劉素君，陳 雨

（1.海南大學外國語學院，海南 ?？?570228；2.桂林電子科技大學電子工程與自動化學院，廣西 桂林 541004）

一、引 言

建設國際旅游消費中心，是國家賦予海南“三區(qū)一中心”發(fā)展戰(zhàn)略定位之一，也是海南全面深化改革開放實現高質量發(fā)展的著力點。國際旅游需要跨越國（境）界，游客必須獲得客源地和目的地的出入境許可方可成行，而且游客獲取簽證過程中也會或多或少產生一些經濟、心理方面的成本。因此，簽證制度便利化對海南國際旅游消費中心建設有著天然的影響。簽證政策過緊不僅是21世紀以來我國入境旅游持續(xù)疲軟狀態(tài)的重要制約因素，也是我國旅游業(yè)大而不強的重要原因。據世界經濟論壇（WEF）發(fā)布的《2019年旅游業(yè)競爭力報告》，盡管中國在自然資源、旅行費用和人文資源方面均具有優(yōu)勢，但由于國際開放度、旅游環(huán)境等得分偏低，中國的全球旅游競爭力排名僅為第13位。為支持海南進一步對外開放和國際旅游消費中心建設，經國務院批準，國家移民管理局對海南入境旅游免簽政策進行全面升級，自2018年5月1日起，赴海南旅游的免簽旅游團國家由26國擴大到59國，外國游客入境海南的免簽停留時間延長至30天，并放寬免簽人數限制。這是近年來我國在簽證便利化方面最重要的開放舉措。此前，我國先后實施“港澳（臺）同胞往來內地（大陸）通行證持有者免簽”“APEC商務旅行卡持有者免簽”，對日本等十余個國家的單方面免簽或互免簽證，在部分重點城市和區(qū)域范圍內實施“24/72/144小時”過境免簽，以及在桂林實施東盟十國旅游團六天入境免簽。目前國內外相關研究仍限于主觀政策建議，鮮有對這些政策實施效果的科學、客觀的量化評估，導致很多政策性研究結論缺乏理論依據和實證支撐，難以為決策部門統(tǒng)籌優(yōu)化入境旅游免簽政策提供參考。因此，采用科學方法量化現有入境旅游簽證政策的試點效果，無疑是重要的和迫切的。

逐步實施更大范圍適用免簽入境政策，是《海南自由貿易港建設總體方案》中人員進出自由便利的重要內容。《中共中央國務院關于支持海南全面深化改革開放的指導意見》也明確要求“及時總結59國外國人入境旅游免簽政策實施效果，加大出入境安全措施建設，為進一步擴大免簽創(chuàng)造條件”。但考慮到海南59國入境免簽政策實施時間尚短，還難以獲得足夠的基礎數據來科學評價其實際效果，故本文以于2015年在桂林實施的針對東盟十國旅游團六天入境免簽政策為準實驗，采用反事實政策評價的倍差法評估免簽證政策對地區(qū)入境旅游的影響，試圖為評價我國入境免簽政策實施效果及政策優(yōu)化建議提供實證依據。海南的免簽政策在類型（均為入境免簽而非過境免簽）和模式（均為旅行社邀請接待）上跟桂林實施的免簽政策并無本質不同，但在內容上所覆蓋的國家范圍更廣、允許的停留時間更長、要求的團隊人數放寬至個人，因此本文研究對海南自由貿易港探索實施更加便利的出入境管理政策也有一定的決策參考價值。

