范嘉琪

(宜春市人才交流中心，江西 宜春 336000)

關(guān)于入境旅游與經(jīng)濟(jì)發(fā)展的關(guān)系，國(guó)內(nèi)外有不少學(xué)者進(jìn)行了相關(guān)研究。在國(guó)外，如Marin研究發(fā)現(xiàn)，如果旅游對(duì)經(jīng)濟(jì)表現(xiàn)較強(qiáng)的外在性時(shí)，旅游(包括入境旅游)將對(duì)經(jīng)濟(jì)具有促進(jìn)作用[1]。LEE C等研究認(rèn)為，無(wú)論是國(guó)內(nèi)旅游還是入境旅游均是促進(jìn)經(jīng)濟(jì)增長(zhǎng)的積極因素，對(duì)經(jīng)濟(jì)增長(zhǎng)發(fā)揮著較大的作用[2]。Tosun研究發(fā)現(xiàn)，入境旅游收入在一定程度上促進(jìn)了經(jīng)濟(jì)的發(fā)展，其占GDP的比率也意味著其在經(jīng)濟(jì)中的貢獻(xiàn)率[3]。在國(guó)內(nèi)，也有不少學(xué)者進(jìn)行了相應(yīng)的研究。如馬寅虎從三個(gè)階段分析了中國(guó)近代入境旅游的發(fā)展，深入剖析了入境旅游不僅可以改善和增加旅游接待設(shè)施，而且直接增加了地區(qū)旅游收入[4]。柳思維等研究發(fā)現(xiàn)，入境旅游與我國(guó)經(jīng)濟(jì)增長(zhǎng)存在著長(zhǎng)期均衡關(guān)系，入境旅游對(duì)國(guó)內(nèi)旅游的彈性達(dá)到了1.02，是國(guó)內(nèi)旅游的格蘭杰原因[5]。張麗峰根據(jù)1978-2006年間樣本數(shù)據(jù)與空間狀態(tài)模型，深入分析了入境旅游與我國(guó)經(jīng)濟(jì)增長(zhǎng)的關(guān)系，研究發(fā)現(xiàn)：我國(guó)經(jīng)濟(jì)增長(zhǎng)和入境旅游存在著動(dòng)態(tài)的協(xié)整關(guān)系[6]。張晨研究發(fā)現(xiàn)，上海入境旅游收入與GDP存在著長(zhǎng)期均衡關(guān)系，上海入境旅游每增長(zhǎng)1個(gè)百分點(diǎn)，將拉動(dòng)經(jīng)濟(jì)增長(zhǎng)0.93個(gè)百分點(diǎn)，且入境旅游是經(jīng)濟(jì)增長(zhǎng)的格蘭杰原因[7]。鹿磊等以1985-2006年統(tǒng)計(jì)數(shù)據(jù)為樣本，采用協(xié)整檢驗(yàn)與格蘭杰因果分析，研究發(fā)現(xiàn)：黑龍江經(jīng)濟(jì)增長(zhǎng)與入境旅游之間存在著協(xié)整關(guān)系，且兩者互為格蘭杰原因[8]。

