黃 銳，謝 朝 武,2*，賴(lài) 菲 菲

(1.華僑大學(xué)旅游學(xué)院，福建 泉州 362021；2.中國(guó)旅游研究院旅游安全研究基地，福建 泉州 362021)

0 引言

“一帶一路”倡議的提出為沿線(xiàn)地區(qū)旅游發(fā)展帶來(lái)了新的機(jī)遇，但自2020年以來(lái)，世界旅游業(yè)進(jìn)入百年未有之變局。在地緣政治形勢(shì)方面，保護(hù)主義、霸權(quán)主義造成服務(wù)貿(mào)易全球化逆流，國(guó)際旅游產(chǎn)業(yè)鏈、供應(yīng)鏈遭受非經(jīng)濟(jì)因素沖擊[1,2]。在疫情蔓延方面，新冠疫情導(dǎo)致跨境旅游業(yè)受損嚴(yán)重，世界旅游經(jīng)濟(jì)進(jìn)入發(fā)展低迷期。受復(fù)雜國(guó)際環(huán)境影響，“一帶一路”沿線(xiàn)地區(qū)客流阻斷、旅游項(xiàng)目建設(shè)停滯，個(gè)別國(guó)家對(duì)“一帶一路”倡議的成效產(chǎn)生懷疑，實(shí)證探索其在沿線(xiàn)國(guó)家旅游經(jīng)濟(jì)發(fā)展中的作用，對(duì)于“一帶一路”倡議在沿線(xiàn)國(guó)家的持續(xù)推行具有重要意義。

旅游服務(wù)貿(mào)易作為國(guó)際服務(wù)貿(mào)易的重要組成部分，具有融合性、開(kāi)放性和先聯(lián)先通性等優(yōu)勢(shì)[3]。中國(guó)作為“一帶一路”倡議的發(fā)起者和倡導(dǎo)者，采取一系列政策和行動(dòng)舉措促進(jìn)雙邊旅游交流。關(guān)于中國(guó)與“一帶一路”沿線(xiàn)國(guó)家合作路徑的相關(guān)探討較多：在政策溝通方面，《推動(dòng)共建絲綢之路經(jīng)濟(jì)帶和21世紀(jì)海上絲綢之路的愿景與行動(dòng)》等頂層政策的提出和雙邊政策文件的簽署對(duì)于區(qū)域旅游發(fā)展具有支撐作用[4,5]；在平臺(tái)搭建方面，中國(guó)—東盟、中國(guó)—中東歐和中俄蒙等雙邊或多邊區(qū)域旅游合作平臺(tái)的建立有利于消除區(qū)域旅游合作阻礙[6]；在交通聯(lián)通方面，中歐班列、直飛航線(xiàn)、郵輪母港的開(kāi)通和交通節(jié)點(diǎn)城市的打造增進(jìn)了中國(guó)與沿線(xiàn)國(guó)家的旅游聯(lián)系[7,8]；在出境暢通方面，中國(guó)游客跨境往來(lái)簽證的便利化提升了沿線(xiàn)地區(qū)旅游發(fā)展水平[9]；在文化交流層面，絲綢之路旅游年、文化博覽會(huì)和藝術(shù)節(jié)的舉辦進(jìn)一步加強(qiáng)了旅游流產(chǎn)生的外向拉力[10,11]；在會(huì)議協(xié)商方面，舉辦“一帶一路”旅游部長(zhǎng)會(huì)議、城市旅游合作論壇等政府層面協(xié)商活動(dòng)有利于密切旅游交流[12]。總體看，既有研究揭示了“一帶一路”倡議在各個(gè)層面對(duì)中國(guó)與沿線(xiàn)國(guó)家旅游交流合作的影響，但對(duì)“一帶一路”倡議產(chǎn)生的實(shí)際旅游經(jīng)濟(jì)效益缺乏實(shí)證檢驗(yàn)。

本質(zhì)上看，中國(guó)出境旅游人次和消費(fèi)在沿線(xiàn)國(guó)家的增減變化是判斷“一帶一路”倡議影響成效的重要標(biāo)準(zhǔn)。“一帶一路”倡議作為國(guó)家對(duì)外開(kāi)放的戰(zhàn)略性決策，對(duì)中國(guó)出境旅游發(fā)展發(fā)揮著重要政策導(dǎo)向作用，需作為核心要素考察其對(duì)沿線(xiàn)國(guó)家旅游發(fā)展的影響。國(guó)內(nèi)關(guān)于“一帶一路”目的地國(guó)家旅游的實(shí)證研究多聚焦于沿線(xiàn)國(guó)家旅游開(kāi)放度和競(jìng)爭(zhēng)力評(píng)價(jià)[13,14]、旅游流空間分布[15,16]和國(guó)家間合作網(wǎng)絡(luò)態(tài)勢(shì)[17]等領(lǐng)域，而“一帶一路”倡議對(duì)目的地國(guó)家旅游人次和消費(fèi)影響效果的相關(guān)研究較為缺乏，且多以入境旅游為研究對(duì)象進(jìn)行探索[4,5,18,19]。

