濱海旅游區(qū)總量的46%.濱海旅游在長(zhǎng)三角區(qū)域經(jīng)濟(jì)和第三產(chǎn)業(yè)發(fā)展中發(fā)揮了重要作用，旅游總收入占其GDP的比重為15.7%，占第三產(chǎn)業(yè)產(chǎn)值的44.3%，均高于我國(guó)沿海地區(qū)平均水平.依據(jù)2012年各沿海城市旅游總收入占濱海區(qū)域旅游總收入的比值將中國(guó)53個(gè)沿海城市劃分為6類(lèi)，如圖1所示，可以發(fā)現(xiàn)長(zhǎng)三角濱海區(qū)域11個(gè)沿海城市旅游總收入比重較大，占我國(guó)濱海旅游區(qū)總量的44.3%，是我國(guó)濱海旅游發(fā)展的重要引擎.為了從空間地域單元上反映區(qū)域旅游經(jīng)濟(jì)差異，按照地理區(qū)位條件以及經(jīng)濟(jì)發(fā)展水平、消費(fèi)水平等影響，在這里將長(zhǎng)三角11個(gè)沿海城市劃分為3大區(qū)域，南部區(qū)域包括臺(tái)州、溫州，中部區(qū)域包括寧波、舟山、紹興、杭州、嘉興、上海，北部區(qū)域包括南通、鹽城和連云港.改革開(kāi)放30多年來(lái)，長(zhǎng)三角地區(qū)內(nèi)部已經(jīng)形成互為市場(chǎng)、互為腹地、互送客源的旅游地域整合格局，隨著長(zhǎng)三角地區(qū)旅游經(jīng)濟(jì)的快速發(fā)展，其區(qū)域內(nèi)部的差異也日益突出.本文選取長(zhǎng)三角地區(qū)11個(gè)沿海城市作為基本研究單元，遵循指標(biāo)選取的科學(xué)性、可獲得性和可操作性等原則，選取2002-2012年旅游總收入指標(biāo)表征濱海旅游經(jīng)濟(jì)發(fā)展水平，對(duì)長(zhǎng)三角濱海旅游經(jīng)濟(jì)的空間差異及其動(dòng)態(tài)演化特征進(jìn)行深入分析和探討.

本文相關(guān)指標(biāo)數(shù)據(jù)來(lái)自《中國(guó)海洋統(tǒng)計(jì)年鑒》(2003年～2013年)、《中國(guó)統(tǒng)計(jì)年鑒》(2003年～2013年)、《中國(guó)區(qū)域經(jīng)濟(jì)統(tǒng)計(jì)年鑒》(2003年～2013年)、各省市統(tǒng)計(jì)年鑒及統(tǒng)計(jì)公報(bào)(2003—2013年)、以及長(zhǎng)三角地區(qū)相關(guān)城市旅游政務(wù)網(wǎng)等.

圖1 2012年長(zhǎng)三角地區(qū)3大濱海區(qū)域旅游經(jīng)濟(jì)空間示意圖Fig.1 The three parts of the coastal tourism economy in Yangtze River Delta in 2012

1.2 總體差異測(cè)度方法

1.2.1 標(biāo)準(zhǔn)差與變異系數(shù) 絕對(duì)差異是用絕對(duì)指標(biāo)來(lái)衡量區(qū)域之間經(jīng)濟(jì)發(fā)展差異的測(cè)度方法，反映的是區(qū)域間經(jīng)濟(jì)發(fā)展水平的實(shí)際差距；相對(duì)差異是采用指標(biāo)的變動(dòng)率來(lái)衡量區(qū)域之間經(jīng)濟(jì)發(fā)展的差異的方法，反映的是區(qū)域間經(jīng)濟(jì)發(fā)展的速度差異.其中前者多采用標(biāo)準(zhǔn)差加以反映，后者多采用變異系數(shù)加以反映.

標(biāo)準(zhǔn)差反映了區(qū)域經(jīng)濟(jì)的絕對(duì)離散程度，是衡量區(qū)域旅游經(jīng)濟(jì)絕對(duì)差異的一個(gè)常用指標(biāo).公式為：

(1)

變異系數(shù)反映的是旅游經(jīng)濟(jì)發(fā)展水平的區(qū)域差距.變異系數(shù)差別越大則區(qū)域內(nèi)各城市經(jīng)濟(jì)發(fā)展水平差距越大，反之則越小，其計(jì)算公式為：

(2)

1.2.2 泰爾指數(shù) 泰爾指數(shù)最早由H·泰爾(H·Theil)于1967年提出的，其是衡量區(qū)域差異的一個(gè)重要指標(biāo)，其值越大表明區(qū)域之間不均衡程度越大，反之越小.泰爾指數(shù)具有可分解性，其能夠?qū)⒖傮w差異分解為地帶內(nèi)和地帶間差異兩個(gè)部分，地帶內(nèi)差異用以衡量地區(qū)內(nèi)部的不均衡程度，地帶間差異衡量的是不同地區(qū)間存在的不均衡現(xiàn)象的程度.本文將長(zhǎng)三角地區(qū)濱海旅游經(jīng)濟(jì)發(fā)展總體差異分解為地帶內(nèi)和地帶間差異兩部分，通過(guò)長(zhǎng)三角北部、中部、南部不同沿海區(qū)域尺度之間的比較，以及三個(gè)地帶內(nèi)部城市尺度之間差異的分析，探討長(zhǎng)三角地區(qū)濱海旅游經(jīng)濟(jì)空間差異的主要來(lái)源與構(gòu)成、變動(dòng)幅度以及各自在總體差異中的影響.泰爾指數(shù)計(jì)算公式分別為：

(1)地帶內(nèi)市域間濱海旅游經(jīng)濟(jì)差異程度泰爾指數(shù)Tpi：

(3)

式中，Yij和Nij分別為i區(qū)域j市域的濱海旅游總收入和人口數(shù)，Yi和Ni分別為i區(qū)域的濱海旅游總收入和人口數(shù).i=1，2，3；代表長(zhǎng)三角南部、中部和北部沿海區(qū)域；j=1，2，3，…，11；代表長(zhǎng)三角11個(gè)沿海城市.

(2)地帶間濱海旅游經(jīng)濟(jì)差異程度泰爾指數(shù)Tbr：

(4)

式中，Yi和Ni分別為i區(qū)域?yàn)I海旅游總收入和人口數(shù)，Y和N分別為長(zhǎng)三角濱海旅游總收入和人口數(shù).i=1，2，3；代表長(zhǎng)三角南部、中部和北部沿海區(qū)域.

(3)長(zhǎng)三角濱海旅游經(jīng)濟(jì)區(qū)域總體差異程度的泰爾指數(shù)Tp：

(5)

式中，Yij和Nij分別為i區(qū)域j市域?yàn)I海旅游總收入和人口數(shù)，Y和N分別為長(zhǎng)三角濱海旅游總收入和人口數(shù).根據(jù)(1)和(2)，濱海旅游經(jīng)濟(jì)總體差異可分解為地帶內(nèi)和地帶間差異之和.i=1，2，3；代表長(zhǎng)三角濱海區(qū)域南部、中部和北部區(qū)域；j=1，2，3，…，11；代表長(zhǎng)三角濱海區(qū)域11個(gè)沿海城市.

