基于面板数据分析入境旅游对经济增长拉动作用的省际差异

　　一、引言与文献回顾

　　20 世纪 50 年代以来,世界许多国家或地区越来越重视开发利用本国或本地区旅游资源吸引异国或异地居民前往本国或本地区进行旅游活动,以此作为拉动本国或本地区经济增长的重要力量。随着各国或各地区入境旅游的快速发展,入境旅游与经济增长的关系问题已成为国内外旅游业界和学界讨论与研究的重要问题。入境旅游较早研究是 L. Bodio(1899) 对进入意大利旅游者消费的调查研究。但总体来说,国外少有关于中国入境旅游对经济增长拉动作用的实证研究。在国内,庞丽等(2006) 对东、中、西部入境旅游与经济增长关系的研究,认为东部地区的入境旅游和经济增长存在单向 Granger 因果关系,但全国和中西部地区的入境旅游与经济增长之间不存在显著的Granger 因果关系。吴忠才(2007) 研究认为,中国入境旅游与经济增长之间存在长期稳定的协整关系,但不存在 Granger 因果关系。赵东喜(2008) 对我国东中西部三大地区入境旅游发展的决定因素的研究,认为在东中西部区域层次上省际入境旅游的决定因素不相同。郭金海、韩雪等(2009) 对我国省域入境旅游经济的时空演化格局的研究,认为省域总体空间差异缓慢扩大。武春友、谢风媛(2010) 以旅游专业化程度为门限变量的研究发现,我国入境旅游业发展与经济增长之间存在门限效应。邓淇中、王慧琴(2011) 研究认为,就整体而言,东中西部三大地区入境旅游对经济增长的弹性系数属西部最大,东部次之,中部最小。邱亚利(2013) 利用江苏、浙江、上海的数据研究认为,入境旅游和经济增长之间具有正相关关系和互为因果、互相促进的关系。张世兵(2013) 利用湖南省的数据研究认为,入境旅游发展对本省生产总值的增长有显著的作用。

　　总体来看,目前针对我国或分东中西部三大地区,或某个省、市、自治区的入境旅游与经济增长关系的研究大多利用时间序列数据得到不同的结论,而利用面板数据就入境旅游对经济增长拉动作用省际差异问题的研究相对较少,其中不乏存在样本时间跨度过小或相关数据处理上忽略了物价及其影响的地区差异性等问题。本文拟选取1997 ~ 2012 年我国 28 个省、市、自治区(以下简称“省区”) 的面板数据就入境旅游对经济增长拉动作用的省际差异问题进行实证研究。

　　二、入境旅游对经济增长的作用机制

　　入境旅游是旅游业的重要组成部分。入境旅游者到达旅游目的地国家或地区后会进行吃、住、行、游、购、娱等一系列活动,因而相应地带动了相关行业的发展。这就是说,对于旅游目的地国家或地区而言,入境旅游通过其收入效应、创汇效应、就业效应和产业关联效应等方式带动本国或本地区经济的连锁反应,刺激本国或本地区经济活动扩张,最终带动区域经济的整体增长。

　　入境旅游对区域经济增长的作用通过直接效应、间接效应和诱导效应三个阶段来实现。[1](P. 151)第一阶段是直接效应阶段,即入境旅游者的旅游消费对于经济系统中与旅游直接相关的部门和行业在产出、收入、就业等方面产生的影响,这些部门和行业包括旅行社、餐饮业、住宿业、交通部门、景点景区、购物娱乐场所、医疗保健机构、邮政通讯部门等。第二阶段是间接效应阶段。直接得益的旅游部门和行业的再生产过程中要向有关部门或企业购进原材料、物资和设备,各级政府把从旅游业征得的税收投向基础设施或其他企事业,从而促进这些部门和行业的收入和就业人数的增加。第三阶段是诱导阶段。直接或间接为入境旅游者提供服务的旅游部门或其他行业的从业者把工资等收入用于购买生活消费品,因而促进相关行业的发展。此外,与入境旅游有间接关系的部门或企事业单位在再生产过程中不断购买生产资料,这又会带动其他相关部门发展。总之,入境旅游通过形成收入、创汇、就业、产业关联等效应对经济增长起到拉动作用。

