李雙成+王俊霞

摘 要：通過國外游客的旅游消費帶動本地區(qū)經(jīng)濟(jì)的增長是旅游刺激經(jīng)濟(jì)的一種溢出效應(yīng)。以此為基礎(chǔ)，可以通過構(gòu)建面板數(shù)據(jù)模型來對京津冀三地區(qū)國際旅游收入與經(jīng)濟(jì)增長的關(guān)系進(jìn)行實證分析。結(jié)果發(fā)現(xiàn)：三地區(qū)的國際旅游收入分別對本地區(qū)經(jīng)濟(jì)增長具有不同的溢出效應(yīng)，但這種溢出效應(yīng)都能促進(jìn)其地區(qū)的經(jīng)濟(jì)發(fā)展。最后以此提出了通過促進(jìn)國際旅游消費來拉動地區(qū)經(jīng)濟(jì)增長的建議。

關(guān)鍵詞：京津冀；入境旅游；經(jīng)濟(jì)增長；面板模型

中圖分類號：F127；F590 文獻(xiàn)標(biāo)識碼：A 文章編號：1003-3890（2016）06-0018-04

一、引言

“十二五”旅游發(fā)展規(guī)劃確立了要把旅游業(yè)培育成戰(zhàn)略性支柱產(chǎn)業(yè)。隨著國民收入的持續(xù)增長以及民眾旅游意識的進(jìn)一步提高，近幾年來我國旅游業(yè)發(fā)展迅速。入境旅游作為衡量一國或地區(qū)旅游業(yè)國際化水平以及產(chǎn)業(yè)成熟度的標(biāo)志，其是旅游業(yè)的重要組成部分。京津冀是我國的政治文化中心，是繼“珠三角”“長三角”之后我國今后強(qiáng)力發(fā)展的第三極；同時它是我國北方最大和發(fā)達(dá)程度最高的經(jīng)濟(jì)核心區(qū)；因此，實現(xiàn)三地區(qū)協(xié)同發(fā)展是實現(xiàn)可持續(xù)發(fā)展的必然選擇。

關(guān)于入境旅游與經(jīng)濟(jì)增長，許多學(xué)者已進(jìn)行了相關(guān)研究并得出諸多結(jié)論。嚴(yán)偉賓 等（2013）通過對國外游客入境旅游消費與地區(qū)經(jīng)濟(jì)增長構(gòu)建面板數(shù)據(jù)模型，發(fā)現(xiàn)不同地區(qū)的外國游客入境旅游消費對經(jīng)濟(jì)增長具有不同的溢出效應(yīng)，這種溢出效應(yīng)能促進(jìn)北京、河北、內(nèi)蒙古、安徽、廣東和四川等省市的經(jīng)濟(jì)發(fā)展，但卻惡化了天津、上海、重慶、云南和陜西等省市的經(jīng)濟(jì)發(fā)展[1]。龐麗 等（2006）分析了入境旅游發(fā)展的區(qū)域差異，發(fā)現(xiàn)在東部地區(qū)入境旅游是經(jīng)濟(jì)增長的Granger原因；但是對于全國和中西部地區(qū)來說，兩者之間卻不存在顯著的因果關(guān)系[2]。厲新建 等（2015）通過計算京津冀入境旅游經(jīng)濟(jì)實際分布與理論分布的差距SKLD值，來測度三地之間的一體化水平；經(jīng)計算發(fā)現(xiàn)，京津冀入境旅游經(jīng)濟(jì)的SKLD值從1995年的1.820下降到2013年的0.201，京津冀入境旅游經(jīng)濟(jì)一體化的實際分布與理論分布差距縮小，一體化水平提升[3]。鄧麗蕓（2013）對京津冀三地入境旅游經(jīng)濟(jì)和入境旅游消費結(jié)構(gòu)兩個方面的發(fā)展概況進(jìn)行了對比分析，指出了三地入境旅游消費結(jié)構(gòu)發(fā)展存在的差異與問題，并掌握了京津冀三地入境旅游各消費項目的發(fā)展趨勢和優(yōu)劣程度，進(jìn)而明確了未來的調(diào)整方向[4]。

