王誠慶，王明康

(1.中國社會科學(xué)院財經(jīng)戰(zhàn)略研究院，北京 100028；2.中國社會科學(xué)院研究生院，北京 102488)

一、引 言

進入21世紀(jì)以來，我國城市化進程明顯加快，據(jù)國家統(tǒng)計局的數(shù)據(jù)顯示，我國城市化率由2001年的37.7%上升至2016年的57.4%，高速發(fā)展的城市化帶來了經(jīng)濟水平的提升、產(chǎn)業(yè)結(jié)構(gòu)的升級與社會轉(zhuǎn)型，已成為我國社會經(jīng)濟發(fā)展的重要推動力之一。城市化水平提升是否也能有效推動旅游業(yè)發(fā)展?專家學(xué)者進行了相應(yīng)的研究，并基本做出了肯定的回答。Mullins首次提出“旅游城市化”的概念[1]，Edwards等認(rèn)為城市的快速發(fā)展能夠為國內(nèi)游客提供交通、通訊、服務(wù)等旅游便利條件[2]。楊亞麗、孫根年著重分析了城市化對我國國內(nèi)旅游的推動作用及其時空差異，認(rèn)為城市化在客源市場開拓、資源開發(fā)、產(chǎn)品創(chuàng)新及接待設(shè)施完善等方面對國內(nèi)旅游業(yè)的發(fā)展發(fā)揮了重要作用[3]。高維忠深入探究了城市化影響區(qū)域旅游經(jīng)濟增長的機理特征，并得出無論全國尺度還是區(qū)域尺度，城市化水平對旅游經(jīng)濟均能夠起到不同程度的助推作用[4]。此外，學(xué)者對于入境旅游問題的研究多數(shù)集中于客源市場結(jié)構(gòu)[5-6]、游客空間流向[7]、游客消費服務(wù)[8-10]及旅游經(jīng)濟時空差異[11-12]等方面，在城市因素影響入境旅游方面，學(xué)者們提出城市旅游環(huán)境[13]、城市旅游產(chǎn)品、區(qū)位、距離、知名度[14-15]及城市職能結(jié)構(gòu)[16]等因素均能夠?qū)θ刖陈糜萎a(chǎn)生顯著影響。由此可見，城市化影響國內(nèi)旅游方面的研究較為直接與系統(tǒng)，而對于城市化是否有效影響入境旅游卻缺乏系統(tǒng)性的研究與實證檢驗。基于此，本研究主要運用計量經(jīng)濟學(xué)相關(guān)方法及Eviews8.0計量工具，選取1996-2015年間的時間序列數(shù)據(jù)，從入境(“境”特指關(guān)境，下同)旅游規(guī)模及效益兩個層面，深入研究城市化水平對我國入境旅游的影響作用，以彌補當(dāng)前理論文獻研究的不足，也為提升我國入境旅游發(fā)展質(zhì)量提供新的思路與視角。

二、城市化影響入境旅游的作用機理

從理論上而言，我國城市化水平能夠在一定程度上促進入境旅游發(fā)展，這主要與城市化所產(chǎn)生的資源要素集聚效應(yīng)密切相關(guān)。眾所周知，我國城市化水平的提升能夠有效促進資源、產(chǎn)業(yè)、科技、人才及品牌的集聚，為提升城市入境旅游水平提供良好的條件及基礎(chǔ)。首先，城市化水平的提升能夠為城市旅游基礎(chǔ)設(shè)施及服務(wù)設(shè)施的改善、文化資源的挖掘維護與特色景觀的營造提供充足的資金及其他資源支撐，由此帶來的航空、鐵路等交通通達性及景觀吸引力等明顯提升，為入境旅游者提供良好的便利條件。其次，城市化水平提升帶動了產(chǎn)業(yè)集聚與升級，城市產(chǎn)業(yè)結(jié)構(gòu)日趨優(yōu)化，通訊、金融、教育、培訓(xùn)及商務(wù)會議等服務(wù)業(yè)發(fā)展迅速，改善了城市化營商環(huán)境，不僅為入境旅游發(fā)展提供了顯著的產(chǎn)業(yè)支撐，同時也提升了以商務(wù)會議為主的部分客源市場的吸引力。再次，城市化促進了科技與人才的集聚，不僅提升接待設(shè)施及景觀的科技含量，而且為入境旅游提供良好的人才儲備，提升其服務(wù)素質(zhì)及管理水平。最后，城市本身對于入境旅游提升至關(guān)重要，城市發(fā)展成就及品牌塑造提升了其入境旅游知名度，而城市本身的市民要素、文化氛圍、城市文明等軟實力構(gòu)成了旅游業(yè)發(fā)展的獨特吸引力要素，提升了城市的入境旅游形象，成為我國入境旅游的重要品牌支撐。城市化對入境旅游業(yè)的作用框架如圖1所示。