關(guān)于我國(guó)云、貴、川、渝、藏、桂地區(qū)入境旅游與經(jīng)濟(jì)發(fā)展的研究，國(guó)內(nèi)日益增多。劉宏盈通過(guò)研究上海與西部旅游經(jīng)濟(jì)發(fā)展強(qiáng)度聯(lián)系發(fā)現(xiàn)，與陜西的聯(lián)系強(qiáng)度最高，其強(qiáng)度達(dá)到了193，其余依次是四川(169)、云南(126)、重慶(93)、廣西(90)和內(nèi)蒙(50)[9]。唐仲霞等基于入境旅游共生關(guān)系研究發(fā)現(xiàn)，青海的入境旅游對(duì)促進(jìn)西藏的入境旅游影響相對(duì)較大，然而西藏的入境旅游卻對(duì)青海的入境旅游影響卻較小[10]。嚴(yán)偉賓運(yùn)用面板模型研究發(fā)現(xiàn)：不同地區(qū)的入境旅游對(duì)經(jīng)濟(jì)增長(zhǎng)的溢出效應(yīng)不同，有利于北京、廣東、河北、安徽、內(nèi)蒙古、四川、貴州等地區(qū)的經(jīng)濟(jì)發(fā)展，但不利于天津、上海、云南、重慶等地區(qū)的經(jīng)濟(jì)發(fā)展。同時(shí)，不少學(xué)者從集聚效應(yīng)探討入境旅游經(jīng)濟(jì)之間的相關(guān)性[11]。馬耀峰等研究發(fā)現(xiàn)，四川入境旅游流的空間場(chǎng)效應(yīng)表現(xiàn)逐漸增強(qiáng)的變化趨勢(shì)，且輻射效應(yīng)明顯弱于其集聚效應(yīng)；在入境旅游上，四川重點(diǎn)要加強(qiáng)與北京、上海、廣東、云南、陜西、江蘇的合作，構(gòu)建環(huán)渤海區(qū)域旅游通道，從而實(shí)現(xiàn)其入境旅游空間結(jié)構(gòu)優(yōu)化[12]。劉宏盈等研究發(fā)現(xiàn)，云南入境旅游流有46.169%是從長(zhǎng)三角、京津冀、珠三角中轉(zhuǎn)擴(kuò)散而來(lái)。其中云南最大入境旅游擴(kuò)散地為京津冀地區(qū)，其次為長(zhǎng)三角地區(qū)，再次為珠三角地區(qū)[13]。翁瑾研究發(fā)現(xiàn)，旅游業(yè)的發(fā)展，入境旅游正日益由傳統(tǒng)的熱點(diǎn)區(qū)域已逐漸擴(kuò)散到了云南等傳統(tǒng)旅游的邊緣區(qū)域，云南正日益成為與桂林、西安相當(dāng)?shù)男碌娜刖陈糜渭壑行腫14]。李創(chuàng)新等研究發(fā)現(xiàn)，云南省入境旅游流集聚和擴(kuò)散的主要“二次客源地”為北京、上海、廣東、四川、廣西、陜西、重慶，其中，云南省向廣東、上海、廣西擴(kuò)散入境流的能力略大于上海、廣東、廣西集聚入境旅游流的能力，云南省向北京、四川、陜西、重慶擴(kuò)散入境流的能力略小于從北京、四川、陜西、重慶集聚入境旅游流的能力；云南省向貴州擴(kuò)散入境流的能力顯著小于從貴州集聚入境旅游流的能力；全國(guó)其他地區(qū)對(duì)云南省入境旅游流的集散影響相對(duì)較小。四川省入境旅游流擴(kuò)散和集聚地為北京、上海、廣東、云南、西藏、重慶。四川省向北京、上海、重慶、西藏?cái)U(kuò)散入境流的能力略大于從北京、上海、重慶、西藏集聚入境旅游流的能力，四川省向廣東、云南、湖北、陜西擴(kuò)散入境流的能力略小于從廣東、云南、湖北、陜西集聚入境旅游流的能力，全國(guó)其他地區(qū)對(duì)四川省入境旅游流的集散影響相對(duì)要弱[15]。王淑新以1996-2009年統(tǒng)計(jì)數(shù)據(jù)為樣本，研究發(fā)現(xiàn)：我國(guó)入境旅游具有分散化趨勢(shì)，主要是由于旅游投資、旅游資源、改革開放的推動(dòng)作用所造成的[16]。王俊等以運(yùn)用社會(huì)網(wǎng)絡(luò)分析法實(shí)證了我國(guó)省際空間旅游經(jīng)濟(jì)發(fā)展的空間結(jié)構(gòu)特征及其效應(yīng)[17]。

綜上所述，我們不難發(fā)現(xiàn)，目前大多文獻(xiàn)是從時(shí)間維度來(lái)實(shí)證分析入境旅游與經(jīng)濟(jì)發(fā)展的關(guān)系，很少考慮到入境旅游與經(jīng)濟(jì)發(fā)展之間是否存在著空間維度的異質(zhì)性特征。根據(jù)地理學(xué)第一定律，經(jīng)濟(jì)變量通常具有空間上的相關(guān)性。因此，本文以為在分析入境旅游與經(jīng)濟(jì)發(fā)展之間的關(guān)系時(shí)，應(yīng)該考慮其空間相關(guān)性及溢出效應(yīng)，同時(shí)，還應(yīng)考慮到入境旅游對(duì)經(jīng)濟(jì)發(fā)展是否存在門檻效應(yīng)。由于云南地區(qū)正成為新的入境旅游集聚之中心，所以本文以環(huán)云南地區(qū)(包括云南、西藏、貴州、四川、重慶、廣西)為研究樣本，探討六個(gè)地區(qū)局域范圍內(nèi)入境旅游與經(jīng)濟(jì)發(fā)展的空間外溢效應(yīng)及門檻效應(yīng)，從而為六個(gè)地區(qū)的入境旅游發(fā)展提供參考與建議。

一、研究方法與數(shù)據(jù)來(lái)源

(一)研究方法

1.局域Moran′I。

我們常常采用莫蘭指數(shù)(Moran′I)來(lái)計(jì)算變量的空間相關(guān)性，其公式為：

Moran′I=C/D

(1)

Moran′I的取值為[1，1]。若Moran′I=0，則變量無(wú)空間相關(guān)性；若Moran′I<0，則變量為空間負(fù)相關(guān)性；若Moran′I>0，則變量為空間正相關(guān)。該指數(shù)絕對(duì)值越大，變量的空間相關(guān)性越強(qiáng)，空間集聚性越顯著。