基于此，本研究將“一帶一路”倡議作為準(zhǔn)自然實(shí)驗(yàn)，結(jié)合雙重差分方法和引力模型，實(shí)證檢驗(yàn)“一帶一路”倡議對(duì)于沿線(xiàn)國(guó)家旅游發(fā)展的貢獻(xiàn)程度，并從國(guó)家異質(zhì)性視角分析“一帶一路”倡議對(duì)各國(guó)影響的差異，旨在揭示“一帶一路”政策紅利對(duì)沿線(xiàn)國(guó)家影響的實(shí)際效果，為逆全球化背景下深化中國(guó)與沿線(xiàn)國(guó)家旅游合作、繼續(xù)推動(dòng)中國(guó)旅游業(yè)“走出去”和增強(qiáng)中國(guó)出境旅游國(guó)際影響力提供理論依據(jù)和政策支持。

1 研究設(shè)計(jì)

1.1 模型設(shè)立

引力模型在貿(mào)易流和旅游流研究中的適用性已被證實(shí)[20]，國(guó)內(nèi)外學(xué)者將其廣泛應(yīng)用于出入境旅游影響因素研究中[4]，基準(zhǔn)旅游引力模型如下：

lnYij=α+β1lnGDPi+β2lnGDPj+
β3lndistanceij+β4lnXij+ωijt

(1)

式中：Yij和distanceij分別為i國(guó)到j(luò)國(guó)的旅游人次和地理距離；GDPi、GDPj分別為i國(guó)與j國(guó)的GDP；Xij為其他影響出境旅游人次的控制變量；ωijt為隨機(jī)擾動(dòng)項(xiàng)，α為常數(shù)項(xiàng)；β1、β2、β3、β4為待估系數(shù)。

為考察“一帶一路”倡議對(duì)我國(guó)出境旅游流的影響，本文根據(jù)基準(zhǔn)旅游引力模型，構(gòu)建如下方程：

lnYcjt=α+β0Treatj×postBRt+β1lnGDPct+β2lnGDPjt+
β3lndistancecj+β4lnXcjt+ωcjt+γc+θj+μt

(2)

式中：Ycjt為核心被解釋變量，表示我國(guó)赴旅游目的地國(guó)家j的旅游人次和消費(fèi)；Treatj×postBRt(實(shí)驗(yàn)組與時(shí)間的交互項(xiàng))為核心解釋變量，表示是否為受“一帶一路”倡議影響的國(guó)家；β0為關(guān)鍵變量，其值大于0，表示“一帶一路”倡議對(duì)我國(guó)出境旅游有正向影響；GDPct、GDPjt分別為我國(guó)和旅游目的地國(guó)家j在t時(shí)期的人均GDP；Xcjt為文化距離、第三產(chǎn)業(yè)結(jié)構(gòu)、國(guó)家安全程度、相對(duì)價(jià)格等其他控制變量；γc、θj分別為我國(guó)和旅游目的地國(guó)家的個(gè)體固定效應(yīng)；μt為與時(shí)間相關(guān)的不可觀測(cè)因素；ωcjt為誤差項(xiàng)。

1.2 變量說(shuō)明

1.2.1 被解釋變量 出境旅游人次和消費(fèi)通常作為衡量出境旅游需求的變量[21]，本文借鑒已有研究，選用中國(guó)游客赴目的地國(guó)家的旅游人次(nct)和旅游消費(fèi)(ctc)衡量“一帶一路”倡議對(duì)目的地國(guó)家旅游發(fā)展的影響。

1.2.2 解釋變量 虛擬變量Treatj用于判斷國(guó)家j是否受“一帶一路”倡議影響；postBRt表示“一帶一路”提出后的時(shí)間虛擬變量，該倡議于2013年下半年提出，由于實(shí)際影響力會(huì)有延遲，因此本文選擇2014年作為政策產(chǎn)生效應(yīng)的年份。為保證研究期的對(duì)稱(chēng)性，選取2008-2013年和2014-2019年作為政策實(shí)施前后的兩個(gè)窗口期，分別取值為0和1，若Treatj×postBRt=1，則表示j為受“一帶一路”倡議影響的國(guó)家。