圖1 城市化影響入境旅游的作用框架

三、研究方法

(一)協(xié)整檢驗

在計量經(jīng)濟學(xué)范疇內(nèi)，如果直接對時間序列數(shù)據(jù)進行回歸分析，可能會出現(xiàn)由于數(shù)據(jù)非平穩(wěn)性導(dǎo)致的“虛假回歸”，影響回歸結(jié)果的有效性，但如果兩個非平穩(wěn)的時間序列數(shù)據(jù)的線性組合是平穩(wěn)的，則兩序列之間存在長期均衡關(guān)系，協(xié)整檢驗正是基于這一思想。針對兩序列的協(xié)整檢驗一般采用E-G兩步檢驗法，通過協(xié)整方程殘差序列平穩(wěn)性判斷序列協(xié)整關(guān)系是否存在。由于本研究所采用的城市化與入境旅游規(guī)模及效益的數(shù)據(jù)均為時間序列數(shù)據(jù)，數(shù)據(jù)可能存在非平穩(wěn)的問題，因此需要進行城市化與入境旅游規(guī)模及效益之間的協(xié)整分析，判斷其是否存在長期均衡關(guān)系。

(二)Granger因果關(guān)系檢驗

Granger因果關(guān)系檢驗主要通過變量發(fā)生時間的先后順序來判斷因果關(guān)系，如果X是Y變化的原因，則X變化應(yīng)發(fā)生在Y變化之前，則在Y對Y滯后項進行回歸分析過程中，加入X的滯后項能夠顯著增強回歸解釋能力，那么X是Y的Granger原因，否則，X是Y的非Granger原因，城市化與入境旅游規(guī)模及效益之間的協(xié)整檢驗僅能判斷其是否存在長期均衡關(guān)系，而不能有效驗證是否存在典型的因果關(guān)系，本研究擬用Granger因果關(guān)系檢驗判斷城市化與入境旅游規(guī)模及效益之間是否存在因果關(guān)系。

四、指標(biāo)選取及數(shù)據(jù)處理

(一)指標(biāo)選取與數(shù)據(jù)來源

本研究主要從規(guī)模與效益兩個角度全面衡量城市化對我國入境旅游的影響，因此選取入境旅游人次與旅游外匯收入分別代表我國入境旅游規(guī)模及效益。本研究主要基于16個客源市場規(guī)模及旅游六要素收入來分別深入分析城市化對入境旅游規(guī)模及效益的影響作用，根據(jù)國家旅游局的相關(guān)統(tǒng)計標(biāo)準(zhǔn)，入境旅游市場可分為港澳臺游客市場與外國游客市場兩部分，本研究所選取的16個客源市場包括香港與澳門地區(qū)、臺灣地區(qū)、韓國、日本、泰國、馬來西亞、新加坡、菲律賓、蒙古、英國、德國、俄羅斯、美國、加拿大及澳大利亞。由于港澳臺市場份額占入境旅游總規(guī)模的80%左右，13個外國客源市場的年均份額大都在2%以上，其總份額占所有外國游客市場總份額的70%以上，因此樣本具有一定代表性。本研究所選取的長途交通、游覽、住宿、餐飲、商品銷售、娛樂等旅游六要素收入占旅游外匯總收入的85%以上，因此也具有一定代表性。采用“城鎮(zhèn)人口占總?cè)丝诒戎亍眮砗饬砍鞘谢剑芯康臅r間序列數(shù)據(jù)取自于1996-2015年度的《中國統(tǒng)計年鑒》與《中國旅游統(tǒng)計年鑒》。

