鮑富元 楊玉英

（三亞學(xué)院旅游與酒店管理學(xué)院 海南 三亞 572022）

一、引言

（一）經(jīng)濟(jì)和區(qū)域?qū)ν忾_放度的研究

1.經(jīng)濟(jì)對外開放度影響因素的研究

對特定區(qū)域而言，經(jīng)濟(jì)對外開放度體現(xiàn)的是該地區(qū)經(jīng)濟(jì)融入外部經(jīng)濟(jì)的程度和對外部經(jīng)濟(jì)的依存程度[4]。在對經(jīng)濟(jì)體開放度影響因素的研究中，內(nèi)部因素主要有人力資本、社會治安、經(jīng)濟(jì)水平、交通設(shè)施、產(chǎn)業(yè)結(jié)構(gòu)、人口密度等[5]，而對國際經(jīng)濟(jì)環(huán)境、國際政治環(huán)境、國際開放政策、政府規(guī)模[6][7][8]以及宗教文化、地緣因素等外部條件的分析則不多，另有何劍、劉琳（2013）從國內(nèi)經(jīng)濟(jì)開放度、國外經(jīng)濟(jì)開放度兩個層面設(shè)計測量體系，并分別從外貿(mào)、投資、生產(chǎn)、旅游等四個方面構(gòu)建指標(biāo)，測量我國西北五省經(jīng)濟(jì)開放度[9]，可見內(nèi)外兩個維度成為衡量經(jīng)濟(jì)對外開放度的重要思路。

2.區(qū)域開放度的研究

經(jīng)濟(jì)開放度之外，還有對區(qū)域整體開放度的研究。關(guān)于區(qū)域開放度影響因素的研究中，陳升、潘虹（2015）通過時間序列的雙對數(shù)回歸研究，發(fā)現(xiàn)中國省域開放度顯著地受經(jīng)濟(jì)水平、交通基礎(chǔ)設(shè)施、人口密度的正向影響，資源稟賦具有顯著負(fù)影響，涉外優(yōu)惠政策的影響不顯著[10]。同時，另有學(xué)者將旅游開放度作為區(qū)域開放度的主要構(gòu)成而納入?yún)^(qū)域開放度體系中進(jìn)行主成分測算并比較多省份的差異[11]。但現(xiàn)實中旅游業(yè)開放發(fā)展不僅受對外經(jīng)濟(jì)開放的影響，還與其他多個領(lǐng)域開放度的影響有關(guān)，對入境旅游發(fā)展水平與社會整體對外開放的關(guān)系需要做更深入探討。

3.對外開放度與經(jīng)濟(jì)發(fā)展的關(guān)系研究

對外開放度研究更多集中在經(jīng)濟(jì)領(lǐng)域，經(jīng)濟(jì)對外開放度的測量方面，國內(nèi)學(xué)者隨著對經(jīng)濟(jì)發(fā)展認(rèn)識的深化，也在不同階段開展相應(yīng)研究。早期有羅龍（1990）從一國實物經(jīng)濟(jì)部門開放度的六個指標(biāo)進(jìn)行度量[12]，伴隨我國市場經(jīng)濟(jì)發(fā)展多元化，李翀（1998）認(rèn)為對外開放度需涵蓋對外貿(mào)易比率、對外金融比率、對外投資比率三項指標(biāo)，但對指標(biāo)權(quán)重的設(shè)定缺少科學(xué)的客觀依據(jù)[13]。李心丹等（1999）指出關(guān)于對外開放度的測量，還應(yīng)將價格對開放度的影響納入分析[14](P14-21)。此外，為實現(xiàn)核算的便利，有以進(jìn)出口貿(mào)易總額除以生產(chǎn)總值的比值作為衡量區(qū)域?qū)ν忾_放水平[15]，為凸顯對外維度的考量，孫麗冬、陳耀輝（2008）確立了綜合評價對外開放度的五個一級指標(biāo)，且國際旅游屬于其中之一[16]，但這忽視了內(nèi)部因素。為辨析對外開放對經(jīng)濟(jì)的影響，有以個案方式研究區(qū)域?qū)ν忾_放與經(jīng)濟(jì)增長的關(guān)系[17]，并將國際旅游外匯收入的依存度作為對外開放的衡量指標(biāo)，而國際旅游外匯收入與經(jīng)濟(jì)增長是否存在必然的因果關(guān)系，仍需做符合實際的理論研究和實證檢驗。經(jīng)濟(jì)范圍內(nèi)的對外開放度研究，更多是從投資、貿(mào)易、國際旅游、金融等視角進(jìn)行指標(biāo)構(gòu)建和測度，對外開放不僅反映在經(jīng)濟(jì)領(lǐng)域，在文化、社會、教育、技術(shù)等多個領(lǐng)域都有涉及[18]，衡量區(qū)域?qū)ν忾_放需綜合考慮多因素變量的影響。