2.空間溢出效應(yīng)計(jì)量模型。

經(jīng)濟(jì)變量一般具有空間關(guān)聯(lián)性以及異質(zhì)性特征，從而往往會(huì)引起觀察值所包括的信息少于空間經(jīng)濟(jì)數(shù)據(jù)獨(dú)立的假設(shè)。因此，為了獲取和觀察值獨(dú)立集合幾乎同樣程度的信息，在空間計(jì)量研究中將用到空間格局的有關(guān)結(jié)構(gòu)信息。常用的空間計(jì)量模型有兩種，一種為空間滯后模型(SLM模型)，一種為空間誤差模型(SEM模型)：

SLM模型形式為：y=ρWy+Xβ+ε

(2)

其中，ρ表示空間滯后項(xiàng)系數(shù)，W表示空間權(quán)重矩陣，采用二進(jìn)鄰接標(biāo)準(zhǔn)進(jìn)行計(jì)量，當(dāng)i、j不相鄰，Wij=0，當(dāng)i、j相鄰，Wij=1。ε表示隨機(jī)誤差，β表示y對(duì)X的影響系數(shù)，SEM模型形式為：

y=βx+ε，ε=λWε+μ

(3)

μ～N(0，δ2I)、ε～N(0，δ2I)

其中，β表示解釋變量系數(shù)，W表示空間權(quán)重矩陣，同樣采用二進(jìn)鄰接標(biāo)準(zhǔn)進(jìn)行計(jì)量，λ表示空間誤差系數(shù)，衡量因變量與自變量的空間依賴作用，ε表示隨機(jī)誤差，μ表示呈正態(tài)分布的隨機(jī)誤差。

空間滯后模型和空間誤差模型均反映了空間差異性和空間自相關(guān)性。在空間溢出實(shí)證中，究竟選擇哪個(gè)模型更合適，Anselin等(1995)提出了以下判定準(zhǔn)則：若Lagrange Multiplier(Lag)比Lagrange Multiplier(error)顯著性更好，同時(shí)Robust LM(Lag)顯著而Robust LM(error)不顯著，那么就選擇SLM模型進(jìn)行空間溢出效應(yīng)分析；若Lagrange Multiplier(error)較Lagrange Multiplier(Lag)更加顯著，同時(shí)Robust LM(error)顯著而Robust LM(Lag)不顯著，那么就選擇SEM模型進(jìn)行空間溢出效應(yīng)分析。

3.門檻效應(yīng)模型。

為了進(jìn)一步分析經(jīng)濟(jì)發(fā)展與入境旅游之間的作用機(jī)理，本文引入了Hansen(1999)門檻面板模型，通常單一門檻模型的設(shè)定如下：

yit=uit+α1xitI(hit≤δ)+α2xit(hit>δ)+eit

(4)

其中，xit表示解釋變量，yit表示被解釋變量，uit為未觀測(cè)個(gè)體效應(yīng)，hit表示門檻變量，δ表示門檻值。I(·)表示示性函數(shù)，eit～iidN(0，σ2)表示隨機(jī)干擾項(xiàng)。

則(4)可變?yōu)椋?/p>

yit=uit+α'xit(δ)+eit

(5)

對(duì)(5)式去均值可得，

(6)

堆積全部觀測(cè)值，用矩陣表示(6)式：

Y*=X*(δ)α+E*

(7)

我們可以用線性估計(jì)方法估計(jì)(7)式在給定門檻值δ情況下的α估計(jì)值：

(8)

其殘差平方和為：

S1(δ)=Y*'[1-X*(δ)]'[X*(δ)'X*(δ)]-1

(9)

求得參數(shù)估計(jì)值后，接下來(lái)進(jìn)行門檻效應(yīng)顯著性檢驗(yàn)以及門檻估計(jì)值與真實(shí)值比較。如果存在兩個(gè)以上(含兩個(gè))門檻值時(shí)，只需要重復(fù)上述過(guò)程即可求出。

(二)數(shù)據(jù)來(lái)源

本文的研究數(shù)據(jù)來(lái)自于中國(guó)統(tǒng)計(jì)年鑒(2007-2018)，以及六個(gè)地區(qū)的統(tǒng)計(jì)年鑒(2007-2018)，并以2006年為基期，對(duì)相關(guān)數(shù)據(jù)進(jìn)行價(jià)格處理。

二、環(huán)云南地區(qū)間入境旅游與經(jīng)濟(jì)發(fā)展的空間相關(guān)性分析

(一)空間相關(guān)性檢驗(yàn)

本文對(duì)2006-2017年的入境旅游收入的空間相關(guān)性、入境旅游人數(shù)空間相關(guān)性進(jìn)行Moran′I檢驗(yàn)，選取Randomization模擬999次檢驗(yàn)Moran′I，其結(jié)果如表1、表2和表3。

表1顯示，2006-2017年，各年入境旅游收入增長(zhǎng)率全都呈空間負(fù)自相關(guān)性，除2013、2014年外，其他各年均通過(guò)了1%-10%的顯著性水平檢驗(yàn)。

表1 2006-2017年各地區(qū)入境旅游收入增長(zhǎng)率的空間自相關(guān)

