方葉林，李經(jīng)龍

一、引 言

2016年，中國入境旅游人數(shù)達1.38億人次，實現(xiàn)旅游外匯收入1200億美元，分別比上年增長3.5%和5.6%[注]數(shù)據(jù)來源：2016年中國旅游業(yè)統(tǒng)計公報,http://www.cnta.gov.cn/zwgk/lysj/201711/t20171108_846343.shtml。。作為中國三大旅游市場之一，入境旅游以占旅游總?cè)舜?.94%的份額取得了占總份額14.34%的旅游收入，對中國旅游經(jīng)濟發(fā)展具有十分重要的作用。

我國長期以來一直堅持優(yōu)先發(fā)展入境旅游，形成了較為完備的入境旅游統(tǒng)計體系，客觀上為入境旅游的實證研究提供了豐富的數(shù)據(jù)。時至今日，入境旅游研究主題不斷深化，研究技術(shù)日臻成熟。從研究主題上看，主要集中在入境旅游流(馬耀峰 等，2008；李創(chuàng)新 等，2011；王兆峰，2012)、入境游客預(yù)測(朱曉華 等，2005；張郴 等，2011)、入境旅游時空動態(tài)變化(麻學(xué)峰 等，2011；馬燕，2012；萬緒才 等，2013)、入境旅游影響因素(朱迎波 等，2003；保繼剛 等，2009；章秀琴 等，2012)、入境旅游周期波動(馬麗君 等，2009；方葉林 等，2014)等方面；從技術(shù)方法上看，主要運用了社會網(wǎng)絡(luò)分析(劉法建 等，2010)、灰色理論(朱曉華 等，2005；王恩旭 等，2008)、神經(jīng)網(wǎng)絡(luò)分析(雷可為 等，2007；張郴 等，2011)、本底趨勢線(孫根年 等，2011)、分位數(shù)回歸(李凡 等，2013)、EMD(陳玲玲 等，2011)、時間序列分析(孫玉環(huán)，2006；李春蘭 等，2010)、濾波分析(張子昂 等，2016)等。然而，入境旅游研究仍存在一些值得深入思考的問題，例如，時空演化是一個動態(tài)過程，時空演化過程在時間與空間上的特征是否具有穩(wěn)健性？時空演化結(jié)果是否會趨同或者趨異，也就是說入境旅游時空演化結(jié)果是否具有收斂性？此外，大部分研究對入境旅游影響機理的分析均基于靜態(tài)視角，缺少對時空演化機理的動態(tài)分析，導(dǎo)致提出的對策建議操作性不強。

本文利用中國31個省級區(qū)域1997—2015年的年度數(shù)據(jù)，綜合馬爾科夫鏈、重心分析方法、收斂性理論及脈沖響應(yīng)模型，對入境旅游時空演化的穩(wěn)健性及時空演化路徑與方向進行探討，在此基礎(chǔ)上分析入境旅游的收斂性問題，最后基于脈沖響應(yīng)模型揭示入境旅游時空演化的動態(tài)機理。

二、研究方法與指標選擇

(一)研究方法

1.馬爾科夫鏈

馬爾科夫鏈(Markov Chain)是一種研究時間和狀態(tài)均為離散的隨機轉(zhuǎn)移問題(覃成林 等，2007)，以及分析俱樂部趨同，尤其是揭示俱樂部成員構(gòu)成變化形式與過程的有效工具(Tsionas，2002)。在具體分析過程中，首先將連續(xù)的數(shù)據(jù)離散化，分為k種類型，不同時刻屬于類型之間的轉(zhuǎn)移可以用一個k*k的轉(zhuǎn)移概率矩陣表示。轉(zhuǎn)移概率mij為t時刻類型為i的區(qū)域在下一時刻轉(zhuǎn)移到j(luò)類型的概率，計算公式為：

mij=nij/ni

(1)