1.2.3 控制變量 不僅“一帶一路”倡議會(huì)對(duì)中國(guó)出境旅游流產(chǎn)生影響，其他變量也會(huì)對(duì)其產(chǎn)生作用，為更好識(shí)別“一帶一路”倡議的影響，本文還選取如下控制變量：1)我國(guó)人均GDP(gdpc)。人均GDP是衡量我國(guó)經(jīng)濟(jì)發(fā)展程度和居民收入水平的重要標(biāo)準(zhǔn)，已有研究表明居民收入水平會(huì)正向影響居民出境旅游意愿和購(gòu)買(mǎi)力[22]，因此本文選用2010年不變價(jià)美元計(jì)算的人均GDP作為控制變量，以避免其對(duì)我國(guó)出境旅游人次和消費(fèi)的干擾。2)旅游目的地國(guó)家人均GDP(gdpd)。旅游目的地國(guó)家的經(jīng)濟(jì)發(fā)展水平會(huì)影響中國(guó)游客的出境旅游決策[23]，“一帶一路”沿線(xiàn)國(guó)家經(jīng)濟(jì)發(fā)展水平差異較大，因此本文將樣本國(guó)家2010年不變價(jià)美元計(jì)算的人均GDP作為控制變量。3)地理距離(distance)。地理距離是影響出境旅游流空間分布的重要因素，出境旅游流的流動(dòng)特征存在距離衰減規(guī)律[24]，本文用兩國(guó)首都之間的距離衡量我國(guó)與出境旅游目的地的地理距離。4)文化距離(culdis)。文化距離是影響我國(guó)出境旅游流的重要因素[25]，本文借鑒文獻(xiàn)[26]，利用式(3)衡量各國(guó)的文化距離。5)旅游目的地國(guó)家互聯(lián)網(wǎng)普及程度(internet)。該指標(biāo)是衡量旅游目的地國(guó)家開(kāi)放水平的重要因素，高互聯(lián)網(wǎng)普及程度有助于降低旅游信息不對(duì)稱(chēng)、提升服務(wù)購(gòu)買(mǎi)結(jié)算的便利性，從而影響游客出游和消費(fèi)[27]，本文用互聯(lián)網(wǎng)使用人次占該國(guó)總?cè)丝诒壤硎尽?)第三產(chǎn)業(yè)結(jié)構(gòu)(instru)。第三產(chǎn)業(yè)結(jié)構(gòu)反映了旅游目的地國(guó)家的旅游發(fā)展水平[28]，一般目的地旅游發(fā)展水平越高，越益于激發(fā)游客的出境旅游意愿[29]，本文用目的地國(guó)家的旅游業(yè)收入占GDP的比值表示。7)金融危機(jī)(cris)。2008年金融危機(jī)給國(guó)際旅游業(yè)帶來(lái)巨大沖擊，本文參考文獻(xiàn)[30]，將2009年賦值為1，分析金融危機(jī)沖擊對(duì)我國(guó)出境旅游的影響。8)相對(duì)價(jià)格(price)。相對(duì)價(jià)格能有效反映我國(guó)與旅游目的地國(guó)家之間的匯率水平差異，是影響國(guó)際旅游需求的重要變量[31]，本文用我國(guó)與旅游目的地國(guó)家的實(shí)際有效匯率之比度量。9)國(guó)家安全程度(GPI)。旅游目的地國(guó)家安全程度是影響游客出游意愿的重要因素[32]，本文用世界和平指數(shù)度量，其值越大，說(shuō)明安全程度越低。

(3)

式中：Iji、Ici分別為旅游目的地國(guó)家j和中國(guó)的第i個(gè)文化維度值；Vi為旅游第i個(gè)維度方差，考慮數(shù)據(jù)的可獲得性，本文選取權(quán)力距離、個(gè)人主義和集體主義、男性主義及不確定避免4類(lèi)文化維度進(jìn)行計(jì)算。

1.3 數(shù)據(jù)來(lái)源與樣本說(shuō)明

本文選取2008-2019年全球110個(gè)國(guó)家的面板數(shù)據(jù)評(píng)估“一帶一路”倡議對(duì)沿線(xiàn)目的地國(guó)家旅游發(fā)展的影響。其中，實(shí)驗(yàn)組包括56個(gè)“一帶一路”倡議內(nèi)的合作國(guó)家(剔除個(gè)別數(shù)據(jù)缺失國(guó)家)，對(duì)照組包括54個(gè)中國(guó)主要出境旅游目的地國(guó)家，樣本覆蓋了發(fā)達(dá)經(jīng)濟(jì)體與發(fā)展中經(jīng)濟(jì)體，是除“一帶一路”國(guó)家外的中國(guó)典型出境旅游目的地(圖1)。中國(guó)出境旅游人次和消費(fèi)數(shù)據(jù)來(lái)自歐睿國(guó)際數(shù)據(jù)庫(kù)，目的地國(guó)家的人均GDP、互聯(lián)網(wǎng)普及程度、第三產(chǎn)業(yè)結(jié)構(gòu)的相關(guān)數(shù)據(jù)均來(lái)自世界銀行的WDI數(shù)據(jù)庫(kù)；地理距離來(lái)源于國(guó)際概況與信息中心(CPII)；文化距離中文化維度的相關(guān)數(shù)據(jù)來(lái)自Hofstede專(zhuān)業(yè)測(cè)算網(wǎng)站；相對(duì)價(jià)格來(lái)源于聯(lián)合國(guó)貿(mào)易發(fā)展會(huì)議；國(guó)家安全程度的相關(guān)數(shù)據(jù)來(lái)自經(jīng)濟(jì)與和平研究所。為減少異方差的影響，對(duì)中國(guó)出境旅游人次和消費(fèi)、中國(guó)與目的地國(guó)家的人均GDP、地理距離、文化距離、互聯(lián)網(wǎng)普及程度進(jìn)行對(duì)數(shù)化處理，變量描述性統(tǒng)計(jì)見(jiàn)表1。

表1 變量描述性統(tǒng)計(jì)Table 1 Descriptive statistics of variables

注：基于國(guó)家測(cè)繪地理信息局標(biāo)準(zhǔn)地圖服務(wù)網(wǎng)站下載的審圖號(hào)為GS(2016)1666號(hào)的標(biāo)準(zhǔn)地圖制作，底圖無(wú)修改。

2 結(jié)果分析

2.1 中國(guó)赴目的地國(guó)家旅游人次和消費(fèi)時(shí)間趨勢(shì)

為反映“一帶一路”倡議的作用效果，本文繪制了我國(guó)2008-2019年赴實(shí)驗(yàn)組和對(duì)照組國(guó)家旅游總?cè)舜魏涂傁M(fèi)的自然對(duì)數(shù)趨勢(shì)圖(圖2)，對(duì)比可知，中國(guó)出境旅游人次和消費(fèi)在倡議實(shí)施前的變化趨勢(shì)基本平行，而在倡議實(shí)施后，實(shí)驗(yàn)組國(guó)家中的中國(guó)游客人次出現(xiàn)明顯增長(zhǎng)并逐步超過(guò)了對(duì)照組，中國(guó)游客在實(shí)驗(yàn)組國(guó)家中旅游消費(fèi)的增長(zhǎng)趨勢(shì)也逐漸大于對(duì)照組國(guó)家。因此，初步判斷中國(guó)出境旅游人次和消費(fèi)的增長(zhǎng)可能受“一帶一路”倡議實(shí)施的影響。