綜上所述，前人主要是對我國不同地區(qū)國際旅游收入差距進(jìn)行分析，或?qū)θ刖陈糜伟l(fā)展影響因素進(jìn)行研究，或者用截面數(shù)據(jù)以全國入境旅游為對象進(jìn)行宏觀研究；而對京津冀地區(qū)入境旅游的研究還不多，運用定量方法對其進(jìn)行實證分析的研究更是少見。因此，本文選取京津冀三地區(qū)近年來國際旅游消費與經(jīng)濟(jì)增長的面板數(shù)據(jù)，同時考慮時間與截面信息，對其建立面板模型，分析并對比京津冀三地區(qū)入境旅游對經(jīng)濟(jì)發(fā)展的效應(yīng)，以更好地把握京津冀地區(qū)入境旅游與經(jīng)濟(jì)發(fā)展整體的關(guān)系。

二、現(xiàn)狀分析

近年來，京津冀地區(qū)的國際旅游產(chǎn)業(yè)發(fā)展迅速。2013年，河北接待入境游客133.8萬人次，創(chuàng)匯5.86億美元，分別比2012年增長3.4%和7.5%。天津的旅游市場繁榮活躍，2013年全年接待國際旅客264.54萬人次，國際旅游外匯收入25.91億美元，分別比2012年增長13.0%和16.4%；其中，外國游客242.03萬人次，增長13.3%。繼而北京2013年入境旅游者人數(shù)和國際旅游外匯收入分別為450.1萬人次和47.95億美元，但與去年相比卻分別下降了10.1%和6.9%。

我們利用2004—2013年京津冀地區(qū)入境游客人數(shù)和國際旅游外匯收入的數(shù)據(jù)分別做了折線圖，以便于更清楚地來看近10年來這三地區(qū)入境旅游的發(fā)展情況。

從圖1可看出，近10年來北京的入境游客人數(shù)在三地區(qū)中一直居于首位，但呈現(xiàn)一個較大的波動趨勢，2004—2007年，其入境游客數(shù)近似呈直線上升趨勢，而之后開始下降，2008年之后又開始上升，直至達(dá)到2011年的最高點后又呈現(xiàn)下降趨勢。天津的入境游客人數(shù)在三地區(qū)中居于第二位，且一直呈現(xiàn)一個較穩(wěn)定的上升趨勢。近10年來河北的入境游客人數(shù)在三地區(qū)中居于末位，其變化趨勢與北京有些相似，也呈現(xiàn)一個波動趨勢，且2004—2006年，其入境游客數(shù)呈上升趨勢，而之后其入境游客人數(shù)開始下降，2008—1012年呈直線上升趨勢之后又開始上升，之后又急速下降。

從圖2可看出，近10年來北京的國際旅游外匯收入在三地區(qū)中一直居于首位，與其入境游客人數(shù)變化趨勢相類似，也呈現(xiàn)波動趨勢，2004—2007年，其近似呈直線上升趨勢，而之后開始下降，2009—2011年呈現(xiàn)上升趨勢，而之后又開始呈現(xiàn)下降趨勢。天津的國際旅游外匯收入在三地區(qū)中一直居于第二位，在2004—2013年呈現(xiàn)一個較穩(wěn)定的近似直線上升趨勢。近10年來河北的國際旅游外匯收入在三地區(qū)中一直居于末位，但也呈現(xiàn)略微波動，2004—2007年，其國際旅游外匯收入呈緩慢上升趨勢，而經(jīng)過2008年這一下降轉(zhuǎn)折點后，2009年其又呈現(xiàn)上升趨勢。

綜合圖1和圖2，我們可以看出，京津冀三地區(qū)的入境游客人數(shù)的變化與各自國際旅游外匯收入有著相似的變化趨勢。

三、指標(biāo)選擇與數(shù)據(jù)來源

地區(qū)經(jīng)濟(jì)的發(fā)展其實是一個比較寬泛的概念，目前，還沒有一個權(quán)威而且十分完美的經(jīng)濟(jì)統(tǒng)計指標(biāo)來代表或詮釋它。而且通過旅游業(yè)所拉動的經(jīng)濟(jì)增長也不應(yīng)該僅僅局限在收入水平的提高上，而更應(yīng)該是可持續(xù)經(jīng)濟(jì)整體實力的上升。因此對于因變量，暫選用大致能代表地區(qū)經(jīng)濟(jì)增長水平的指標(biāo)——地區(qū)生產(chǎn)總值，這也符合目前大眾學(xué)者關(guān)于經(jīng)濟(jì)指標(biāo)選取的思維。