二、文獻回顧

簽證被普遍認為是入境旅游的“水龍頭”，簽證限制會嚴重阻礙我國入境旅游的發(fā)展。但是，免簽政策對跨境旅游的影響究竟有多大呢？Neumayer較早關注了簽證限制對雙邊入境旅游的影響，他收集了1995—2005年間100多個國家的面板數據，其研究表明簽證限制會使雙邊旅行平均減少52%～63%[1]。Karaman的類似研究也表明一個國家設置的簽證限制會對內向流動性產生平均29%的不利影響，對于一個幾乎免簽證旅行的國家來說，這種負面影響會更大[2]。上述研究似乎表明國家間的簽證限制會對國家的入境旅游需求產生嚴重的負面影響。但是Artal-Tur等的研究卻指出，簽證限制對國際旅客的流動有顯著影響，然而這種影響比以前的估計要低，造成結論產生差異的主要原因是實證模型的設計[3]。以往的文獻對各國之間無法觀察到的異質性缺乏控制，而Artal-Tur等對國家固定效應進行了控制，克服了這一類型文獻中常見的估計限制問題。隨后Neumayer進一步的研究也表明，在控制國家異質性后，雙邊簽證限制對旅游業(yè)的流入僅減少了約20%[4]。類似的研究如：Neiman和Swagel發(fā)現盡管簽證政策在“911事件”后發(fā)生了變化，但在控制了經濟和特定國家因素后，這些變化并不是減少赴美旅行的重要因素[5]。Czaika也表示限制性簽證政策的威懾和偏離效應對于簽證政策更加寬松的國家可能會產生一些積極的外部性[6]，以上文獻說明了簽證政策的效應存在區(qū)域間異質性，且結論的準確度取決于模型的設定。關于某個特定國家樣本方面的研究，Lawson和Roychoudhury認為寬松的簽證政策可以為入境旅游帶來積極的效益[7]。Lee等研究了免簽政策對韓國旅客赴日旅游的影響，發(fā)現免簽最多可讓入境人數增長20%[8]，也有學者分別以美國[5]、土耳其[9]為研究對象，測量了簽證政策對入境旅游的影響作用，實驗結果均證實了上述觀點。

隨著我國入境免簽政策的試點，國內學者也開始關注簽證政策對入境旅游的影響。楊閩芳等利用32個客源國在2009—2015年入境中國的短面板數據，研究免簽對客源國入境旅游需求的影響程度，結果顯示免簽對客源國入境中國的旅游需求有顯著積極的影響，免簽便利化分數每增加1%，客源國入境旅游需求將增加約0.37%[10]；劉祥艷等采用亨氏指數法分析簽證便利度對出境旅游的影響，結果表明免簽目的地國家的數量對出境旅游率具有正向影響，每增加一個免簽目的地數量，出境旅游率的增長幅度在0.10%～0.26%之間[11]；宋昌耀等檢驗了我國過境免簽政策對入境旅游的促進效應[12]；王亞輝和吳云超創(chuàng)新性地從簽證類型視角出發(fā)，論證了APEC商務旅行卡持有者免簽制度對入境旅游的促進作用[13]。關于國家間特定樣本的研究方面，我國獨特的國情成為國際學者探討簽證政策與入境旅游關系的研究對象，他們分別就中國內地居民赴中國臺灣[14]及中國香港等地區(qū)[15-16]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。陳衛(wèi)等基于1995—2016年的13個客源國入境游數據，研究簽證政策的施行對海南國際旅游的影響，結果表明2000年頒布的“免簽證”政策對海南島入境旅游具有顯著影響，入境人數規(guī)模增加約0.35%，而2010年新增5個免簽國則是在原政策基礎上新修訂實施的政策，促進入境規(guī)模的效果僅增加約0.08%[17]。除影響入境旅游外，簽證制度便利化也是海南自由貿易港建立與國際接軌的人才發(fā)展體制機制的重要內容[18]。

顯而易見，簽證制度對入境旅游的影響已經成為國內外學者關注的焦點問題，國內外文獻在數量和內容上都十分豐富，但不同文獻在研究數據、方法以及所研究的簽證政策內容等方面有著較大差異，且目前國內相關的研究還明顯滯后。在研究方法上，主流文獻都使用基于引力模型的面板數據回歸或時間序列回歸分析方法，但其政策評價的準確性仍取決于對照組選取質量及其估計策略。其次，現有研究對國內入境免簽試點的實證評價還不足，尤其是對桂林實施的東盟十國團隊游六天入境免簽政策的效果還缺乏科學、有效的評價。桂林作為我國入境免簽政策的重要試點城市，其入境免簽政策自實施以來已五年有余。本文嘗試采用科學、規(guī)范的政策評價方法對其政策效果進行實證研究，既可以對目前關于該政策進行評價的定性文獻形成有力補充，又能為我國入境免簽政策實施效果的實證評價提供案例支撐，還可為政府決策部門優(yōu)化入境免簽政策提供理論支撐和實證依據，具有重要的應用價值。

三、模型設計與數據來源

本文旨在采用倍差法研究桂林對東盟十國的免簽政策是否促進了桂林的入境旅游。為此，本節(jié)主要進行模型設定及相關數據說明。

（一）模型的設定

對東盟十國旅游團給予六天（144小時）入境免簽的政策可以看作是國家在桂林市進行的一項政策實驗，本文采用雙重差分法（Diference-in-Difference，DID）來評估入境免簽政策對桂林入境旅游的影響。雙重差分法的本質是將受政策影響對象作為實驗組，將未受政策影響的對象作為對照組并設置為反事實參照，在共同趨勢假定下，通過比較實驗組和對照組政策前后觀察變量差異的變化來考察政策效應。由于DID方法能夠較為準確地識別出政策效應的因果關系，所以在社會科學領域被廣泛使用。一般意義上，DID通過設置如下模型實現：

