宋昌耀 賈 然 厲新建

（1. 北京大學政府管理學院 北京 100871；2. 北京第二外國語學院旅游管理學院 北京 100024）

一、問題的提出

進入21世紀以來，我國入境旅游發(fā)展呈現出疲軟態(tài)勢。2001年至2005年我國入境旅游人次增長率達到7.91%，2006年至2010年該項數據下降到2.21%，2011年至2013年則分別為1.24%、—2.2%和—2.51%（中國旅游研究院，2014），入境旅游從快速發(fā)展到發(fā)展速度放緩甚至停滯，與蓬勃發(fā)展的國內旅游及出境旅游比較，顯得相形見絀。面對中國入境旅游發(fā)展的持續(xù)低迷問題，不同機構與專家提出各自見解。如中國旅游研究院認為入境旅游不景氣是中國入境旅游在經歷高速發(fā)展以后向常態(tài)復歸的現象（中國旅游研究院，2013），具體原因為入境旅游客源國市場與目的地選擇的結構性調整及發(fā)展水分的擠出；魏小安（2014）認為國內部分旅游城市入境游客數量同比增速放緩或呈現負增長態(tài)勢為發(fā)展常態(tài)，不僅符合事物發(fā)展的客觀規(guī)律，而且從側面彰顯出我國入境旅游市場發(fā)展的新機遇，作為排名全球入境目的地前五位的國家之一，中國具備進一步發(fā)展的潛力，總體向好成為后續(xù)調整的必然方向。除對我國入境旅游發(fā)展內在邏輯進行宏觀分析外，面對入境旅游市場下滑的態(tài)勢，相關學者亦具體指出了與之構成潛在因果關系的微觀要素，如旅游商業(yè)環(huán)境和基礎設施欠佳及旅游監(jiān)管架構不完善（World Economic Forum，2017）、用卡環(huán)境限制（中國旅游研究院，2015）、營銷乏力（吳必虎，2015）、簽證政策過緊（王興斌，2013）、匯率波動（王良舉、李萬蓮，2012）等。其中，簽證政策對我國入境旅游的制約已經成為共識，影響甚至決定著入境旅游的進一步發(fā)展。

國外學者較早關注到簽證政策對于入境旅游的作用（Neumayer，2010），例如學者們分別以美國（Neiman & Swagel，2009）、日本（Lee，Song &Bendle，2010）、土耳其（Balli，Balli & Cebeci，2013；Karaman，2016）為研究對象，測量了簽證政策對入境旅游的影響作用（Lawson & Roychoudhury，2016），反映出寬松的簽證政策所帶來的積極效益。同時，我國獨特的國情亦成為國際學者展開簽證政策與入境旅游關系探討的研究對象，相關學者分別就我國內地居民赴臺灣地區(qū)（Su，Lin & Liu，2012）、香港地區(qū)（Cheng，2012；Liu & McKercher，2014）簽證寬松度的演變開展研究，分析積極的政策條件所帶來的正面影響。也有學者以中國特殊事件為背景，以標準旅游需求函數為研究起點，綜合考慮宏觀經濟變量的多方面要素，得出簽證限制對國家級、地市級經濟發(fā)展的雙重消極影響（Song，Gartner & Tasci，2012），并在后續(xù)研究中探討奧運會期間入境旅游不升反降的現象，將其歸因于我國嚴格的簽證政策制約，再次反映出簽證政策對入境旅游的顯著影響（Li & Song，2013）。

不難發(fā)現，簽證政策已成為國內外學者探討我國入境旅游問題的主要關注點之一，其作用不容忽視。然而，以《全球旅游業(yè)競爭力報告》為例，我國已連續(xù)在3個統(tǒng)計周期內（2013年、2015年、2017年）在“簽證辦理”這一統(tǒng)計指標上保持第129位，處在有統(tǒng)計的全球136個國家的尾部（World Economic Forum，2013/2015/2017），與全球一體化趨勢仍存在顯著差距，嚴重影響了我國在全球范圍內旅游業(yè)的競爭力表現。實際上，我國政策制定方在一定程度上已經意識到簽證政策的局限與不足。自2013年起，我國在采取“規(guī)范簽證”等措施后，積極出臺簽證便利化與簡化舉措，截至目前已有51個國家的公民具備72小時與144小時過境免簽政策資格。在此背景下，我國入境旅游發(fā)展也逐漸呈現企穩(wěn)回升的態(tài)勢。