式(1)中，nij表示在整個研究時段內(nèi)，自t時刻至下一時刻從狀態(tài)i轉(zhuǎn)移到狀態(tài)j地區(qū)的個數(shù)，ni表示整個研究時段內(nèi)所有t時刻為狀態(tài)i地區(qū)的總數(shù)。如果某地區(qū)入境旅游發(fā)展水平在初始年份屬于類型i，在下一年份仍位于類型i，則定義該區(qū)域轉(zhuǎn)移為“平穩(wěn)”型；如果某個地區(qū)入境旅游發(fā)展水平提高，則定義該區(qū)域的類型為“向上轉(zhuǎn)移”，反之則為“向下轉(zhuǎn)移”。為了便于比較，按照0～33.33%、33.33%～66.66%、66.67%～1的水平，將入境旅游發(fā)展水平分為低、中、高三個層次。

2.重心分析方法

重心可看作空間分布的平均中心。假設(shè)一個大區(qū)域由n個小區(qū)域構(gòu)成，mi(xi，yi)為第i個小區(qū)域的中心坐標，ui為小區(qū)域的某種屬性值，G(xj，yj)為大區(qū)域第j年的重心坐標，其計算公式為(Fischer et al，2010)：

(2)

3.收斂性理論

δ收斂是指區(qū)域之間相對人均收入水平分異程度隨時間推移而減少，用于說明落后地區(qū)與發(fā)達地區(qū)之間差距逐漸縮小的趨勢，一般用人均GDP(或人均GDP對數(shù))標準差和變異系數(shù)表示，本文用人均入境旅游外匯收入表示。

β收斂一般分為絕對β收斂與條件β收斂。用yit表示第i個地區(qū)(i=1，2，…，31)在t年的人均入境旅游外匯收入，則地區(qū)i在t到t+T年間人均入境旅游外匯收入增長率為yit,it+T=(1+T)ln(yit+T/yit)，對以下方程進行回歸估計(羅仁福 等，2002)：

yit,it+T=a-bln(yit)+uit

(3)

b=-(1-e-βt)/T

(4)

(5)

式(3)～(5)中a為常數(shù)項，b為回歸系數(shù)，uit為擾動項。一般假設(shè)uit在不同地區(qū)是獨立分布的，均值為0，若b<0，或者β>0，則稱n個地區(qū)入境旅游發(fā)展存在β收斂，β值越大，收斂速度越快。若方程(3)回歸結(jié)果不受是否加入其他有關(guān)附加變量影響，則稱為絕對β收斂；若只有加入其他有關(guān)附加變量之后，方程(3)的回歸結(jié)果才能得到負相關(guān)關(guān)系，則稱為條件β收斂。

(二)指標選擇

旅游業(yè)是國民經(jīng)濟中關(guān)聯(lián)性較強的第三產(chǎn)業(yè)，影響入境旅游經(jīng)濟增長的因素較多，本文選擇具有代表性的區(qū)域經(jīng)濟、區(qū)位交通、市場化程度、城鎮(zhèn)化水平等四大變量，考察其對入境旅游發(fā)展的影響。

1.區(qū)域經(jīng)濟(EC)：用人均GDP(萬元)表示。入境旅游受所在地區(qū)經(jīng)濟發(fā)展?fàn)顩r影響，人均GDP相對于GDP總量更能反映地區(qū)經(jīng)濟狀況。

2.區(qū)位交通(ET)：交通條件是旅游發(fā)展的基礎(chǔ)，大部分文獻利用公路里程、鐵路里程、航空里程等指標來代表區(qū)位交通，本文利用全社會客運量(萬人)表示交通區(qū)位，該指標一定程度上反映了游客出游能力，更能代表地區(qū)交通狀況。

3.市場化程度(SC)：市場是檢驗旅游發(fā)展?fàn)顩r的基礎(chǔ)，本文利用王小魯?shù)?2016)計算的市場化指數(shù)來代表市場狀況。這種方法總體上被大部分學(xué)者證實，能夠行之有效地表示市場化程度。

4.城鎮(zhèn)化水平(CS)：人口城鎮(zhèn)化是城鎮(zhèn)化的表現(xiàn)之一，農(nóng)村人口向城市集聚，一定程度上意味著農(nóng)村居民職業(yè)的非農(nóng)化過程以及生活方式、思想意識由鄉(xiāng)村轉(zhuǎn)向城市的過程。本文用城鎮(zhèn)人口占總?cè)丝诘谋戎?余鳳龍 等，2014)表示城鎮(zhèn)化水平。