1.3 面板數(shù)據(jù)分析模型

面板數(shù)據(jù)包含時(shí)間序列和橫截面的數(shù)據(jù)，具有三維(個(gè)體、時(shí)間和指標(biāo))信息的數(shù)據(jù)結(jié)構(gòu)特征，面板數(shù)據(jù)模型既考慮到了個(gè)體的特殊效應(yīng)也考慮到了橫截面數(shù)據(jù)的共性，能夠更為全面和深入的對(duì)數(shù)據(jù)特征進(jìn)行分析.

1.3.1 面板數(shù)據(jù)模型 面板數(shù)據(jù)模型一般形式設(shè)定為

yit=αi+β1ix1it+β2ix2it+…+βkixkit+μit，

i=1，2，3，…，N；t=1，2，3，…，T；

k=1，2，…，5.

(6)

1.3.2 面板數(shù)據(jù)的單位根檢驗(yàn) 非平穩(wěn)的時(shí)間序列往往表現(xiàn)出共同的變化趨勢(shì)，而這些序列之間本身不一定存在直接聯(lián)系，對(duì)這些數(shù)據(jù)進(jìn)行面板數(shù)據(jù)回歸時(shí)，盡管會(huì)存在較高的擬合度R2，但是其結(jié)果不存在實(shí)際意義，因此需要對(duì)面板數(shù)據(jù)的平穩(wěn)性進(jìn)行檢驗(yàn)，一般采用單位根檢驗(yàn)方法.面板數(shù)據(jù)單位根檢驗(yàn)可以分為兩大類(lèi)：一類(lèi)是假定面板數(shù)據(jù)中的各個(gè)截面序列有相同的單位根，具體方法包括LLC檢驗(yàn)、Breitung檢驗(yàn)、Hadri檢驗(yàn)；另外一類(lèi)是假定面板數(shù)據(jù)的各個(gè)截面序列有不同的單位根，包括IPS檢驗(yàn)、Fisher—ADF檢驗(yàn)和Fisher—PP檢驗(yàn).

1.3.3 面板數(shù)據(jù)的協(xié)整檢驗(yàn) 面板數(shù)據(jù)的協(xié)整檢驗(yàn)考察的是變量間是否具有長(zhǎng)期均衡關(guān)系，檢驗(yàn)方法可分為兩種：由E-G兩步法推廣而成的協(xié)整檢驗(yàn)方法，如Pedroni協(xié)整檢驗(yàn)法、Kao協(xié)整檢驗(yàn)法；由Johansen統(tǒng)計(jì)量推廣而成協(xié)整檢驗(yàn)方法，如Fisher協(xié)整檢驗(yàn)法[13].

1.3.4 面板數(shù)據(jù)模型形式設(shè)定檢驗(yàn) 面板數(shù)據(jù)模型設(shè)定形式一般可分為混合回歸模型、變截距模型和變系數(shù)模型3類(lèi).

1) 混合回歸模型定義為：

yit=α+β1x1it+β2x2it+…βkxkit+μit，

i=1，2，…，N;t=1，2，…，T;k=1，2，…，5.

(7)

式中，混合回歸模型對(duì)于任何個(gè)體成員，截距項(xiàng)和變量系數(shù)β都相同.

2) 變截距模型定義為：

yit=αi+β1x1it+β2x2it+…βkxkit+μit，

i=1，2，…，N;t=1，2，…，T;k=1，2，…，5.

(8)

式中，變截距模型中個(gè)體成員的截距項(xiàng)αi不同，而解釋變量的系數(shù)向量β相同.

3) 變系數(shù)模型定義為：

yit=αi+β1ix1it+β2ix2it+…+βkixkit+μit，

i=1，2，…，N;t=1，2，…，T;k=1，2，…，5.

(9)

式中，變系數(shù)模型中個(gè)體成員的截距項(xiàng)αi和解釋變量的系數(shù)向量β依照個(gè)體成員的不同而變化.

在對(duì)面板數(shù)據(jù)模型進(jìn)行估計(jì)前，需要對(duì)所建立的模型形式進(jìn)行設(shè)定檢驗(yàn)，主要是對(duì)如下兩個(gè)原假設(shè)的判定和識(shí)別：

H0：模型中的解釋變量系數(shù)對(duì)于所有截面成員是相同的，但截距項(xiàng)不同，即該模型形式為變截距模型.

H1：模型中的解釋變量系數(shù)和截距項(xiàng)對(duì)于所有截面成員都是相同的，即該模型形式為混合回歸模型.

F檢驗(yàn)需要以下兩個(gè)統(tǒng)計(jì)量：

F[(N-1)K，NT-N(K+1)]，

(10)

F[(N-1)(K+1)，NT-N(K+1)].

(11)

其中，N是截面成員個(gè)數(shù)，T是每個(gè)截面成員的樣本觀測(cè)時(shí)期數(shù)目，K是非常數(shù)項(xiàng)解釋變量的個(gè)數(shù)，S1、S2、S3分別是變系數(shù)模型、變截距模型和混合回歸模型的回歸殘差平方和.在原假設(shè)H0、H1成立的條件下，檢驗(yàn)統(tǒng)計(jì)量F1、F2分別服從特定自由度的F分布.

模型檢驗(yàn)的過(guò)程為：先檢驗(yàn)原假設(shè)H1，如果統(tǒng)計(jì)量F2小于某個(gè)檢驗(yàn)水平(比如5%)下F分布臨界值，則不能拒絕原假設(shè)H1，且無(wú)需再檢驗(yàn)原假設(shè)H0，表明應(yīng)運(yùn)用混合回歸模型來(lái)擬合樣本是合適的；否則，拒絕原假設(shè)H1，并繼續(xù)檢驗(yàn)原假設(shè)H0，如果統(tǒng)計(jì)量F1小于某個(gè)檢驗(yàn)水平(比如5%)下的F分布臨界值，則不能拒絕原假設(shè)H0，從而表明本次估計(jì)應(yīng)建立變截距模型；否則，拒絕假設(shè)H0，并利用變系數(shù)模型來(lái)擬合樣本.

在確定了面板數(shù)據(jù)模型形式之后，還需要判定選擇是固定效應(yīng)還是隨機(jī)效應(yīng)模型.依據(jù)Wooldrigde經(jīng)驗(yàn)規(guī)則，由于截面數(shù)目和時(shí)間序列數(shù)目有限，從一個(gè)大的總體中隨機(jī)抽樣的結(jié)果應(yīng)當(dāng)把截距項(xiàng)看作是待估參數(shù)，進(jìn)行Hausman檢驗(yàn)[14].Hausman檢驗(yàn)的原假設(shè)是：固定效應(yīng)模型和隨機(jī)效應(yīng)模型的估計(jì)量沒(méi)有實(shí)質(zhì)上的差異.如果統(tǒng)計(jì)量χ2小于某個(gè)檢驗(yàn)水平(如5%)下χ2分布臨界值，則不能拒絕原假設(shè)；否則，拒絕原假設(shè)該面板數(shù)據(jù)模型為固定效應(yīng)模型.

