鮑富元,周 旗,楊玉英

(1.三亞學(xué)院 旅游與酒店管理學(xué)院,海南 三亞 572000;2.海南絲路商業(yè)文明研究基地,海南 三亞 572000)

一、引言

入境旅游是衡量旅游經(jīng)濟(jì)發(fā)展水平的重要指標(biāo)之一,也是文化傳播與國際交流的主要載體,并對我國旅游業(yè)高質(zhì)量發(fā)展發(fā)揮著重要作用。我國入境旅游的發(fā)展自改革開放以來取得了巨大的成果,入境旅游收入從1997年的120.74億美元增長到2019年的1312.54億美元,我國入境旅游從1997年的5758.79萬人次增長到2019年的14530.78萬人次(1)根據(jù)《中國旅游統(tǒng)計(jì)年鑒(1998)》《中國文化文物和旅游統(tǒng)計(jì)年鑒(2020)》的相關(guān)數(shù)據(jù)整理得出。分別參見《中國旅游統(tǒng)計(jì)年鑒(1998)》 , 中國旅游出版社1998年版;《中國文化文物和旅游統(tǒng)計(jì)年鑒(2020)》,國家圖書館出版社2020年版。,這得益于一貫堅(jiān)持的開放發(fā)展道路。面對復(fù)雜的國際環(huán)境,我國入境旅游發(fā)展的不穩(wěn)定因素逐漸增多,多區(qū)域間的市場格局也發(fā)生顯著變化。對入境旅游發(fā)展的影響因素得到長期廣泛的關(guān)注,其中既有旅游業(yè)發(fā)展所需的資源稟賦、供給能力、交通可達(dá)性等因素,也有匯率、突發(fā)事件、地理距離、文化差異等客觀條件。而入境旅游活動(dòng)的開放型、流動(dòng)性、關(guān)聯(lián)性、綜合化等特征,使得它與我國經(jīng)濟(jì)社會(huì)的開放發(fā)展程度具有緊密聯(lián)系。相關(guān)研究側(cè)重于外資和外貿(mào)領(lǐng)域的開放穩(wěn)定發(fā)展對入境旅游所產(chǎn)生的直接影響,主要采用外資開放度和外貿(mào)開放度指標(biāo),研究兩者對入境旅游發(fā)展水平的影響,但具體的量化分析方法存在差異。考慮到我國入境旅游的省際空間差異,擬采用省際空間面板數(shù)據(jù),構(gòu)建空間面板計(jì)量模型,實(shí)證分析外資開放度和外貿(mào)開放度對入境旅游發(fā)展水平的影響。

二、文獻(xiàn)綜述

梳理有關(guān)入境旅游發(fā)展的文獻(xiàn)后,相關(guān)研究主要涵蓋入境旅游市場影響因素、入境旅游發(fā)展效率影響因素等方面。入境旅游影響因素方面的研究集中在國內(nèi)旅游目的地、客源國需求及雙方聯(lián)系三個(gè)維度。旅游目的地自身的影響因素反映為旅游資源稟賦、基礎(chǔ)設(shè)施狀況、服務(wù)接待能力、交通便捷度、旅游地形象、旅游消費(fèi)價(jià)格、外貿(mào)及外商投資等;客源國需求反映為空間距離、文化差異、市場需求、當(dāng)?shù)亟?jīng)濟(jì)等;雙方聯(lián)系多體現(xiàn)為外交關(guān)系、匯率、簽證政策等?，F(xiàn)分別就入境旅游市場影響因素及入境旅游效率影響因素做如下綜述。

(一)入境旅游市場影響因素

有關(guān)入境旅游影響因素的研究中,多數(shù)選取入境旅游的外匯收入和人次數(shù)作為被解釋變量來反映入境旅游市場發(fā)展,對其影響因素展開討論。具體包含目的地供給方、客源地需求方和雙方聯(lián)系三個(gè)層面。從目的地供給角度看,趙東喜指出旅游資源、區(qū)域經(jīng)濟(jì)、對外開放、交通設(shè)施對入境旅游的顯著影響[1];鄭竹欣綜合發(fā)現(xiàn)交通便捷度、經(jīng)濟(jì)交往程度、旅游接待能力等對入境旅游需求的影響[2]?？梢?目的地優(yōu)越的資源稟賦、便利的交通區(qū)位、暢通的經(jīng)濟(jì)往來對入境旅游發(fā)展具有促進(jìn)作用。而客源地市場需求方面,客源地居民的國際旅游支出、外幣匯率、GDP增長率和人均GDP增長對入境游客的消費(fèi)能力、意愿及預(yù)期產(chǎn)生較大影響[3]。