表2顯示，除2014年、2016年入境旅游人數(shù)增長(zhǎng)率呈弱正自相關(guān)性外，其余年份入境旅游人數(shù)增長(zhǎng)率均呈現(xiàn)空間負(fù)自相關(guān)性，除2006年、2015年外，其余各年均通過(guò)了1%-10%的顯著性水平檢驗(yàn)。

表2 2006-2017入境旅游人數(shù)增長(zhǎng)率的空間自相關(guān)

表3顯示，各年gdp增長(zhǎng)率全都呈空間負(fù)自相關(guān)性，除2007、2008年外，其余各年全都通過(guò)了1%-10%的顯著性水平檢驗(yàn)。

表3 2006-2017年各地區(qū)gdp增長(zhǎng)率的空間自相關(guān)

(二)空間相關(guān)模式及地區(qū)分布

圖1 2006-2017年入境旅游收入平均增長(zhǎng)率的Moran’I散點(diǎn)圖

經(jīng)濟(jì)變量的空間相關(guān)模式大體為四種，這里可以用圖1、圖2、圖3來(lái)進(jìn)行說(shuō)明。第一種模式為高高(High-High)模式，位于第一象限，表示高增長(zhǎng)區(qū)域與高增長(zhǎng)區(qū)域相互包圍，又叫增長(zhǎng)熱點(diǎn)區(qū)；第二種模式為低低(Low-Low)模式，位于第三象限，表示低增長(zhǎng)區(qū)域與低增長(zhǎng)區(qū)域相互包圍，又叫增長(zhǎng)盲點(diǎn)區(qū)；第三種模式為低高(Low-High)模式，位于第二象限，其含義是低增長(zhǎng)區(qū)域被高增長(zhǎng)區(qū)域所包圍；第四種模式為高低(High-Low)模式，位于第四象限，其含義是高增長(zhǎng)區(qū)域被低增長(zhǎng)區(qū)域包圍。位于二、四象限的地區(qū)，表示相關(guān)變量為空間負(fù)相關(guān)的異質(zhì)性，地區(qū)之間存在著極化作用，空間差異將逐漸擴(kuò)大。位于一、三象限的地區(qū)，表示其變量為空間正相關(guān)的均質(zhì)性，即地區(qū)之間存在擴(kuò)散作用，地區(qū)之間的空間差異將逐漸縮小。

圖2 2006-2017年入境旅游人數(shù)平均增長(zhǎng)率的Moran’I散點(diǎn)圖

圖3 2006-2017年GDP平均增長(zhǎng)率的Moran’I散點(diǎn)圖

為了在整體上把握2006-2017年環(huán)云南六個(gè)地區(qū)入境旅游收入、入境旅游人數(shù)與地區(qū)經(jīng)濟(jì)發(fā)展的空間相關(guān)性，我們對(duì)2006-2017年入境旅游收入平均增長(zhǎng)率、入境旅游人數(shù)平均增長(zhǎng)率、gdp平均增長(zhǎng)率進(jìn)一步做了Moran’I散點(diǎn)圖分析，結(jié)果如圖1、圖2與圖3所示，對(duì)應(yīng)地區(qū)分布如表4所示。

表4 地區(qū)空間相關(guān)模式

圖1顯示，2006-2017年入境旅游收入平均增長(zhǎng)率在總體上呈現(xiàn)負(fù)自相關(guān)性，其相關(guān)系數(shù)為-0.0530。圖1和表4表明，云南、貴州和廣西落入第三象限，在六個(gè)地區(qū)中，這三個(gè)地區(qū)入境旅游收入增長(zhǎng)率排在最后三位，且這三個(gè)地區(qū)入境旅游收入增長(zhǎng)呈正相關(guān)性，即一個(gè)地區(qū)旅游收入增長(zhǎng)的變化會(huì)引起另兩個(gè)地區(qū)旅游收入增長(zhǎng)同方向變化。重慶、四川、西藏落入第四象限，但這三個(gè)地區(qū)入境旅游收入增長(zhǎng)呈負(fù)相關(guān)性，說(shuō)明這三個(gè)地區(qū)旅游收入增長(zhǎng)有極化作用作用。總之，地區(qū)空間相關(guān)說(shuō)明環(huán)云南六個(gè)地區(qū)入境旅游收入增長(zhǎng)并非隨機(jī)分布，而是呈現(xiàn)出明顯的空間集聚效應(yīng)。

圖2顯示，2006-2017年入境旅游人數(shù)平均增長(zhǎng)率在總體上呈現(xiàn)負(fù)自相關(guān)性，相關(guān)系數(shù)為-0.0781。入境旅游人數(shù)增長(zhǎng)率相對(duì)較低的云南、四川、廣西落入第三象限，但這三個(gè)地區(qū)入境旅游人數(shù)增長(zhǎng)呈現(xiàn)相互促進(jìn)的正向作用。入境旅游人數(shù)增長(zhǎng)率相對(duì)較高的重慶、西藏、貴州落入第4象限，說(shuō)明這三個(gè)地區(qū)入境旅游人數(shù)增長(zhǎng)呈現(xiàn)互相抑制的負(fù)向作用，具體分布見表4。總之，環(huán)云南六個(gè)地區(qū)入境旅游人數(shù)增長(zhǎng)也并非隨機(jī)分布，表現(xiàn)出明顯的空間集聚效應(yīng)。

