摘 要：文章利用2005—2019年我國31個省市的面板數(shù)據(jù)，建立雙向固定效應模型對數(shù)據(jù)進行回歸分析，探討入境旅游對我國區(qū)域經濟的影響，并通過ArcGIS可視化技術分析入境旅游對不同區(qū)域經濟增長的異質效果。結果表明：入境旅游對區(qū)域經濟增長具有顯著的積極意義；東、中部入境旅游發(fā)展水平對經濟增長的促進效應較西部明顯；在具有豐富旅游資源的省市，入境旅游對經濟的帶動作用更強。本文從入境旅游對經濟的帶動效應、異質性和面臨的宏觀環(huán)境三個方面提出相關對策建議，以期推動我國入境旅游的健康發(fā)展。

關鍵詞：入境旅游；區(qū)域經濟；經濟增長；雙向固定效應模型；異質性

中圖分類號：F061.5；F592.7 文獻標識碼：A 文章編號：2096-0298（2024）10（b）--05

1 引言

入境旅游產業(yè)所在產業(yè)鏈長，關聯(lián)產業(yè)多[1]，對一國的國際收支影響重大，同時入境旅游還能吸納較多的勞動力、影響區(qū)域經濟環(huán)境[2]，帶動區(qū)域經濟的發(fā)展。許多學者對入境旅游與經濟發(fā)展的關系展開研究，但入境旅游對區(qū)域經濟的帶動作用是否具有持續(xù)性和穩(wěn)定性，對不同區(qū)域經濟發(fā)展是否能夠均勻擴散，目前尚未達成共識，亟待驗證和探索。

關于入境旅游與經濟增長，大多數(shù)研究表明入境旅游與經濟增長存在正相關關系，目前已經形成“旅游帶動經濟增長”[3]“經濟驅動旅游發(fā)展”和“旅游與經濟互惠增長”三種支持正相關關系的假說[4]。大力鼓勵旅游業(yè)發(fā)展對一國的外匯收入和相關資本品的購買起到積極的推動作用，從而帶動相關服務、商品、經濟的發(fā)展[5]，與其他經濟體相比，那些不注重發(fā)展旅游業(yè)服務貿易的國家的經濟發(fā)展步伐要更加緩慢[6]。但也有少數(shù)學者認為入境旅游會抑制一國的經濟增長。抑制論觀點主要體現(xiàn)在去工業(yè)化、“荷蘭病”效應、負溢出效應三個方面[7]。去工業(yè)化阻礙經濟正向增長主要表現(xiàn)為發(fā)展旅游業(yè)會擠占發(fā)展工業(yè)所利用的資本，從而轉移工業(yè)上的勞動力，削弱其發(fā)展；“荷蘭病效應”表明，當旅游產業(yè)極度蓬勃發(fā)展時，其他的產業(yè)會相對發(fā)展落后，國民經濟的發(fā)展將在很大程度上依附于旅游產業(yè)[8]；“負溢出效應”是由于旅游產業(yè)阻礙了技術進步，又取代了資本，因而被認為是經濟發(fā)展中的障礙?？傊壳皩W界對入境旅游發(fā)展與經濟增長的關系還未達成共識。

雖然大部分學者認為入境旅游在一定程度上可以促進經濟發(fā)展。但是，由于區(qū)域資源、設施環(huán)境、經濟發(fā)展水平等原因，入境旅游發(fā)展對不同區(qū)域的影響不同[9]，會加大區(qū)域間經濟不均衡[10-11]。陳剛強等（2011）分析了入境旅游規(guī)模的空間分布狀態(tài)及其影響因素[12]，周志宏（2009）研究了我國入境旅游相關影響因子[13]，薛華菊等（2014）重點分析了我國入境旅游在不同年份上的時空態(tài)勢[14]，張子昂等（2016）以浙江省縣域為例，對入境旅游空間方面的演變特征展開了深入探討[15]。但我國地域廣袤，入境旅游的發(fā)展條件及格局在不斷演化，其間隱含著一定的空間異質性及復雜性，需要更為深入地研究和分析[16]。