入境旅游作為游客在客源地和目的地之間的跨境流動(dòng),兩地間的互動(dòng)關(guān)系同樣對入境旅游市場帶來影響。孫根年關(guān)注到對外開放度和入境旅游的關(guān)系[4],同時(shí),韓豐對兩地間的文化距離、地理距離及制度距離對入境旅游的不同影響展開論述[5]。隨著“一帶一路”倡議的不斷深入推進(jìn),國際關(guān)系[6]、雙邊貿(mào)易[7]、主客文化差異[8]等變量不斷被納入入境旅游影響因素研究框架內(nèi),多變量的綜合分析引起更多學(xué)者的重視。相比國內(nèi)旅游,影響入境旅游市場發(fā)展的不確定因素較多,但限于學(xué)科關(guān)注點(diǎn)差異及數(shù)據(jù)獲取條件的不同,目前入境旅游影響因素研究主要遴選少數(shù)關(guān)鍵變量開展量化實(shí)證分析。而其中的開放度研究是長期備受關(guān)注的視角,主要從外資、外貿(mào)、教育、文化、科技、社會(huì)等開放發(fā)展維度研究對入境旅游的影響因素,這也為本文的研究提供了有益的學(xué)理基礎(chǔ)和思路參照。

(二)入境旅游發(fā)展效率影響因素

入境旅游效率及影響因素研究方面,楊穎分析得出制度因素較顯著影響各國入境旅游生產(chǎn)效率[9],何昭麗進(jìn)一步發(fā)現(xiàn)旅游資源品位、貿(mào)易開放度、外資開放度對中國入境旅游發(fā)展效率的正向影響[10],耿獻(xiàn)輝則肯定了星級酒店數(shù)量、高素質(zhì)人才、旅游業(yè)勞動(dòng)生產(chǎn)率等供給要素對入境旅游的促進(jìn)作用[11],朱金悅肯定了免簽政策對入境旅游效率的顯著影響[12],這些成果關(guān)注了入境旅游目的地的自身因素方面。入境旅游發(fā)展的區(qū)域差異及影響因素方面,研究多立足不同空間尺度,結(jié)合經(jīng)濟(jì)學(xué)、地理學(xué)理論,對我國、部分區(qū)域、個(gè)別省市的入境旅游區(qū)域差異加以剖析,甚至是對亞洲國家[13]或“一帶一路”沿線省份[14]入境旅游區(qū)域差異的分析。他們利用外資、外貿(mào)依存度、資源稟賦、供給能力等對入境旅游發(fā)展效率及影響因素進(jìn)行歸納,這與入境旅游市場影響因素的結(jié)論大同小異。尤其是外資開放和外貿(mào)開放對入境旅游發(fā)展的影響被廣泛認(rèn)同,且外資、外貿(mào)與入境旅游都屬于開放型經(jīng)濟(jì)高質(zhì)量發(fā)展的重要構(gòu)成和體現(xiàn),而對其影響研究的分析方法存在一定差異。

上述主題的研究方法以定量為主,所用方法覆蓋灰色關(guān)聯(lián)、雙對數(shù)回歸、向量自回歸、普通最小二乘法和引力模型等,但采用空間計(jì)量模型的研究則相對較少,近年來才開始逐步增多。其中,賀建清利用空間滯后模型和空間誤差模型就經(jīng)濟(jì)開放對入境旅游發(fā)展的影響加以分析[15],而應(yīng)用空間計(jì)量模型需要具備空間效應(yīng)的前提條件,張廣海選取莫蘭指數(shù)和莫蘭散點(diǎn)圖檢驗(yàn)我國省際入境游客消費(fèi)的空間集聚性和鄰近省份之間的空間溢出效應(yīng)[16]。在空間滯后模型和空間誤差模型之外,劉益借助空間杜賓模型分析入境旅游流的影響因素與溢出效應(yīng)[17],實(shí)現(xiàn)方法層面突破創(chuàng)新,但所選區(qū)域僅限粵港澳大灣區(qū)而忽視了我國多個(gè)省份入境旅游的整體情況及區(qū)域差異。反觀國外,較早的有Deng在研究澳大利亞入境旅游時(shí)空模型中加入了空間效應(yīng)[18],之后,Yang和Tik嘗試在空間杜賓模型加入空間溢出效應(yīng)和空間異質(zhì)性對入境旅游增長的影響因素進(jìn)行探究[19]?？梢?空間計(jì)量模型已成為國內(nèi)外研究入境旅游影響因素的重要工具。

綜合上述研究內(nèi)容及方法發(fā)現(xiàn),外資開放度、外貿(mào)開放度對入境旅游的影響從作用機(jī)制和實(shí)證分析方面都得到了一定支持,但也面臨因所選區(qū)域、方法的不同而產(chǎn)生相反結(jié)論的觀點(diǎn)[20]。這是由于忽視空間效應(yīng)和動(dòng)態(tài)連貫性的影響,加上對省際面板數(shù)據(jù)的完整運(yùn)用并不多,導(dǎo)致研究結(jié)論的準(zhǔn)確度不高,還有待進(jìn)一步強(qiáng)化。故此,基于我國省際面板數(shù)據(jù),充分考量空間效應(yīng)的影響,運(yùn)用空間計(jì)量模型研究外資開放度、外貿(mào)開放度對入境旅游的影響,并比較該影響在靜態(tài)模型和動(dòng)態(tài)模型中的差異,為入境旅游高質(zhì)量發(fā)展提供研究支持。鑒于影響入境旅游的因素之間關(guān)系復(fù)雜,難以納入統(tǒng)一的分析框架,例如外貿(mào)、外資與當(dāng)?shù)亟?jīng)濟(jì)發(fā)展水平、旅游接待能力等因素之間就可能存在特定的作用關(guān)系,但難以對它們的相互影響進(jìn)行剝離,所以,立足開放發(fā)展視角,重點(diǎn)遴選外資開放度、外貿(mào)開放度作為解釋變量,以入境旅游發(fā)展水平作為被解釋變量。