（二）旅游開放度的相關(guān)研究

旅游開放度的研究體現(xiàn)在區(qū)域旅游開放度影響因素、測量、與經(jīng)濟(jì)開放度關(guān)系等方面。國內(nèi)較早對旅游開放度做相關(guān)研究的是熊曉波等，他們首次提出旅游開放度的測量公式，以旅游地資源的流入和流出比值衡量旅游業(yè)開放程度[19]。之后，對旅游開放度影響因素的研究得到關(guān)注，有研究得出人力資本、社會治安、經(jīng)濟(jì)水平以及交通便利化均對旅游開放度產(chǎn)生顯著的促進(jìn)作用[5]。此外，何昭麗（2014）設(shè)計了涵蓋公共信息、公共交通、安全保障、環(huán)境服務(wù)、基礎(chǔ)設(shè)施、人力資源等維度的旅游公共服務(wù)系統(tǒng)，以旅游收入占GDP的比重來衡量旅游開放度，分析旅游公共服務(wù)系統(tǒng)對旅游開放度的影響關(guān)系[20]。

目前的家裝建材配送市場秩序很不規(guī)范，普遍存在配送時效差以及貨損率高的情況，配送成本也是一直居高不下。家裝企業(yè)必須規(guī)范其配送模式，加強(qiáng)對與配送相關(guān)的供應(yīng)商以及承運(yùn)商專業(yè)配送人員的管理，與對方建立合作伙伴關(guān)系，并且不斷地進(jìn)行優(yōu)化，提高效率和效益，在降低配送成本的同時，努力實現(xiàn)供應(yīng)商、企業(yè)、消費(fèi)者三者共贏。

同時，對旅游開放度的測量更多是站在對外開放的角度，或者將旅游開放度作為對外經(jīng)濟(jì)開放度的一個指標(biāo)[10][11][16]，或者將旅游開放度從入境旅游開放度和出境旅游開放度兩方面考慮，相對比較充分，但依然忽略了國內(nèi)旅游發(fā)展同樣受對外開放度的影響。測量指標(biāo)的不同與對開放度的理解有關(guān)。旅游業(yè)的開放程度直接影響當(dāng)?shù)芈糜谓?jīng)濟(jì)的發(fā)展，因此，何昭麗（2013）豐富了旅游開放的指標(biāo)體系，并采用因子分析法對新疆旅游開放的狀況進(jìn)行評價[21]。為進(jìn)一步探究旅游開放度與對外開放度的關(guān)系，何昭麗（2014）采用國際旅游收入占第三產(chǎn)業(yè)產(chǎn)值的比重表示旅游開放度，以外資開放度、外貿(mào)開放度的總和來表示對外經(jīng)濟(jì)開放度，進(jìn)行實證分析并發(fā)現(xiàn)旅游開放度與外貿(mào)開放度未呈現(xiàn)出長期穩(wěn)定關(guān)系，而與外資開放度互為格蘭杰因果關(guān)系[22]，但此文中的旅游開放度并未反映國內(nèi)旅游，而更側(cè)重的是入境旅游的開放程度。另外，國際旅游收入能在一定程度代表旅游業(yè)對外開放度，但旅游業(yè)對外開放除與外資、外貿(mào)有關(guān)，與教育、文化、技術(shù)、交通等領(lǐng)域的開放亦存在關(guān)系。多領(lǐng)域的社會綜合開放度與嚴(yán)格意義上的入境旅游開放發(fā)展之間的關(guān)系需納入分析框架并進(jìn)行檢驗。

