丁緒輝，高新雨，田 澤

（1.河海大學 企業(yè)管理學院，江蘇 常州 213022；2.南開大學 經(jīng)濟學院，天津 300071）

0 引言

自20世紀60年代起，國外學者就發(fā)現(xiàn)了旅游的空間聯(lián)系。Miossec(1976)和Gormsen(1981)研究了旅游地的空間演變問題；Hills and Lundgren(1977)和Britton(1980)提出旅游的核心-邊緣模型，強調(diào)了旅游行為中的空間要素交互關(guān)聯(lián)影響；Smith(1989)修正了引力模型、概率模型等描述空間結(jié)構(gòu)的地理和數(shù)學方法，并用于實證。但這種空間聯(lián)系是傳統(tǒng)經(jīng)濟計量模型無法刻畫的?？臻g計量經(jīng)濟學將空間結(jié)構(gòu)權(quán)重引入計量模型之中，從而使空間關(guān)聯(lián)性對旅游活動和旅游業(yè)發(fā)展的影響得以體現(xiàn)，使模型更客觀地反應(yīng)真實情況。因此，在充分考慮民族地區(qū)自身特征的前提下，本文采用空間面板模型，研究各被選解釋變量在空間作用下對旅游收入影響的作用機理，探索促進民族地區(qū)旅游經(jīng)濟發(fā)展的途徑。

我國官方普遍將內(nèi)蒙古、廣西、西藏、寧夏、新疆5個少數(shù)民族自治區(qū)和云南、貴州、青海3個多民族省份定義為我國民族地區(qū)。鑒于內(nèi)蒙古在地理上依靠甘肅省將其與其他民族聚居省區(qū)相連，且甘肅省本身被4個民族少數(shù)民族聚居省區(qū)環(huán)繞，少數(shù)民族人口比重一直高于全國平均水平，擁有豐富的少數(shù)民族風情旅游資源，因此，為方便研究，本文在蒙、桂、藏、寧、新、云、貴、青8省區(qū)基礎(chǔ)上，把甘肅省也納入民族地區(qū)研究范圍。

1 研究方法和數(shù)據(jù)來源

1.1 空間相關(guān)性

為明確民族地區(qū)旅游業(yè)發(fā)展狀況是否具有空間相關(guān)性，本文首先對截面數(shù)據(jù)使用Moran's I指數(shù)判斷變量的空間相關(guān)性及相關(guān)程度。相關(guān)指數(shù)Moran's I是常用的全局空間自相關(guān)統(tǒng)計量，被定義為：

其中，n表示空間單元個數(shù)，xi和xj分別表示第i個和第j個地區(qū)的觀測值，xˉ是觀測值的平均值，S是觀測值的標準差，wij表示一個n×n維空間權(quán)重矩陣的第i行第j列元素。本文空間權(quán)重采用地理臨接權(quán)重，即若地區(qū)i和地區(qū)j相鄰，空間權(quán)重矩陣元素wij=1；若地區(qū)i和地區(qū)j不相鄰，則wij=0；地區(qū)i與自身不相鄰，即當i=j時，wij=0。Moran's I指數(shù)在[-1,1]范圍內(nèi)取值，大于0表示經(jīng)濟活動存在空間正相關(guān)關(guān)系，小于0表示存在空間負相關(guān)關(guān)系，等于0表示不相關(guān)。指數(shù)的絕對值越大表示空間相關(guān)關(guān)系越大。

1.2 空間面板模型

目前通用的空間面板模型包括空間滯后模型（SAR）、空間誤差模型（SEM）及空間Durbin模型（SDM），其基本結(jié)構(gòu)分別為：

其中，yit表示第i個地區(qū)在t時刻的被解釋變量；Xit為各外生解釋變量組成的矩陣，β為其回歸系數(shù)向量；wij為標準化后的n×n維空間權(quán)重矩陣的第i行第j列元素；（2）、（4）式中的分別表示被解釋變量和解釋變量的空間滯后因子，二者系數(shù)δ,τ分別反映二者的空間交互效應(yīng)對被解釋變量的影響；α為常數(shù)項；μi，λt分別表示空間和時間的特定效應(yīng)；εit表示殘差項，εit~iid(0，σ2I)；（3）式中φit是SEM模型殘差，依賴于相鄰地區(qū)殘差φjt和白噪聲過程εit，ρ為誤差項空間自相關(guān)系數(shù)。三種模型中，SAR模型通過包含空間滯后變量、SEM模型通過服從空間自回歸過程的誤差項來體現(xiàn)地區(qū)相鄰的空間影響；SDM模型同時含有內(nèi)生變量和外生變量滯后因子，是更全面更一般的形式，使用起來也更加穩(wěn)健。