圖3顯示，2006-2017年GDP平均增長(zhǎng)率在總體上呈現(xiàn)較強(qiáng)的負(fù)自相關(guān)性，相關(guān)系數(shù)為-0.2230。從表4可以看出，貴州、廣西落入第三象限，說(shuō)明這兩個(gè)地區(qū)GDP增長(zhǎng)呈現(xiàn)正向促進(jìn)作用。四川、西藏、重慶落入第四象限，說(shuō)明這三個(gè)地區(qū)GDP增長(zhǎng)呈現(xiàn)負(fù)向極化作用。云南單獨(dú)落入第二象限?？傊h(huán)云南六個(gè)地區(qū)GDP增長(zhǎng)也并非隨機(jī)分布，而是表現(xiàn)出一定程度的空間集聚效應(yīng)。

三、環(huán)云南地區(qū)間入境旅游與經(jīng)濟(jì)發(fā)展的空間溢出效應(yīng)檢驗(yàn)

(一)空間計(jì)量模型設(shè)定

基于上文分析知道，由于gdp增長(zhǎng)率與入境旅游收入增長(zhǎng)率、入境旅游人數(shù)增長(zhǎng)率存在著較為顯著的空間相關(guān)性，我們?cè)诜治鋈叩年P(guān)系時(shí)應(yīng)該考慮其空間相關(guān)性，因此，在模型設(shè)定時(shí)應(yīng)該采用空間計(jì)量模型，否則就會(huì)產(chǎn)生較大的系數(shù)估計(jì)偏差。

本文首先并設(shè)三者之間的時(shí)間維度線性面板模型為：

gdpzzlit=βit+φ1srzzlit+φ2rszzl+εit

(10)

gdpzzl為gdp增長(zhǎng)率，srzzl表示入境旅游收入增長(zhǎng)率，rszzl為入境旅游人數(shù)增長(zhǎng)率，i=1，2，…，6，表示環(huán)云南六個(gè)地區(qū)，(10)中ε為隨機(jī)誤差。

同時(shí)本文設(shè)相應(yīng)的空間滯后SLM、空間誤差SEM模型分別為：

SLM模型：gdpzzlit=βit+φ1srzzlit+φ2rszzlit+ρWgdpzzlit-1+εit

(11)

SEM模型：gdpzzlit=βit+φ1srzzlit+φ2rszzlit+εit，εit=λWεit+μit

(12)

μit～N(0，δ2I)、εit～N(0，δ2I)

(二)空間溢出效應(yīng)檢驗(yàn)及結(jié)果分析

為了比較時(shí)間維度線性模型與空間線性模型，本文對(duì)上面的(10)、(11)、(12)式進(jìn)行相應(yīng)的估計(jì)，其結(jié)果見表5。

表5 模型估計(jì)結(jié)果

說(shuō)明：***、**、*分別表示在1%、5%、10%顯著性水平上顯著。

從線性估計(jì)結(jié)果看，模型的擬合度為0.594523，該擬合度相對(duì)較低，造成這一結(jié)果的原因可能是忽視了經(jīng)濟(jì)變量的空間相關(guān)性，故在模型設(shè)定時(shí)應(yīng)考慮變量的空間相關(guān)性。

從空間滯后模型檢驗(yàn)結(jié)果可以看出，模型擬合度達(dá)到了0.783059，相對(duì)線性模型來(lái)說(shuō)，擬合度提高了較多，這說(shuō)明建模時(shí)加進(jìn)變量之間的空間相關(guān)性是合理的。但該模型的擬合度仍不夠高，其原因可能主要是因?yàn)橛绊慻dp增長(zhǎng)的因素較多，本文主要是考慮了入境旅游對(duì)國(guó)內(nèi)生產(chǎn)總值的影響，因此模型的擬合度還不夠高。

由于Lagrange Multiplier(Lag)=3.0790573，通過(guò)了5%的顯著性水平檢驗(yàn)，而Lagrange Multiplier(error)=0.3617786，未通過(guò)10%的顯著性檢驗(yàn)；同時(shí)，Robust LM(Lag)=5.4560977，通過(guò)了1%的顯著性水平檢驗(yàn)，而Robust LM(error)=1.7388190，未能通過(guò)10%的顯著性水平檢驗(yàn)，因此，在對(duì)gdp增長(zhǎng)率、入境旅游收入增長(zhǎng)率、入境旅游人數(shù)增長(zhǎng)率建模時(shí)采用空間滯后模型SLM比采用空間誤差模型SEM更為合適。