（三）入境旅游與對外開放關(guān)系的研究

早期我國旅游業(yè)發(fā)展以入境旅游和創(chuàng)匯為主，關(guān)于對外開放和入境旅游互動關(guān)系的研究文獻(xiàn)較為豐富。有學(xué)者傾向于從入境旅游的視角解析對外開放，探討對外開放與入境旅游發(fā)展關(guān)系，韓亞芬、孫根年、李琦借鑒采用外貿(mào)依存度和外資依存度來界定經(jīng)濟(jì)開放度，以入境客流量占有率、旅游外匯收入占有率為指標(biāo)反映入境旅游發(fā)展水平，分析對外開放度與入境旅游業(yè)發(fā)展的關(guān)系，研究發(fā)現(xiàn)對外開放度對入境旅游增長的促進(jìn)作用[23]，但入境旅游發(fā)展不僅受經(jīng)濟(jì)開放度影響，還與其他領(lǐng)域有關(guān)。此外，有研究指出旅游資源品位、貿(mào)易開放度對中國入境旅游發(fā)展效率的正向影響最明顯，而交通狀況對入境旅游發(fā)展的正向影響相對較小[24]，這與“交通便利化是影響旅游開放度的主要因素”[5]的論斷不同，原因在于他們對旅游開放度、入境旅游開放度的范圍界定和指標(biāo)選取有關(guān)。

現(xiàn)實中我國旅游市場劃分為國內(nèi)旅游、入境旅游和出境旅游，國內(nèi)旅游的興起既受對外開放的影響，也與我國經(jīng)濟(jì)改革發(fā)展和人民收入增加有較強(qiáng)關(guān)系，而出境旅游是在我國人均收入水平進(jìn)一步提升后的新需求。與對外開放之間關(guān)系更為密切的應(yīng)為入境旅游，故此以入境旅游收入占第三產(chǎn)業(yè)的比重反映我國入境旅游的發(fā)展水平和開放程度，對出境旅游和國內(nèi)旅游暫不考慮，而對入境旅游產(chǎn)生重大影響的關(guān)鍵因素涉及經(jīng)濟(jì)、教育、文化、技術(shù)、交通等多方面。

二、模型構(gòu)建和研究方法

（一）指標(biāo)選取

以入境旅游開放度來反映入境旅游發(fā)展水平，以社會對外開放度來綜合反映我國的對外開放程度。入境旅游開放度側(cè)重于體現(xiàn)入境旅游在國民經(jīng)濟(jì)中的地位，旅游業(yè)自身為第三產(chǎn)業(yè)的重要構(gòu)成，因此采用入境旅游總收入占第三產(chǎn)業(yè)GDP比重來代表入境旅游開放度（記為Y）。同時，從多維度設(shè)定反映我國社會對外開放度的自變量：外資開放度（記為X1）以實際利用外商直接投資占GDP的比重來反映；外貿(mào)開放度（記為X2）以貨物服務(wù)貿(mào)易進(jìn)出口總額占GDP的比重來代表；以來華留學(xué)生占當(dāng)年我國本科在校生的比例代表教育開放度（記為X3）[25]；以我國與境外建立友好城市關(guān)系的累計數(shù)量占全國省、市、縣（區(qū)）總量的比重代表文化開放度（記為X4）[26](P28-29)；以民航國際客運(yùn)量占總航空客運(yùn)量的比重代表交通開放度（記為X5），現(xiàn)實中的免簽政策是促進(jìn)入境旅游的重要因素，限于免簽政策的量化難度，故以間接體現(xiàn)免簽政策效應(yīng)的交通開放度表示因免簽而帶來國際客運(yùn)的發(fā)展；以網(wǎng)民規(guī)模占我國總?cè)丝诘谋戎卮硇畔㈤_放度（記為X6，因缺少1985—1996年的網(wǎng)民規(guī)模數(shù)據(jù)，此間的X6以每億戶居民中安裝固定電話戶數(shù)的百分比進(jìn)行替換）；以外貿(mào)開放度、外資開放度、教育開放度、文化開放度、交通開放度、信息開放度的平均值代表我國社會對外開放度（記為X）。原始數(shù)據(jù)來源主要取自中國統(tǒng)計年鑒、中國旅游統(tǒng)計年鑒、中國教育統(tǒng)計年鑒等官方數(shù)據(jù)，以及中國國際友好城市聯(lián)合會公布的對外友好城市統(tǒng)計數(shù)據(jù)等，時間序列為1985—2017年。對基礎(chǔ)數(shù)據(jù)的分析處理主要在Eviews10.0軟件中完成。