2 長(zhǎng)三角地區(qū)濱海旅游經(jīng)濟(jì)差異時(shí)空演化特征

運(yùn)用標(biāo)準(zhǔn)差和變異系數(shù)分析2002年～2012年長(zhǎng)三角濱海地區(qū)旅游經(jīng)濟(jì)差異時(shí)間演化特征，結(jié)果表明11年間長(zhǎng)三角濱海地區(qū)城市旅游業(yè)發(fā)展雖偶有年份呈現(xiàn)上下波動(dòng)狀態(tài)，但總體變化趨勢(shì)不變：旅游經(jīng)濟(jì)發(fā)展實(shí)際差距逐漸增大，而旅游經(jīng)濟(jì)發(fā)展速度差距逐漸縮小，長(zhǎng)三角濱海地區(qū)旅游經(jīng)濟(jì)發(fā)展的不均衡特征仍然較為明顯.同時(shí)，運(yùn)用泰爾指數(shù)分析長(zhǎng)三角濱海地區(qū)旅游經(jīng)濟(jì)發(fā)展空間差異：總體差異逐漸縮小，長(zhǎng)三角濱海旅游經(jīng)濟(jì)發(fā)展的空間不均衡程度在逐漸縮??；地帶間差異是長(zhǎng)三角濱海旅游經(jīng)濟(jì)總體差異形成的主要原因，近年來(lái)雖呈現(xiàn)逐漸下降的態(tài)勢(shì)，但是地帶間差異仍然較為明顯，長(zhǎng)三角濱海地區(qū)中部地帶城市旅游資源豐富、旅游基礎(chǔ)設(shè)施和旅游服務(wù)設(shè)施相較于南部和北部地區(qū)較為完善，因而造成地帶間旅游經(jīng)濟(jì)發(fā)展差距顯著；長(zhǎng)三角濱海地區(qū)地帶內(nèi)差異逐漸縮小，各個(gè)地帶內(nèi)沿海城市之間旅游經(jīng)濟(jì)發(fā)展呈現(xiàn)逐漸均衡的態(tài)勢(shì).

2.1 長(zhǎng)三角地區(qū)濱海旅游經(jīng)濟(jì)區(qū)域差異時(shí)間演化

從絕對(duì)差異來(lái)看，除2003年和2008年兩個(gè)年份旅游總收入有所下降之外，其于年份長(zhǎng)三角濱海旅游經(jīng)濟(jì)均保持穩(wěn)定增長(zhǎng)態(tài)勢(shì).2003年爆發(fā)的“非典”事件對(duì)長(zhǎng)三角濱海旅游發(fā)展的影響比較明顯，入境旅游外匯收入的銳減引起長(zhǎng)三角11個(gè)沿海城市旅游總收入的大幅下降；2008年美國(guó)“次貸危機(jī)”的爆發(fā)和蔓延，全球旅游市場(chǎng)不景氣、民眾旅游消費(fèi)需求下降，世界旅游發(fā)展陷入低迷，直接沖擊著長(zhǎng)三角地區(qū)的國(guó)內(nèi)國(guó)際旅游發(fā)展.總體而言，長(zhǎng)三角地區(qū)濱海旅游收入的標(biāo)準(zhǔn)差呈逐年上升趨勢(shì)，從2002年的3 237 780.87萬(wàn)元上升到2012年的10 577 873.14萬(wàn)元，增長(zhǎng)幅度達(dá)3.27倍；從增長(zhǎng)幅度來(lái)看，2003年～2004年的增長(zhǎng)幅度最大，標(biāo)準(zhǔn)差升幅4.91倍，主要是由于“非典”疫情過(guò)后，長(zhǎng)三角沿海城市的旅游業(yè)發(fā)展迅速恢復(fù)；2009年～2010年增長(zhǎng)幅度次之，標(biāo)準(zhǔn)差升幅1.35倍，其快速增長(zhǎng)是由于2010年上海世博會(huì)的召開(kāi)對(duì)國(guó)內(nèi)外游客的吸引，不僅帶動(dòng)了上海旅游業(yè)的快速發(fā)展，對(duì)周邊城市(如杭州、嘉興等鄰近城市)旅游經(jīng)濟(jì)的發(fā)展產(chǎn)生巨大輻射作用.綜合來(lái)看，長(zhǎng)三角濱海區(qū)域旅游總收入絕對(duì)差異呈現(xiàn)逐漸擴(kuò)大趨勢(shì)，區(qū)域旅游經(jīng)濟(jì)發(fā)展不均衡現(xiàn)象凸顯.

從相對(duì)差異來(lái)看，長(zhǎng)三角地區(qū)11個(gè)沿海城市旅游收入的變異系數(shù)總體上呈現(xiàn)波動(dòng)下降的趨勢(shì)，從2002年的1.744 2下降到2012年的1.286 6，下降幅度為74%；其中2002年～2003年下降幅度最為明顯，相對(duì)差異值由2002年的1.744 2下降到2003年的0.837 1，下降了48%，原因同樣是受“非典”疫情影響，各城市旅游經(jīng)濟(jì)發(fā)展受到負(fù)向影響，特別是旅游業(yè)較為發(fā)達(dá)的上海、杭州等，從而導(dǎo)致城市間的旅游業(yè)總收入差距有所減??；2003年～2004年相對(duì)差異值大幅上升，從2003年的0.837 1上升為2004年的1.659 1，這一階段為長(zhǎng)三角沿海城市旅游業(yè)快速恢復(fù)發(fā)展時(shí)期；2005年之后變異系數(shù)逐漸減小，2010年呈現(xiàn)較小上升波動(dòng)，這與上海舉辦世博會(huì)有關(guān)，在一定程度上拉大了城市之間旅游總收入的差距.總體而言，盡管旅游相對(duì)差異呈現(xiàn)緩慢下降的趨勢(shì)，但變異系數(shù)值均大于1，表明長(zhǎng)三角濱海旅游經(jīng)濟(jì)發(fā)展的非不均衡特征顯著.