總體而言，國內外多數(shù)研究側重于入境旅游發(fā)展與經濟增長的關系，或其單一角度的空間分布分析，專門探討入境旅游對我國不同省市經濟影響異質性的文獻較少；而且，由于對入境旅游影響經濟增長的機制渠道認識不同，現(xiàn)有研究對入境旅游如何影響我國各省區(qū)域的經濟，以及對我國不同區(qū)域的影響沒有統(tǒng)一的研究定論；另外，國內外對于入境旅游對經濟增長研究多以國家層面數(shù)據(jù)為主[17-18]，或以熱點城市作為比較尺度，缺乏同時在多個尺度視角下的區(qū)域差異比較和分析，忽略了區(qū)域之間的經濟差異性。

鑒于此，本文選取2005—2019年我國31個省市的面板數(shù)據(jù)，對入境旅游與經濟增長之間的關系進行驗證分析，并利用ArcGIS軟件進行異質性分析，討論我國15年的入境旅游發(fā)展時空分布格局及演變，從經濟區(qū)域以及旅游資源差異兩個角度分析入境旅游對經濟增長的空間異質性，為尋找我國入境旅游在不同省市間的創(chuàng)新發(fā)展路徑，從而為優(yōu)化旅游服務貿易相關政策、提升入境旅游區(qū)域經濟效益提供支撐。

2 理論分析與研究假說

基于“旅游帶動經濟增長（TLEG）假說”，本文借鑒張晨（2008）和龐麗（2006）[19]的理論分析模型，重點圍繞入境旅游和區(qū)域經濟增長的關系，以及入境旅游對我國區(qū)域經濟產生的作用進行相關分析。

2.1 我國入境旅游與經濟增長的關系

入境旅游的發(fā)展在一定程度上依賴于本國的資源環(huán)境，是一種資源消耗型產業(yè)，并且能為境外游客提供服務性產品，滿足國際市場的消費需求、促進一些相關聯(lián)產業(yè)的發(fā)展，為本國的宏觀經濟發(fā)展作出貢獻。Balaguer 等（2002）利用協(xié)整和因果關系檢驗提出“入境旅游帶動經濟增長”的假說。從理論上，“入境旅游帶動經濟增長假說”是基于“出口帶動增長理論”演化而來的。相關研究指出，帶動一國經濟正向增長的三個重要路徑為：第一，入境旅游的開發(fā)可以增加一國的服務貿易收入，該行業(yè)賺取并積累的外匯可以投入相關資源和勞動力引入，提升資本形成水平，促進關聯(lián)產業(yè)的發(fā)展，帶動該國旅游產業(yè)的高質量發(fā)展[20]；第二，發(fā)展入境旅游可以為企業(yè)帶來規(guī)模經濟從而降低生產成本，良性循環(huán)，為行業(yè)內外的關聯(lián)企業(yè)創(chuàng)造利好的經濟環(huán)境[21-22]；第三，發(fā)展入境旅游會刺激行業(yè)內物質資源和人力資源的投資，在各方競爭性的投資中，會促使行業(yè)高質量運轉，提高入境旅游產業(yè)及關聯(lián)產業(yè)的生產力，增加更多的就業(yè)機會，提高居民收入，刺激消費[23-25]。

根據(jù)上述理論分析，本文提出假設：

假設1：我國入境旅游對經濟增長具有促進作用。

2.2 我國入境旅游對經濟增長的區(qū)域異質性

根據(jù)區(qū)域經濟非均衡理論，同一地區(qū)不同時間或者是同一時間不同地區(qū)，經濟發(fā)展狀況、入境旅游市場規(guī)模各不相同。我國幅員遼闊，入境旅游發(fā)展的條件和模式在不斷發(fā)展過程中會出現(xiàn)潛在的空間異質性，對我國區(qū)域經濟增長的帶動效應也有異質性。