　　三、入境旅游对经济增长拉动作用的空间差异实证研究

　　(一) 面板数据模型的设定

　　面板数据模型是建立在面板数据基础上的计量经济模型,一般分为三种类型: 无个体影响的不变系数模型(混合回归模型) 即不变截距、不变系数模型; 含个体影响的不变系数模型即变截距、不变系数模型; 含个体影响的变系数模型即变截距、变系数模型,分别如式(1) 、式(2) 、式(3) 所示:Yit= α + βxit+ uit(αi= αj= α,βi= βj= β; i =1,2,…,N; t = 1,2,…,T) (1)Yit= αi+ βxit+ uit(αi≠αj,βi= βj= β; i = 1,2,…,N; t = 1,2,…,T) (2)Yit= αi+ βixit+ uit(αi≠αj,βi≠βj; i = 1,2,…,N; t =1,2,…,T) (3)其中 Yit为被解释变量在横截面 i 和时间 t 上的数值,xjit为第 j 个解释变量在横截面 i 和时间 t上的数值,uit为横截面 i 和时间 t 上的随机误差项; βji为第 i 截面上的第 j 个解释变量的模型参数; αi为常数项或截距项,代表不同个体 i 的影响; 解释变量数为 j = 1,2,…k; 截面数为 i = 1,2,…N; 时间长度为 t = 1,2,…T; k 表示解释变量的个数,N 表示个体截面成员的个数,T 表示每个截面成员的观测时期总数。[2](P. 294 -296)在此基础上,进行混合回归模型、固定影响模型和随机影响模型的选择以及变截距模型、变系数模型的选择。

　　一是固定影响模型与混合回归模型的选择。

　　若个体之间(组间) 存在显著性差异且差异是常数,宜采用固定影响模型估计; 若个体之间(组间)不存在显著性差异,则采用混合回归模型。检验的原假设(H0) 为个体之间(组间) 不存在显著性差异,即 H0: a1= ai= … = aN,备择假设(H1) 为a1、a2、…、aN不全相等。假设模型有 k 个解释变量,则当原假设 H0成立时有:

　　其中 SSEr和 SSEu分别表示约束性模型(混合回归模型) 与非约束性模型(固定影响模型) 的残差平方和,F 统计量服从对应自由度的 F 分布。若 F < Fα(α 为特定显著性水平,一般为 0. 01、0. 05 或 0. 1) ,接受原假设,模型为混合回归模型;若 F > Fα,拒绝原假设,模型为固定影响模型。

　　二是随机影响模型与混合回归模型的选择。

　　若个体之间(组间) 存在显著性差异但差异是随机的,宜采用随机影响模型估计; 若个体之间(组间)不存在显著性差异,则采用混合回归模型。检验的原假设(H0) 为个体之间不存在显著性差异,即σ2a= 0,备择假设(H1) 为 σ2a≠0,假设模型有 k 个解释变量,则当原假设 H0成立时有:

　　式(5) 中,eit是混合回归模型即模型(1) 的残差。若 LM < χ2a,接受原假设,模型为混合回归模型; 若 LM > χ2a,拒绝原假设,模型为随机影响模型。[3]