下標i和t分別表示第i個國家和第t年；treatedi為政策截面虛擬變量，如果樣本為處理組（政策實施地區(qū)）則取值為1，相反地，如果樣本屬于對照組（未實施政策地區(qū)）則取值為0；timet為政策時間虛擬變量，根據桂林對東盟十國團隊游入境免簽政策實施的具體時間，分為政策實施前和實施后，即將2015年以前賦值為0，2015年及以后賦值為1；εit表示隨機誤差項。表1具體展示了DID方法下各參數的含義，模型中的參數β3即政策效應系數，如果政策有效，那么β3應該顯著為正。

表1 DID模型各參數含義

為了盡可能滿足雙重差分法要求的政策實施前處理組和對照組的共同趨勢假定，本文在上述模型（1）的基礎上加入影響入境旅游的控制變量，并設置截面和時間固定效應以控制客源國個體特征和宏觀時期因素對桂林入境旅游的影響。

綜上所述，本文采用固定效應雙重差分法的回歸模型分析東盟十國旅游團的入境免簽政策對桂林入境旅游的影響，模型具體形式如下：

其中，φt代表時間固定效應，μi代表不隨時間變化的個體固定效應。

（二）樣本的選取

桂林是中國首批對外開放的旅游城市之一，由于地緣和旅游資源優(yōu)勢，在桂林日益增長的入境游客中，東盟游客一直是主力軍。從2015年5月28日起，桂林機場口岸開始對東盟10國持普通護照人員的旅游團，實施6天入境免辦簽證政策。作為桂林旅游對外開放的重要標志事件，這一政策的落地是否對桂林國際旅游勝地建設起到預期中的積極促進作用，正是本文關注的焦點。

本文從入境旅游客源地視角研究桂林對東盟十國入境免簽政策的效果。研究對象包括作為處理組的東盟十國（馬來西亞、印度尼西亞、泰國、菲律賓、新加坡、文萊、越南、老撾、緬甸和柬埔寨）以及作為對照組的其他桂林入境旅游客源地?；跀祿傻眯钥紤]，最終選擇日本、韓國、美國、加拿大、英國、法國、德國、意大利、澳大利亞、新西蘭、西班牙11國作為控制組成員。盡管可能桂林入境旅游客源地遠超過這些國家（或地區(qū)），但這21個國家或地區(qū)分屬四大洲(亞洲、歐洲、美洲和大洋洲)且覆蓋了桂林市九成以上的入境旅游人數，因此仍具有較好的代表性和多樣性。本文數據樣本期為2011—2018年，政策實施前后樣本期分布較均勻，能最大限度反映桂林入境旅游決定因素的近期特征，符合雙重差分法的數據要求。

（三）變量選取與描述性統(tǒng)計

1.被解釋變量 為了分析入境免簽政策對入境旅游的真實影響，同時考慮到實證數據的可獲得性。參考以往的研究文獻，本文選取各個入境客源地赴桂林旅游的人次數的自然對數作為桂林入境旅游的效果指標。歷年數據來自《桂林經濟社會統(tǒng)計年鑒》。

2.核心解釋變量 本文主要評價桂林對東盟十國入境免簽政策對入境旅游的促進效應，因此核心解釋變量是入境免簽政策截面虛擬變量和時間虛擬變量的交乘項treatedi×timet，β3是本文的重點關注系數，表示入境免簽政策實施對桂林入境旅游人數的政策凈效應。

3.控制變量 為盡可能保證雙重差分法要求的政策實施前對照組和處理組的共同趨勢假設，本文參考國內外學者的研究成果，選擇從目的地因素、客源地因素、雙邊阻力三個方面選取控制變量，以盡可能控制這些因素對桂林入境旅游人數的異質性影響，模型（2）中用Xit表示控制變量。