根據(jù)循環(huán)因果關系理論，不同地區(qū)的經濟發(fā)展不是同時發(fā)生的，也不是均勻分布的，而是從幾個具有較好初始條件的區(qū)域開始。這樣的地區(qū)在自然資源或社會資源上或多或少存在一些特定的優(yōu)越性，在發(fā)展中將會不斷積累有利因素，固化其區(qū)位優(yōu)勢，加劇不同地區(qū)之間發(fā)展的不平衡?？傮w而言，與低收入經濟體相比，高收入經濟體有較高的旅游發(fā)展水平和收入效益；旅游資源也會隨國家經濟水平的提高而發(fā)展。經濟發(fā)展狀況相對較好的國家或地區(qū)，人文旅游資源的表現(xiàn)更多地偏向“現(xiàn)代化”，比如該地區(qū)基礎設施的完善、高科技的廣泛應用等，這種“現(xiàn)代化”趨勢可以更好地驅動區(qū)域內現(xiàn)代產業(yè)的發(fā)展；而經濟發(fā)展水平相對劣勢的地區(qū)，旅游資源的“人文因素”更多顯現(xiàn)出“樸素傳統(tǒng)”的特點，比如傳統(tǒng)制作工藝和擁有歷史淵源的景區(qū)，它的發(fā)展對于促進現(xiàn)代工業(yè)發(fā)展的貢獻比較少。鑒于上述理論分析，本文提出假設：

假設2：我國入境旅游對我國區(qū)域經濟的作用存在顯著的空間異質性。

3 研究設計

3.1 模型構建

文中數(shù)據(jù)均為較短的平衡面板數(shù)據(jù)，現(xiàn)有研究一般采用單向固定效應模型對其進行處理。鑒于本文所要探討的問題，且各省實際情況不同，有些不會伴隨時間因素變化的變量很有可能被遺漏，同時會出現(xiàn)不伴隨個體特性變化的因素。為盡可能減小兩者的影響，本文構建雙向固定效應模型，即同時對個體及時間的雙重固定。此外，為克服回歸方程中的異方差現(xiàn)象，以及因變量的量綱差異，本文采用雙對數(shù)模型分析入境旅游與經濟增長的關系和異質性。綜上考慮，文章構建如下計量模型：

lnGDPit=β+α1lnFEit+α2lnCPIit+α3lnULit+α4lnGOVit+α5lnnit+μi+γt+εit（1）

式（1）中，i表示省市，t表示年份，GDPit為i省t年的實際GDP；FEit表示各省市的入境旅游發(fā)展水平，若α1顯著且大于0，則表明入境旅游的發(fā)展能夠促進經濟的增長。CPIit為i省t年的消費者物價指數(shù)，ULit為i省t年的城鎮(zhèn)化水平，GOVit為i省t年的政府規(guī)模，nit為省年的就業(yè)率，μi和γt分別為個體效應和時間效應，εit為隨機誤差項。

3.2 變量的選取及定義

（1）被解釋變量

經濟發(fā)展水平（GDP）：一般指一個國家或地區(qū)在一定時期內實際產出。本文以各省的生產總值來衡量其經濟發(fā)展水平。

（2）核心解釋變量

入境旅游發(fā)展水平（FE）：現(xiàn)有研究通常使用入境旅游的外匯收入或入境旅游的人次衡量一國的入境旅游發(fā)展水平。考慮到數(shù)據(jù)的可得性及縱向可比性，本文采用入境旅游收入來衡量各省旅游發(fā)展水平。

（3）控制變量

消費者物價指數(shù)（CPI）：是與居民生活相關的消費品及勞務的零售價格的平均變化值，是影響國內生產總值水平的重要因素之一。

城鎮(zhèn)化水平（UL）：城市化程度是衡量一國或地區(qū)社會經濟發(fā)展程度的一個重要指標。此外，城鎮(zhèn)化作為入境旅游的有效支撐和基本保障，其對旅游業(yè)的綜合發(fā)展起到積極作用。所以，本文以各個省份的城鎮(zhèn)常住人口與總常住人口的比例為指標，對我國城市化水平進行評價。

政府規(guī)模 （GOV）：政府和市場在經濟中發(fā)揮的作用一直是經濟領域關注的問題?？紤]到數(shù)據(jù)的可得性和變量的實際意義，本文采用31個省市的政府財政收入占GDP的比重作為政府規(guī)模的代理變量。

就業(yè)水平（n）：就業(yè)水平的高低與經濟的發(fā)展有著密不可分的聯(lián)系。本文采用31個省市的就業(yè)率來衡量各省的就業(yè)水平。