　　三是随机影响模型与固定影响模型的选择。

　　这通常采用 Hausman(豪斯曼) 检验。它既可以通过计算其统计量来实现,也可以通过运行 EViews软件来实现。本文根据后一种途径得到的结果进行选择。

　　四是变截距模型、变系数模型的选择。以固定影响为例,通过 F 检验来判断是选择固定影响变截距模型还是固定影响变系数模型,即主要检验两个假设,H1: β1= β2= … = βN,H2: β1= β2= …= βN,且 a1= a2= … = aN。H1为斜率在不同截面样本点时间上都相同但截距不同; H2为截距和斜率在不同截面样本点时间上都相同。在假设 H2下,检验统计量 F2服从相应自由度下的 F 分布,即式(6) 。当 F2< Fa,则接受 H2,认为样本数据符合模型(1) 即不变截距、不变系数模型; 当 F2>Fa,则拒绝 H2,继续检验 H1。在假设 H1下,检验统计量 F1也服从相应自由度下的 F 分布,即式(7) 。当 F1< Fa,则接受 H1,认为样本数据符合模型(2) 即变截距、不变系数模型; 当 F1> Fa,则拒绝 H1,认为样本数据符合模型(3) 即变截距、变系数模型。

　　式(6) 和式(7) 中,SSE1为变截距、不变系数模型的残差平方和,SSE2为不变截距、不变系数模型即混合回归模型的残差平方和,SSE3为变截距、变系数模型的残差平方和。[4](P. 409 -410)

　　(二) 变量和数据预处理

　　考虑到数据的可获得性、可靠性、适用性及重庆市在 1997 年被设为直辖市,本文选择 1997 ~2012 年我国大陆 28 个省区 (不含甘肃、青海、宁夏) 的国际旅游(外汇) 收入作为入境旅游发展水平的衡量指标,以地区生产总值(Gross RegionalProduct,GRP) 作为经济增长的衡量指标。各变量的原始数据均来自历年《中国统计年鉴》和中国经济与社会发展统计数据库。为了使计量单位一致,用以亿美元为单位的旅游外汇收入乘以各年的人民币兑美元汇率(年平均价) 得到以亿元人民币为单位的旅游外汇收入。为了消除物价因素的影响,以各省区的居民消费价格指数①(1997 =100) 对各自的旅游外汇收入进行平减,以各省区的 GRP 平减指数 (1997 =100) 对各自的地区生产总值进行平减,分别得到旅游外汇收入实际值(Tit) 和地区生产总值实际值(用 Git表示) 。由于对变量 Tit、Git选取对数并不改变其动态关系以及为了消除序列中可能存在的异方差,再对它们做了对数处理,即有 LNTit、LNGit,前者为解释量,后者为被解释量。本文相关检验与数据处理均利用EViews6. 0 完成。

　　(三) 实证检验及结果

　　在经过面板单位根检验以及 Kao 检验和 Fish-er(combind Johansen) 检验(面板协整检验) 发现序列之间存在协整关系后,本文根据模型(1) 和模型(2) ,利用最小二乘法(OLS 法) 估计反映各省区经济增长与入境旅游之间关系的混合回归模型、固定影响变截距模型、随机影响变截距模型,从而得到它们的残差平方和分别为 268. 1498,29. 1158,31. 3628。在此基础上,根据式(4) 计算结果可知应建立固定影响模型 (F = 127. 3827 > F0. 05(27,391) ) ,根据式(5) 计算结果可知应建立随机影响模型(LM =12508. 633 > χ20. 05(1) =3. 841) ,根据运行 EViews6. 0 软件得到的豪斯曼检验结果可知应建立固定影响模型(豪斯曼统计量的值为6. 3371,对应的概率是 0. 0118) 。

　　在进行 F 检验之前,依据据模型(3) 并运用OLS 法估计反映各省区经济增长与入境旅游之间关系的固定影响变系数模型得到其残差平方和为23. 0529。基于以上数据,根据式(6) 计算结果得到 F2= 77. 3305 > F0. 05(54,392) ,所以拒绝原假设H2(系数和截距都相同) ,于是继续检验 H1(系数相同但截距不同) 。根据式(7) 计算得到 F1=3. 8433 > F0. 05(27,392) ,故拒绝原假设 H1,表明应选择固定影响变系数模型拟合样本。由于采用广义最小二乘法(GLS 法) 得到的 R2(0. 979327) 比采用 OLS 法得到的 R2(0. 954661) 更大,F 统计量也更大(采用 GLS 法、OLS 法得到的值分别为337. 6419,150. 0727) ,故运用 GLS 法估计我国 28个省区经济增长与入境旅游之间关系的固定影响变系数模型。