研究數(shù)據(jù)選取上，由于1997年以前的數(shù)據(jù)缺失較多，本文采用1997年以后除港澳臺地區(qū)之外的31個省級區(qū)域的入境旅游數(shù)據(jù)。如無特殊說明，本文使用的數(shù)據(jù)均來自1998—2016年的《中國旅游統(tǒng)計年鑒》《中國旅游年鑒》《中國區(qū)域經(jīng)濟統(tǒng)計年鑒》，以及國家旅游局官網(wǎng)。

三、時空演化特征

(一)時空演化特征

我國真正意義上的旅游業(yè)始于1978年。1978年以來我國入境旅游取得飛速發(fā)展，旅游外匯收入由1978年的2.63億美元，上升到2015年的1136.50億美元，2015年旅游外匯收入相當(dāng)于1978年的432倍(不包括港澳臺地區(qū)，下同)。從圖1曲線形狀看，2003年、2009年旅游外匯收入出現(xiàn)微弱下降趨勢，主要原因分別是受“非典”事件和金融危機事件的影響；2013—2014年旅游外匯收入取得質(zhì)的突破，相對于2013年，2014年入境旅游收入增長了103.97%。

入境旅游蓬勃增長的同時，各地區(qū)之間的相對差距出現(xiàn)縮小態(tài)勢。從圖1可以看出，旅游外匯收入的變異系數(shù)由1997年的1.897，下降到2015年的1.483，反映了地區(qū)間旅游外匯收入差距總體上降低；Moran’s I由1997年的0.018上升到2015年的0.088，并且數(shù)據(jù)均為正值，表明各省旅游外匯收入在空間上總體出現(xiàn)微弱的集聚態(tài)勢。

圖1中國入境旅游收入及其發(fā)展差異

(二)空間演化特征

1.馬爾科夫鏈分析

利用公式(1)，計算1997—2015年中國各地區(qū)入境旅游發(fā)展水平的馬爾科夫轉(zhuǎn)移矩陣，結(jié)果見表1。從表1可以發(fā)現(xiàn)：第一，較大值均集中分布在主對角線上，表明中國旅游外匯收入具有較高的穩(wěn)定性。第二，非對角線上數(shù)值遠小于對角線上數(shù)值，最大值僅為0.081，表明入境旅游不同發(fā)展水平之間的轉(zhuǎn)移概率非常小，穩(wěn)定的發(fā)展格局較難打破。第三，在不同時間段，各地區(qū)入境旅游發(fā)展水平轉(zhuǎn)移概率存在差異。從主對角線上數(shù)值大小看，階段Ⅱ主對角上數(shù)值之和大于階段Ⅰ主對角線上數(shù)值之和，表明入境旅游發(fā)展維持原有水平的概率增加。

表1 入境旅游馬爾科夫矩陣

注：1表示低水平區(qū)；2表示一般區(qū)；3表示高值區(qū)。

根據(jù)以上馬爾科夫矩陣計算結(jié)果，利用GIS軟件進行可視化處理[注]考慮版面和印刷因素，此處省略兩幅地圖。，可以看出：第一，中國入境旅游發(fā)展水平具有很強的穩(wěn)定性，1997—2015年入境旅游發(fā)展水平發(fā)生轉(zhuǎn)移的地區(qū)只有北京、上海、江蘇、浙江4個地區(qū)，并且這種趨勢具有進一步強化的趨勢。第二，中國入境旅游具有很強的路徑依賴性，除北京及長三角個別地區(qū)入境旅游發(fā)展水平發(fā)生變動外，其他絕大部分地區(qū)并沒有位移。這種趨勢一定程度上導(dǎo)致了“馬太效應(yīng)”，客觀上不利于各地區(qū)入境旅游的均衡發(fā)展。