圖2 2002～2012年長(zhǎng)三角地區(qū)濱海旅游總收入絕對(duì)差異、相對(duì)差異變化狀況Fig.2 The situation of relative differences and absolute differences in the coastal tourism revenue in Yangtze River Delta from 2002 to 2012

2.2 長(zhǎng)三角地區(qū)濱海旅游經(jīng)濟(jì)空間差異分解及演化

泰爾指數(shù)具有可分解特性，這里對(duì)長(zhǎng)三角濱海旅游經(jīng)濟(jì)差異進(jìn)行分解，濱海旅游經(jīng)濟(jì)總體差異由地帶內(nèi)差異和地帶間差異共同構(gòu)成，并采用泰爾指數(shù)折線圖反映空間差異的動(dòng)態(tài)演化過(guò)程，如圖3所示，泰爾指數(shù)總體呈現(xiàn)逐年遞減趨勢(shì)，2002年～2012年泰爾指數(shù)值由0.32下降到0.15，表明長(zhǎng)三角濱海旅游經(jīng)濟(jì)發(fā)展的空間不均衡程度在逐漸縮小，其中2003年下降幅度最為顯著，下降比率達(dá)到了17.8%，這是由于受到2003年“非典”疫情影響，導(dǎo)致杭州、嘉興、上海、連云港等國(guó)內(nèi)旅游市場(chǎng)和入境旅游市場(chǎng)較為低迷，縮小了其與鹽城、南通等旅游業(yè)相對(duì)不發(fā)達(dá)城市之間的差異； 2005年降幅達(dá)15%，這主要?dú)w因于休閑旅游、紅色旅游的興起，為經(jīng)濟(jì)相對(duì)薄弱的長(zhǎng)三角北部地區(qū)提供了發(fā)展契機(jī)，加之連云港成功舉辦世界旅游日中國(guó)主場(chǎng)會(huì)場(chǎng)慶?；顒?dòng)、西游記文化節(jié)等特色旅游活動(dòng)，使得連云港市的知名度、美譽(yù)度進(jìn)一步提升，南通圍繞“中國(guó)紅色旅游年”這一主題，抓住機(jī)遇，開(kāi)展了一系列大型宣傳促銷(xiāo)活動(dòng)，旅游總收入實(shí)現(xiàn)三級(jí)跳，鹽城積極打造旅游城，大力推進(jìn)麋鹿?jié)竦氐嚷糜谓?jīng)濟(jì)區(qū)建設(shè)，打造“東方濕地之都”濕地旅游特色品牌產(chǎn)品；2008年～2010年泰爾指數(shù)呈現(xiàn)波動(dòng)上升的趨勢(shì)，從0.149 2上升到0.165 5，增幅達(dá)10.9%，這是由于上海舉辦世博會(huì)拉動(dòng)了上海旅游經(jīng)濟(jì)的增長(zhǎng)，同時(shí)對(duì)上海周邊城市，如南通、嘉興、紹興、寧波、杭州等城市的旅游經(jīng)濟(jì)發(fā)展起到了促進(jìn)和帶動(dòng)作用，總體差異進(jìn)一步增大.長(zhǎng)三角濱海旅游經(jīng)濟(jì)發(fā)展在經(jīng)歷了2010年的顯著性增長(zhǎng)之后在2011年～2012年逐漸趨于平緩，長(zhǎng)三角濱海旅游經(jīng)濟(jì)總體差異除個(gè)別年份出現(xiàn)上升之外，總體呈現(xiàn)逐漸下降趨勢(shì)，表明長(zhǎng)三角濱海旅游經(jīng)濟(jì)總體差異逐漸縮小.

圖3 2002～2012年長(zhǎng)三角濱海地區(qū)地帶內(nèi)、地帶間、總差異以及各區(qū)域旅游經(jīng)濟(jì)差異演變趨勢(shì)Fig.3 The intra-zone， inter-zone and overall differences of the coastal tourism economy in Yangtze River Delta from 2002 to 2012

2.2.1 長(zhǎng)三角地區(qū)濱海旅游地帶間差異分析 由表1和圖3可知，地帶間差異是長(zhǎng)三角濱海旅游經(jīng)濟(jì)總體差異形成的主要原因.地帶間差異從2002年的0.196 5下降到2012年的0.123 4，下降比率達(dá)37.2%，地帶間差異逐漸縮小.盡管受到地區(qū)經(jīng)濟(jì)發(fā)展水平、旅游資源以及旅游基礎(chǔ)設(shè)施等因素影響，無(wú)論是旅游業(yè)發(fā)展速度還是發(fā)展規(guī)模上均存在較大的差異，但地帶間差異的逐漸縮小，表明長(zhǎng)三角中部、南部、北部地區(qū)濱海旅游經(jīng)濟(jì)呈現(xiàn)日益均衡發(fā)展態(tài)勢(shì)，濱海旅游正在朝著良性方向發(fā)展.

從變化幅度上看，從2002年以來(lái)地帶間差異一直呈現(xiàn)下降趨勢(shì)，但在2009年～2010年有小幅度上升，從0.120 9上升到0.131 9，增幅為9.1%，引起地帶間差異增大的主要原因是，上海舉辦世博會(huì)從而帶動(dòng)上海本地，以及杭州、紹興、嘉興等周邊城市旅游經(jīng)濟(jì)的大幅上漲，同時(shí)上海作為國(guó)際性大都市、杭州作為蘇南名城對(duì)于海外旅游者來(lái)說(shuō)有巨大的吸引力，這也是造成地帶間差異的主要原因；2010年中部、北部與南部旅游總收入占長(zhǎng)三角濱海旅游總收入的比重分別為83.1%、7.6%和9.4%，中部旅游收入是北部旅游收入的11倍，是南部旅游收入的9倍，可見(jiàn)長(zhǎng)三角濱海旅游發(fā)展的地帶間差異較為明顯；上海、杭州2市的旅游總收入占長(zhǎng)三角沿海地區(qū)旅游總收入的61.4%，而鹽城、連云港兩市的旅游收入比重僅為4%，表明長(zhǎng)三角濱海旅游地帶間差異在未來(lái)的一段時(shí)間里仍然將在其總差異中占主導(dǎo)地位.

2.2.2 長(zhǎng)三角地區(qū)濱海旅游地帶內(nèi)差異分析 從圖3和表1可知，地帶內(nèi)差異從2002年0.128 3下降為2012年的0.023 1，表明長(zhǎng)三角濱海旅游地帶內(nèi)差異在逐漸縮小，各個(gè)地帶內(nèi)沿海城市之間旅游經(jīng)濟(jì)發(fā)展呈現(xiàn)逐漸均衡態(tài)勢(shì)；其中在2008年～2009年地帶內(nèi)差異有小幅度上升，從0.024 9上升到0.035 5，這是由于2008年北京舉辦夏季奧運(yùn)會(huì)，溫州、上海、嘉興、紹興等一些傳統(tǒng)旅游城市受到一定的沖擊，旅游收入增長(zhǎng)幅度大幅減緩，地帶內(nèi)部差異縮小，但2009年中部地區(qū)的上海和杭州、北部的連云港等熱點(diǎn)旅游城市旅游業(yè)迅速回溫，導(dǎo)致地帶內(nèi)部城市之間差異有一定程度的增大.總體來(lái)看，長(zhǎng)三角濱海旅游經(jīng)濟(jì)地帶內(nèi)差異主要是由中部地區(qū)內(nèi)部差異引起的，其中中部地區(qū)地帶內(nèi)差異最大，南部地區(qū)地帶內(nèi)差異次之，北部地區(qū)地帶內(nèi)差異最小.