（二）研究方法

1.協(xié)整檢驗

變量間是否存在長期均衡關(guān)系常借助協(xié)整分析，前提是要確定各變量均為同階單整的時間序列，再對同階單整序列建立回歸方程[27](P341-359)。結(jié)合本文研究內(nèi)容，運(yùn)用EG兩步法建立如下回歸方程：

式（1）中：Yt表示第t期的入境旅游開放度；式（2）中Ft為第t期社會對外開放的相關(guān)指標(biāo)，這些指標(biāo)包括社會對外開放度、外貿(mào)開放度、外資開放度、教育開放度、文化開放度、交通開放度、信息開放度；α0代表截距項；α1代表參數(shù)估計值；μt代表第t期的殘差序列。當(dāng)確認(rèn)殘差序列是平穩(wěn)序列時才可認(rèn)為入境旅游開放度與社會對外開放度之間具有協(xié)整關(guān)系。

2.格蘭杰檢驗

經(jīng)濟(jì)領(lǐng)域中兩變量間因果分析中常采用格蘭杰因果檢驗，本文也采用該法。格蘭杰檢驗的回歸方程為：

式（3）中，μt為回歸方程的固定成分，代表趨勢項或常數(shù)項，εt代表白噪音。在協(xié)整關(guān)系檢驗中，若原假設(shè) H0：β1＝β2＝β3＝…βi＝0 成立，則表示 xt不是引起yt的格蘭杰原因；若拒絕原假設(shè)，則表示xt是yt的格蘭杰原因，具體需通過假設(shè)檢驗進(jìn)行判別[28]。

三、入境旅游開放度與社會對外開放度的關(guān)聯(lián)分析

（一）單位根檢驗

檢驗變量間長期均衡關(guān)系的必然環(huán)節(jié)是進(jìn)行各變量的單位根檢驗。以ADF檢驗法對變量Y、X1、X2、X3、X4、X5、X6、X 及其對應(yīng)的一階差分變量進(jìn)行平穩(wěn)性檢驗，分析結(jié)果如表1。

表1顯示，在5%的顯著性水平上，所有原變量序列都不能拒絕單位根假設(shè)。對原變量進(jìn)行一階差分后，僅有X4、X6的一階差分的ADF值未能通過檢驗，說明 Y、X1、X2、X3、X5、X 均為一階單整數(shù)列，服從 I（1）過程；對 X4、X6 進(jìn)行二階差分檢驗，通過ADF檢驗，說明這兩個變量服從I（2）過程。

表1 變量及其一階差分的ADF單位根檢驗結(jié)果

（二）格蘭杰檢驗

原變量 Y、X1、X2、X3、X5、X 在一階差分后為平穩(wěn)序列，對一階差分變量進(jìn)行格蘭杰檢驗。其中，排除不存在格蘭杰原因的關(guān)系后，存在格蘭杰原因關(guān)系的變量和數(shù)據(jù)如表2，可見在5%顯著性水平上，滯后1期時，僅有dY與dX1是相互為格蘭杰原因。說明一階差分后的外資開放度與入境旅游開放度之間在滯后1期時存在相互的促進(jìn)效應(yīng)。