(二)數(shù)據(jù)處理

在計量分析之前，本研究對相應(yīng)數(shù)據(jù)進行預(yù)處理。首先，為消除1998年亞洲金融危機、2003年非典、2008年汶川地震與2009年全球金融危機等突發(fā)性事件對入境旅游造成的異常波動，本研究運用本底趨勢線理論[17]對這四個異常年份的入境旅游數(shù)據(jù)進行修正。其次，為消除匯率與價格波動因素影響，本研究按當(dāng)年匯率均價將旅游外匯收入由美元換算成人民幣，并運用GDP平減指數(shù)進行消脹處理。再次，為消除異方差影響，本研究對所有指標(biāo)數(shù)據(jù)進行對數(shù)化處理。

通過表1與表2相關(guān)分析可以發(fā)現(xiàn)，我國城市化水平與各客源市場規(guī)模的相關(guān)系數(shù)大多都在0.9以上，最小也在0.65以上。與此同時，城市化水平與入境旅游各要素收入的相關(guān)系數(shù)均在0.8以上，這說明城市化與我國入境旅游規(guī)模及效益相關(guān)程度較高，為計量經(jīng)濟學(xué)的深入分析提供了依據(jù)。

表1 城市化與入境旅游市場規(guī)模相關(guān)系數(shù)

表2 城市化與入境旅游效益相關(guān)系數(shù)

此外，在協(xié)整檢驗之前，本研究主要通過ADF單位根檢驗來驗證城市化、入境旅游規(guī)模及入境旅游效益變量數(shù)據(jù)的平穩(wěn)性。結(jié)果證實城市化、入境旅游規(guī)模變量及入境旅游效益變量的數(shù)據(jù)存在單位根，而經(jīng)過一階差分后的序列不存在單位根，因此序列一階單整，符合協(xié)整分析的要求。①限于篇幅，單位根檢驗結(jié)果不在此全面列出。

五、結(jié)果分析

(一)規(guī)模影響分析

1.協(xié)整分析

通過E-G兩步法，以城市化水平為自變量，入境旅游規(guī)模為因變量進行協(xié)整檢驗，其結(jié)果見表3。

從表3可以看出，我國城市化水平與臺灣地區(qū)、蒙古及美國等客源市場規(guī)模協(xié)整方程的殘差序列在1%的顯著性水平上是平穩(wěn)的，與港澳地區(qū)、韓國、泰國、馬來西亞、新加坡、菲律賓、德國、加拿大及澳大利亞等客源市場規(guī)模協(xié)整方程的殘差序列在5%的顯著性水平上呈現(xiàn)平穩(wěn)性，與日本及英國等客源市場規(guī)模協(xié)整方程殘差序列的平穩(wěn)性通過了10%的顯著性檢驗，而與俄羅斯的客源市場規(guī)模協(xié)整方程殘差序列平穩(wěn)性均未通過1%、5%與10%的顯著性檢驗，這顯示了除俄羅斯以外，我國城市化水平與其余15個客源市場規(guī)模的協(xié)整關(guān)系成立，即存在明顯的長期穩(wěn)定的均衡關(guān)系，但這種均衡關(guān)系是否是因果關(guān)系卻有待驗證。

表3 城市化與入境旅游規(guī)模協(xié)整檢驗

2.Granger因果關(guān)系分析

通過Granger因果關(guān)系檢驗可以進一步確定城市化與入境旅游規(guī)模的因果關(guān)系。鑒于Granger因果關(guān)系檢驗對模型滯后階數(shù)較為敏感，本研究采用“LR最大”與“AIC、SC最小”準(zhǔn)則確定模型最優(yōu)滯后階數(shù)，具體見表4。