（1）目的地因素。目的地城市基礎設施是影響入境旅游的重要因素，它反映一個地區(qū)的設施水平和服務能力，直接影響入境游客的出游意愿和滿意度。本文選取固定資產投資表征基礎設施發(fā)展水平，數據來自《桂林經濟社會統(tǒng)計年鑒》。（2）客源地因素。一般而言，客源地收入水平和人口規(guī)模是影響雙邊入境旅游人數的重要變量。通常來說，在相同的出游率下，客源地的人口數(popit)越多則出游人次越多；另外，人均收入越高，一般出游能力越強，因此引入入境客源國人均實際GDP（pgdpit）代表居民收入水平。再者，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)的對外經濟聯系程度，選取各國家的外商直接投資額占總GDP的比重(fdi_gdp)來表征對外聯系程度。數據來自世界銀行網站和知網國際數據統(tǒng)計庫。（3）雙邊阻力因素。地理距離是游客入境的又一大影響因素，用airtime表示客源國首都（或中心城市）到桂林兩江機場的飛行時間，它反映客源國與目的地城市的地理距離，用此指標來衡量旅游雙邊阻力。數據來自攜程APP（中國國航優(yōu)先，精選價格實惠耗時短的航班作為參考，時間為2019年9月5日上午10點查詢9月15日的機票信息）。

本文相關變量具體信息及描述性統(tǒng)計如下表2。

表2 相關變量信息和描述性統(tǒng)計

四、實證結果及分析

（一）基準回歸結果

由表3中回歸結果可知，入境免簽政策的實施顯著地提高了桂林來自東盟十國的入境旅游人數。具體而言，盡管表3第（1）列中不使用任何控制變量時的雙重差分法回歸結果顯示入境免簽政策對入境旅游人數的影響系數β3為負但并不顯著，在第（2）列中加入一系列控制變量后，可以看出入境免簽政策對入境旅游人數的影響系數β3由負轉正且通過5%的統(tǒng)計顯著性檢驗，表明與其他國家相比，東盟十國在桂林入境免簽政策實施后，入境旅游人數平均而言顯著提高了近89.2個百分點。從回歸結果中還可以看出，所選取的控制變量也都對桂林入境旅游人數存在一定程度的影響。具體來說，客源國經濟發(fā)展水平、客源國人口數、客源國對外開放程度、桂林市基礎設施水平對入境旅游人數存在顯著影響且影響系數均為正，客源國與目的地城市的地理距離則對入境旅游人數的影響系數為負且能通過5%的顯著性水平檢驗，從總體層面來看，入境免簽政策在刺激桂林入境旅游人數增長上取得了十分明顯的效果。

表3 桂林入境免簽對入境旅游影響的回歸結果

為進一步判斷政策效應的變化趨勢，本文在原模型的基礎上對入境免簽政策的年度動態(tài)效應進行估計，結果如表3第（3）列所示?？梢钥闯?，政策實施的第一年（2015年）和第二年（2016年），桂林對東盟十國的入境免簽政策的效應系數分別為1.091和1.136，均在1%的水平上顯著，呈現出增長趨勢；但在政策實施后的第三年（2017年）和第四年（2018年）中，入境人數增長效應轉為負數（-0.244和-0.243）但均不顯著。上述結果表明，桂林針對東盟十國團隊游的入境免簽政策存在十分顯著的短期效應，但長期促進效應并不明顯。

對東盟十國團隊游的入境免簽政策在實施的前兩年極大刺激了這些國家赴桂林的旅游人數增長，但政策效應隨即進入疲軟期，其原因已經超出本文研究主題，將在后續(xù)研究中進行持續(xù)關注。根據政策實施的一般邏輯，入境免簽政策作為一項入境便利化措施，并非旅游業(yè)核心競爭力，其效用的持續(xù)性發(fā)揮可能還需要相應的配套政策予以協助或者依賴于目的地旅游競爭力的根本性提升。加之近幾年周邊競爭性旅游市場也相繼采取類似政策刺激入境旅游，例如2017年2月白俄羅斯對包括中國在內的全球80個國家和地區(qū)的公民免簽入境并可停留5天的政策正式生效；2018年泰國針對包括中國在內的21個國家和地區(qū)游客推出11月1日到次年1月13日之間免費落地簽證的政策等。這些國家相繼出臺了力度更強的入境免簽政策，極有可能是桂林入境免簽政策效應進入疲軟期的重要原因。

（二）異質性分析

基準回歸表明入境免簽對桂林入境旅游存在限制的短期促進效應，那么入境免簽的政策效應是否在不同入境旅游客源地之間存在差異呢？眾所周知，東盟十國在經濟發(fā)展水平、對外開放程度、人文習俗等方面均存在較大差異，這些差異勢必會影響當地群眾的出境旅游意愿。接下來，本文將從經濟發(fā)展水平和文化近似度兩個方面考察入境免簽政策效應的異質性。