那么，簽證政策在對促進入境旅游增長方面的有效性究竟如何？這需要采用科學的方法進行驗證。相比于中文文獻更多采用定性論述，英文文獻中已有研究基于時間序列數據（Lee，Song & Bendle，2010；Cheng，2012）或面板數據（Karaman，2016；Czaika & Neumayer，2017）進行實證檢驗，通過將簽證政策設為虛擬變量作為影響因素納入回歸方程中，分析其對國際旅游的影響。然而，多數研究都難以克服因遺漏變量和選擇性偏差而產生的內生性問題，因此不足以有力地證明二者間因果關系。實際上，研究者在對簽證政策有效性的評估過程中需要克服以下困難：第一，由于只能觀察到簽證政策發(fā)生后的入境旅游經濟績效，無法觀測實施該項政策的地區(qū)不實施該項政策的“反事實情形”，故而導致難以對政策實施效果進行直接測度。為此，本文將采用反事實檢驗的方法進行驗證。反事實檢驗旨在測度研究對象在有無外界沖擊兩種情形下的績效差別，由于外界沖擊已經發(fā)生，尋找“真實的”如果沒有外界沖擊的情況下研究對象的發(fā)展結果最為關鍵。第二，即便能夠對積極的簽證政策進行準確評估，但由于政策實施行為是內生的，政策實施地區(qū)的選擇存在挑選贏家的行為，亦即存在選擇偏差（selection bias），換句話說，即便不采用積極的簽證政策，這些政策實施地區(qū)也會出現入境旅游績效的改善，內生性的存在導致政策績效評估的偏誤。為評估簽證政策對入境旅游經濟績效的影響，并在“反事實框架”下準確評估這一政策效果，本文采用傾向得分匹配—雙重差分法（PSM-DID）進行驗證。其中，雙重差分法和傾向得分匹配法分別用來克服上述第一個和第二個困難。

本文的學術貢獻有3點：第一，研究視角上，專門論證了簽證政策對入境旅游的影響，從而為簽證政策的進一步改革提供理論支撐；第二，研究內容上，對過境免簽政策進行梳理并進行有效性論證，分析過境免簽政策的動態(tài)效應及其在時間上的變化趨勢；第三，研究方法上，首次將更為前沿的傾向得分匹配—雙重差分法（PSM-DID）引入旅游政策的論證中，有助于推進旅游管理與旅游經濟研究的深入開展。本文后續(xù)安排如下：第二部分概述過境免簽政策并確定研究對象；第三部分進行研究設計；第四部分為實證結果；第五部分為結論和建議。

二、過境免簽政策概述

總體而言，我國過境免簽政策歷經了24小時（48小時）—72小時—144小時的成倍式階段性發(fā)展過程。實行之初，除上海機場口岸于2000年率先針對20個國家的公民實施48小時過境免簽政策之外，我國其他城市在機場口岸普遍實施的是24小時過境免簽政策。隨著我國國際地位的不斷提高，更多游客選擇將中國作為國際航程的中轉地，24小時的免簽時長顯然不足以滿足市場需求。在此背景下，2013年1月1日，北京、上海率先正式實施72小時過境免簽政策，拉開了我國重點城市72小時免簽政策的序幕，隨后廣州、成都、重慶、沈陽、大連、西安、桂林、昆明、廈門、武漢、天津、哈爾濱、南京、青島、長沙等地先后申請并將此政策賦予實施，將我國過境免簽時長順利延長至72小時。為支持上海科創(chuàng)中心建設，2016年1月30日起，上海各開放口岸、江蘇南京航空口岸、浙江杭州航空口岸對51個國家的人員實施144小時過境免簽政策，以實現長三角地區(qū)相關口岸過境免簽政策聯(lián)動，我國過境免簽政策亦首次實現了時間、空間兩個維度的延伸。在長三角地區(qū)過境免簽政策積極效應的帶動下，2017年12月28日起，京津冀地區(qū)144小時過境免簽政策也正式實施，來自全球53個國家、持有效國際旅行證件和前往第三國（地區(qū)）聯(lián)程客票的外國人可選擇在京津冀三地停留6天，從而促進北京、天津、河北三地的協(xié)同發(fā)展。