從空間滯后模型SLM檢驗(yàn)結(jié)果我們可以發(fā)現(xiàn)，入境旅游收入對(duì)經(jīng)濟(jì)增長(zhǎng)的彈性為0.1026403，表明入境旅游收入每增長(zhǎng)1%，就能拉動(dòng)gdp增長(zhǎng)0.1026403%。入境旅游人數(shù)對(duì)經(jīng)濟(jì)增長(zhǎng)的彈性為0.03089483，表明入境旅游人數(shù)每增長(zhǎng)1%，將拉動(dòng)gdp增長(zhǎng)0.03089483%。從檢驗(yàn)結(jié)果我們發(fā)現(xiàn)，空間自相關(guān)系數(shù)ρ=-0.2224723，且通過(guò)了5%的顯著性水平檢驗(yàn)，說(shuō)明針對(duì)環(huán)云南六個(gè)地區(qū)整體而言，某地區(qū)的入境旅游對(duì)經(jīng)濟(jì)發(fā)展作用會(huì)對(duì)相鄰地區(qū)入境旅游對(duì)其經(jīng)濟(jì)發(fā)展起著一定程度的反向抑制作用。

從表5我們發(fā)現(xiàn)，空間滯后模型雖然提高了模型的擬合度，但與線性模型相比較，其入境旅游收入增長(zhǎng)率、入境旅游人數(shù)增長(zhǎng)率估計(jì)系數(shù)相對(duì)要低，其原因主要是由于長(zhǎng)期以來(lái)，環(huán)云南六地區(qū)之間在入境旅游呈現(xiàn)空間負(fù)相關(guān)性，地區(qū)之間產(chǎn)生負(fù)的溢出效應(yīng)。

四、環(huán)云南地區(qū)間入境旅游與經(jīng)濟(jì)發(fā)展的門檻效應(yīng)分析

(一)入境旅游對(duì)經(jīng)濟(jì)拉動(dòng)效應(yīng)的門檻面板模型設(shè)定

在已有的研究文獻(xiàn)中，還沒有關(guān)于入境旅游對(duì)經(jīng)濟(jì)發(fā)展作用的門檻效應(yīng)方面的研究，本文認(rèn)為入境旅游對(duì)經(jīng)濟(jì)發(fā)展的作用不是簡(jiǎn)單的作用過(guò)程，而是一個(gè)較為復(fù)雜的過(guò)程，可能存在一定的門檻特征。

因此，為了探討環(huán)云南地區(qū)入境旅游對(duì)經(jīng)濟(jì)發(fā)展的門檻特征，我們以入境旅游收入增長(zhǎng)率、入境旅游人數(shù)增長(zhǎng)率為門檻變量，根據(jù)Hansen(1999)，本文設(shè)定如下門檻面板模型：

gdpzzlit=β0+β11srzzlit?I(srzzlit≤δ1)+β12srzzlit?I(δ1δn)+γ11rszzlit?I(rszzlit≤η1)+γ12rszzlit?I(η1ηn)+ε

gdpzzl表示gdp增長(zhǎng)率，srzzl表示入境旅游收入增長(zhǎng)率，rszzl表示入境旅游人數(shù)增長(zhǎng)率，δ1，δ2，…，δn表示srzzl門檻值，η1，η2，…，ηn表示rszzl門檻值。I(·)表示示性函數(shù)。

(二)門檻效應(yīng)檢驗(yàn)結(jié)果

我們采用Bootstrap反復(fù)抽樣500次，門檻效應(yīng)檢驗(yàn)結(jié)果見表6，從表6我們發(fā)現(xiàn)，入境旅游收入增長(zhǎng)率和入境旅游人數(shù)增長(zhǎng)率各有一個(gè)門檻值。

表6 門檻效應(yīng)檢驗(yàn)

注: *、**、***分別表示10%、5%、1%顯著性水平上顯著次。

在門檻效應(yīng)檢驗(yàn)的基礎(chǔ)上，我們進(jìn)一步對(duì)門檻值進(jìn)行估計(jì)，其結(jié)果見表7。從表7可以發(fā)現(xiàn)，入境旅游收入增長(zhǎng)率的門檻值為19.25%，當(dāng)入境旅游收入增長(zhǎng)率低于19.25%時(shí)，其對(duì)經(jīng)濟(jì)增長(zhǎng)的彈性為0.1268，否則其對(duì)經(jīng)濟(jì)增長(zhǎng)的彈性為0.0837。入境旅游人數(shù)增長(zhǎng)率的門檻值為20.27%，入境旅游人數(shù)增長(zhǎng)率低于20.27%時(shí)，其對(duì)經(jīng)濟(jì)增長(zhǎng)的彈性為0.0467，否則其對(duì)經(jīng)濟(jì)增長(zhǎng)的彈性為0.0274。這說(shuō)明入境旅游增長(zhǎng)對(duì)經(jīng)濟(jì)增長(zhǎng)的影響并非呈現(xiàn)單調(diào)遞增或者單調(diào)遞減規(guī)律，而是存在著門檻效應(yīng)，隨著入境旅游增長(zhǎng)率提高，其對(duì)經(jīng)濟(jì)發(fā)展的彈性在減少，這進(jìn)一步表明環(huán)云南地區(qū)入境旅游對(duì)經(jīng)濟(jì)發(fā)展存在著空間溢出效應(yīng)。