圖2 2008-2019年中國(guó)出境旅游人次和消費(fèi)趨勢(shì)Fig.2 Trend of Chinese outbound tourists and outbound tourism consumption in 2008-2019

2.2 基準(zhǔn)回歸結(jié)果分析

為驗(yàn)證上文判斷，本文利用雙重差分法對(duì)其進(jìn)行實(shí)證檢驗(yàn)。首先對(duì)變量進(jìn)行多重共線(xiàn)性檢驗(yàn)，結(jié)果顯示各變量的VIF值均小于10，說(shuō)明不存在多重共線(xiàn)性。由“一帶一路”倡議對(duì)我國(guó)出境旅游的基準(zhǔn)回歸結(jié)果(表2)可以看出，在控制相關(guān)變量后，Treat×postBR與我國(guó)出境旅游人次和消費(fèi)的相關(guān)系數(shù)分別為0.259和0.239，通過(guò)5%的顯著性水平，表明“一帶一路”倡議對(duì)我國(guó)出境旅游人次和消費(fèi)均具有顯著的正向影響，具體而言，在其他條件不變的情況下，相較于對(duì)照組，“一帶一路”倡議提出后我國(guó)赴實(shí)驗(yàn)組國(guó)家的旅游人次平均增長(zhǎng)25.9%，旅游消費(fèi)平均增加23.9%。

表2 基準(zhǔn)回歸結(jié)果Table 2 Results of baseline regression

各控制變量對(duì)我國(guó)出境旅游的影響呈現(xiàn)差異化特征。在模型(2)和模型(4)中，我國(guó)人均GDP的系數(shù)均顯著為正，證實(shí)我國(guó)人均收入水平的提升會(huì)促進(jìn)我國(guó)赴目的地國(guó)家旅游人次和消費(fèi)水平[29]；地理距離的估計(jì)系數(shù)顯著為負(fù)，表明地理距離因素對(duì)我國(guó)赴目的地國(guó)家旅游人次和消費(fèi)具有顯著抑制作用，可能緣于距離產(chǎn)生的時(shí)間成本及交通費(fèi)用，在閑暇時(shí)間及消費(fèi)有限的情況下，游客更傾向于選擇地理距離較近的國(guó)家[24]；文化距離對(duì)我國(guó)出境旅游人次和消費(fèi)均有顯著正向影響，表明中國(guó)游客出境旅游更注重文化的差異化，追求異域化的民俗體驗(yàn)逐漸成為其重要出游動(dòng)機(jī)[23]；相對(duì)價(jià)格對(duì)我國(guó)出境旅游人次的影響雖為正向但不顯著，而對(duì)我國(guó)游客消費(fèi)有顯著促進(jìn)作用，表明目的地國(guó)家物價(jià)水平的下降及客源地貨幣購(gòu)買(mǎi)力上升會(huì)激發(fā)游客在目的地國(guó)家的消費(fèi)動(dòng)機(jī)，使其產(chǎn)生更多的購(gòu)買(mǎi)行為[29]，雖然價(jià)格因素是影響旅游者出游動(dòng)機(jī)的重要因素，但隨著我國(guó)經(jīng)濟(jì)發(fā)展水平的提升，因匯率導(dǎo)致的微小價(jià)格變動(dòng)并不會(huì)顯著影響游客實(shí)際出行；目的地國(guó)家的旅游業(yè)發(fā)展水平估計(jì)系數(shù)均顯著為正，反映了目的地國(guó)家旅游業(yè)發(fā)展水平越高，越有助于吸引中國(guó)游客；2008年金融危機(jī)系數(shù)均顯著為負(fù)，作為一種全球性的經(jīng)濟(jì)災(zāi)難，其產(chǎn)生的“溢出效應(yīng)”對(duì)我國(guó)赴目的地國(guó)家旅游造成嚴(yán)重的負(fù)向沖擊，這與何建民[33]的研究結(jié)果相符；GPI指數(shù)的估計(jì)系數(shù)均顯著為負(fù)，說(shuō)明在安全程度越高的國(guó)家中國(guó)游客的旅游人次和消費(fèi)更高；目的地國(guó)家經(jīng)濟(jì)發(fā)展程度對(duì)我國(guó)出境旅游人次和消費(fèi)的影響并不顯著，究其原因，中國(guó)游客的消費(fèi)需求趨于多樣化，不同經(jīng)濟(jì)發(fā)展水平的旅游目的地存在不同類(lèi)型層次旅游產(chǎn)品，中國(guó)游客對(duì)不同市場(chǎng)均存在旅游消費(fèi)需求；互聯(lián)網(wǎng)普及程度對(duì)我國(guó)出境游客影響不顯著，主要因?yàn)橹袊?guó)出境旅游以團(tuán)隊(duì)游為主[34]，這些游客可直接通過(guò)線(xiàn)下旅行社獲取信息。

3 實(shí)證檢驗(yàn)

3.1 動(dòng)態(tài)效應(yīng)與平行趨勢(shì)檢驗(yàn)