（三）協(xié)整檢驗分析

為檢驗變量間長期均衡關(guān)系，基于單位根檢驗，對入境旅游開放度Y與外資開放度X1、外貿(mào)開放度X2、教育開放度X3、交通開放度X5、社會對外開放度X進(jìn)行Enger-Granger協(xié)整檢驗分析，結(jié)果如表3。

有表3可知自變量X1對被解釋變量Y具有10%顯著性水平上的長期協(xié)整關(guān)系，其他變量之間不存在長期協(xié)整關(guān)系。Y與X1的OLS回歸方程求得如下。

表2 原變量一階差分后存在格蘭杰關(guān)系的變量

式（4）中系數(shù)下方的括號內(nèi)數(shù)字為t統(tǒng)計量，在5%顯著水平下，估計結(jié)果拒絕原假設(shè)。其中，R2=0.753509，表示回歸模型擬合度可以接受，DW=1.058936，同時，檢驗顯示回歸模型殘差序列平穩(wěn)。說明外資開放度對入境旅游開放度具有正向影響關(guān)系，且外資開放度 X1的系數(shù)為 0.459531，表示外資開放度每增加1個單位，入境旅游開放度則增長0.459531個單位，該系數(shù)與何昭麗（2014）研究得出的0.409的系數(shù)[22]較接近，但對指標(biāo)的計算方法略有不同?，F(xiàn)實中，外資開放對入境旅游開放發(fā)展有正向積極作用，較高的外資開放度可以促進(jìn)資金流動、人口流動、信息流動等，帶動入境旅游的市場發(fā)展和提升入境旅游開放度。而表3中入境旅游開放度Y對外資開放度X1不具有長期均衡關(guān)系，故不再以X1為被解釋變量、Y為自變量進(jìn)行OLS回歸計算。

（四）誤差修正模型

為進(jìn)一步研究入境旅游開放度與外資開放度的短期波動和長期均衡的關(guān)系，計算求得Y和X1之間的誤差修正模型，如下：

式（5）中，dY、dX1分別表示入境旅游開放度Y、外資開放度X1的一階差分，ECMt-1為誤差修正項，其系數(shù)的正負(fù)值反映調(diào)節(jié)機(jī)制，而系數(shù)大小反映當(dāng)短期波動偏離長期均衡時系統(tǒng)的調(diào)節(jié)力度大小。式（5）中的誤差修正項系數(shù)為-0.623359，屬于反向修正機(jī)制，指當(dāng)兩變量間的短期波動偏離長期均衡時，系統(tǒng)將會以0.623359的調(diào)節(jié)力度使其恢復(fù)到長期均衡態(tài)勢。

（五）脈沖響應(yīng)分析及方差分解

為判斷隨機(jī)擾動對變量系統(tǒng)的動態(tài)沖擊，解釋經(jīng)濟(jì)沖擊對經(jīng)濟(jì)變量的影響[30]，可以VAR模型及其脈沖響應(yīng)函數(shù)進(jìn)行分析。故此，為深刻理解我國外資開放度X1對入境旅游開放度Y波動的影響，本文選用VAR模型和脈沖響應(yīng)函數(shù)加以研究，先根據(jù) AIC、SC、HQ、FPE、LR 等多項檢測準(zhǔn)則確定最優(yōu)滯后階數(shù)，由表4可知，滯后階數(shù)為2時，顯著指標(biāo)最多，且此時特征根均位于單位圓內(nèi)，表示模型平穩(wěn)，故此，確定最優(yōu)滯后階數(shù)為2。

表3 原變量的協(xié)整檢驗

表4 VAR模型的滯后階數(shù)比較

脈沖響應(yīng)函數(shù)圖中，橫軸代表滯后期數(shù)，縱軸代表外資開放度X1對入境旅游開放度Y沖擊的響應(yīng)程度。圖1可見，在本期對外資開放度X1實施一個正向沖擊后，入境旅游開放度Y從第1期到第4期會呈現(xiàn)迅速增長的態(tài)勢，之后沖擊帶來的影響迅速下降?？梢?，外資開放度X1對入境旅游開放度Y具有正向影響，在滯后1期至4期時，該正向影響是逐漸強(qiáng)化，但后期的作用快速弱化。這與上述Granger因果關(guān)系檢驗基本一致，即經(jīng)濟(jì)發(fā)展中的外資利用規(guī)模的比重擴(kuò)大能在較短時段內(nèi)促進(jìn)入境旅游開放度提升，而后期受其他因素影響，外資開放的促進(jìn)作用被部分代替。