　　模型估计结果显示(见表 1) ,回归系数显著不为零且均为正数,表明各省区入境旅游对经济增长具有正向拉动作用;珔R2大于 0. 97,说明模型的拟合优度很高; F 统计量较大,P(F - sta) =0. 000000,表明回归模型是相当显著的。表 1 反映了 28 个省区经济增长与入境旅游之间关系的回归系数及截距均存在明显的差异。按回归系数从大到小来看,入境旅游对经济增长拉动作用较强(回归系数较大) 的前 14 个省区是北京、广东、内蒙古、福建、陕西、河北、上海、广西、天津、云南、海南、河南、贵州、吉林。从回归系数的大小也不难看出,东部省份大多高于西部省份,西部省份大多高于中部省份。

　　四、影响入境旅游的主要因素

　　从实证研究可以看出,不同省区的入境旅游对经济增长的拉动作用存在明显的差异。笔者认为,存在这一差异的原因应是多方面的,如地区经济发展水平、旅游资源或产品的吸引力、区位与交通条件、社会治安因素和不可抗自然因素等。

　　一是,地区(不同省区) 经济发展不平衡。中国地域辽阔,地区经济发展不平衡不可避免地对入境旅游的发展产生影响。经济发展水平关系到本地区的国际影响力、旅游设施建设所需财力等诸多方面。在入境旅游对经济增长拉动作用较强的前 14 个省区中,广东、河北、福建、上海、北京、内蒙古等是在全国经济总量排名较靠前的省区。

　　二是区位和交通条件不同。受地理、地缘、经济等因素影响,中国各省区的区位和交通条件差别明显,比如沿海地区一般优于内地,东部地区一般优于中西部地区。在入境旅游对经济增长拉动作用较强的前 14 个省区中,北京是我国首都、全国政治和文化中心、环渤海经济圈内重要地区,广东、河北、福建、上海、天津、海南、广西等 7 个省区属于东南沿海省区,可进入性强,对外开放程度高,与亚太地区乃至世界其他国家或地区在经济、科技、文化、卫生、教育等方面以及与华侨华人有广泛而密切的交流。西部与中部相比,西部地区有更多省份与他国接壤,经贸往来、人文交流等更为频繁。

　　三是旅游资源或产品在吸引力和数量上有差异。由于历史、自然等方面原因,我国不同省区在旅游资源的总体数量、档次等方面存在差异。比如,辽宁虽处于东部沿海,但它作为我国重要的老工业基地,吸引力较大的旅游资源相对不多,而陕西虽处于我国西部,但它是中国旅游资源最富集的省份之一,被誉为“天然的历史博物馆”,全省现约有各类文物点 3. 58 万处、博物馆 151 座、馆藏各类文物 90 万件(组) ,文物点数量之多、等级之高,均在全国名列前茅,每年都吸引大量入境游客前去旅游。

　　四是社会治安因素和某些不可抗的自然因素也会影响入境旅游者对旅游目的地的选择。社会治安不稳和自然灾害会伤及人身和财产安全,从而影响入境旅游发展。据悉,2009 年乌鲁木齐“7·5”事件对新疆旅游业造成严重影响。1999年绵竹地震、2001 年雅江地震、2008 年汶川地震等灾害以及泥石流灾害(如 2005 年贡嘎山 - 海螺沟特大泥石流,专家坦言 10 年内四川境内泥石流都将频发[5]) 都曾对四川旅游业产生重大影响。