三、研究方法及數(shù)據(jù)來源

(一)指標(biāo)選取及數(shù)據(jù)獲取

借鑒相關(guān)成果,以旅游開放度(openness of tourism,以下簡稱“ot”)來反映入境旅游發(fā)展水平,用入境旅游收入占GDP比重(ot%)來測量旅游開放度;以實(shí)際利用外商直接投資占GDP的比重(openness of foreign investment,以下簡稱“ofi”)表示外資開放度(ofi%);以貨物服務(wù)貿(mào)易進(jìn)出口總額占GDP的比重(Openness of foreign trade,以下簡稱“oft”)代表外貿(mào)開放度(oft%)。文中實(shí)際利用外商直接投資、貨物服務(wù)貿(mào)易進(jìn)出口總額、入境旅游收入、GDP的數(shù)據(jù)主要來自我國樣本省份的統(tǒng)計(jì)年鑒,對個(gè)別年份和省份的入境旅游數(shù)據(jù)不完整情況,從全國旅游統(tǒng)計(jì)年鑒中進(jìn)行查找補(bǔ)充。鑒于統(tǒng)計(jì)口徑和數(shù)據(jù)完整性的考慮,原始數(shù)據(jù)選取全國30個(gè)樣本省份(不含港澳臺(tái)及西藏),研究數(shù)據(jù)的時(shí)間段選取有記錄的1995年至2019年,共計(jì)30個(gè)省份、25年的數(shù)據(jù)。為了數(shù)據(jù)計(jì)算的方便,對基礎(chǔ)數(shù)據(jù)取對數(shù),以lnot為因變量,lnofi和lnoft為自變量,利用Stata15和Matlab2019軟件就外資開放度、外貿(mào)開放度對旅游開放度的影響進(jìn)行空間面板模型的計(jì)量研究。

(二)空間自相關(guān)及權(quán)重矩陣

空間自相關(guān)的衡量?？臻g自相關(guān)是指同一變量的觀測值在特定空間尺度間的相關(guān)性,也是空間計(jì)量分析的重要前提。區(qū)域經(jīng)濟(jì)變量的空間相關(guān)性需要借助空間統(tǒng)計(jì)量的莫蘭指數(shù)(Moran’s I)進(jìn)行檢驗(yàn)。針對入境旅游的空間自相關(guān),全局莫蘭指數(shù)則能反映空間鄰近或鄰接省域間入境旅游發(fā)展水平的相似程度[16]。全局莫蘭指數(shù)的計(jì)算公式為:

式(1)

式(2)

式(2)中的Ii代表第i個(gè)地區(qū)的局部莫蘭指數(shù),S2為xi的方差,其他指標(biāo)解釋與全局莫蘭指數(shù)計(jì)算公式中的相同。莫蘭散點(diǎn)圖可以識(shí)別出空間單元所屬的局部空間聚集類型,莫蘭散點(diǎn)圖以(z,Wz)為坐標(biāo)點(diǎn),其中的z表示某一省份入境旅游發(fā)展水平的標(biāo)準(zhǔn)化值,Wz表示與該省份相鄰的所有地區(qū)入境旅游發(fā)展水平標(biāo)準(zhǔn)化后的加權(quán)平均值。

空間權(quán)重矩陣的確立。根據(jù)地理學(xué)第一定律,所有事物在空間上是相互關(guān)聯(lián)的,且相距較近事物之間比相距較遠(yuǎn)的事物之間的關(guān)聯(lián)度更大。所以,本文選用空間權(quán)重矩陣來度量多個(gè)區(qū)域之間的空間相鄰性及空間相關(guān)性,基于鄰接屬性的空間權(quán)重矩陣包括Rook規(guī)則和Queen規(guī)則,本文遵循較為常用的Rook相鄰規(guī)則,以Wij表示區(qū)域i與j的鄰近關(guān)系,當(dāng)區(qū)域i和j相鄰時(shí),Wij=1;不相鄰時(shí),Wij=0;區(qū)域與其自身的鄰近關(guān)系也為0。