對(duì)“一帶一路”倡議的動(dòng)態(tài)效應(yīng)與平行趨勢(shì)進(jìn)行檢驗(yàn)，估計(jì)結(jié)果如表3所示。模型(1)、模型(2)分別表示“一帶一路”倡議實(shí)施后對(duì)中國(guó)出境旅游人次及消費(fèi)的動(dòng)態(tài)影響，結(jié)果顯示在政策實(shí)施1～2年后成效逐漸顯現(xiàn)。具體而言，“一帶一路”倡議實(shí)施1年后開(kāi)始對(duì)中國(guó)出境旅游人次產(chǎn)生促進(jìn)作用，并在實(shí)施后的第4年對(duì)其提升效果達(dá)到最大，在第5年影響效果有所減緩，但刺激作用依舊較高；對(duì)于中國(guó)出境旅游消費(fèi)而言，“一帶一路”倡議實(shí)施2年后才體現(xiàn)其作用，第3年最為明顯，第5年后仍存在促進(jìn)效果。

表3的模型(3)、模型(4)分別呈現(xiàn)了“一帶一路”倡議提出前后中國(guó)出境旅游人次和消費(fèi)的平行趨勢(shì)檢驗(yàn)效果。在倡議提出前，不論是中國(guó)出境旅游人次還是旅游消費(fèi)的估計(jì)系數(shù)均不顯著，而后估計(jì)系數(shù)通過(guò)10%及以上的顯著性水平，說(shuō)明該影響效果確實(shí)是由“一帶一路”倡議實(shí)施產(chǎn)生的，滿(mǎn)足平行趨勢(shì)假設(shè)條件。為更好呈現(xiàn)該影響效果，繪制平行趨勢(shì)檢驗(yàn)圖(圖3)，在倡議實(shí)施前中國(guó)出境旅游人次和消費(fèi)的估計(jì)系數(shù)在0附近波動(dòng)，而在倡議實(shí)施后估計(jì)系數(shù)大幅上升且顯著為正，說(shuō)明實(shí)驗(yàn)組和對(duì)照組在“一帶一路”倡議實(shí)施前并無(wú)明顯差別，其估計(jì)系數(shù)在倡議實(shí)施后第2年至第5年時(shí)顯著為正，說(shuō)明“一帶一路”倡議對(duì)我國(guó)出境旅游具有顯著促進(jìn)作用，但該影響效果存在一定滯后性。

表3 動(dòng)態(tài)效應(yīng)與平行趨勢(shì)檢驗(yàn)Table 3 Dynamic effect and parallel trend test

圖3 中國(guó)出境旅游人次和消費(fèi)的平行趨勢(shì)檢驗(yàn)Fig.3 Parallel trend test of Chinese outbound tourists and outbound tourism consumption

3.2 基于PSM-DID方法檢驗(yàn)

為解決實(shí)驗(yàn)組和對(duì)照組存在的系統(tǒng)性差異，本文進(jìn)一步基于PSM-DID方法進(jìn)行穩(wěn)健性估計(jì)，首先利用傾向得分篩選出與實(shí)驗(yàn)組相近的對(duì)照組，再將匹配后的兩組樣本進(jìn)行DID估計(jì)以觀察政策效果，這樣可消除選擇性偏差帶來(lái)的內(nèi)生性問(wèn)題。具體模型如下：

(4)

在進(jìn)行PSM-DID估計(jì)前，首先檢驗(yàn)?zāi)Ｐ褪欠駶M(mǎn)足共同支撐假設(shè)，即實(shí)驗(yàn)組與對(duì)照組控制變量的均值在匹配后是否存在明顯差異，若無(wú)顯著差別則滿(mǎn)足共同支撐假設(shè)，表明可以使用PSM-DID方法。檢驗(yàn)結(jié)果(表4)顯示，各控制變量在匹配后的均值均不存在顯著差異，而包括中國(guó)出境旅游人次和消費(fèi)在內(nèi)的被解釋變量在匹配后均有顯著差異，說(shuō)明本文使用PSM-DID方法有效。

表4 PSM-DID方法適用性檢驗(yàn)Table 4 Applicability test of PSM-DID method

在具體估計(jì)中，本文采用0.05的半徑進(jìn)行匹配，以檢驗(yàn)“一帶一路”倡議對(duì)中國(guó)出境旅游的影響效果。PSM-DID的回歸結(jié)果(表5)表明，“一帶一路”倡議顯著帶動(dòng)了中國(guó)出境旅游發(fā)展，該結(jié)果與表2基準(zhǔn)回歸中的估計(jì)系數(shù)、顯著性水平并無(wú)太大差異，進(jìn)一步驗(yàn)證了“一帶一路”倡議對(duì)中國(guó)赴目的地國(guó)家旅游人次和消費(fèi)的影響效果。

表5 PSM-DID回歸結(jié)果Table 5 Regression results of PSM-DID method

3.3 穩(wěn)健性檢驗(yàn)

3.3.1 安慰劑檢驗(yàn) 本文利用反事實(shí)法對(duì)上述結(jié)果進(jìn)行安慰劑檢驗(yàn)，即通過(guò)人為改變政策沖擊時(shí)間點(diǎn)對(duì)其影響進(jìn)行檢驗(yàn)，若估計(jì)系數(shù)不顯著，說(shuō)明實(shí)驗(yàn)組中的中國(guó)出境旅游人次和消費(fèi)增加的確是由“一帶一路”倡議引起的，并非是受其他因素影響，反之則說(shuō)明結(jié)果存在一定偏差。由于“一帶一路”倡議在2013年提出，因此，本文借鑒文獻(xiàn)[4]，假設(shè)“一帶一路”倡議實(shí)施年份分別為2009年、2010年、2011年、2012年，檢驗(yàn)結(jié)果是否顯著。根據(jù)表6的估計(jì)結(jié)果可知，實(shí)驗(yàn)組和時(shí)間交互項(xiàng)的回歸結(jié)果均無(wú)顯著影響，排除了可能存在其他政策的影響作用，進(jìn)一步驗(yàn)證了本文的基準(zhǔn)結(jié)論。