3.3 數(shù)據(jù)說明

考慮數(shù)據(jù)的可得性和有效性，本文在剔除港、澳、臺數(shù)據(jù)后，選取31個省、自治區(qū)、直轄市（以下統(tǒng)一稱為省）為樣本展開分析。由于新冠疫情沖擊，2020—2022年入境旅游數(shù)據(jù)波動較大，不具普遍性，而2005—2019年是我國入境旅游發(fā)展平穩(wěn)階段，對經濟增長的作用效果穩(wěn)定，因此本文僅選用2005—2019年數(shù)據(jù)進行分析。由于我國入境旅游收入以美元計價報告，GDP以人民幣計價報告，為避免不同數(shù)據(jù)庫統(tǒng)計口徑有誤，本文數(shù)據(jù)均來自國家統(tǒng)計局年度統(tǒng)計數(shù)據(jù)庫中，并按年平均匯率將2005—2019年我國入境旅游收入折算為人民幣表示，經濟發(fā)展水平則以名義GDP衡量。

4 實證結果與分析

4.1 描述性統(tǒng)計

表1是相關變量的描述性統(tǒng)計結果。GDP標準差為17630.674，最大值為107671.07億元，最小值為248.8億元，表示各省市間的經濟發(fā)展狀況差異較大。入境旅游收入（FE）標準差為193.864，最大值為1415.298億元，最小值為0.188億元，表明各省市間入境旅游發(fā)展差異較大。

4.2 模型描述

本文利用Stata15對上述面板數(shù)據(jù)進行處理，建立雙向固定效應模型，并對模型采用穩(wěn)健標準誤進行估計。Hausman檢驗結果驗證了應該使用固定效應模型，本文還加入了時間效應，最終構建雙向固定效應模型。模型建立過程及結果如表2所示。

模型中偏斜率系數(shù)為0.083，表示在其他變量不變的條件下，入境旅游收入每增加一個百分點，平均國內生產總值將增加0.083%。經t檢驗的P值小于1%顯著性水平，充分表明入境旅游對我國經濟增長具有顯著作用。

4.3 異質性分析

入境旅游對經濟增長的帶動作用在前文中已經得到驗證，但其對不同地區(qū)經濟增長的帶動作用還具有一定的異質性。王欽安等（2017）研究發(fā)現(xiàn)，旅游業(yè)的發(fā)展在區(qū)域間存在較強的空間相關性。馬麗君（2017）認為，中國經濟發(fā)達地區(qū)個體網絡密度越高，入境旅游對經濟的促進作用較為顯著，對于經濟一般及落后的地區(qū)影響較小。另外，由于所選取的地域、經濟變量等不同，不同區(qū)域的旅游業(yè)發(fā)展與經濟增長之間的關系會具有一定差異且不能完全適用于其他區(qū)域。因此，本文將從時間和空間兩個角度，對入境旅游帶動經濟增長的異質性展開分析討論。

（1）空間異質性分析

為更系統(tǒng)了解我國入境旅游發(fā)展的分布格局演變，本文利用ArcGIS軟件對2005年、2010年、2015年和2019年４個時間截面，31個省市的入境旅游收入及國內生產總值數(shù)據(jù)進行處理分析（受版面限制文內沒有提供入境旅游發(fā)展演變圖，如有需要請與作者聯(lián)系）。2005年，入境旅游發(fā)展程度較高的省市為北京和上海，大部分地區(qū)處于發(fā)展水平中等及以下水平；2015年，云南、西藏以及東南沿海地區(qū)的省市入境旅游迅速發(fā)展，這得益于“一帶一路”倡議對沿線地區(qū)旅游經濟的帶動；2019年，入境旅游發(fā)展水平較高的省市由2005年的2個省市（北京，上海）提高到7個（北京，上海，西藏，云南，廣西，廣東和海南）；入境旅游發(fā)展水平中等偏上的省市由2005年的3個（西藏，福建和廣東）上升到6個（內蒙古，陜西，重慶，安徽和福建）。

由此可以看出，區(qū)域間存在較強的空間相關性，發(fā)達地區(qū)會對鄰近地區(qū)入境旅游發(fā)展產生積極的輻射帶動作用。為進一步探究全國不同區(qū)域入境旅游收入與經濟增長之間的關系。本文以東部、中部、西部地區(qū)為單元進行回歸，得到不同區(qū)域入境旅游收入對經濟增長的影響結果，如表3所示。