(三)空間面板計(jì)量模型

通過莫蘭指數(shù)確定變量之間存在空間相關(guān)性后,需考慮區(qū)域之間空間因素的相互作用而構(gòu)建空間計(jì)量模型,以提高估計(jì)結(jié)果的可信度[17]。根據(jù)豪斯曼檢驗(yàn)(Hausman檢驗(yàn))的統(tǒng)計(jì)量及顯著性(P值)選擇帶有隨機(jī)效應(yīng)或固定效應(yīng)的空間計(jì)量模型[21]。空間計(jì)量模型常見的有空間自回歸模型(Spatial Auto-regressive Model,以下簡稱SAR模型 )、空間誤差模型(Spatial Error Model,以下簡稱SEM模型)和空間杜賓模型(Spatial Dubin Model,以下簡稱SDM模型)。對比三者,當(dāng)空間自相關(guān)是因變量間依賴導(dǎo)致時(shí),應(yīng)選SAR模型;SEM模型則適用于當(dāng)誤差項(xiàng)導(dǎo)致空間自相關(guān)的情形;當(dāng)因鄰近區(qū)域的影響導(dǎo)致空間自回歸時(shí),應(yīng)選擇SDM模型[21]?？臻g面板計(jì)量模型又分為靜態(tài)模型和動(dòng)態(tài)模型,靜態(tài)空間面板計(jì)量模型重點(diǎn)用于研究連續(xù)(或不連續(xù))若干時(shí)期內(nèi)的外生解釋變量對被解釋變量的影響,而動(dòng)態(tài)空間面板模型則考慮了時(shí)間滯后性,將一階(或多階)滯后期的被解釋變量作為解釋變量納入模型中,以充分考察除解釋變量之外的其他因素對被解釋變量的影響[22]。結(jié)合本文的研究內(nèi)容及設(shè)定的指標(biāo),可考慮的空間計(jì)量模型主要有以下形式表示:

靜態(tài)SAR模型為:

lnotit=α+ρWlnotit+β1lnofiit+β2lnoftit+εit,εit∈N(0,σ2I)

式(3)

靜態(tài)SEM模型為:

lnotit=α+β1lnofiit+β2lnoftit+εit,εit=λWεit+μit,μit∈N(0,σ2)

式(4)

靜態(tài)SDM模型為:

lnotit=α+ρWlnotit+β1lnofiit+β2lnoftit+β3Wlnofiit+β4Wlnoftit+εit

式(5)

εit=λWεit+μit,μit∈N(0,σ2)

動(dòng)態(tài)SAR模型為:

lnotit=α+η0lnotit-1+η1TWlnotit+β1lnofiit+β2lnoftit+μit+εit

式(6)

動(dòng)態(tài)SEM模型為:

lnotit=α+ρTWlnotit+η0lnotit-1+η1TWlnotit-1+β1lnofiit+β2lnoftit+μit+εit

式(7)

動(dòng)態(tài)SDM模型為:

lnotit=α+ρTWlnotit+η0lnotit-1+η1TWlnotit-1+β1lnofiit+β2lnoftit+θ1TWlnofiit+θ2TWlnoftit+μit+ξit+εit[21]

式(8)

其中,lnotit是被解釋變量,lnofiit和lnoftit是解釋變量。lnotit-1是滯后一階的被解釋變量,i和t分別是觀測區(qū)域和觀測時(shí)間,εit和μit均為服從正態(tài)分布的誤差項(xiàng),α代表常數(shù)項(xiàng),ω為基于空間相鄰的權(quán)重矩陣,ρ、β1和β2均為系數(shù),且ρ為空間滯后自相關(guān)系數(shù),反映空間關(guān)聯(lián)地區(qū)對本地區(qū)的影響,是重點(diǎn)關(guān)注的參數(shù);β1和β2為空間誤差系數(shù),可衡量隨機(jī)誤差項(xiàng)中樣本觀測值的空間依賴性,反映因變量誤差對本地區(qū)因變量的影響[21]。在選擇SAR模型、SEM模型或SDM模型時(shí),參照埃爾霍斯特的標(biāo)準(zhǔn),先對一般的傳統(tǒng)面板數(shù)據(jù)估計(jì),通過拉格朗日乘數(shù)檢驗(yàn)法(Langrange Multiplier Test,以下簡稱“LM檢驗(yàn)”)或者穩(wěn)健的拉格朗日乘數(shù)檢驗(yàn)(Robust Langrange Multiplier Test,以下簡稱“穩(wěn)健LM檢驗(yàn)”),確定因變量或者殘差項(xiàng)是否存在空間自相關(guān),進(jìn)而判斷選擇SAR模型或SEM模型[23]。其次,就SDM模型是否可以簡化為SAR模型或SEM模型,通過沃爾德檢驗(yàn)(Wald Test)和似然比檢驗(yàn)(Likelihood Ratio Test,以下簡稱“LR檢驗(yàn)”)加以判斷[23],進(jìn)而確定具體模型,并繼續(xù)對其固定效應(yīng)類型做比較和選擇。最后,結(jié)合直接效應(yīng)與間接效應(yīng)、長期效應(yīng)與短期效應(yīng)進(jìn)行分析。