表6 安慰劑檢驗(yàn)結(jié)果Table 6 Results of placebo test

3.3.2 改變時(shí)間窗 長(zhǎng)時(shí)間樣本可能會(huì)受到其他因素的干擾而對(duì)結(jié)果造成影響，為此，本文縮短研究樣本的時(shí)間以檢驗(yàn)基準(zhǔn)結(jié)果的穩(wěn)健性。表7第2、3列分別呈現(xiàn)了以“一帶一路”倡議提出前后4年為研究期的中國(guó)出境旅游人次和消費(fèi)回歸結(jié)果，Treat×postBR的估計(jì)系數(shù)與PSM-DID中估計(jì)系數(shù)的數(shù)值和顯著性水平并無(wú)顯著差異，驗(yàn)證了本文回歸結(jié)果的可信度。

表7 其他穩(wěn)健性檢驗(yàn)結(jié)果Table 7 Results of other robust tests

3.3.3 排除極端值干擾 極端值的存在會(huì)在一定程度上對(duì)回歸結(jié)果產(chǎn)生影響，為排除極端值的干擾，本文在PSM-DID的基礎(chǔ)上分別對(duì)中國(guó)出境旅游人次和消費(fèi)進(jìn)行5%的縮尾回歸處理，由表7中第4、5列的估計(jì)結(jié)果可以看出，縮尾回歸處理后的估計(jì)系數(shù)與PSM-DID的系數(shù)有小幅上升但差距不大，再次證明本文結(jié)果可靠。

3.3.4 控制變量滯后一期 本文選取的控制變量與“一帶一路”倡議的實(shí)施之間可能存在相互影響，為減輕控制變量對(duì)估計(jì)結(jié)果造成的影響，將所有控制變量滯后一期代入方程進(jìn)行回歸(表7中的第6、7列)，估計(jì)結(jié)果與PSM-DID的回歸系數(shù)并無(wú)實(shí)質(zhì)性差異，進(jìn)一步佐證了本文的基準(zhǔn)結(jié)論。

3.4 異質(zhì)性檢驗(yàn)

3.4.1 基于經(jīng)濟(jì)發(fā)展程度的檢驗(yàn) 為探究“一帶一路”倡議對(duì)沿線(xiàn)不同經(jīng)濟(jì)發(fā)展程度國(guó)家的差異性影響，本文根據(jù)2019年國(guó)際貨幣基金組織公布的發(fā)達(dá)經(jīng)濟(jì)體名單，將樣本國(guó)家劃分為發(fā)達(dá)經(jīng)濟(jì)體與發(fā)展中經(jīng)濟(jì)體，并采用雙向固定效應(yīng)模型分別對(duì)其進(jìn)行回歸。結(jié)果(表8)表明，“一帶一路”倡議的實(shí)施顯著增加了中國(guó)游客赴發(fā)達(dá)國(guó)家的旅游人次及消費(fèi)，對(duì)于赴發(fā)展中國(guó)家旅游人次的影響效果較小且僅達(dá)10%的顯著性水平，而對(duì)于中國(guó)游客在發(fā)展中國(guó)家的旅游消費(fèi)影響不顯著，說(shuō)明“一帶一路”倡議的實(shí)施更有利于促進(jìn)中國(guó)赴發(fā)達(dá)國(guó)家的旅游人次和消費(fèi)增長(zhǎng)。原因可能在于：從目的地市場(chǎng)看，發(fā)達(dá)經(jīng)濟(jì)體的基礎(chǔ)設(shè)施及旅游設(shè)施相對(duì)較完善，市場(chǎng)機(jī)制和體系較健全，在“一帶一路”倡議實(shí)施后，發(fā)達(dá)國(guó)家能快速抓住區(qū)域旅游合作機(jī)遇，利用自身產(chǎn)業(yè)競(jìng)爭(zhēng)優(yōu)勢(shì)擴(kuò)大中國(guó)游客承載量；而發(fā)展中國(guó)家基礎(chǔ)設(shè)施相對(duì)落后，國(guó)家整體旅游營(yíng)銷(xiāo)宣傳能力薄弱，較難在短時(shí)間內(nèi)吸引大量中國(guó)游客。從客源地市場(chǎng)看，自2012年中國(guó)成為世界第一大出境旅游國(guó)家開(kāi)始，中國(guó)出境旅游經(jīng)歷了從旅游人次的增長(zhǎng)到消費(fèi)質(zhì)量的提升[35]，“一帶一路”倡議的提出適時(shí)促進(jìn)了中國(guó)游客對(duì)發(fā)達(dá)國(guó)家品質(zhì)化旅游產(chǎn)品的消費(fèi)，因此，相較于發(fā)展中國(guó)家，“一帶一路”倡議對(duì)發(fā)達(dá)國(guó)家旅游人次和消費(fèi)增長(zhǎng)的促進(jìn)作用更顯著。

表8 不同經(jīng)濟(jì)發(fā)展程度的異質(zhì)性影響Table 8 Heterogeneous influence of different levels of economic development