就各個(gè)地帶內(nèi)差異的動(dòng)態(tài)變化而言，從圖3可知，首先，中部地帶旅游經(jīng)濟(jì)發(fā)展較為發(fā)達(dá)，其泰爾指數(shù)從2002年的0.143 5下降到2012年的0.025 9，呈現(xiàn)先迅速縮小，再趨于平緩的發(fā)展趨勢(shì)，表明旅游經(jīng)濟(jì)越發(fā)達(dá)地區(qū)，內(nèi)部差異越小，同時(shí)中部地區(qū)正處于高度均衡的網(wǎng)絡(luò)化發(fā)展?fàn)顟B(tài)； 2003年中部地帶泰爾指數(shù)下降幅度最大，下降比率達(dá)38.5%，上海、杭州、嘉興等中部熱點(diǎn)旅游城市旅游總收入顯著下降，2003年3市的旅游總收入為614.63億元較2002年下降了62.2%； 2010年中部地帶泰爾指數(shù)有小幅度上升，增長(zhǎng)17.4%，上海、杭州旅游資源豐富、知名度較大，借助上海世博會(huì)契機(jī)吸引了大量旅游者，旅游總收入大幅提升，2010年上海旅游總收入達(dá)1 025.31億元，是中部地帶旅游總收入最低城市舟山的7.2倍.其次，南部地帶泰爾指數(shù)從2002年的0.022 3下降到2012年的0.008 3，表明南部各城市旅游經(jīng)濟(jì)發(fā)展趨勢(shì)較為一致.2003年泰爾指數(shù)值上升到0.049，溫州受到非典影響旅游收入減少，而臺(tái)州雖受到“非典”疫情影響，但舉辦了2003年中國(guó)烹飪王國(guó)游的主題活動(dòng)，使得旅游收入較2002年有一定幅度的增長(zhǎng)，增長(zhǎng)幅度為15.7%；此外，南部地帶泰爾指數(shù)2005年上升至0.030 9，增幅為19.3%，這是由于2005年溫州舉辦首屆蒼南旅游文化節(jié)，旅游總收入增長(zhǎng)幅度大于臺(tái)州旅游總收入增長(zhǎng)幅度，地帶內(nèi)差異拉大.第三，北部地帶旅游業(yè)發(fā)展水平相對(duì)落后，其泰爾指數(shù)呈現(xiàn)先下降后上升的態(tài)勢(shì)，表明北部地帶內(nèi)各城市旅游經(jīng)濟(jì)的發(fā)展正在打破原始低水平的均衡狀態(tài)，向極核發(fā)展階段演進(jìn).2002年～2004年北部地帶內(nèi)差異逐漸下降，從0.014 9下降到0.000 8，其中2003年下降幅度最大，降幅達(dá)83%，北部地帶旅游發(fā)展相對(duì)較好的南通受到“非典” 疫情的影響，2003年的旅游總收入明顯減少，與鹽城、連云港之間旅游總收入差異較?。?004 年～2012年北部地帶差異呈逐漸增大趨勢(shì)，從0.000 8上升到0.077 6，連云港依托優(yōu)越的地理區(qū)位和獨(dú)特的濱海旅游資源大力發(fā)展旅游業(yè)，成功舉辦了世界旅游日中國(guó)主場(chǎng)會(huì)場(chǎng)慶?；顒?dòng)、西游記文化節(jié)等旅游活動(dòng)，連云港的知名度、美譽(yù)度進(jìn)一步提升，老牌旅游城市南通舉辦了南通旅游風(fēng)情展示會(huì)、國(guó)際江海旅游節(jié)、菊花節(jié)、魅力東方迎世博等活動(dòng)，鹽城依據(jù)自身旅游資源特點(diǎn)，提出發(fā)展生態(tài)旅游理念，但由于受到旅游資源、交通、經(jīng)濟(jì)等方面影響，旅游發(fā)展相較于南通和連云港而言稍微落后.

表1 長(zhǎng)三角濱海地區(qū)旅游經(jīng)濟(jì)發(fā)展差異的泰爾指數(shù)分解及貢獻(xiàn)率Tab.1 Theil index decomposition and contribution rate of the coastal tourism economy in Yangtze River Delta

注：南部地區(qū)包括臺(tái)州、溫州；中部地區(qū)包括寧波、舟山、紹興、杭州、嘉興、上海；北部地區(qū)包括連云港、鹽城、南通.

3 長(zhǎng)三角地區(qū)濱海旅游經(jīng)濟(jì)時(shí)空差異演化發(fā)展的影響機(jī)制

3.1 面板數(shù)據(jù)模型設(shè)定及檢驗(yàn)

影響區(qū)域內(nèi)部城市之間旅游經(jīng)濟(jì)差異的因素眾多，根據(jù)長(zhǎng)三角地區(qū)濱海旅游發(fā)展的自身特點(diǎn)，本文將其區(qū)域差異發(fā)展的形成歸結(jié)于供給和需求兩大方面，其中供給影響因素分別為：(1)地區(qū)經(jīng)濟(jì)發(fā)展水平(gdp)：經(jīng)濟(jì)發(fā)展水平在一定程度決定了當(dāng)?shù)芈糜螛I(yè)的供給水平，但是由于各區(qū)域人口數(shù)量和面積的差異，國(guó)內(nèi)生產(chǎn)總值不能代表區(qū)域的發(fā)展水平，故這里采用人均國(guó)內(nèi)生產(chǎn)總值加以表征；(2)基礎(chǔ)設(shè)施條件(jc)：區(qū)域基礎(chǔ)設(shè)施的建設(shè)關(guān)系到區(qū)域旅游的可進(jìn)入性，本文選取公路里程數(shù)加以表征；(3)旅游人才規(guī)模(dscy)：這里采用第三產(chǎn)業(yè)從業(yè)人員數(shù)量加以反映，其表明區(qū)域第三產(chǎn)業(yè)對(duì)人才的吸納能力，從業(yè)人數(shù)越多，表明第三產(chǎn)業(yè)發(fā)展水平越高，旅游業(yè)的供給也越充分.需求影響因素包括：(1)地區(qū)消費(fèi)能力(rjkzp)：旅游需求受到時(shí)間、金錢(qián)等客觀條件限制，本文選取人均可支配收入表征旅游者需求的大??；(2)游客規(guī)模(lyrc)：本文采用入境旅游人次與國(guó)內(nèi)旅游人次之和全方位反映區(qū)域旅游需求狀況.長(zhǎng)三角地區(qū)11個(gè)沿海城市的經(jīng)濟(jì)發(fā)展水平、人口規(guī)模不同，也將會(huì)導(dǎo)致人均國(guó)內(nèi)生產(chǎn)總值、地區(qū)消費(fèi)水平等產(chǎn)生很大的區(qū)別，引起原始數(shù)據(jù)的獲得存在異方差性，為了消除數(shù)據(jù)的量綱、保證數(shù)據(jù)的可比性，所有數(shù)據(jù)均取對(duì)數(shù)形式，lnlvsr、lngdp、lnjc、lndscy、lnrjkzp、lnlyrc分別表示旅游總收入與人均國(guó)內(nèi)生產(chǎn)總值、基礎(chǔ)設(shè)施、第三產(chǎn)業(yè)從業(yè)人數(shù)、人均可支配收入、旅游總?cè)舜蔚膶?duì)數(shù).