四、外資開放度、外貿(mào)開放度對入境旅游影響

(一)基本描述與單位根檢驗(yàn)

為了解模型中變量的基本特征和平穩(wěn)性,首先,對旅游開放度、外資開放度、外貿(mào)開放度及其對數(shù)進(jìn)行基本的描述分析(見表1)。

其次,為檢驗(yàn)原始數(shù)據(jù)是否符合模型構(gòu)建,在Stata15軟件中,對變量Lnot、Lnofi和Lnoft進(jìn)行LLC和ADF fisher檢驗(yàn),結(jié)果顯示通過單位根檢驗(yàn),顯著性均小于0.05,說明原始變量平穩(wěn)且可用原始數(shù)據(jù)建模(見表2)。

表2 單位根檢驗(yàn)結(jié)果

(二)空間相關(guān)性判定

ot的對數(shù)Lnot的空間自相關(guān)主要借助莫蘭指數(shù)、莫蘭散點(diǎn)圖加以判斷。鑒于入境旅游的發(fā)展呈現(xiàn)一定波動(dòng),且考慮到2003年非典疫情、2008年金融危機(jī)的影響,遴選2004年、2010年和2019年三個(gè)節(jié)點(diǎn)進(jìn)行莫蘭指數(shù)的比較。首先,利用相鄰Queen規(guī)則構(gòu)建空間權(quán)重矩陣,雖然海南與其他省市之間陸地不相鄰,但考慮海南與廣東、廣西的海域相鄰且距離相近,人為將空間權(quán)重矩陣中海南與廣東、廣西之間設(shè)置為相鄰關(guān)系,進(jìn)而計(jì)算全局莫蘭指數(shù)。結(jié)果顯示,2004年、2010年和2019年的全局莫蘭指數(shù)分別為0.14(P=0.079)、0.219(P=0.028)、0.154(P=0.082),說明我國的旅游開放度在p值小于0.1的情況下存在顯著空間相關(guān)性,原始數(shù)據(jù)可以用于構(gòu)建空間計(jì)量模型。

為精準(zhǔn)比較特定省份的空間相關(guān)性,進(jìn)一步計(jì)算2019年的局域莫蘭指數(shù),所得莫蘭指數(shù)散點(diǎn)圖將不同省份的旅游開放度劃分在四個(gè)象限區(qū)域,分別是高高聚集區(qū)、低高聚集區(qū)、低低聚集區(qū)和高低聚集區(qū)[16]。顯示集聚效應(yīng)不顯著的有24個(gè)省份(p值大于0.05),顯著的僅有6個(gè)省份(p值小于0.05),分別是廣東、海南、新疆、青海、內(nèi)蒙古、陜西,可見旅游開放度雖然具有整體的空間自相關(guān),但多個(gè)省份的局部集聚效應(yīng)依舊不夠顯著,說明我國入境旅游的區(qū)域發(fā)展存在較大的省際差異且空間聯(lián)動(dòng)協(xié)同作用不夠明顯。集聚效應(yīng)顯著的省份中,廣東、海南屬于高高型,即該省份與其鄰近省份的旅游開放度都較高,這是由于廣東、海南與港澳臺(tái)距離較近且文化相似,海南之前原本就是廣東的行政管轄區(qū),入境旅游發(fā)展的彼此聯(lián)動(dòng)性較強(qiáng);青海、新疆屬于低低型,即該省域與其鄰近省份的旅游開放度都較低,這是由于兩省與我國主要入境旅游客源地之間的距離較遠(yuǎn)、游客消費(fèi)支出費(fèi)用偏高,兩省的旅游地形象存在同質(zhì)化而難以優(yōu)勢互補(bǔ)和聯(lián)動(dòng)發(fā)展;陜西、內(nèi)蒙古屬于高低型,即該省份旅游開放度較高而其鄰近省份的水平較低,即這兩省份的入境旅游開放度雖高,但存在一定的虹吸效應(yīng)而并未對周邊省份帶來溢出效應(yīng),造成周邊鄰近省份的入境旅游發(fā)展相對較慢。

(三)空間面板計(jì)量分析

1.靜態(tài)空間面板模型分析

(1)模型選取。運(yùn)用Stata15軟件對面板數(shù)據(jù)進(jìn)行傳統(tǒng)的普通最小二乘法(Ordinary Least Square,以下簡稱OLS)估計(jì),并以豪斯曼檢驗(yàn)對固定效應(yīng)和隨機(jī)效應(yīng)進(jìn)行比較,顯示其統(tǒng)計(jì)值為9.76,p值為0.002,表明拒絕隨機(jī)效應(yīng)的假設(shè),故此,采用固定效應(yīng)空間面板模型更合適。