3.4.2 基于貿(mào)易開(kāi)放程度的檢驗(yàn) 為探究“一帶一路”倡議對(duì)不同貿(mào)易開(kāi)放程度目的地國(guó)家的差異性影響，本文借鑒蔣依依等[29]的研究，用目的地國(guó)家與中國(guó)的進(jìn)出口貿(mào)易總額與該國(guó)國(guó)內(nèi)生產(chǎn)總值的比重衡量貿(mào)易開(kāi)放程度，并將樣本國(guó)家按貿(mào)易開(kāi)放程度的大小等額分為高、中、低3個(gè)組別進(jìn)行回歸，進(jìn)出口貿(mào)易總額與國(guó)家GDP分別來(lái)自歷年《中國(guó)統(tǒng)計(jì)年鑒》和世界銀行WDI數(shù)據(jù)庫(kù)。從表9可知，“一帶一路”倡議對(duì)我國(guó)赴高貿(mào)易開(kāi)放程度國(guó)家的旅游人次和消費(fèi)的影響最顯著，而對(duì)中、低貿(mào)易開(kāi)放程度的國(guó)家影響不明顯。一個(gè)國(guó)家對(duì)中國(guó)貿(mào)易開(kāi)放程度越高，意味著我國(guó)與該國(guó)的貿(mào)易聯(lián)系越頻繁，而貿(mào)易關(guān)系緊密有利于促進(jìn)人員往來(lái)和交通線(xiàn)路連接，推動(dòng)商務(wù)游、公務(wù)游等新興旅游市場(chǎng)開(kāi)發(fā)[36]。因此，“一帶一路”倡議對(duì)服務(wù)貿(mào)易相對(duì)成熟的國(guó)家的促進(jìn)作用更有效，路徑更明確；而中、低貿(mào)易開(kāi)放程度國(guó)家的服務(wù)貿(mào)易準(zhǔn)入門(mén)檻較高，中國(guó)與其溝通交流可能受諸多條件因素限制[4]，“一帶一路”倡議較難推動(dòng)該類(lèi)國(guó)家的中國(guó)旅游人次和消費(fèi)增長(zhǎng)。

表9 不同貿(mào)易開(kāi)放程度的異質(zhì)性影響Table 9 Heterogeneous influence of different levels of trade openness

3.4.3 基于地理區(qū)位的檢驗(yàn) 為探究“一帶一路”倡議對(duì)不同地理區(qū)位國(guó)家影響的異質(zhì)性，本文將樣本國(guó)家按洲劃分并對(duì)其進(jìn)行分組回歸，以考察“一帶一路”倡議對(duì)我國(guó)游客赴亞洲、歐洲及非洲國(guó)家的影響效果差異(表10)。結(jié)果顯示，“一帶一路”倡議對(duì)中國(guó)游客赴歐洲國(guó)家的旅游人次和消費(fèi)有顯著促進(jìn)作用，對(duì)亞洲和非洲國(guó)家的影響不顯著。從現(xiàn)實(shí)情況看，亞洲是中國(guó)傳統(tǒng)的出境旅游目的地市場(chǎng)，是中國(guó)境外旅游人次輸出重心[16]，經(jīng)過(guò)多年發(fā)展，亞洲出境旅游市場(chǎng)飽和度較高，“一帶一路”倡議對(duì)亞洲市場(chǎng)促進(jìn)效果相對(duì)有限；受交通費(fèi)用、時(shí)間成本及刻板印象等因素影響，中國(guó)游客前往非洲國(guó)家的總體數(shù)量較低，造成“一帶一路”對(duì)其促進(jìn)效果不顯著；隨著中國(guó)國(guó)民收入水平的提高和消費(fèi)結(jié)構(gòu)的升級(jí)，遠(yuǎn)距離、高品質(zhì)的歐洲旅游已成為國(guó)民出游新選擇，在“一帶一路”倡議推動(dòng)下，中歐交通走廊不斷完善、中國(guó)—中東歐等活動(dòng)先后舉辦，雙邊旅游合作不斷深化，為中國(guó)游客赴歐洲旅游創(chuàng)造了有利條件。

表10 不同地理區(qū)位的異質(zhì)性影響Table 10 Heterogeneous influence of different geographical locations

3.4.4 基于交通便利程度的檢驗(yàn) 交通便利程度是影響游客旅游活動(dòng)的重要因素，為探究“一帶一路”倡議對(duì)不同交通便利程度國(guó)家影響的異質(zhì)性，本文采用世界銀行的WDI數(shù)據(jù)庫(kù)公布的航空載客量衡量目的地國(guó)家的交通便利程度[37]，將其分成低、中、高3個(gè)等級(jí)，并依次進(jìn)行分組回歸，考察“一帶一路”倡議對(duì)不同交通便利程度國(guó)家影響的異質(zhì)性(表11)。由表11可知，“一帶一路”倡議對(duì)中國(guó)赴交通便利程度較低的目的地國(guó)家的旅游人次和消費(fèi)的影響效果顯著為正，而對(duì)中、高等交通條件的國(guó)家的影響效果不顯著。從現(xiàn)實(shí)情況看，交通基礎(chǔ)設(shè)施的互聯(lián)互通是“一帶一路”倡議推動(dòng)雙邊旅游合作的重要舉措，通過(guò)增強(qiáng)優(yōu)質(zhì)旅游資源的可達(dá)性可促進(jìn)中國(guó)赴目的地國(guó)家旅游人次的增長(zhǎng)。對(duì)于交通便利程度較低的國(guó)家，“一帶一路”倡議的推行有利于改善其通行環(huán)境；對(duì)于交通便利程度較高的國(guó)家，“一帶一路”倡議對(duì)于進(jìn)一步改善其交通環(huán)境的空間不大。此外，從中國(guó)游客出行特征看，出境游客追求體驗(yàn)的新奇性，對(duì)于交通便利程度較高的目的地國(guó)家的出游率要低于交通便利程度逐漸完善的目的地國(guó)家的出游率。因此，“一帶一路”倡議對(duì)交通便利程度較高的國(guó)家促進(jìn)作用相對(duì)有限。