根據(jù)面板數(shù)據(jù)模型設(shè)定形式的要求，構(gòu)造對(duì)數(shù)線性數(shù)據(jù)模型如下：

lnlysrit=αi+β1ilnrjgdpit+β2ilnrjkzpit+β3ilnjcit+β4ilndscyit+β5ilnlyrcit+μit.

對(duì)該模型設(shè)定形式進(jìn)行檢驗(yàn)可得N=11，T=11，k=5，據(jù)此建立模型分別得到S1=7.306492，S2=10.05088，S3=12.36961，根據(jù)公式(10)和(11)計(jì)算可得，F(xiàn)1=0.4131F0.05(60，55)，因此拒絕原假設(shè)H1：模型中的解釋變量系數(shù)和截距項(xiàng)對(duì)于所有截面成員都是相同的，即該模型形式為混合回歸模型，該模型不是混合回歸模型，接受假設(shè)H0：模型中解釋變量系數(shù)對(duì)于所有截面成員是相同的，但截距項(xiàng)不同，即認(rèn)為該模型形式為變截距模型，對(duì)數(shù)據(jù)進(jìn)行Hausman檢驗(yàn)，得出概率值P等于0.030 8，小于0.05，因此拒絕原假設(shè)，原假設(shè)為應(yīng)建立隨機(jī)效應(yīng)模型，對(duì)于該樣本數(shù)據(jù)應(yīng)該建立固定效應(yīng)變截距模型，即：

lnlysrit=α0+β1lnrjgdrit+β2lnrjkzpit+β3lnjcit+β4dscyit+β5lyrcit+μit.

3.2 面板數(shù)據(jù)單位根檢驗(yàn)和協(xié)整檢驗(yàn)

在對(duì)數(shù)據(jù)進(jìn)行協(xié)整分析之前，先要對(duì)數(shù)據(jù)的平穩(wěn)性進(jìn)行檢驗(yàn)，非平穩(wěn)的時(shí)間序列往往表現(xiàn)出共同的變化趨勢(shì)，而這些序列本身不一定有直接的關(guān)聯(lián).此時(shí)，對(duì)這些數(shù)據(jù)進(jìn)行回歸，盡管具有很高的擬合度，但是結(jié)果沒(méi)有任何實(shí)際意義，成為偽回歸或者虛假回歸.本文分別采用兩種面板數(shù)據(jù)單位根檢驗(yàn)方法，即相同單位根檢驗(yàn)LLC檢驗(yàn)和不同單位根檢驗(yàn)IPS檢驗(yàn)、Fisher-ADF檢驗(yàn)和Fisher-PP檢驗(yàn)對(duì)面板數(shù)據(jù)進(jìn)行單位根檢驗(yàn).如果這兩種檢驗(yàn)都拒絕存在單位根的原假設(shè)則說(shuō)此序列是平穩(wěn)的，反之則不平穩(wěn)，檢驗(yàn)結(jié)果見(jiàn)表2.由此可知，當(dāng)對(duì)6個(gè)變量對(duì)數(shù)進(jìn)行0階平穩(wěn)性檢驗(yàn)時(shí)，在5%的顯著性水平下4種檢驗(yàn)結(jié)果只有兩種拒絕存在單位根的零假設(shè)，所以6個(gè)變量的數(shù)據(jù)都是非平穩(wěn)的；而當(dāng)對(duì)6個(gè)變量的對(duì)數(shù)的一階差分進(jìn)行檢驗(yàn)時(shí)，4種檢驗(yàn)結(jié)果在5%的顯著性水平下都可以拒絕“存在單位根”的零假設(shè).由此可知lnlvsr、lngdp、lnjc、lndscy、lnrjkzp、lnlyrc的一階差分是不存在單位根的，綜合地判定各個(gè)時(shí)間序列的對(duì)數(shù)都是一階單整過(guò)程，因此可以進(jìn)行協(xié)整分析.

表2 一階差分值面板單位根檢驗(yàn)結(jié)果Tab.2 The unit root test results of the first-order differential value panel

注：(1)4種一階差分值面板單位根檢驗(yàn)的零假設(shè)均為存在單位根；(2)表格內(nèi)的數(shù)字表示對(duì)應(yīng)的面板單位根檢驗(yàn)的統(tǒng)計(jì)值，***、**、*分別表示在1%、5%、10%的顯著水平下拒絕原假設(shè).

考慮到面板數(shù)據(jù)的不穩(wěn)定性，應(yīng)用最小二乘法可能導(dǎo)致“偽回歸”.為此，需在單位根檢驗(yàn)的基礎(chǔ)上進(jìn)行協(xié)整檢驗(yàn)，以考察變量之間是否存在長(zhǎng)期均衡的關(guān)系.一般情況下，小樣本中panelADF統(tǒng)計(jì)量、groupADF統(tǒng)計(jì)量檢驗(yàn)結(jié)果較好，若協(xié)整檢驗(yàn)中各個(gè)統(tǒng)計(jì)量給出的判別結(jié)果出現(xiàn)矛盾，這里將重點(diǎn)考慮該兩個(gè)統(tǒng)計(jì)量所顯示的結(jié)果，協(xié)整檢驗(yàn)結(jié)果見(jiàn)表3.由此可知，Panelv統(tǒng)計(jì)量、Panelρ統(tǒng)計(jì)量、PanelPP統(tǒng)計(jì)量、PanelADF統(tǒng)計(jì)量、GroupPP統(tǒng)計(jì)量、GroupADF統(tǒng)計(jì)量基本上都在5%(或10%)的顯著性水平下拒絕原假設(shè)，所以存在面板協(xié)整關(guān)系，表明理論模型所表明的長(zhǎng)期均衡關(guān)系是存在的，即人均國(guó)內(nèi)生產(chǎn)總值、人均可支配收入、基礎(chǔ)設(shè)施、第三產(chǎn)業(yè)從業(yè)人數(shù)、旅游總?cè)舜闻c旅游收入增長(zhǎng)之間存在面板協(xié)整，具有長(zhǎng)期均衡的關(guān)系.

表3 面板協(xié)整檢驗(yàn)結(jié)果Tab.3 Panel cointegration test results

注：表格內(nèi)的數(shù)字表示對(duì)應(yīng)的協(xié)整檢驗(yàn)的統(tǒng)計(jì)值，***、**、*分別表示在1%、5%、10%的顯著性水平下拒絕原假設(shè).