關(guān)于自變量國際旅游消費的指標(biāo)，選用入境旅游者人均消費額，由國際旅游外匯收入與入境游客人數(shù)的比求得。再根據(jù)當(dāng)年人民幣對美元的平均匯率將入境旅游者人均消費數(shù)據(jù)的單位由美元/人折算為元/人。

因此，本文選取京津冀三地區(qū)2006—2013年的地區(qū)生產(chǎn)總值和入境旅游者人均消費額的面板數(shù)據(jù)，建立面板模型，來分析京津冀入境旅游與經(jīng)濟(jì)發(fā)展的的關(guān)系。為了消除異方差和數(shù)據(jù)波動帶來影響，對原序列g(shù)dp和tour分別取自然對數(shù)，得到較平穩(wěn)的序列，記為lgdp和ltour，這樣便于進(jìn)行彈性分析。數(shù)據(jù)來源于歷年《中國統(tǒng)計年鑒》《中國旅游統(tǒng)計年鑒》。

四、實證研究

（一）單位根檢驗

在進(jìn)行協(xié)整分析及建立模型之前，必須對數(shù)據(jù)進(jìn)行單位根檢驗來判斷其平穩(wěn)性。對面板數(shù)據(jù)的單位根檢驗可分為兩大類，分別是相同根情形下和不同根情形下的單位根檢驗，每一類又有各自的檢驗方法。為保證結(jié)論的可靠性，本文采用兩種檢驗方法：相同根情形下LLC（Levin-Lin-Chu）檢驗和不同根情形下Fisher-ADF檢驗、Fisher-PP檢驗。如果兩種方法均顯示拒絕“存在單位根”的原假設(shè)這一結(jié)下果，則此序列是平穩(wěn)的，反之則不平穩(wěn)。

由表1可知，對原序列l(wèi)gdp和ltour進(jìn)行檢驗，在5%的顯著性水平下三種方法都顯示接受“存在單位根”的原假設(shè)的結(jié)果，則兩個變量是非平穩(wěn)的；當(dāng)對一階差分序列Δlgdp和Δltour進(jìn)行檢驗時，三種檢驗方法的結(jié)果中只有一個可以拒絕原假設(shè)，則其是非平穩(wěn)的；當(dāng)對二階差分序列ΔΔlgdp和ΔΔltour進(jìn)行檢驗時，三種檢驗結(jié)果顯示全部拒絕原假設(shè)，則ΔΔlgdp和ΔΔltour是不存在單位根的。因此判定序列l(wèi)gdp和ltour同為二階單整過程，則接下來可以對其進(jìn)行協(xié)整分析。

（二）協(xié)整檢驗

面板數(shù)據(jù)模型的協(xié)整檢驗方法也有兩種，分別是由E-G兩步法推廣而成的檢驗方法（如Pedroni協(xié)整檢驗法和Kao協(xié)整檢驗法）和由Johansen跡統(tǒng)計量推廣而成的檢驗方法。

本文采用Pedroni檢驗和Kao檢驗，其檢驗結(jié)果如表2所示。由表2可見，Kao檢驗結(jié)果中，p值為0.0523；在Pedroni檢驗結(jié)果中，有四個統(tǒng)計量的p值小于0.05，因此，可以認(rèn)為在5%的臨界值水平下，lgdp和ltour存在協(xié)整關(guān)系。