　　总体来说,不同省区入境旅游发展存在的差异是受多个方面综合影响形成的。诸多影响因素的存在以及同一因素在不同省区的影响程度也有差异,导致各省区入境旅游的发展水平存在差别,因而不同省区的入境旅游在收入、创汇、产业关联等效应的形成上就会不同,进而对经济增长的拉动作用的发挥也就不同。

　　五、增强入境旅游对经济拉动的对策建议

　　笔者认为在今后进一步大力推动入境旅游和经济发展的过程中,需要把握好以下几个方面:

　　一是在国家相关政策的指导下,各省区结合本地区实际情况采取有针对性的入境旅游发展和经济发展的举措。各省区必须更加紧密地围绕经济建设这个中心,在国家大政方针的指引下,结合自身实情,因地制宜地制定和实施符合本地区实情、适合本地区入境旅游发展和经济发展的策略措施,不断提升本地区入境旅游发展水平和经济发展整体水平。

　　二是各省区应坚持差异化原则,竭力实现“人无我有、人有我优、人优我特”的发展策略。各省区应根据已有旅游资源进行深度开发,开发差异化的旅游产品并实施差异化的旅游营销策略。中国各省区旅游资源相当丰富,但不少省区旅游产品在文化内涵、表现力方面较欠缺,或者与其他省区旅游产品雷同性较大,或者在旅游营销方面与其他省区相比缺乏竞争力等,这些问题都应通过深入挖潜、寻求差异等途径予以解决。

　　三是各省区需实施巧用优势和创造优势的策略。巧用优势是指区位优势较明显的省区要在保持已有优势的基础上继续利用可利用的元素(如医疗保健、独特的文化等) ,将自身打造成区域性(如东亚地区、东南亚地区、亚洲地区或亚太地区等) 乃至世界旅游休闲中心; 创选优势是指区位优势不够明显的省区要通过加强旅游规划、产品开发、市场营销和积极走出去与尽力引进来相结合(如争取一些节事活动的举办权、邀请国际知名人士来访和代言等) 等途径,竭力挖掘和彰显本省区的优势与亮点,以提升本省区的世界知名度和旅游吸引力。

　　四是国家加大协调区域发展的力度,采取必要的扶持性政策措施促进需要帮扶地区的发展,为这些地区入境旅游发展提供更坚实的物质基础。国家利用法律、经济和政策等各种有效手段,制定有针对性的策略措施,统筹兼顾,协调和促进区域发展。地区经济不断发展,有利于当地政府在旅游设施建设、旅游环境治理、旅游发展引导资金等方面有更大作为。

　　五是国家及各省区相关部门必须加强社会治安管理,增强防范和治理自然灾害的能力。旅游目的地行政管理部门应与政法部门特别是公安机关紧密联系配合,对危害社会治安、损害旅游者权益的不良行为和违法犯罪活动保持长期的严惩高压态势。国家及地方相关部门应加快和深入开展某些自然灾害发生规律的研究,加强自然灾害隐患的盘查和及时治理以及自然灾害预警、预报工作,加强自然灾害信息平台建设,特别是旅游目的地的旅游行政管理部门需加强与地质、气象、水利、防汛防旱等部门的联系与合作,多为游客超前提供相关提醒、防范和应对措施的信息。

　　总之,应尽最大努力采取切实有效的举措保障游客安全。

　　致谢: 感谢华南师范大学朱竑教授、中国社会科学院夏杰长研究员等专家对本文提出的建设性意见和建议。

　　参考文献:
　　[1]甘巧林. 旅游经济学[M]. 广州: 华南理工大学出版社,2008.
　　[2]易丹辉. 数据分析与 EViews 应用[M]. 北京: 中国人民大学出版社,2008.
　　[3]程振源. 计量经济学: 理论与实验[M]. 上海: 上海财经大学出版社,2009.
　　[4]孙敬水. 计量经济学[M]. 北京: 清华大学出版社,2009.
　　[5]中新社. 四川泥石流频发 防治工程成重中之重[EB/OL].