圖1 脈沖響應(yīng)函數(shù)圖

繼續(xù)對入境旅游開放度Y和外資開放度X1進(jìn)行方差分解，由圖2可知，隨著時間t的延長，入境旅游開放度Y的方差變化由自己引起的比重逐漸下降，而入境旅游開放度Y的方差變化由外資開放度X1引起的比重逐漸增加，在第5期基本持平。隨后的時間中入境旅游開放度Y的方差變化由外資開放度X1引起的比重略有下降，趨近40%，而由自身引起的比重則略有增加趨近60%。同時說明，外資開放度X1對入境旅游開放度Y產(chǎn)生沖擊影響的貢獻(xiàn)達(dá)50%左右。

四、結(jié)論與探討

圖2 方差分解結(jié)果

開放發(fā)展是入境旅游持續(xù)前進(jìn)的動力源，社會的整體開放為入境旅游開放發(fā)展帶來了新活力。入境旅游開放發(fā)展水平既受到社會開放發(fā)展的推動，也與我國國內(nèi)經(jīng)濟(jì)發(fā)展有著緊密關(guān)系。在控制國內(nèi)其他因素的條件下，從外部開放度層面構(gòu)建外資、外貿(mào)、教育、文化、交通、信息等多維的開放度指標(biāo)，研究它們與入境旅游開放度的關(guān)系。首先，發(fā)現(xiàn)外資開放度與入境旅游開放發(fā)展具有相對緊密的關(guān)系，外資開放度X1與入境旅游開放度Y在10%的顯著性水平上存在長期穩(wěn)定的均衡關(guān)系，在長期發(fā)展中，外資開放度每增加1個單位，入境旅游開放度則增長0.459531個單位，提升入境旅游開放發(fā)展水平，必須重視提高外資開放程度，也表明利用外商投資將能更好地推動入境旅游的快速發(fā)展。其次，格蘭杰因果檢驗表示入境旅游開放度Y的一階差分dY與外資開放度X1的一階差分dX1在滯后1期時，兩變量間互為格蘭杰原因。再次，誤差修正模型的分析結(jié)果表明：當(dāng)我國外資開放度X1與入境旅游開放度Y的短期波動存在偏離長期均衡的態(tài)勢時，系統(tǒng)將以0.623359的負(fù)向調(diào)節(jié)力度使其關(guān)系恢復(fù)至長期均衡狀態(tài)。最后，脈沖響應(yīng)函數(shù)分析的結(jié)果顯示，外資開放度對入境旅游開放度具有逐步擴(kuò)大的正向影響，在經(jīng)過一定的持續(xù)期后快速下降，方差分解結(jié)果也表明外資開放度的沖擊作用在經(jīng)過一段時期后趨向平穩(wěn)。綜上可知，能通過擴(kuò)大外資開放水平推動入境旅游發(fā)展，而其他領(lǐng)域的開放度對入境旅游開放度的影響并未通過實證驗證，也造成社會對外開放度與入境旅游開放度之間的因果關(guān)系并未通過實證檢驗，這與所選指標(biāo)的核算方法和檢驗過程可能有關(guān)。因為，現(xiàn)實中入境旅游的發(fā)展與以文化開放、教育開放為代表的民間交往活動存在一定的邏輯關(guān)系，同時，隨著互聯(lián)網(wǎng)技術(shù)升級、國際航班航線的開放，入境旅游的發(fā)展也會受到有力的推動。未來還需要遴選更能反映多領(lǐng)域開放舉措的指標(biāo)，與入境旅游開放度進(jìn)行更科學(xué)的關(guān)聯(lián)研究。