利用Matlab2019軟件進(jìn)行非空間面板模型的OLS回歸,對模型的空間滯后項(xiàng)和空間誤差項(xiàng)均進(jìn)行LM檢驗(yàn)及穩(wěn)健LM檢驗(yàn),若LM檢驗(yàn)的結(jié)果顯著,則表明模型存在空間溢出,需要在模型中納入空間交互性[24],進(jìn)而構(gòu)建空間計(jì)量模型比傳統(tǒng)的OLS估計(jì)更為準(zhǔn)確。同時(shí),根據(jù)LM檢驗(yàn)及穩(wěn)健LM檢驗(yàn)的結(jié)果對SAR模型及SEM模型進(jìn)行比較,LM檢驗(yàn)及LM穩(wěn)健檢驗(yàn)結(jié)果說明計(jì)量模型存在空間效應(yīng),從統(tǒng)計(jì)量及顯著性看,SAR模型和SEM模型的區(qū)別并不大(見表3)。

表3 混合面板數(shù)據(jù)OLS估計(jì)及LM檢驗(yàn)結(jié)果

為進(jìn)一步檢驗(yàn)SDM模型是否可以簡化為SAR模型或SEM模型,需要繼續(xù)進(jìn)行Wald檢驗(yàn)和LR檢驗(yàn)。Wald檢驗(yàn)和LR檢驗(yàn)的P值均小于0.05,顯著拒絕原假設(shè),充分說明SDM模型更好(見表4)。

表4 Wald檢驗(yàn)和LR檢驗(yàn)

最后,進(jìn)一步對靜態(tài)SDM模型的四種固定效應(yīng)在Matlab2019軟件中進(jìn)行估計(jì)比較(見表5)。

表5 靜態(tài)SDM模型的四類固定效應(yīng)估計(jì)結(jié)果

從表5中的估計(jì)結(jié)果可知,時(shí)間固定效應(yīng)和雙固定效應(yīng)均存在不顯著的個(gè)別變量,相對而言空間固定效應(yīng)更佳。所以,表5中靜態(tài)SDM模型中的空間固定效應(yīng)(2)為最優(yōu)模型。

(2)模型估計(jì)結(jié)果分析。表5中SDM模型空間固定效應(yīng)顯示,解釋變量lnofi和lnoft對旅游開放度lnot存在顯著促進(jìn)作用,影響系數(shù)分別為0.1791和0.3392,即外資開放度和外貿(mào)開放度每提高1%,旅游開放度則分別增加0.1791%和0.3392%,且外貿(mào)開放度的作用更為突出。借助空間權(quán)重矩陣進(jìn)一步探究空間效應(yīng)可知,表5中空間固定效應(yīng)估計(jì)結(jié)果的W*Lnot系數(shù)為0.7970,且統(tǒng)計(jì)量P值通過顯著性檢驗(yàn),說明從整體判斷,鄰近省份的旅游開放度對其周邊省份旅游開放度存在正向顯著影響,符合地理學(xué)第一定律的理論邏輯。從現(xiàn)實(shí)邏輯看,基于旅游地相鄰的便捷度特征,本地省份入境旅游的發(fā)展在客觀上能為鄰近省份帶來更多的潛在游客市場,主觀上也能刺激鄰近省份加大對入境旅游的重視與開發(fā),進(jìn)而實(shí)現(xiàn)相互的帶動(dòng)作用和追趕發(fā)展態(tài)勢。

考慮到空間相關(guān)性,進(jìn)一步將靜態(tài)SDM模型中自變量的總效應(yīng)分解為直接效應(yīng)和間接效應(yīng)(見表6)。

表6 靜態(tài)SDM模型的直接效應(yīng)及間接效應(yīng)估計(jì)結(jié)果

首先,直接效應(yīng)方面,表6中的兩個(gè)解釋變量lnofi和lnoft均存在顯著的直接效應(yīng),系數(shù)分別為0.1789、0.3638,說明本地的外資開放度、外貿(mào)開放度對本地的旅游開放度均有顯著的直接影響,即所在省份的外資開放度、外貿(mào)開放度能促進(jìn)當(dāng)?shù)厝刖陈糜蔚陌l(fā)展。其次,間接效應(yīng)方面,本地的外貿(mào)開放度對鄰近省份的旅游開放度存在間接的促進(jìn)作用,即外貿(mào)開放度的溢出效應(yīng)顯著,解釋變量lnoft的間接效應(yīng)系數(shù)為0.2987,且外貿(mào)開放度的累積效應(yīng)也非常顯著,總效應(yīng)為0.6624,其充分說明外貿(mào)開放度對入境旅游具有推動(dòng)作用。但外資開放度的間接效應(yīng)不顯著,說明外資開放度對鄰近省份入境旅游發(fā)展的影響相對有限,且累積效應(yīng)也不顯著。因?yàn)?利用外商直接投資是多個(gè)省份紛紛爭取的發(fā)展資源,自身的外資開放度提升必然會(huì)對周邊省份產(chǎn)生替代作用而不利于周邊省份外資利用,進(jìn)而難以對周邊省份的入境旅游發(fā)展產(chǎn)生間接推動(dòng)效應(yīng)。