2.重心演化軌跡

為了進一步分析入境旅游時空演化在空間上的方向性，引入重心分析方法，1997—2015年入境旅游重心演化參數(shù)如表2所示。自1997年以來，入境旅游發(fā)展重心向南偏西轉(zhuǎn)移，但總體上位于安徽、河南、湖北3省境內(nèi)，其中，1997—2003年入境旅游重心向東南發(fā)生轉(zhuǎn)移，2004—2008入境旅游重心向東北發(fā)生轉(zhuǎn)移，2009—2015年入境旅游重心向西南發(fā)生轉(zhuǎn)移。入境旅游重心在空間上的轉(zhuǎn)移，本質(zhì)上反映了中國旅游外匯收入在空間上的集聚狀況。

表2 入境旅游重心演化參數(shù)

四、收斂性分析

(一)δ收斂及其驗證

1997—2015年各地區(qū)人均入境旅游外匯收入的變異系數(shù)見圖2。可以看出，變異系數(shù)呈下降趨勢，由1997年的2.457，下降到2015年的1.217，人均入境旅游外匯收入具有明顯的δ收斂。從人均入境旅游外匯收入增長率均值看，曲線波動程度較大，增長率由1997年的0.021，上升到2015年的0.083，總體呈上升趨勢。根據(jù)人均旅游收入增長率變化特征，還可以將1997—2015年旅游發(fā)展大致分為三大階段：1997—2003年、2004—2008年、2009—2015年。2003年“非典”和2009年金融危機嚴重影響了入境旅游發(fā)展，人均入境旅游外匯收入在這兩個年份陷入低谷，因此選擇這兩個階段作為旅游發(fā)展的分水嶺。

(二)絕對β收斂及其驗證

為了驗證入境旅游增長是否具有β收斂，利用公式(3)進行參數(shù)估計，同時分別對不同時段的數(shù)據(jù)進行回歸，結(jié)果見表3。從表3可以看出，1997—2015年中國入境旅游絕對β收斂不顯著，系數(shù)b沒有通過顯著性檢驗。從各個時間段看，只有1997—2003年通過了顯著性檢驗，該階段是中國旅游業(yè)蓬勃發(fā)展期，入境旅游發(fā)展受到的制約相對較小，總體上表現(xiàn)出β收斂特征。隨著入境旅游的進一步發(fā)展，入境旅游β收斂速度在2004—2009年這一階段較大，之后收斂速度總體上降低，但基本沒有通過顯著性檢驗。

圖2 人均入境旅游收入增長率與變異系數(shù)

時間段截距項系數(shù)bR2DWF值1997—20030.781(1.264)***-0.471(-1.994)***0.2392.6865.1632004—20092.027(4.607)***-1.021(-0.123)0.2031.9437.0952010—20150.798(2.300)***-0.345(-0.841)0.3232.0032.7071997—201514.347(6.374)***-1.743(-0.795)0.1212.1033.632

注：* * *、* *、*分別表示顯著性小于0.01、0.05、0.10的統(tǒng)計檢驗，表5同。

(三)條件β收斂及其驗證

中國入境旅游發(fā)展的地帶差異較大，以上分析僅僅說明了中國總體上入境旅游收斂狀況，為了驗證不同地區(qū)收斂狀況，需要引入地區(qū)虛擬變量進一步分析。構(gòu)建回歸方程(6)，其中，Dij(j=1，2，3)為引入的地區(qū)虛擬變量，用地區(qū)人均GDP代替(曹芳東 等，2015)。

(1/T)ln(yit/yi，t+T)=a-bln(yit+T)+ηijDij+εit

(6)

式(6)中，ηij為地區(qū)虛擬變量系數(shù)，εit為隨機擾動項，回歸結(jié)果見表4?？傮w上東部與西部入境旅游出現(xiàn)條件β收斂，但均不顯著；中部入境旅游出現(xiàn)發(fā)散現(xiàn)象，且回歸系數(shù)也不顯著。東部地區(qū)經(jīng)濟發(fā)達，區(qū)位優(yōu)勢突出，入境旅游維持一種較高水平均衡態(tài)勢；西部地區(qū)擁有絕美的自然風(fēng)光與民族風(fēng)情，但入境旅游發(fā)展相對滯后，維持著相對較低水平的均衡。地區(qū)虛擬變量的引入對條件β收斂影響不顯著，有必要引入其他變量進行參數(shù)估計。