表4 城市化與入境旅游規(guī)模Granger因果關(guān)系檢驗

通過表4可以看出，在1%的顯著性水平下，城市化是蒙古市場規(guī)模的Granger原因，在5%顯著性水平下，是美國市場規(guī)模的Granger原因，而在10%顯著性水平下，是臺灣地區(qū)、泰國、馬來西亞、菲律賓、德國及加拿大游客市場規(guī)模的Granger原因，而城市化與港澳地區(qū)、韓國、日本、新加坡、英國、俄羅斯及澳大利亞市場規(guī)模并不存在明顯的Granger因果關(guān)系。由此可見，城市化顯著推動了蒙古、美國、臺灣地區(qū)、泰國、馬來西亞、菲律賓、德國及加拿大客源市場規(guī)模的擴大，而對其他客源市場規(guī)模的推動作用并不顯著。

總體而言，我國城市化發(fā)展能夠成為我國臺灣、東南亞及歐美多數(shù)入境旅游客源市場規(guī)模擴張的重要動力，究其原因，入境旅游者主導(dǎo)動機及旅游特征在城市化影響其市場規(guī)模的過程中起著至關(guān)重要的調(diào)節(jié)作用。以商務(wù)為主導(dǎo)目的的臺灣地區(qū)游客已占據(jù)三成比例[18]，而隨著中國與東南亞地區(qū)經(jīng)貿(mào)活動日益頻繁，商務(wù)會議已成為東南亞游客主要旅華動機[19]。因此，城市化水平提升帶動了城市基礎(chǔ)設(shè)施的完善及商務(wù)環(huán)境的優(yōu)化，極大便利了臺灣地區(qū)與東南亞多數(shù)客源市場商務(wù)旅游者的體驗活動。此外，雖然歐美多數(shù)國家游客的主導(dǎo)動機以觀光休閑為主，但其在華游覽城市數(shù)量及逗留時間遠(yuǎn)超過日韓游客[20-22]，對于擁有入境、中轉(zhuǎn)、集散乃至旅游目的地功能的城市的設(shè)施、環(huán)境及服務(wù)具有更加深切的感知。

相反，城市化發(fā)展對于港澳地區(qū)、日韓及俄羅斯等客源市場規(guī)模擴張的推動作用并不明顯，具體而言，雖然香港地區(qū)與澳門地區(qū)的商務(wù)游客占很大比例，但其中很大部分屬于往返珠三角與港澳地區(qū)的一日游游客[23]，在我國珠三角地區(qū)城市逗留時間較少，城市化感知程度相對較弱，而俄羅斯與我國開展的邊境貿(mào)易較為頻繁，其客流主要集中于黑龍江、內(nèi)蒙古及新疆等東北與西北地區(qū)，其較低的城市化水平對俄羅斯游客市場的推動作用有限。日韓市場主要以走馬觀花式的團體觀光游客為主，相對于其他歐美客源市場，在城市逗留時間相對較短，消費水平較低，都市旅游體驗的深度相對不足。

(二)效益影響分析

1.協(xié)整分析

以城市化為自變量，入境旅游效益為因變量，使用E-G兩步法進行協(xié)整檢驗，檢驗結(jié)果見表5。

表5 城市化與入境旅游效益協(xié)整檢驗

從表5可以看出，我國城市化水平與游覽、餐飲、商品銷售及娛樂等收入構(gòu)成要素的協(xié)整方程殘差序列平穩(wěn)性通過了1%的顯著性水平檢驗，與長途交通及住宿的協(xié)整方程殘差序列平穩(wěn)性分別通過了5%與10%的顯著性水平檢驗，這顯示了我國城市化水平與入境旅游六要素收入均存在顯著的協(xié)整關(guān)系，即存在長期穩(wěn)定的均衡關(guān)系，但這種均衡關(guān)系是否是因果關(guān)系同樣需要進行Granger因果關(guān)系檢驗。

2.Granger因果關(guān)系分析

通過Granger因果關(guān)系檢驗進一步有效確定城市化與入境旅游效益的因果關(guān)系。通過“LR最大”與“AIC、SC最小”準(zhǔn)則確定模型最優(yōu)滯后階數(shù)，具體結(jié)果見表6。

表6 城市化與入境旅游效益Granger因果關(guān)系檢驗

在選取最優(yōu)滯后1期的情況下，在1%、5%與10%的顯著性水平上，城市化分別是娛樂、長途交通及商品銷售收入的單向Granger原因，在5%的顯著性水平上與游覽存在雙向Granger因果關(guān)系，而與住宿、餐飲不存在明顯的Granger因果關(guān)系，這說明了我國城市化發(fā)展能夠有效推動娛樂、長途交通、商品銷售及游覽等方面的入境旅游收入提升，而對住宿及餐飲收入提升的推動作用有限。