最后,比較表6中外貿(mào)開放度和外資開放度的效應(yīng)大小,發(fā)現(xiàn)外貿(mào)開放度對入境旅游發(fā)展的直接效應(yīng)、間接效應(yīng)、累積效應(yīng)均顯著,且高于外資開放度的影響,結(jié)合表5中SDM模型空間固定效應(yīng)的估計(jì)系數(shù),依然可知外貿(mào)開放度的作用更為突出,這與外資開放度更為重要的相關(guān)結(jié)論有所不同[6],因?yàn)楸疚乃玫目臻g計(jì)量模型與傳統(tǒng)的線性回歸有一定差異。

2.動(dòng)態(tài)空間面板模型分析

(1)模型選取。靜態(tài)SDM模型雖然能說明解釋變量對被解釋變量的影響,但忽略了兩方面的因素:第一,時(shí)間動(dòng)態(tài)的影響,即滯后一期的旅游開放度對區(qū)域旅游開放度的影響;第二,除外資開放度、外貿(mào)開放度之外,還有其他因素也可能影響旅游開放度[24]。為確定可以納入動(dòng)態(tài)SDM模型的變量,在暫不考慮其他變量條件下,運(yùn)用Stata15軟件對動(dòng)態(tài)SDM模型的滯后期變量選取進(jìn)行比較選擇,滯后指標(biāo)dlag(n)中的n分別取1、2、3,再根據(jù)赤池信息準(zhǔn)則(Akaike’s Information Criterion)和貝葉斯信息準(zhǔn)則(Bayesian Information Criterion)以及模型的解釋意義,最終確定滯后期指標(biāo)為dlag(1),也即在動(dòng)態(tài)SDM模型中僅納入旅游開放度的滯后一期項(xiàng),而不考慮其對周邊地區(qū)旅游開放度的影響。動(dòng)態(tài)SDM模型在靜態(tài)SDM模型的基礎(chǔ)上增加被解釋變量的滯后項(xiàng)lnot-1,可用于分析滯后期的旅游開放度對本地區(qū)的旅游開放度是否會(huì)產(chǎn)生影響[25]。

(2)模型估計(jì)結(jié)果分析。首先,從表7可知,動(dòng)態(tài)SDM模型中旅游開放度的t-1期對本地區(qū)當(dāng)期旅游開放度的影響通過了顯著性檢驗(yàn),估計(jì)效應(yīng)的系數(shù)為0.8776,R2也高于靜態(tài)SDM模型,說明動(dòng)態(tài)SDM模型具有一定的解釋力,即前一期的旅游開放度每增加1%,當(dāng)期的旅游開放度則增加0.8776%,符合入境旅游發(fā)展趨勢遞延的基本特征。其次,動(dòng)態(tài)SDM模型中關(guān)鍵解釋變量外資開放度、外貿(mào)開放度對旅游開放度的影響系數(shù)分別為0.0268、-0.0079,且未通過顯著性檢驗(yàn),說明被解釋變量滯后期lnot-1的加入影響到外資開放度、外貿(mào)開放度既有的解釋力。再次,鄰近地區(qū)旅游開放度對所在地旅游開放度的影響在動(dòng)態(tài)SDM模型中通過顯著性檢驗(yàn),具體作用有空間權(quán)重矩陣W和旅游開放度對數(shù)的乘積W*lnot加以體現(xiàn),W*lnot的影響系數(shù)為0.3175,即鄰近地區(qū)旅游開放度每提高1%,本地區(qū)的旅游開放度則增加0.3175%。由此可知,旅游開放度存在一定空間效應(yīng),受鄰近區(qū)域旅游開放度的顯著影響,這符合地理學(xué)第一定律和旅游活動(dòng)流動(dòng)性的基本規(guī)律特征。無論是靜態(tài)SDM模型或動(dòng)態(tài)SDM模型,該空間效應(yīng)均存在,但比較兩者的系數(shù),動(dòng)態(tài)SDM模型中的影響系數(shù)0.3175要遠(yuǎn)低于靜態(tài)SDM模型中的系數(shù)0.7970。因?yàn)?動(dòng)態(tài)SDM模型納入了被解釋變量滯后期,進(jìn)而降低了周邊省份的空間效應(yīng)。同時(shí),表7中的外資開放度的對數(shù)lnofi、外貿(mào)開放度的對數(shù)lnoft在引入空間權(quán)重矩陣W后,進(jìn)一步得出自變量與空間權(quán)重之間互動(dòng)影響的空間效應(yīng),即W*lnofi、W*lnoft的系數(shù)分別為-0.1304、0.1125,表明鄰近省份外資開放度變化對所在地入境旅游發(fā)展是負(fù)向影響,論證了有限外資的利用會(huì)在多個(gè)省份之間產(chǎn)生競爭和替代作用,而鄰近省份外貿(mào)開放度變化對所在地入境旅游發(fā)展具有正向促進(jìn)作用,這與靜態(tài)SDM模型的估計(jì)結(jié)果一致。