北京作為我國入境旅游者首選的目的地之一，在過境免簽政策實施方面具有表率性意義。為進一步貫徹落實“國務院關于加快發(fā)展旅游業(yè)、努力把旅游業(yè)培育成國民經濟戰(zhàn)略性支柱產業(yè)”的重要指示精神，北京市政府提出了“在北京口岸實行對部分外國人適當延長過境免簽時限政策”的申請，并于2012年4月28日獲國務院批準，自2013年1月1日起對45個國家持有第三國簽證和聯(lián)程機票的外國人在北京口岸實行72小時過境免簽政策。就政策效果而言，一方面，入境免簽政策的頒布著實具備了提升北京旅游吸引力、提振入境旅游市場的深遠意義；但另一方面，該政策雖對國際旅客在北京中轉有所促進，但效果遠不如預期。以首都機場為例，2014年國際旅客量達到2 073萬人次，僅約2萬人次享受了入境免簽政策的便利，占中轉時間逾24小時的國際轉國際旅客總數的28%。究其原因，相關學者分別從宏觀背景、頂層設計、市場需求、限定條件、推廣力度、產品與服務配套6個方面給出了解釋（中國民航報，2015）。

可以發(fā)現，過境免簽政策的實施產生了一定的效果，但是并沒有達到政策制定者所設想的規(guī)模。為此，本文以2013年至2016年北京72小時過境免簽政策為案例，選取京津冀城市群作為研究樣本，驗證過境免簽政策的實際效果。選擇京津冀地區(qū)作為研究樣本，一是因為此地區(qū)是我國入境旅游經濟一體化的樣板地區(qū)之一（厲新建、宋昌耀、張飛飛，2015），案例地本身具有一定的代表性；二是由于包括西城、東城、海淀、朝陽等16區(qū)在內的北京市是實施過境免簽政策的地區(qū)，而天津市以及河北省11個城市并沒有實施該項政策，這便于在比較中檢驗過境免簽政策實施對入境旅游的提升作用。

三、研究設計

1. 研究方法

雙重差分法（Difference-in-differences，DID）是經典的評估政策有效性的驗證方法，在設定處理組（實施過境免簽政策）和對照組（未實施過境免簽政策）的基礎上通過差分的方法消除不同分組之間的共同特征并且控制不可觀測但不隨時間變動的組間差異，得到兩組地區(qū)在政策實施后入境旅游績效的平均差異，進而測度過境免簽政策對入境旅游的平均處理效應（Average Treatment Effect on the Treated，ATT）。

雙重差分法的使用具有一定的前提條件，它要求政策變量與因變量變動不相關，亦即在政策實施前實施地區(qū)與未實施地區(qū)的發(fā)展軌跡須是平行的（共同趨勢假定），否則會造成選擇偏誤問題，導致估計結果有偏誤且偏向未知（Besley & Case，2000）。為滿足這一假定，可以采用傾向得分匹配法（Propensity Score Matching，PSM）與雙重差分法相結合來提高估計結果的準確性（Heckman，Ichimura & Todd，1998）。

傾向得分匹配法可以控制處理組與對照組之間不可觀測且不隨時間變化的組間差異（Heckman，LaLonde & Smith，1999）。此方法的核心邏輯是針對樣本數據中不存在實施過境免簽政策地區(qū)在沒有實施此項政策情況下的入境旅游績效的“反事實情形”，采用半參數估計方法估計實施地區(qū)未實施該項政策的傾向得分值，進而為實施地區(qū)選擇匹配特征盡可能接近的未實施地區(qū)，保證處理組與對照組在政策實施前的發(fā)展軌跡基本“平行”。

總之，本文采用PSM-DID方法對過境免簽政策的入境旅游增長效應進行驗證，能夠提高分析過程的有效性和科學性。

2. 計量模型

本文的基本計量模型為：

式（1）中，被解釋變量inboundit表示i地區(qū)t時期入境旅游人次的對數；policyit是政策虛擬變量，如果樣本屬于處理組（實施過境免簽政策地區(qū)）取值為1，相反，如果樣本屬于對照組（未實施過境免簽政策地區(qū)）取值為0；timeit為時間虛擬變量，政策實施前取值為0，政策實施后取值為1；Xit為控制變量；αi和γt分別表示個體效應和時間效應；Vit為隨機干擾項。PSM-DID方法重點關注估計系數β3，衡量的是過境免簽政策的凈效應，即過境免簽政策對入境旅游的促進作用。