究其原因，城市化發(fā)展必然帶動城市交通基礎(chǔ)設(shè)施完善與服務(wù)提升，對于交通樞紐城市而言更是如此，極大便利入境游客的中轉(zhuǎn)與集散。此外，我國當(dāng)前城市化水平的提升更多呈現(xiàn)出城市規(guī)模擴張的態(tài)勢，不僅促進了大量的商場、購物中心、步行街與娛樂設(shè)施規(guī)?；ㄔO(shè)及完善，提升了入境游客購物與娛樂的消費體驗水平。而且還催生了大量人造景觀及各類型主題公園，不僅門票價格遠(yuǎn)高于其他類型景觀，而且消費結(jié)構(gòu)相對于其他類型景點景觀更加多元化，提升了城市景觀游覽效益。而相比之下，伴隨著城市擴張，住宿及餐飲設(shè)施大規(guī)模建設(shè)，市場容量接近飽和，削價競爭明顯，住宿及餐飲微利行業(yè)格局逐漸形成，由此使得諸多涉外住宿及餐飲企業(yè)效益得不到明顯提升。

六、結(jié)論與建議

運用計量經(jīng)濟學(xué)分析工具，通過協(xié)整檢驗與Granger因果關(guān)系檢驗，深入分析城市化對我國入境旅游的規(guī)模及效益的影響作用，其主要結(jié)論如下:

首先，除俄羅斯外，我國城市化水平與港澳臺地區(qū)、日本等其余15個客源市場規(guī)模存在長期均衡關(guān)系，并且成為蒙古、美國、臺灣地區(qū)、泰國、馬來西亞、菲律賓、德國及加拿大等客源市場規(guī)模擴大的重要推動力，而對港澳地區(qū)、韓國、日本、新加坡及等客源市場規(guī)模推動作用不顯著。其次，我國城市化水平與長途交通、游覽、商品銷售、娛樂、住宿及餐飲旅游六要素收入均存在長期均衡關(guān)系，并顯著推動了娛樂、長途交通、商品銷售及游覽等方面入境收入的提升，而對住宿及餐飲方面的入境旅游收入提升作用不大。

根據(jù)我國城市化水平對入境旅游規(guī)模及效益的影響作用的相關(guān)結(jié)論，本研究提出以下政策建議:

第一，提升城市管理水平，優(yōu)化商業(yè)環(huán)境，豐富城市旅游產(chǎn)品類型，打造知名城市旅游品牌，推動都市旅游業(yè)與商業(yè)、地產(chǎn)、會議、物流等業(yè)態(tài)融合發(fā)展，提升對港澳臺、日韓及東南亞商務(wù)游客的吸引力。

第二，在城市建設(shè)過程中，既要加強特色景觀的保護，也要注重城市文化內(nèi)涵的提升，著力突出城市的旅游元素與功能，既要推動城市旅游業(yè)態(tài)創(chuàng)新，也要優(yōu)化城市旅游人文與生態(tài)環(huán)境，使入境游客對于我國大多數(shù)城市定位由交通中轉(zhuǎn)地與集散地向重要旅游目的地轉(zhuǎn)變，提升我國城市對于入境觀光游客的吸引力。

第三，注重城市旅游功能的發(fā)揮，提升城市交通、景觀、購物及娛樂設(shè)施及服務(wù)的品質(zhì)，擺脫門票經(jīng)濟依賴，促進入境旅游消費多元化發(fā)展。其中，在城市化建設(shè)中積極提升餐飲及住宿行業(yè)的產(chǎn)業(yè)效益。在積極控制城市高星級酒店規(guī)?；A(chǔ)上，積極發(fā)展經(jīng)濟型酒店及連鎖型酒店，促進城市酒店行業(yè)集團化、網(wǎng)絡(luò)化發(fā)展，培育具有國際競爭力的城市酒店品牌。與此同時，積極扶持城市特色餐飲企業(yè)建設(shè)，積極挖掘傳統(tǒng)民間小吃及文化型傳統(tǒng)菜品，打造具有國際知名度的餐飲品牌及集團。

[1]MULLINS P.Tourism Urbanization[J].International Journal of Urban and Regional Research，1991，15(3):326-342.