3.3 面板數(shù)據(jù)模型擬合結(jié)果與分析

對(duì)面板數(shù)據(jù)模型進(jìn)行擬合估計(jì)，結(jié)果見(jiàn)表4.常數(shù)項(xiàng)C的估計(jì)值為1.704 188，其t統(tǒng)計(jì)量在1%的顯著性水平下通過(guò)檢驗(yàn)；常數(shù)項(xiàng)C表示的是長(zhǎng)三角地區(qū)各個(gè)沿海城市旅游總收入的平均水平.由于這里建立的是變截距模型，因此長(zhǎng)三角地區(qū)11個(gè)沿海城市的6個(gè)解釋變量對(duì)旅游總收入的系數(shù)估計(jì)值都是相同的.解釋變量人均國(guó)內(nèi)生產(chǎn)總值、人均可支配收入、基礎(chǔ)設(shè)施、旅游總?cè)舜螌?duì)旅游總收入的增長(zhǎng)具有顯著影響，而第三產(chǎn)業(yè)從業(yè)人數(shù)的系數(shù)估計(jì)值為負(fù)，t統(tǒng)計(jì)值不顯著，表明第三產(chǎn)業(yè)從業(yè)人數(shù)對(duì)長(zhǎng)三角沿海地區(qū)旅游總收入的增長(zhǎng)影響不顯著.

表4 面板數(shù)據(jù)模型估計(jì)結(jié)果Tab.4 Estimation results of panel data model

3.3.1 地區(qū)經(jīng)濟(jì)發(fā)展水平是促進(jìn)旅游總收入增長(zhǎng)的顯著因素 從長(zhǎng)三角沿海地區(qū)來(lái)看，該比重變化1%，旅游總收入將同向變動(dòng)0.2%.2012年上海、江蘇、浙江人均GDP較2011年分別增長(zhǎng)了7.5%、10.8%、9.2%，旅游總收入分別增長(zhǎng)了5.8%、15.8%、13%.地區(qū)經(jīng)濟(jì)水平的提升對(duì)當(dāng)?shù)芈糜谓?jīng)濟(jì)發(fā)展具有深遠(yuǎn)影響，經(jīng)濟(jì)發(fā)展能夠增加當(dāng)?shù)鼐用竦氖杖?，推?dòng)交通運(yùn)輸、基礎(chǔ)設(shè)施、餐飲住宿旅游設(shè)施等快速發(fā)展，為當(dāng)?shù)芈糜螛I(yè)發(fā)展和旅游經(jīng)濟(jì)的提升奠定良好的基礎(chǔ).無(wú)論從長(zhǎng)三角整個(gè)區(qū)域，還是從市域來(lái)看，城市經(jīng)濟(jì)發(fā)展對(duì)區(qū)域旅游經(jīng)濟(jì)的發(fā)展表現(xiàn)出明顯的正向促進(jìn)作用，且對(duì)這種促進(jìn)推動(dòng)作用逐漸加強(qiáng).

3.3.2 地區(qū)消費(fèi)能力對(duì)旅游總收入的增長(zhǎng)具有促進(jìn)作用 由表4可知，人均可支配收入增長(zhǎng)1%，旅游總收入將增長(zhǎng)0.41%.人均可支配收入的提高可以刺激服務(wù)性消費(fèi)的需求，長(zhǎng)三角海岸線漫長(zhǎng)，沿岸旅游資源豐富，擁有灘涂、生物、歷史遺跡等不同類(lèi)型的旅游資源，不同的城市具有不同的旅游風(fēng)光，11個(gè)沿海城市依據(jù)自身的特色和地理優(yōu)勢(shì)開(kāi)展各自的旅游活動(dòng)，互為區(qū)域內(nèi)部的客源地與目的地，加強(qiáng)區(qū)域內(nèi)游客的流動(dòng)性.

3.3.3 基礎(chǔ)設(shè)施條件對(duì)旅游總收入的增長(zhǎng)呈正向促進(jìn)作用 基礎(chǔ)設(shè)施投入增加1%，旅游總收入將增加0.11%.交通基礎(chǔ)設(shè)施對(duì)旅游經(jīng)濟(jì)的增長(zhǎng)具有重要的意義，交通基礎(chǔ)設(shè)施可以促進(jìn)旅游吸引物的開(kāi)發(fā)與游客數(shù)量的增加[15]，不僅能夠保留傳統(tǒng)意義上以旅游資源為導(dǎo)向的旅游地域結(jié)構(gòu)，同時(shí)能夠有力地提升旅游客源的區(qū)域流動(dòng)性.據(jù)統(tǒng)計(jì)，長(zhǎng)三角作為長(zhǎng)江流域經(jīng)濟(jì)帶的核心區(qū)，經(jīng)濟(jì)發(fā)達(dá)、區(qū)位優(yōu)越，其旅游基礎(chǔ)設(shè)施的建設(shè)相對(duì)于中國(guó)其他地區(qū)而言擁有優(yōu)越的先決條件[16].在此基礎(chǔ)上，增加沿海地區(qū)基礎(chǔ)設(shè)施建設(shè)能夠?yàn)槁糜谓?jīng)濟(jì)的發(fā)展提供時(shí)空上的擴(kuò)張，進(jìn)而從廣度上加強(qiáng)城市之間的旅游聯(lián)系強(qiáng)度.

3.3.4 游客規(guī)模對(duì)旅游收入的增長(zhǎng)呈正向促進(jìn)作用 旅游總?cè)舜卧黾?%，旅游總收入將增加0.33%.長(zhǎng)三角各個(gè)沿海城市接待國(guó)內(nèi)旅游人數(shù)和入境旅游人數(shù)存在顯著差異，以江蘇省沿海城市為例，2012年南通國(guó)內(nèi)旅游人數(shù)2 407.5萬(wàn)人次，連云港、鹽城依次為1 894.3萬(wàn)人次和1 536.8萬(wàn)人次；南通入境旅游44.08萬(wàn)人次、連云港14.47萬(wàn)、鹽城為8.01萬(wàn)人次，國(guó)內(nèi)旅游和入境旅游的飛速發(fā)展促進(jìn)了江蘇濱海城市的經(jīng)濟(jì)發(fā)展速度，推動(dòng)了第三產(chǎn)業(yè)的發(fā)展，加強(qiáng)了城市就業(yè)人口吸納能力，有效帶動(dòng)了當(dāng)?shù)芈糜萎a(chǎn)業(yè)的發(fā)展，極大地促進(jìn)了江蘇旅游經(jīng)濟(jì)收入的大幅提高.可以有效地提升當(dāng)?shù)氐穆糜问杖?，逐步提高旅游產(chǎn)業(yè)在當(dāng)?shù)貒?guó)民經(jīng)濟(jì)產(chǎn)業(yè)中的地位；另外一方面在無(wú)形中形成了強(qiáng)大的旅游吸引力，吸引更多的國(guó)內(nèi)外旅游者.