（三）模型選擇

1. 面板模型概述。設(shè)有因變量yit與k×1維解釋變量xit=（x1，it，x2，it，…，xk，it）′，滿足線性關(guān)系

yit=αit+x′itβit+uit，i=1，2，…，N（1）

式（1）是考慮k個經(jīng)濟(jì)指標(biāo)在N個截面成員以及T個時間點上的變動關(guān)系。其中N為截面成員的個數(shù)，T為每個截面成員的觀測時期總數(shù)，參數(shù)αit為模型的常數(shù)項，βit為對應(yīng)于解釋變量向量xit的k×1維系數(shù)向量，k為解釋變量的個數(shù)。隨機(jī)誤差項uit之間相互獨立，且滿足零均值、等方差為σ2u的假設(shè)。

根據(jù)截距項向量α和系數(shù)向量β中各分量的不同限制與要求，將（1）式所描述的面板模型劃分為3種：無個體影響的不變系數(shù)模型、變截距模型和含有個體影響的變系數(shù)模型[5]。

2. 模型形式設(shè)定檢驗。在對面板模型進(jìn)行估計時，使用的樣本數(shù)據(jù)包含了截面、時期、變量3個方向上的信息。若模型形式選擇有誤，則估計結(jié)果將會與所要模擬的經(jīng)濟(jì)現(xiàn)象的現(xiàn)實偏離甚遠(yuǎn)。因此，建立面板模型之前必須進(jìn)行模型形式設(shè)定的檢驗，避免由于模型的選擇錯誤而導(dǎo)致參數(shù)估計無效。目前經(jīng)常使用的方法是協(xié)方差分析檢驗，它主要檢驗以下兩個假設(shè)：

其中，S1、S2和S3分別為變系數(shù)、變截距和不變系數(shù)模型的殘差平方和，k為解釋變量數(shù)，n為橫截面數(shù)，T為時期數(shù)[6]。

根據(jù)前面構(gòu)造的統(tǒng)計量，我們利用形式設(shè)定檢驗方法（N=3，k=1，T=8），還利用eviews8.0軟件求得：S1=2.679 964，S2=3.897 544，S3=13.847 19，由式（2）和（3）計算得到兩個F統(tǒng)計量分別為F1=0.608 79，F(xiàn)2=18.751 19。查F布表，在給定5%得顯著性水平下，得到相應(yīng)的臨界值為F1（2，18）=3.555，F(xiàn)2（4，18）=2.928。因為F2>2.928，則拒絕假設(shè)H2；又F1>3.555，所以也拒絕假設(shè)H1。因此，本文中模型采用變系數(shù)的形式。即形式如下：

lgdpit=αi+βi×ltourit+uit，i=1，2，3，t=1，2，…，T（4）

（四）模型估計結(jié)果

北京、天津、河北三地區(qū)的國際旅游外匯收入與GDP間存在協(xié)整關(guān)系；根據(jù)上述模型形式設(shè)定檢驗的結(jié)果，應(yīng)選擇變系數(shù)模型對三地區(qū)的國際旅游收入和經(jīng)濟(jì)增長關(guān)系進(jìn)行估計，結(jié)果見表3。

由表3可知，t統(tǒng)計量的p值均小于0.05，說明系數(shù)均顯著。從估計結(jié)果看，入境旅游收入的系數(shù)均大于0，說明京津冀三地區(qū)的入境旅游收入對GDP均存在正向拉動的作用，但其作用系數(shù)存在差異。其中，北京的入境旅游收入每增長一個百分點，其GDP將增長0.938 233個百分點；天津的入境旅游收入每增長一個百分點，GDP將增長0.958 847個百分點；而對于河北來說，其入境旅游收入每增長一個百分點，其GDP將隨之增長0.798 885個百分點。

從國外旅游收入來看，京津冀三地區(qū)的入境旅游消費確實能在一定程度上帶動當(dāng)?shù)亟?jīng)濟(jì)的發(fā)展，這從側(cè)面反映了三地區(qū)的入境旅游發(fā)展大體還是不錯的，說明其政府和旅游部門對入境旅游的規(guī)劃也較為科學(xué)合理，且地區(qū)政府能夠積極引導(dǎo)入境旅游發(fā)展模式，并通過吸引外國游客來拉動本地區(qū)的旅游消費。