結果表明，東、中、西部入境旅游收入對經濟增長均為正向促進，但不同區(qū)域的促進效果存在一定差異。中部地區(qū)的彈性系數(shù)最大，東部地區(qū)次之，西部地區(qū)最小。相較西部地區(qū)，東部和中部地區(qū)發(fā)展較快，具備豐富的資源條件、較完備的基礎設施和便利的交通條件，可供游客選擇的旅游項目較多，能夠吸引更多的國外游客。但東部地區(qū)的省市間存在激烈競爭，鄰近地區(qū)旅游業(yè)的發(fā)展對本地區(qū)會產生一定的競爭壓力。

（2）旅游資源異質性分析

不同省市的入境旅游發(fā)展程度受該地區(qū)的旅游資源豐厚程度的影響。本文對全國各省市的5A級景區(qū)數(shù)量取平均值，將5A級景區(qū)數(shù)量小于平均水平的地區(qū)設置為“旅游資源稀缺”組，反之則設為“旅游資源豐富”組，回歸結果如表3所示。

結果顯示，“旅游資源稀缺”組與“旅游資源豐富”組偏斜率系數(shù)存在差異，表明不同省市旅游資源的差異會影響該地區(qū)的旅游業(yè)發(fā)展，旅游資源越豐富則入境旅游對經濟的帶動作用越明顯，充分表明了入境旅游對經濟增長的帶動作用存在由于各省市旅游資源差異帶來的空間異質性。

4.4 穩(wěn)健性檢驗

為確保研究結論的穩(wěn)健性，本文通過更換被解釋變量衡量方法對回歸結果進行穩(wěn)健性檢驗。將國內生產總值（GDP）替換為人均國內生產總值（PGDP）進行回歸，入境旅游收入項（lnFE）的偏斜率系數(shù)為0.063，符號為正，表明在其他變量不變的條件下，入境旅游收入每增加一個百分點，平均國內生產總值將增加0.063%?？傮w而言，在替換被解釋變量后，模型的擬合優(yōu)度大部分超過了90%，表明模型的樣本回歸直線對樣本點的擬合程度都較高。入境旅游收入對經濟增長的帶動作用都在1%的顯著性水平下顯著，驗證了本文結論的穩(wěn)健性。

5 結語

本文運用雙向固定效應模型對我國31個省市的入境旅游和經濟增長的關系進行實證研究，驗證了入境旅游與經濟發(fā)展之間具有顯著的正相關關系，入境旅游對經濟增長具有積極意義，且入境旅游的發(fā)展存在地區(qū)性差異。同時，研究發(fā)現(xiàn)不同區(qū)域的入境旅游發(fā)展程度對經濟增長的帶動效應存在空間上的異質性，東、中部入境旅游發(fā)展水平對經濟增長的促進效應較西部明顯，在具有豐富旅游資源的省市，入境旅游對經濟的帶動作用更強。

基于上述結論并結合我國實際情況，為推動我國入境旅游的發(fā)展，本文提出以下對策建議：（1）積極響應國家相關政策，營造有利于旅游業(yè)發(fā)展的環(huán)境。積極打造國際旅游優(yōu)秀典范，吸引多元化投資建設，鼓勵入境旅游的發(fā)展。（2）重點完善入境旅游相關的基礎設施建設，提升城鎮(zhèn)化水平，以交通建設、旅游接待、旅游設施為切入點，為入境的游客提供良好便利的旅游環(huán)境，吸引游客來華。（3）各省份應充分挖掘自身優(yōu)勢，找好定位，走適合自己有效發(fā)展的道路。例如，西部地區(qū)利用文化和自然旅游資源，建設世界級旅游目的地，加強公共交通系統(tǒng)基礎配套設施建設，提升旅游服務水平，刺激旅游消費；東部發(fā)達地區(qū)應重點注重創(chuàng)新式的旅游發(fā)展，發(fā)揮示范和主導作用，帶動周邊地區(qū)發(fā)展。（4）入境旅游的發(fā)展應考慮依托大數(shù)據(jù)打通數(shù)字旅游供應鏈，實現(xiàn)入境旅游的創(chuàng)新發(fā)展。

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