[2]EDWARDS D，GRIFFIN T，HAYLLAR B.Urban Tourism Research:Developing an Agenda[J].Annals of Tourism Research，2008，35(4):1032-1052.

[3]楊亞麗，孫根年.城市化推動我國國內(nèi)旅游發(fā)展的時空動態(tài)分析[J].經(jīng)濟地理，2013，33(7):169-175.

[4]高維忠.城市化影響區(qū)域旅游經(jīng)濟增長的機理與特征[J].旅游研究，2016，8(1):38-44.

[5]韓立寧，吳晉峰，任瑞萍，等.1995—2010年間中國入境旅游客源國結(jié)構(gòu)動態(tài)研究[J].地域研究與開發(fā)，2013，32(1):81-85.

[6]王克軍.主要客源國對中國入境旅游市場的貢獻分析[J].旅游學(xué)刊，2017，32(1):32-41.

[7]張春暉，馬耀峰，吳晶，等.供需視角下西部入境旅游流與目的地耦合協(xié)調(diào)度及其時空分異研究[J].經(jīng)濟地理，2013，33(10):174-181.

[8]何瓊峰，李仲廣.基于入境游客感知的中國旅游服務(wù)質(zhì)量演進特征和影響機制[J].人文地理，2014，(1):154-160.

[9]黃毅，馬耀峰，薛華菊.中國入境旅游服務(wù)質(zhì)量時空態(tài)勢演變與區(qū)域影響因素[J].地理學(xué)報，2013，68(12):1689-1701.

[10]席建超，甘萌雨，吳普，等.中國入境游客旅游消費總體趨勢與區(qū)域差異:1996-2005年[J].地理研究，2010，29(4):738-747.

[11]王凱，易靜，李皓.中國入境旅游發(fā)展的時空差異演變分析:1991—2010[J].人文地理，2014，(1):134-140.

[12]郭永銳，張捷，盧韶婧，等.中國入境旅游經(jīng)濟空間格局的時空動態(tài)性[J].地理科學(xué)，2014，34(11):1299-1304.

[13]董亞娟，馬耀峰，李振亭，等.西安入境旅游流與城市旅游環(huán)境耦合協(xié)調(diào)關(guān)系研究[J].地域研究與開發(fā)，2013，32(1):98-101.

[14]烏鐵紅，張捷，李文杰，等.中國入境旅游經(jīng)濟發(fā)展水平的空間格局演變及成因[J].干旱區(qū)資源與環(huán)境，2009，23(5):189-194.

[15]萬緒才，王厚廷，傅朝霞，等.中國城市入境旅游發(fā)展差異及其影響因素[J].地理研究，2013，32(2):337-346.

[16]宣國富.中國入境旅游規(guī)模結(jié)構(gòu)的省際差異及影響因素[J].經(jīng)濟地理，2012，32(11):156-161.

[17]孫根年.中國境外旅游本底趨勢線的建立及科學(xué)意義[J].地理科學(xué)，1998，18(5):442-448.

[18]宋瑞.2015-2016年中國旅游發(fā)展分析與預(yù)測[M].北京:社會科學(xué)文獻出版社，2016:313.

[19]李永樂.東南亞旅華游客若干特征研究[J].東南亞縱橫，2009，(9):24-28.

[20]中國旅游輿情傳播智庫.英國來華旅游輿情調(diào)查報告[N].中國旅游報，2014-11-21(010).

[21]中國旅游輿情傳播智庫.美國來華旅游輿情調(diào)查報告[N].中國旅游報，2014-11-7(010).

[22]劉凱麗，馬耀峰，張佑印.旅華日本、韓國游客旅游特征及偏好分析[J].河北師范大學(xué)(自然科學(xué)版)，2007，31(2):268-272.

[23]李旭，秦耀辰，寧曉菊，等.中國入境游客旅游目的地選擇特征及變化[J].資源科學(xué)，2014，36(8):1635-1644.