表11 不同交通便利程度的異質(zhì)性影響Table 11 Heterogeneous influence of different transportation convenience

4 結(jié)論與建議

本文基于2008-2019年110個(gè)國(guó)家的面板數(shù)據(jù)，采用引力模型和雙重差分方法實(shí)證檢驗(yàn)“一帶一路”倡議對(duì)沿線(xiàn)國(guó)家旅游發(fā)展的影響效果，結(jié)論如下：1)整體看，“一帶一路”倡議對(duì)中國(guó)赴目的地國(guó)家旅游人次和消費(fèi)均具有顯著的促進(jìn)作用。平均而言，可促進(jìn)沿線(xiàn)國(guó)家的中國(guó)旅游人次增長(zhǎng)25.9%，旅游消費(fèi)增長(zhǎng)23.9%，該結(jié)果經(jīng)過(guò)穩(wěn)健性檢驗(yàn)證明有效；在此基礎(chǔ)上，本研究證實(shí)了“一帶一路”倡議在帶動(dòng)沿線(xiàn)國(guó)家旅游發(fā)展上的政策有效性，揭示了“一帶一路”倡議在地區(qū)旅游經(jīng)濟(jì)發(fā)展中的導(dǎo)向作用。2)“一帶一路”倡議對(duì)目的地國(guó)家旅游發(fā)展的促進(jìn)作用存在滯后性?！耙粠б宦贰背h提出后1～2年成效逐漸顯現(xiàn)，隨著相關(guān)旅游支持政策的出臺(tái)和建設(shè)項(xiàng)目的推進(jìn)，3～4年成效達(dá)到最高，后期政策的輻射作用雖有所減弱，但對(duì)中國(guó)赴沿線(xiàn)國(guó)家旅游人次和消費(fèi)增長(zhǎng)仍將產(chǎn)生積極影響。3)“一帶一路”倡議對(duì)目的地國(guó)家的影響具有明顯的異質(zhì)性，對(duì)沿線(xiàn)地區(qū)旅游發(fā)展的促進(jìn)作用在不同經(jīng)濟(jì)發(fā)展程度、貿(mào)易開(kāi)放程度、地理區(qū)位和交通便利程度的國(guó)家存在差異。

基于上述結(jié)論得出如下啟示：1)在全球疫情的大背景下，雖然各國(guó)經(jīng)濟(jì)聯(lián)系下降，出境旅游發(fā)展暫時(shí)受限，但不應(yīng)忽視“一帶一路”建設(shè)以來(lái)取得的成效。中國(guó)政府應(yīng)加強(qiáng)宣傳“一帶一路”倡議在推動(dòng)沿線(xiàn)各國(guó)旅游經(jīng)濟(jì)增長(zhǎng)方面的積極作用，疫情下保持與沿線(xiàn)各國(guó)旅游交流合作不中斷，加強(qiáng)旅游交通線(xiàn)路和基礎(chǔ)設(shè)施建設(shè)，提升風(fēng)險(xiǎn)環(huán)境下雙邊旅游韌性合作能力，為疫情后旅游業(yè)恢復(fù)和發(fā)展積蓄力量。2)針對(duì)“一帶一路”倡議對(duì)沿線(xiàn)國(guó)家旅游發(fā)展影響的動(dòng)態(tài)化特征，應(yīng)不斷優(yōu)化助力沿線(xiàn)地區(qū)旅游發(fā)展的政策舉措，提升政策的協(xié)調(diào)性和適用性，遏止政策促進(jìn)作用的放緩趨勢(shì)，推動(dòng)沿線(xiàn)地區(qū)旅游合作向縱深、可持續(xù)方向發(fā)展。特別是在“后疫情時(shí)代”，要充分利用“一帶一路”倡議的政策優(yōu)勢(shì)，發(fā)揮旅游業(yè)“先聯(lián)先通”的導(dǎo)引作用，實(shí)現(xiàn)沿線(xiàn)國(guó)家經(jīng)濟(jì)的快速?gòu)?fù)蘇。3)應(yīng)強(qiáng)化“一帶一路”倡議對(duì)亞洲、非洲等發(fā)展中國(guó)家以及貿(mào)易水平較低國(guó)家的促進(jìn)作用，制定差異化的布局策略，找準(zhǔn)各國(guó)旅游合作的契合點(diǎn)，形成協(xié)同共享的國(guó)際旅游空間發(fā)展格局。在疫情和逆全球化的不利局勢(shì)中，應(yīng)著重推進(jìn)人類(lèi)命運(yùn)共同體建設(shè)，增強(qiáng)各國(guó)旅游合作互信，構(gòu)建平等互惠的交流平臺(tái)，促使中國(guó)政策紅利覆蓋更多國(guó)家，助力各國(guó)旅游經(jīng)濟(jì)的恢復(fù)和發(fā)展。