4 主要結(jié)論及政策建議

本文以長(zhǎng)三角濱海地區(qū)為研究對(duì)象，采用標(biāo)準(zhǔn)差、變異系數(shù)對(duì)其濱海旅游經(jīng)濟(jì)總體差異變化趨勢(shì)進(jìn)行分析，運(yùn)用具有可分解特性的泰爾指數(shù)對(duì)濱海旅游總體差異進(jìn)行分解，在此基礎(chǔ)上，采用2002年～2012年長(zhǎng)三角地區(qū)11個(gè)沿海城市的面板數(shù)據(jù)樣本，探討了長(zhǎng)三角濱海旅游經(jīng)濟(jì)空間差異及演化的影響因素和作用機(jī)制，得出如下結(jié)論：第一，長(zhǎng)三角濱海旅游經(jīng)濟(jì)呈現(xiàn)絕對(duì)差異逐漸增大、相對(duì)差異逐漸縮小的態(tài)勢(shì)，濱海旅游經(jīng)濟(jì)發(fā)展不均衡特征顯著.第二，泰爾指數(shù)分解結(jié)果表明，長(zhǎng)三角地區(qū)濱海旅游經(jīng)濟(jì)的總體差異整體上呈現(xiàn)逐年縮小的趨勢(shì)，總體差異主要是由地帶間差異造成的.地帶內(nèi)差異主要是由北部地區(qū)內(nèi)部差異引起的.南部和中部旅游發(fā)展基礎(chǔ)較好，其地帶內(nèi)部城市之間的差距越來(lái)越小，呈現(xiàn)趨于平緩的發(fā)展趨勢(shì)，而北部區(qū)域城市之間的差距卻越來(lái)越大，正在打破原始低水平的均衡狀態(tài)，走向極核發(fā)展階段.第三，運(yùn)用面板數(shù)據(jù)模型分析可知，人均國(guó)內(nèi)生產(chǎn)總值、人均可支配收入、旅游總?cè)舜魏突A(chǔ)設(shè)施條件對(duì)濱海旅游經(jīng)濟(jì)增長(zhǎng)均具有顯著的促進(jìn)作用.

基于此，本文提出促進(jìn)長(zhǎng)三角濱海旅游經(jīng)濟(jì)協(xié)調(diào)與均衡發(fā)展的相關(guān)政策建議.(1)加大對(duì)經(jīng)濟(jì)發(fā)展水平較弱的南通、鹽城、連云港等城市的扶持力度，通過(guò)經(jīng)濟(jì)發(fā)達(dá)城市上海、杭州等中部區(qū)域的經(jīng)濟(jì)輻射效應(yīng)來(lái)帶動(dòng)南部和北部區(qū)域的經(jīng)濟(jì)發(fā)展，推動(dòng)實(shí)現(xiàn)長(zhǎng)三角濱海旅游經(jīng)濟(jì)的協(xié)調(diào)發(fā)展和整體水平的提升.同時(shí)注重培養(yǎng)南部和北部地區(qū)內(nèi)部增長(zhǎng)極核，依托南通、連云港、溫州等經(jīng)濟(jì)發(fā)展條件較好的城市，打造長(zhǎng)三角次級(jí)旅游經(jīng)濟(jì)增長(zhǎng)極.(2)加快長(zhǎng)三角濱海旅游空間差異化開(kāi)發(fā)，優(yōu)勢(shì)互補(bǔ)，增強(qiáng)區(qū)域旅游發(fā)展的整體知名度.連云港北與山東相接，海灘風(fēng)光迤邐，適宜開(kāi)展海灘休閑體育旅游活動(dòng)；南通、上海擁有淤泥質(zhì)海灘，依據(jù)獨(dú)特的海邊旅游資源開(kāi)展具有特色的民俗休閑旅游；嘉興、紹興歷史悠久，景色秀麗，現(xiàn)存古跡眾多，人文景觀豐富，應(yīng)突出具有人文特色的濱海旅游開(kāi)發(fā)；寧波、舟山佛教旅游盛行，海濱佛教旅游獨(dú)樹(shù)一幟，但也造成了旅游產(chǎn)品結(jié)構(gòu)單一，創(chuàng)新性不足，寧波、舟山應(yīng)以自身佛教旅游資源為基礎(chǔ)，開(kāi)展佛教大會(huì)開(kāi)發(fā)佛教旅游特色產(chǎn)品和海洋專(zhuān)項(xiàng)旅游產(chǎn)品；臺(tái)州、溫州海邊自然風(fēng)光秀麗，氣候宜人，兼有江南的靈秀和北方的粗獷，適合開(kāi)展休閑度假旅游，同時(shí)，臺(tái)州、溫州商業(yè)繁華但是尚未形成具有強(qiáng)震撼力的綜合性旅游吸引物，旅游業(yè)中的“娛”和“購(gòu)”要素功能有待強(qiáng)化，應(yīng)大力開(kāi)發(fā)旅游者體驗(yàn)和參與性的娛樂(lè)項(xiàng)目，延長(zhǎng)旅游者在此逗留的時(shí)間.(3)重點(diǎn)發(fā)揮政府引導(dǎo)功能，加快濱海旅游欠發(fā)達(dá)區(qū)域旅游基礎(chǔ)設(shè)施建設(shè)水平，重點(diǎn)加大對(duì)北部、南部地區(qū)的支持，完善其旅游基礎(chǔ)設(shè)施和旅游服務(wù)設(shè)施，推進(jìn)濱海旅游經(jīng)濟(jì)的發(fā)展.

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The spatial-temporal evolution and mechanism of the coastal tourism economy difference in Yangtze River Delta

LIU Jia， XI Yidan

(School of Management， Ocean University of China， Qingdao, Shandong 266100)

To explore the spatial-temporal evolution and mechanism of the coastal tourism economy difference in the Yangtze River Delta, this work calculated the overall spatial difference, its composition and evolutional trend of the tourism economy of the eleven coastal tourist cities from 2002 to 2012 by utilizing standard deviation，variation coefficient and Theil index. Furthermore, we used panel data to model the main factors affecting the development of the tourism economy disparities in this area. The results show that∶1)the interurban difference of the coastal tourism economy in Yangtze River Delta is salient and fluctuating， with the absolute difference amplifing gradually andthe relative difference declining slowly；2)the overall spatial difference has been narrowing with a mild rate; the inter-zone difference is greater than the intra-zone difference and thus the main source of the overall difference; the evolution trend in the south, central and north part of this area is different from each other, with the tourism economy difference in the south and central part declining gradually and toning down, while that in the north part declining first and increasing later；3)the regional economic development level, the residents’ consumption capacity, infrastructure, tourism scale are significantly correlated with the coastal tourism economic development and comprise important factors affecting the spatial difference and evolution of the coastal tourism economy．

Yangtze River Delta； coastal tourism economy； spatial differentiation and dynamic evolution； formation mechanism

2014-11-25.

國(guó)家社會(huì)科學(xué)基金青年項(xiàng)目(12CGL059)；教育部人文社會(huì)科學(xué)重點(diǎn)研究基地重大培育項(xiàng)目(2012JDPY02)；國(guó)家旅游局旅游業(yè)青年專(zhuān)家培養(yǎng)計(jì)劃資助(TYETP201322)．

1000-1190(2015)04-0630-10

F061.5< class="emphasis_bold">文獻(xiàn)標(biāo)識(shí)碼： A

A

*通訊聯(lián)系人. E-mail: 15762285820@163.com.