1.經濟發(fā)展水平的異質性影響

本部分首先從經濟發(fā)展水平角度探討入境免簽政策對桂林入境旅游的異質性影響。本文用人均GDP衡量客源地經濟發(fā)展水平（數據來自世界銀行網站），并將人均GDP變量及其與衡量政策效應的核心解釋變量的交叉乘積項加入模型（2）中進行回歸，即得到如下模型：

加入交互項之后，模型成為非線性模型，核心解釋變量β3的參數不再單獨反映政策效應，入境免簽對入境旅游的影響系數變?yōu)椋害?+θ1lnpgdpit。鑒于篇幅原因，控制變量的回歸結果未在正文列出，主要參數的具體回歸結果見表4第1列。

表4 桂林入境免簽政策效應的異質性分析結果

從回歸結果可以看出，交互項系數θ1為0.329且在1%的水平下顯著，表明桂林對東盟十國的入境免簽政策在經濟發(fā)展水平越高的客源地的入境旅游促進效應越強。這表明，由于跨境旅游需要較強的經濟支撐，對經濟發(fā)展水平越高的客源地實施入境免簽政策的效果越好。

2.客源地華人占比的異質性影響

文化聯系是影響旅游的重要因素。海外華人一直都是中國入境游客最為重要的組成部分，東盟作為全球華人的聚集地之一，桂林入境免簽的政策效應是否在華人聚集度不同的客源地存在不同差異？本部分按照客源地華人占比進行入境旅游政策效應的異質性分析?；谀Ｐ停?）類似的方式，采用客源地華人占比（Ethnic Chinese，EC）替換模型（2）中的經濟發(fā)展水平變量即為本部分回歸模型，客源地華人占比數據均來自百度百科?？紤]到新加坡屬于人口規(guī)模偏小但海外華人占比最高的國家且新加坡入境桂林旅游人數波動，為使得模型分析具有穩(wěn)定性，本部分將新加坡作為異常樣本未納入回歸分析?；貧w結果（見表4第2列）顯示，重點關注的交叉項系數θ1為0.018，β2為-0.024，均通過10%的顯著性檢驗，表明華人占比越多的國家，桂林入境免簽的政策效應越好。進一步根據華人占比的樣本均值計算入境免簽政策的邊際效應，接著利用華人占比平均值計算出政策的邊際效應β3+θ1ECi=0.049，表明客源地華人占比每增加一個百分點，入境桂林旅游人數會顯著提高4.9個百分點。

（三）穩(wěn)健性檢驗

1.平行趨勢檢驗

使用雙重差分法的前提條件是處理組與對照組之間滿足平行趨勢，即在入境免簽政策實施之前處理組與對照組各國之間沒有太大的差異，需要滿足處理組與對照組選擇的隨機性。本文采用事件研究法（Event Study Approach），選擇入境免簽政策實施之前的第1期即2014年作為模型的基準組，將政策時間和正常截面的交乘項加入模型中，在控制個體和時間效應的情況下對平行趨勢和動態(tài)效應進行實證檢驗，并繪制值95%置信區(qū)間下交乘項系數的估計結果，如圖1所示。本文發(fā)現，交乘項系數在2011—2013年均不顯著異于0，說明處理組與對照組在政策實施前不存在明顯的差異，滿足平行趨勢假設。從圖中還可以看出，政策實施的當年和第一年的系數顯著為正，但很快又轉為負數且均不顯著，說明政策在推行后短期內產生了一個顯著的正效應，但隨后又很快消失了，這與前面動態(tài)分析結果一致。

圖1 入境免簽政策對入境旅游人數的動態(tài)效應

2.安慰劑檢驗

為了進一步驗證基準回歸結果的穩(wěn)健性，本部分將政策實施年份設定為提前或推后一年，然后采用模型（2）類似方法檢驗政策效應是否仍然顯著。由于桂林入境免簽政策正式開始實施的年份為2015年，本部分將虛構的政策實施年份分別替換成2014年和2016年，依舊使用固定效應模型對樣本進行雙重差分估計，回歸結果見表5。由回歸結果可以看出，將入境免簽政策實施日期調整為2014年和2016年來驗證政策的入境旅游效應后，得到的核心解釋變量系數為負數且不顯著；而且虛構政策實施年份后，控制變量中除人口規(guī)模因素系數能通過顯著性檢驗以外，其他系數均不顯著。上述虛構政策實施年份的實證結果無法識別出政策效應，這充分說明，桂林市2015年實施的對東盟十國團隊游的入境免簽政策對入境旅游人數的促進作用是顯著且穩(wěn)健的。