五、結(jié)論及建議

本文以入境旅游者人均消費額與地區(qū)生產(chǎn)總值作為旅游經(jīng)濟(jì)效應(yīng)的衡量指標(biāo)，通過對京津冀三地區(qū)2006—2013年面板數(shù)據(jù)的協(xié)整檢驗以及面板模型的構(gòu)建分析京津冀三地區(qū)旅游經(jīng)濟(jì)效應(yīng)的差異與特征，主要得出以下結(jié)論與建議：

第一，盡管京津冀地區(qū)入境旅游者人均消費額和經(jīng)濟(jì)增長（GDP）的原時間序列及其一階差分序列均不平穩(wěn)，但其二階差分序列趨于平穩(wěn)；協(xié)整檢驗表明京津冀三地區(qū)入境旅游者人均消費額和經(jīng)濟(jì)增長（GDP）之間存在長期穩(wěn)定的比例關(guān)系，即協(xié)整關(guān)系。

第二，由面板數(shù)據(jù)模型的構(gòu)建可以看出，京津冀三地區(qū)的入境旅游者人均消費額對GDP的系數(shù)均大于零，說明入境旅游者消費對其地區(qū)經(jīng)濟(jì)增長均存在拉動作用。因此，政府可以通過促進(jìn)入境旅游的發(fā)展來帶動地區(qū)經(jīng)濟(jì)的增長。京津冀地區(qū)在大力發(fā)展國內(nèi)旅游的同時，其政府部門還應(yīng)積極制定發(fā)展入境旅游的相關(guān)政策，進(jìn)一步開拓國際旅游市場，提升京津冀地區(qū)對外國游客的旅游吸引力，進(jìn)而增加其國際旅游收入，并通過國際旅游消費對地區(qū)經(jīng)濟(jì)增長的拉動作用來增促進(jìn)京津冀本地區(qū)經(jīng)濟(jì)發(fā)展[7]。

第三，由京津冀面板模型的結(jié)果可得，北京、天津及河北三地區(qū)的入境旅游者人均消費額對GDP的系數(shù)分別為0.938 233、0.958 847和0.798 885，從中可看出，京津冀三地區(qū)的國際旅游收入對GDP的拉動作用存在明顯的差異；即天津的國際旅游收入對GDP的拉動作用最大，北京次之，而河北的國際旅游收入對GDP的拉動作用最小，且與其他兩地區(qū)相差較大?？梢?，河北入境旅游經(jīng)濟(jì)效應(yīng)較弱，對經(jīng)濟(jì)的帶動力度不夠大；這反映出目前河北的國際旅游發(fā)展還不足，其旅游業(yè)的發(fā)展可能更加依賴于國內(nèi)旅游部分。針對于此，應(yīng)深入了解河北省入境旅游客流的消費結(jié)構(gòu)，進(jìn)而合理的調(diào)整旅游產(chǎn)品，促使旅游消費由不合理狀態(tài)逐漸趨于合理。另外，河北的旅游服務(wù)項目要不斷拓新，在國家有關(guān)宏觀政策的引導(dǎo)下，要逐步開發(fā)農(nóng)業(yè)旅游、森林旅游、生態(tài)旅游以及扶貧旅游等多類型的旅游項目，以吸引外國游客的到來[8]。

第四，京津冀三地區(qū)在加強(qiáng)各自旅游發(fā)展的基礎(chǔ)上，還應(yīng)推進(jìn)地區(qū)間國內(nèi)外旅游業(yè)的交流與協(xié)作。我國應(yīng)進(jìn)一步加強(qiáng)文化上的溝通，促進(jìn)與國際組織以及部門間的交流與協(xié)作，消除隔閡與偏見，從而促進(jìn)京津冀整體形象的確立與改善。交流能加深彼此之間的了解，還可以學(xué)習(xí)一些國外旅游發(fā)展的先進(jìn)模式，進(jìn)而促進(jìn)本地區(qū)國際旅游的發(fā)展，可以促使入境旅游溢出效應(yīng)小的地區(qū)向效應(yīng)大的方向前進(jìn)。最終以期達(dá)到通過入境旅游對國內(nèi)地區(qū)經(jīng)濟(jì)發(fā)展的正向溢出效應(yīng)來帶動京津冀整體經(jīng)濟(jì)的增長的目的。

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責(zé)任編輯：高鐘庭