引入?yún)^(qū)域經(jīng)濟(EC)、區(qū)位交通(ET)、市場化程度(SC)、城鎮(zhèn)化水平(CS)四個變量，考察其對入境旅游經(jīng)濟增長的影響，構(gòu)建回歸方程(7)。其中，n1～n4分別為區(qū)域經(jīng)濟、區(qū)位交通、市場化程度、城鎮(zhèn)化水平的回歸系數(shù)，回歸系數(shù)及顯著性檢驗見表5。

(1/T)ln(yit/yi,t-T)=α-bln(yi,t-T)+

n1EC+n2ET+n3SC+n4CS+εit

(7)

表4 加入地區(qū)虛擬變量后β收斂驗證

利用逐步回歸對方程(7)進行估計，將顯著性較高的因子逐步引入，剔除顯著性較小變量城鎮(zhèn)化水平之后，影響入境旅游經(jīng)濟增長的關(guān)鍵因素有區(qū)域經(jīng)濟、區(qū)位交通與市場化程度?；貧w系數(shù)n1，n2，n3分別為1.274、0.075、1.389，復(fù)合回歸系數(shù)與表5相比均出現(xiàn)下降趨勢，并且顯著性明顯下降。一定程度上反映了影響入境旅游增長的要素并沒有很好地優(yōu)化組合，旅游發(fā)展的外部環(huán)境仍需進一步優(yōu)化。

表5 單個解釋變量回歸結(jié)果

收斂性本質(zhì)上反映了經(jīng)濟后發(fā)地區(qū)與先進地區(qū)之間差距逐漸減小的態(tài)勢，入境旅游的時空演化一定程度上導(dǎo)致收斂現(xiàn)象的發(fā)生。中國入境旅游總體上δ收斂較為顯著，但絕對β收斂不顯著，地區(qū)因素并不是影響中國入境旅游收斂性的關(guān)鍵因素，這也是入境旅游與國內(nèi)旅游的主要區(qū)別。區(qū)域經(jīng)濟、區(qū)位交通、市場化程度、城鎮(zhèn)化水平等外部因素的引入，使得相對β收斂較為顯著，這些因素也是平衡入境旅游收入的主導(dǎo)因素。

五、機理分析

(一)模型構(gòu)建及檢驗

為了進一步分析入境旅游影響機理，構(gòu)建入境旅游收入與各影響因素的脈沖響應(yīng)模型，分析各因素對入境的動態(tài)影響。對時間序列進行分析，首先需要進行平穩(wěn)性檢驗，由于數(shù)據(jù)的自然對數(shù)變換不影響協(xié)整關(guān)系，還能使趨勢線性化，并且可以消除異方差以及兩者之間的彈性值(趙磊 等，2011)，分別對入境旅游外匯收入(RJ)、區(qū)域經(jīng)濟(EC)、區(qū)位交通(ET)、市場化程度(SC)與城鎮(zhèn)化水平(CS)取自然對數(shù)進行分析。為了驗證數(shù)據(jù)的平穩(wěn)性，對原始對數(shù)序列進行單位根檢驗，發(fā)現(xiàn)其ADF值均不能大于1%～10%的顯著水平給定的臨界值，不能拒絕原假設(shè)，說明原始對數(shù)序列存在單位根，它們都是非平穩(wěn)的。根據(jù)赤池信息與施瓦茲最小的準則來確定滯后階數(shù)，檢驗結(jié)果如表6所示。