表7 門檻值與估計(jì)系數(shù)

根據(jù)入境旅游收入增長(zhǎng)率和入境旅游人數(shù)增長(zhǎng)率門檻值，我們對(duì)六個(gè)地區(qū)進(jìn)行相應(yīng)的歸類，其結(jié)果如表8所示。

表8 門檻值區(qū)間與地區(qū)分布

五、結(jié)論及政策含義

(一)研究結(jié)論

本文基于2006-2017年云、貴、川、渝、藏、桂六個(gè)地區(qū)面板數(shù)據(jù)，運(yùn)用空間面板計(jì)量回歸模型和門檻面板模型，對(duì)六個(gè)地區(qū)之間的經(jīng)濟(jì)發(fā)展與入境旅游收入增長(zhǎng)、入境旅游人數(shù)增長(zhǎng)的關(guān)系進(jìn)行了全面分析，得出如下結(jié)論：

1.空間自相關(guān)研究表明：從2006到2017年，所有年份的入境旅游收入增長(zhǎng)率全都呈空間負(fù)自相關(guān)性。大多數(shù)年份入境旅游人數(shù)增長(zhǎng)率均呈現(xiàn)空間負(fù)自相關(guān)性(除2014、2016年外)，各年gdp增長(zhǎng)率全都呈空間負(fù)自相關(guān)性。但從總體情況來(lái)看，六個(gè)地區(qū)在旅游收入增長(zhǎng)、入境旅游人數(shù)增長(zhǎng)、GDP增長(zhǎng)呈現(xiàn)出一定程度的空間集聚效應(yīng)。具體來(lái)說(shuō)：云南、貴州和廣西呈正相關(guān)性，而重慶、四川、西藏入境旅游收入增長(zhǎng)呈負(fù)相關(guān)性。云南、四川、廣西入境旅游人數(shù)增長(zhǎng)呈現(xiàn)相互促進(jìn)的正向作用，重慶、西藏、貴州入境旅游人數(shù)增長(zhǎng)呈現(xiàn)互相抑制的負(fù)向作用。貴州、廣西GDP增長(zhǎng)呈現(xiàn)正向促進(jìn)作用，四川、西藏、重慶GDP增長(zhǎng)呈現(xiàn)負(fù)向抑制作用。

2.空間計(jì)量回歸研究表明：空間滯后模型的擬合度為0.783059，高于線性模型的擬合度0.594523，表明入境旅游對(duì)經(jīng)濟(jì)發(fā)展存在著非線性的空間外溢性特征。入境旅游收入每增長(zhǎng)1%，將拉動(dòng)gdp增長(zhǎng)0.1026403%。入境旅游人數(shù)每增長(zhǎng)1%，將拉動(dòng)gdp增長(zhǎng)0.03089483%。

3.門檻面板回歸研究表明：入境旅游收入增長(zhǎng)、入境旅游人數(shù)增長(zhǎng)對(duì)經(jīng)濟(jì)發(fā)展有著顯著的門檻效應(yīng)，并且各自存在著一個(gè)門檻值。入境旅游收入增長(zhǎng)率的門檻值為19.25%。當(dāng)入境旅游收入增長(zhǎng)率低于此門檻值時(shí)，其對(duì)經(jīng)濟(jì)增長(zhǎng)的彈性為0.1268，否則其對(duì)經(jīng)濟(jì)增長(zhǎng)的彈性為0.0837。入境旅游人數(shù)增長(zhǎng)率門檻值為20.27%，當(dāng)入境旅游人數(shù)增長(zhǎng)率低于此門檻值時(shí)，其對(duì)經(jīng)濟(jì)增長(zhǎng)的彈性為0.0467，否則其對(duì)經(jīng)濟(jì)增長(zhǎng)的彈性為0.0274。這說(shuō)明隨著入境旅游增長(zhǎng)率提高，其對(duì)經(jīng)濟(jì)發(fā)展的彈性在減少，從而驗(yàn)證了環(huán)云南地區(qū)入境旅游對(duì)經(jīng)濟(jì)發(fā)展存在著空間溢出效應(yīng)。