為確保估計模型的穩(wěn)健性，在借鑒已有理論與文獻的基礎上，本文設定的控制變量Xit包括：（1）旅游資源稟賦（resource）。入境游客更傾向于選擇高等級旅游吸引物，如國家級及以上的旅游資源和世界遺產、國家歷史文化名城、國際風景名勝區(qū)、國家自然保護區(qū)等。計算各地區(qū)旅游資源稟賦的豐度以及品位（權重分別為18、7、4、2）的加權對數值，豐度及品位的權重分別為50%。（2）生態(tài)環(huán)境（pollution）。生態(tài)環(huán)境是影響入境旅游的重要因素，特別是近些年的霧霾天氣成為制約入境旅游發(fā)展的主要因素（唐承財、劉霄泉、宋昌耀，2016；唐承財、馬蕾、宋昌耀，2017）。由于霧霾主要由二氧化硫、可吸入顆粒物等物質組成，選取各地區(qū)二氧化硫排放量和工業(yè)粉塵排放量的加權對數值作為生態(tài)環(huán)境的負向指標，權重分別為50%。（3）對外聯(lián)系程度（FDI）。入境旅游既包括消遣型旅游也包括事務型旅游，吸引外資水平可以反映一個地區(qū)的對外經濟聯(lián)系程度，選取地區(qū)實際利用外商投資額的對數表征對外聯(lián)系程度。（4）基礎設施（investment）?；A設施反映一個地區(qū)的設施水平和服務能力，直接影響入境游客滿意度，選取固定資產投資的對數值表征基礎設施發(fā)展水平。（5）經濟發(fā)展水平（GDP）。該項指標是地區(qū)知名度、吸引力的綜合體現，采用地區(qū)生產總值的對數值作為表征。

需要指出的是，根據Abadie（2005）的研究，用于估計傾向得分的協(xié)變量既應影響地區(qū)的入境旅游水平，同時也應影響地區(qū)過境免簽政策的實施，以降低樣本自選擇效應對實證結果的影響。為此，本文將上述控制變量作為傾向得分匹配法的協(xié)變量進行匹配。

為考察過境免簽政策實施的動態(tài)效果，本文引入多期DID模型，將政策虛擬變量與政策實施后的年份的虛擬變量構造交乘項，從而判斷政策實施的階段性效果。修正后的計量模型如下：

其中，T為過境免簽政策開始實施的時期，policyit×timeit表示政策與年份的交乘項，考察該年度過境免簽政策的實施效果。

3. 數據來源與描述性統(tǒng)計

本文使用2008年至2016年的面板數據進行實證分析，在一定程度上可以解決遺漏變量所導致的內生性問題。其中，2008年至2012年為政策未實施期，2013年至2016年為政策實施期，與實施該項政策的處理組（北京16區(qū)）以及未實施該項政策的對照組（天津及河北11市）共同構成雙重差分方法的使用前提。

關于分析所使用的的數據來源，入境旅游人次指標主要來自各地區(qū)統(tǒng)計公報①需要說明的是，京津冀三地統(tǒng)計的入境游客中包括一定比例的來自我國港澳臺地區(qū)的游客，然而這部分游客并不受過境免簽政策的影響。但由于難以獲取京津冀地區(qū)外國人入境旅游數據，故而采用總體的入境旅游數據作為替代。，旅游資源稟賦指標主要來自各類型景區(qū)的統(tǒng)計網站，生態(tài)環(huán)境、外商投資額、固定資產投資、地區(qū)生產總值指標則來自《中國城市統(tǒng)計年鑒》和《北京區(qū)域統(tǒng)計年鑒》。