表5 安慰劑檢驗結果

3.關于對潛在內生性問題的討論

由于遺漏變量、旅游人數與免簽政策之間可能存在反向因果關系等原因，本文模型存在潛在的內生性問題，處理內生性問題最經典的方式是采用工具變量估計，但要找到一個合適的入境免簽政策的工具變量卻并非易事，這也許是目前研究免簽政策旅游效應的相關文獻（包括本文）基本上都未采用工具變量估計的原因。但是，由于本文在估計政策效應時使用了固定效應，因此可以有效控制諸如國家特征等非時變變量導致的內生性。本文認為旅游人數與免簽政策的反向因果關系問題并不嚴重，因為入境免簽政策實施前（以2014年為例），桂林前十大入境游客來源地中，僅馬來西亞、印尼和新加坡是東盟國家，其余東盟國家的入境游客人數并不多。因此，游客人數應該不是決定在桂林實施對東盟十國入境免簽政策的重要因素。相反，地理位置和中國-東盟自由貿易區(qū)等區(qū)位和政策因素可能才是國家決定在桂林實施針對東盟十國入境免簽政策的更為重要的原因，而這些因素的影響已通過固定效應加以控制。

五、結論與啟示

基于2011—2018年21個客源地入境桂林旅游人數的面板數據，本文采用雙重差分法研究了桂林市2015年面向東盟十國團隊游的入境免簽政策對入境旅游人數的促進作用。結果表明：（1）入境免簽政策在實施初期顯著提高了入境旅游人數，促進了桂林入境旅游業(yè)的發(fā)展，但政策效應持續(xù)時間并不長；（2）入境免簽政策的旅游促進效應在不同客源地之間存在較強異質性，對經濟發(fā)展水平越高或華人占比越高的客源地促進效應越大。研究還發(fā)現，客源地人口數、經濟發(fā)展水平、目的地基礎設施水平等因素均對入境旅游人數有顯著的正向影響；地理距離則對桂林入境旅游有較為顯著的阻礙作用。本文的研究結論對我國入境免簽政策的完善以及包括海南在內的地方入境旅游發(fā)展具有非常重要的啟示作用。

為了更好地優(yōu)化完善入境免簽政策尤其是海南自由貿易港入境旅游簽證便利化程度，進一步提高我國入境旅游人數、擴大入境旅游業(yè)規(guī)模，本文針對性地提出以下政策建議：

第一，進一步擴大和完善包括入境免簽在內的簽證便利化制度體系。鑒于入境免簽政策能顯著提高入境旅游人數，以及我國目前簽證開放度還偏低，未來我國應繼續(xù)擴大入境免簽的適用范圍。一方面將更多國內城市（或地區(qū)）納入入境免簽政策試點區(qū)域，另一方面在保障國境安全的前提下將入境免簽政策推廣到更多客源地，尤其是經濟發(fā)展水平高（旅游消費意愿強）或華人占比高的客源地。尤其在當今世界各國都紛紛采取放寬簽證制度的方式促進入境旅游的大背景下，過緊的簽證制度可能會加劇我國在全球入境旅游競爭中的不利局面。除擴大入境免簽適用范圍外，我國加快提升簽證便利化還可依托電子信息技術，推動簽證電子化，提高管理效率，通過簽證申請流程便捷化、申請費用低廉化，進一步促進入境旅游發(fā)展。

第二，加強入境免簽政策配套措施。入境免簽政策為入境旅游提供了便捷之門，但還需要高效便捷的運輸網絡鋪路，因此應鼓勵航空公司向入境免簽客源地開通航線、加密航班、提高運輸保障能力。當航運能力不足時，應將有限資源集中到入境旅游潛力更大的高收入客源地或華人聚集區(qū)。此外，旅游目的地也應繼續(xù)提高旅游基礎設施和公共服務設施建設，提高旅游服務水平和競爭力。

第三，加大對客源地入境免簽政策宣傳力度。旅游相關企業(yè)要緊跟國家入境免簽政策試點步伐，加強入境免簽客源地市場開拓力度。在做好目的地旅游資源宣傳和營銷工作的同時，要加大對我國入境免簽政策的推介力度，尤其是要把經濟發(fā)達、人口多、華人華僑占比高的國家或地區(qū)作為入境旅游市場營銷的重點宣傳對象。