(二)政策含義

1.由于云南、四川、廣西入境旅游人數(shù)增長(zhǎng)呈現(xiàn)正相關(guān)性，這可能是由于旅游產(chǎn)品和旅游結(jié)構(gòu)的差異性引起的，因此應(yīng)繼續(xù)實(shí)施這三個(gè)地區(qū)旅游差異化戰(zhàn)略，而西藏、貴州、重慶入境旅游人數(shù)呈現(xiàn)顯著的負(fù)相關(guān)性，這說(shuō)明重慶和貴州在旅游產(chǎn)品和旅游結(jié)構(gòu)上存在著一定的相似性，所以應(yīng)加大地區(qū)在旅游產(chǎn)品和和旅游結(jié)構(gòu)的差異性，形成自身的獨(dú)特性，對(duì)于西藏而言，改善交通、旅游基礎(chǔ)設(shè)施尤為重要。隨著云南日益成為我國(guó)入境旅游集聚之中心[14]，因此環(huán)云南各個(gè)地區(qū)應(yīng)抓住這個(gè)有利機(jī)遇，加大旅游產(chǎn)品的開發(fā)，形成自身獨(dú)特的具有核心競(jìng)爭(zhēng)力的旅游景點(diǎn)，增加地區(qū)間旅游結(jié)構(gòu)的差異性和互補(bǔ)性，才能發(fā)揮地區(qū)間入境旅游的相互促進(jìn)作用，化外部負(fù)效應(yīng)為正效應(yīng)，分享云南入境旅游輻射所帶來(lái)的紅利。

根據(jù)以往的研究，云南入境旅游流有46.169%是從長(zhǎng)三角、京津冀、珠三角中轉(zhuǎn)擴(kuò)散而來(lái)[13]。因此，云南應(yīng)努力打造好入境旅游中心，形成旅游產(chǎn)品的民族特色和核心競(jìng)爭(zhēng)力，實(shí)施與這些地區(qū)旅游結(jié)構(gòu)、旅游產(chǎn)品的差異化戰(zhàn)略，同時(shí)，又要加大與這些地區(qū)的合作，從而確保對(duì)國(guó)外旅客的足夠吸引力，以進(jìn)一步形成對(duì)周圍地區(qū)旅游擴(kuò)散作用。作為云南周圍的其他地區(qū)，一方面要抓住云南這個(gè)新興入境旅游中心之機(jī)遇，加大旅游產(chǎn)品開發(fā)，形成自身的核心競(jìng)爭(zhēng)力，同時(shí)也應(yīng)加大與北京、上海、廣州等地區(qū)的合作[12]，拓展入境旅游客源。

2.由于入境旅游對(duì)經(jīng)濟(jì)增長(zhǎng)存在著空間溢出效應(yīng)，呈現(xiàn)地理相關(guān)性特征和外在溢出性。這從某種程度上解釋了云南、廣西入境旅游發(fā)展較好，而經(jīng)濟(jì)增長(zhǎng)相對(duì)較慢的原因，其原因可能是由于其對(duì)周圍地區(qū)產(chǎn)生了正向的空間溢出效應(yīng)，從而促進(jìn)周圍地區(qū)經(jīng)濟(jì)的增長(zhǎng)，而自身卻受到了損失。同時(shí)也解釋了四川、貴州、西藏等入境旅游發(fā)展較慢，而經(jīng)濟(jì)增長(zhǎng)效應(yīng)卻較快的理由，其原因可能是由于入境旅游發(fā)展得較好的周圍地區(qū)向其產(chǎn)生了正向溢出效應(yīng)，從我們應(yīng)充分利用這一特性，合理整合與優(yōu)化旅游產(chǎn)品和旅游結(jié)構(gòu)，可以更好地促進(jìn)區(qū)域范圍內(nèi)經(jīng)濟(jì)的增長(zhǎng)。同時(shí)，對(duì)于入境旅游輻射能力強(qiáng)的地區(qū)，政府應(yīng)對(duì)這些地區(qū)加旅游產(chǎn)品開發(fā)的力度，以補(bǔ)償這些地區(qū)空間溢出效應(yīng)而造成的損失，促進(jìn)其外部正向溢出效應(yīng)的充分發(fā)揮，從而帶動(dòng)周圍地區(qū)入境旅游的發(fā)展與經(jīng)濟(jì)的增長(zhǎng)。同時(shí)，入境旅游發(fā)展較慢的地區(qū)，應(yīng)加大旅游產(chǎn)品開發(fā)和結(jié)構(gòu)調(diào)整，以促進(jìn)區(qū)域范圍入境旅游的均衡發(fā)展。

3.由于入境旅游對(duì)經(jīng)濟(jì)發(fā)展存在著門檻效應(yīng)，各個(gè)地區(qū)對(duì)入境旅游對(duì)其經(jīng)濟(jì)增長(zhǎng)的作用并不相同，所以，對(duì)于環(huán)云南地區(qū)而言，經(jīng)濟(jì)發(fā)展水平相對(duì)低的地區(qū)，如云南、廣西可以通過(guò)發(fā)展入境旅游，來(lái)促進(jìn)其經(jīng)濟(jì)快速增長(zhǎng)，但對(duì)于四川、西藏，由于門檻效應(yīng)的存在，過(guò)于發(fā)展入境旅游對(duì)發(fā)展經(jīng)濟(jì)未必能取得好的效果，因此，需要綜合權(quán)衡入境旅游與經(jīng)濟(jì)發(fā)展，調(diào)配與優(yōu)化旅游產(chǎn)品和旅游空間結(jié)構(gòu)，以促進(jìn)入境旅游對(duì)經(jīng)濟(jì)發(fā)展的作用。