表1報告了計量模型中參與回歸分析的各變量的描述性統(tǒng)計結果，包括樣本量、均值、標準差、最小值和最大值。

表1 描述性統(tǒng)計結果Tab.1 Descriptive statistics

四、實證檢驗

1. 基于PSM-DID的過境免簽政策效應評估

為考察數據集是否符合共同趨勢假設，本文以入境旅游人次作為被解釋變量，以政策虛擬變量作為解釋變量，驗證處理組與對照組的差異是否影響入境旅游人次。表2模型（1）表明，是否為政策實施組（policy）對入境旅游人次具有顯著影響，在0.01顯著性水平下顯著表明政策的實施效果并非隨機的，亦即原始數據并不滿足共同趨勢假設。

為構造“反事實情形”從而使實施過境免簽政策的分組與對照組具有共同趨勢，本文采用傾向得分匹配法進行匹配。采用馬氏距離方法進行一對一的傾向得分匹配，結果如表3，即模型（2）所示。比較匹配前后結果可以發(fā)現，相比匹配前的數據，匹配后的數據的均值偏差、中位數偏差均顯著降低，匹配效果較好（表4）。進而采用匹配后的數據再次進行共同趨勢檢驗，表2模型（3）表明依據匹配后的數據，政策虛擬變量并不顯著影響入境旅游人次，即匹配后的數據滿足共同趨勢假定。

表2 共同趨勢檢驗Tab. 2 Common trend hypothesis test

表3 匹配回歸結果［模型（2）］Tab. 3 Regression results of matching［model（2）］

表4 匹配前后結果比較Tab. 4 The results of before and after the matching

采用匹配后的數據和雙重差分法對過境免簽政策的入境旅游增長效應進行檢驗（表5），結果顯示，平均處理效應為0.679，在0.05的顯著性水平下正向顯著，即過境免簽政策顯著促進了北京入境旅游人次的增長，實施過境免簽政策平均能使地區(qū)入境旅游人次增加0.679%。這一數值雖小，但顯示出過境免簽政策的有效性。這一結論與Song、Gartner和Tasci（2012）對中國簽證政策的研究結果一致。采用時間—個體雙固定效應模型的回歸結果依然穩(wěn)健。

表5 基于雙重差分法的平均處理效應檢驗［模型（4）結果］Tab. 5 Average treatment effect test based on DID method［results of model（4）］

過境免簽政策對入境旅游增長效應的有效性主要來自兩個方面：第一，符合過境免簽政策的國際旅客轉化為入境游客。依據北京首都國際機場股份有限公司的數據統(tǒng)計，2013年72小時過境免簽政策實施后，截至2016年，國際旅客年均增長25.1%（杜強，2018）。可以確定，這些國際旅客中有相當一部分轉化成為北京市的入境游客（2014年這一比例為28%），促進了北京市入境旅游經濟績效的增長。第二，進行過境免簽政策宣傳的同時加大了對北京旅游形象的宣傳。過境免簽政策的制定者在宣傳該項政策的過程中向潛在國際旅客進行北京旅游產品的推廣，間接激發(fā)潛在目標群體的旅游動機，進而促使其在北京開展旅游活動?？傮w而言，過境免簽政策顯著推動了北京入境旅游的增長，雖然這一效應在絕對值上相對較小，但這與能夠享受這一政策的國際旅客總體規(guī)模有關（楊波，2015），因此啟示政策制定方對該項政策進行修訂以覆蓋更多的群體。