表6 ADF單位根檢驗結(jié)果

注：C，T，K分別代表檢驗方程中包括常數(shù)項、趨勢項和滯后階數(shù)；N指不包括趨勢項T。

(二)脈沖響應(yīng)分析

通過構(gòu)建穩(wěn)健的VAR模型，分析各因素對入境旅游的動態(tài)影響，結(jié)果見圖3。第一，區(qū)域經(jīng)濟對入境旅游的影響呈倒“V”字型。LnEC對LnRJ的影響為正值，在前兩期逐漸上升，達到峰值后逐漸下降，在第4期圍繞一個正值趨于均衡。在入境旅游發(fā)展的初始階段，區(qū)域經(jīng)濟發(fā)展?fàn)顩r的改善可以極大地促進入境旅游發(fā)展，但隨著地區(qū)經(jīng)濟發(fā)展，區(qū)域經(jīng)濟對入境旅游的促進作用逐漸降低，但總體上為正向影響。第二，交通區(qū)位對入境旅游的動態(tài)影響相對較小，基本上呈微弱的正值分布。在區(qū)域發(fā)展初始階段，交通的改善可以提升入境旅游發(fā)展，當(dāng)區(qū)域發(fā)展到一定階段后，交通的改善對入境旅游發(fā)展影響微弱。第三，市場化程度初期對入境旅游幾乎沒有影響，但在第2期之后正向影響逐漸增大，最終圍繞一個正值趨于均衡。市場化進程進一步加快有利于提升入境旅游的便捷程度，同時也有利于入境旅游中各項經(jīng)濟活動的開展。因此，從長期看，有利于入境旅游發(fā)展。第四，城鎮(zhèn)化發(fā)展水平對入境旅游影響先增后降，之后趨于均衡。LnCS對LnRJ的正向影響在初始階段逐漸增加，在第3期達到最大值，之后經(jīng)歷一個短暫的波動后，圍繞一個正值呈微弱下降的趨勢。在城鎮(zhèn)化的初級階段，城鎮(zhèn)化率的提升有利于促進入境旅游發(fā)展，隨著城鎮(zhèn)化率進一步提升，與此相關(guān)的環(huán)境污染與生態(tài)破壞等問題出現(xiàn)，使得城鎮(zhèn)化對入境旅游正向促進作用逐漸降低。

圖3脈沖響應(yīng)分析結(jié)果

注：橫軸表示沖擊反應(yīng)的滯后期數(shù)，縱軸表示脈沖響應(yīng)的程度，中間曲線為脈沖響應(yīng)函數(shù)曲線，兩側(cè)的虛線為95%的置信區(qū)間。

六、結(jié) 論

本文利用1997—2015年我國入境旅游數(shù)據(jù)，綜合馬爾科夫鏈、重心分析方法、收斂性理論及脈沖響應(yīng)模型，在分析入境旅游時空演化及收斂性特征的基礎(chǔ)上，揭示入境旅游的演化機理，得出以下主要結(jié)論：

第一，自1997年以來，中國入境旅游發(fā)展較為迅速，總體上省際差異出現(xiàn)縮小趨勢。入境旅游在空間上表現(xiàn)出微弱的集聚態(tài)勢，入境旅游重心總體上向西南發(fā)生轉(zhuǎn)移。

第二，入境旅游時空格局具有較強的穩(wěn)健性。馬爾科夫矩陣分析表明，1997—2015年入境旅游發(fā)展水平發(fā)生轉(zhuǎn)移的地區(qū)只有北京、上海、江蘇、浙江4個地區(qū)，中國入境旅游發(fā)展具有很強的路徑依賴性。

第三，中國入境旅游收斂性具有不同特征。入境旅游δ收斂較為顯著，絕對β收斂僅在1997—2003年較為顯著，地區(qū)因素對條件β收斂影響較小，區(qū)域經(jīng)濟、區(qū)位交通、市場化程度、城鎮(zhèn)化水平等外部因素的引入，使得入境旅游β收斂較為顯著。

第四，不同外部因素對入境旅游具有不同的影響機制。地理位置對入境旅游收斂性影響較小，而區(qū)域經(jīng)濟、區(qū)位交通、市場化程度、城鎮(zhèn)化水平等外部因素是入境旅游后發(fā)地區(qū)“追趕”先進地區(qū)的主要因素。在區(qū)域旅游發(fā)展早期，應(yīng)重視區(qū)域經(jīng)濟、區(qū)位交通、城鎮(zhèn)化水平等因素對入境旅游發(fā)展的影響；在區(qū)域入境旅游逐漸成熟時，需要進一步規(guī)范市場因素在入境旅游發(fā)展中的作用。