表7 動(dòng)態(tài)SDM模型估計(jì)結(jié)果及效應(yīng)分解

最后,靜態(tài)SDM模型只能計(jì)算長期效應(yīng),卻無法估算解釋變量的短期效應(yīng),而動(dòng)態(tài)SDM模型則可用來同時(shí)估算解釋變量的短期效應(yīng)和長期效應(yīng)。表6顯示的靜態(tài)SDM模型中外貿(mào)開放度對旅游開放度的直接效應(yīng)、間接效應(yīng)、總效應(yīng)都通過顯著性檢驗(yàn),達(dá)到了長期均衡,即從空間面板模型估計(jì)結(jié)果看,在不考慮變量滯后期的短期沖擊條件下,外貿(mào)開放度對旅游開放度的變化具備長期穩(wěn)定的積極影響。而外資開放度僅有直接效應(yīng)達(dá)到長期均衡,外貿(mào)開放發(fā)展的積極作用更為明顯。而表7顯示的動(dòng)態(tài)SDM模型長期效應(yīng)和短期效應(yīng)估計(jì)結(jié)果表明,解釋變量外資開放度、外貿(mào)開放度的總長期效應(yīng)、總短期效應(yīng)都通過顯著性檢驗(yàn),總長期效應(yīng)系數(shù)分別為0.5351、-0.5507,總短期效應(yīng)系數(shù)分別為-0.1553、0.1572,表現(xiàn)為均衡的長期效應(yīng)和短期效應(yīng),即具有一定的持續(xù)影響。此外,外資開放度、外貿(mào)開放度的短期間接效應(yīng)也通過顯著性檢驗(yàn),即解釋變量對鄰近地區(qū)的旅游開放度產(chǎn)生短期的影響,系數(shù)分別為-0.1705、0.1521,而解釋變量對本地旅游開放度的短期直接影響并不顯著,未來需對周邊省份的開放發(fā)展加以關(guān)注和提出適合自身的發(fā)展路徑。

五、結(jié)論及啟示

引入空間計(jì)量模型研究入境旅游影響因素是對已有成果的深度檢驗(yàn),并比較靜態(tài)模型與動(dòng)態(tài)模型的異同,豐富了既有的研究結(jié)論。通過檢驗(yàn)入境旅游發(fā)展的空間相關(guān)性和構(gòu)建空間權(quán)重矩陣,系統(tǒng)比較后選取更為精準(zhǔn)的SDM模型,采用靜態(tài)SDM模型和動(dòng)態(tài)SDM模型進(jìn)行估計(jì),發(fā)現(xiàn)靜態(tài)SDM模型中的外資開放度、外貿(mào)開放度對旅游開放度具有積極的正向促進(jìn)作用,且外貿(mào)開放度具有顯著正向溢出效應(yīng),外資開放度的影響相對偏弱;動(dòng)態(tài)SDM模型中的外資開放度、外貿(mào)開放度對旅游開放度的影響雖未通過顯著性檢驗(yàn),但旅游開放度的滯后一期對旅游開放度本身具有顯著正向作用;旅游開放度的空間效應(yīng)在靜態(tài)SDM模型和動(dòng)態(tài)SDM模型中均為顯著,即本地旅游開放度均受到鄰近區(qū)域旅游開放度的影響;動(dòng)態(tài)SDM模型存在均衡的長期效應(yīng)和短期效應(yīng),兩個(gè)解釋變量的短期間接效應(yīng)也通過顯著檢驗(yàn)?？梢?促進(jìn)入境旅游發(fā)展依舊需要關(guān)注外貿(mào)和外資的積極作用,尤其是外貿(mào)領(lǐng)域的開放發(fā)展。為提高我國的旅游開放度水平,實(shí)現(xiàn)省際之間入境旅游的均衡協(xié)同發(fā)展,加快旅游業(yè)實(shí)現(xiàn)現(xiàn)代化轉(zhuǎn)型升級,需要進(jìn)一步加大外貿(mào)和外資領(lǐng)域的發(fā)展,尤其是通過構(gòu)筑多邊互惠的開放格局提高對外貿(mào)易的發(fā)展水平,并充分利用外貿(mào)開放度的溢出效應(yīng)和旅游開放度的空間效應(yīng),主動(dòng)與周邊國家、地區(qū)或省份開展聯(lián)動(dòng)協(xié)同強(qiáng)化入境旅游的發(fā)展韌性,以高水平對外開放新格局驅(qū)動(dòng)入境旅游持續(xù)穩(wěn)步發(fā)展。相對于已有研究,外貿(mào)開放度的溢出效應(yīng)和旅游開放度的空間效應(yīng)在文中得到了實(shí)證檢驗(yàn),使得理論研究成果得到深化,而入境旅游發(fā)展的影響因素復(fù)雜多變,未來還可將其他的關(guān)聯(lián)因素納入分析框架加以控制進(jìn)行深度的拓展研究。