2. 過境免簽政策的時間效應

考慮到公共政策實施的時間效應問題，本文將2013年過境免簽政策實施以來的各年份納入回歸方程中，結果如表6所示。其中，模型（5）（6）（7）分別是混合回歸模型（OLS）、固定效應模型（FE）和隨機效應模型（RE）?；诿姘鍞祿C合F檢驗和Hausman檢驗（Hausman檢驗P值為0.095 2），可知固定效應更佳。模型（6）中交叉項系數是本文關注的重點?？梢园l(fā)現，自2013年過境免簽政策實施以來，交叉項系數大小呈現倒U型變化，2016年該政策的估計系數不顯著。這反映出過境免簽政策的實施具有以下特征：第一，過境免簽政策的入境旅游增長效應顯著。雖然個別年份估計系數不顯著，但總體來看，過境免簽政策顯著地促進了入境旅游的增長。政策效應是當即有效的，這也符合該項政策的特點；并且在實施的第二年達到最大值（2014年享受免簽的旅客量較上年有較大幅度的增長）（史博利，2015），這是由于政策的宣傳和實施具有一定的遲滯性。72小時過境免簽政策的推介主要依賴旅游企業(yè)，缺乏政府層面統(tǒng)一制定的有針對性的宣傳方案，單純依靠企業(yè)行為推廣這一政策，效果顯現較慢（中國民航報，2015）。第二，該項政策的實施效果具有一定的短期性特征。雖然總體而言是顯著的，但是從總體趨勢上看，估計系數越來越小，甚至在2016年已經不顯著。換句話說，該政策存在一定的缺陷致使其難以持續(xù)發(fā)揮預期效應。究其原因，這既與宏觀環(huán)境有關，也與該項政策本身的局限性有關。宏觀層面，不景氣的全球經濟走勢制約著我國入境旅游的發(fā)展；微觀層面，對免簽游客嚴格限定區(qū)域及時間，免簽國家的航線與我國航空公司航線網絡匹配程度較低，較為粗放和滯后的政策宣傳策略，以及缺乏相應的旅游產品開發(fā)與服務配套，都體現出該項政策在頂層架構層面未集成合力，從而造成了在持續(xù)吸引入境旅游上的乏力。這就有待在政策后續(xù)實施中進一步改進，以形成更強的拉動力。

表6 過境免簽政策的時間效應檢驗Tab. 6 Time effect test for visa-free policy

續(xù)表

自2011年起，北京和上海開始積極申請實行72小時過境免簽政策，2012年獲國務院批準，2013年開始實施。因此作為穩(wěn)健性檢驗，將2011年和2012年的交叉項納入回歸方程中，其估計系數并不顯著，表明過境免簽政策有效性的回歸結果并不具有隨機性。綜上，可以認為本文的回歸結果是顯著且穩(wěn)健的。

五、結論與建議

本文以京津冀地區(qū)為例，基于2008年至2016年的面板數據，創(chuàng)新性地采用傾向得分匹配—雙重差分方法對過境免簽政策的入境旅游增長效應進行驗證。結果顯示，過境免簽政策顯著地促進了入境旅游的發(fā)展，且此項政策的促進效應當即有效。但是隨著時間的推移，礙于宏觀經濟形勢不景氣以及該項政策的缺陷，使得過境免簽政策促進入境旅游增長的有效性有所下降。

基于以上結論，本文提出以下建議：第一，實施更為積極的簽證政策。簽證政策的積極作用不言而喻，過境免簽政策有效地推動了入境旅游的增長。（1）政府層面應當積極推動過境免簽政策的宣傳，促使更多的潛在國際旅客了解該項政策。（2）延長旅客過境期間在境內的停留時間，如韓國對擁有指定第三國簽證的旅客實施停留長達30天的過境免簽。（3）優(yōu)化進出口岸規(guī)定。實現全口岸開放，并實現政策實施地區(qū)內不同口岸的進出，從而實現不同地區(qū)和口岸之間的聯(lián)動。第二，提升對外聯(lián)系程度。（1）堅持擴大開放力度，加強與國外在經濟、貿易、文化方面的往來，提升目的地知名度和美譽度。（2）處理好航線與航權的關系，實現航權與航線的匹配。積極開拓具有過境免簽資格國家的航線，同時擴大過境免簽政策國家的范圍。第三，加強旅游品牌推廣力度。在打造旅游目的地吸引力的同時，更應該加強旅游目的地的品牌推廣。（1）優(yōu)化目的地營銷策略，有針對性地對中轉型國際旅客進行目的地推廣。（2）積極開發(fā)與過境免簽政策相符合的入境旅游產品，充分考慮過境免簽旅客的時間限制、口岸要求和旅游偏好，提高過境免簽旅客的轉化率。

本文具有一定局限性。由于數據可獲得性的限制，本文未將天津市各區(qū)作為獨立個體進行分析，使得文章在對直轄市市轄區(qū)的處理上有所差別，此外，也難以將我國港澳臺地區(qū)游客從入境游客總量中剝離。以全國尺度為研究對象，將所有實施過境免簽政策的城市作為處理組，其他城市作為對照組進行雙重差分分析，是未來研究進一步探討的方向。