1.3 指標選定與模型構(gòu)建

根據(jù)Pearce（1995）的研究，五大空間要素影響區(qū)域旅游供給，分別為：吸引物、交通、住宿、支持設(shè)施和基礎(chǔ)設(shè)施。國內(nèi)相關(guān)研究同時認為，為避免與交通、基礎(chǔ)設(shè)施等變量高度相關(guān)造成多重共線性，當?shù)亟?jīng)濟發(fā)展水平不應(yīng)納入解釋變量之中。同時，統(tǒng)計資料顯示本省居民的省內(nèi)旅游的支出占本省旅游收入的比例相當可觀，且農(nóng)村居民由于收入增加，旅游活動日趨活躍；另外，本文對所研究民族地區(qū)由于自然環(huán)境因素和一些特殊社會因素，發(fā)生如“非典”、“5·12”大地震、玉樹地震、“3·14 ”事件、“7·5”事件等重大突發(fā)事件，是否會對旅游收入產(chǎn)生影響問題也選取指標進行研究。

綜合過往研究和本文研究對象的特點，本文構(gòu)建以各省區(qū)國內(nèi)旅游收入的自然對數(shù)Log（INCM）為被解釋變量，以人均消費支出的自然對數(shù)Log（CNSUMP）、城鄉(xiāng)收入差距的自然對數(shù)Log（GAP）、交通通達度的自然對數(shù)Log（TRANS）、旅游設(shè)施的自然對數(shù)Log（FAC）、景點數(shù)量及質(zhì)量的自然對數(shù)Log（SPOTS）以及重大突發(fā)事件（INCID）為解釋變量的空間面板模型。其中，交通通達度由交通密度表示，交通密度=（50%*鐵路里程+50%*高速公路里程）/省域面積；旅游設(shè)施=50%*旅行社數(shù)量+50%*星級飯店數(shù)量；景點數(shù)量及質(zhì)量=100%*優(yōu)秀旅游城市+200%*世界遺產(chǎn)+100%*4A級景區(qū)+150%*5A級景區(qū)，且各入選旅游景點僅就高計算，如某A級景點在某年被評委世界遺產(chǎn)同時仍保留A級景點榮譽，則在本研究中自該年起僅按世界遺產(chǎn)權(quán)重計算，A級景點權(quán)重不再重復(fù)計算；屬新疆建設(shè)兵團的景點名額計入新疆對應(yīng)指標中；重大突發(fā)事件為二值變量，某年發(fā)生此類事件的省區(qū)值為1，其余時間和地區(qū)為0。

本文擬建立以下計量模型進行研究：

（1）非空間面板模型

（2）SAR模型

（3）SEM模型

（4）SDM模型

1.4 數(shù)據(jù)來源

2001～2011年民族地區(qū)及甘肅旅游收入、人均消費性支出、城鄉(xiāng)收入差距（城鎮(zhèn)居民可支配收入與農(nóng)村居民純收入之比）、交通通達性（鐵路、公路里程與省域面積之比）來源于2002～2012年《中國統(tǒng)計年鑒》或通過相關(guān)原始數(shù)據(jù)計算所得；旅游設(shè)施（含旅行社、星級飯店）的相關(guān)數(shù)據(jù)來源于《中國旅游年鑒》或相關(guān)省份旅游統(tǒng)計公報，部分省份的個別缺失數(shù)據(jù)按平均增長率處理；景點數(shù)量與質(zhì)量（含優(yōu)秀旅游城市、世界遺產(chǎn)、5A與4A級風景區(qū)）來源于國家或地方旅游局的官方網(wǎng)站、世界遺產(chǎn)委員會的相關(guān)文件、部分景點的相關(guān)介紹；突發(fā)性事件選擇能對旅游需求或旅游供給造成較大沖擊的非穩(wěn)定因素，如重大人為暴利犯罪、大規(guī)模疫情、自然災(zāi)害等。

2 實證結(jié)果

2.1 民族地區(qū)旅游收入空間自相關(guān)性檢驗

為更好地驗證我國民族地區(qū)旅游經(jīng)濟增長空間相關(guān)性的存在，說明選取空間面板模型的合理性，特選取2001～2012年的旅游收入進行全局空間自相關(guān)檢驗，得到相關(guān)年份的Moran’s I指數(shù)（見表1），并對其顯著性進行Z值檢驗。結(jié)果顯示，2001～2012年的Moran’s I指數(shù)均為正值且通過顯著性檢驗，民族地區(qū)旅游經(jīng)濟增長存在顯著的全局空間自相關(guān)，旅游經(jīng)濟發(fā)達省份趨于相鄰，旅游經(jīng)濟落后省份趨于相鄰；2001～2012年間，Moran’s I指數(shù)從0.3289到0.5732整體趨勢上不斷增長，旅游經(jīng)濟空間相關(guān)性增強，旅游高收入省份與低收入省份各自空間聚集，民族地區(qū)旅游產(chǎn)業(yè)區(qū)域一體化進程不斷加強，跨區(qū)域市場正在形成，“絲綢之路旅游帶”初步形成。

表1 民族地區(qū)旅游經(jīng)濟增長空間自相關(guān)Moran’s I指數(shù)：2001～2012

2.2 民族地區(qū)旅游收入空間面板計量模型

由于本文樣本取自省域民族地區(qū)而非隨機取自總體，故使用固定效應(yīng)模型。根據(jù)似然比LR檢驗發(fā)現(xiàn)（見表2），模型在5%的顯著性水平下存在顯著的空間個體固定效應(yīng)和時間固定效應(yīng)，表明式（5）中同時包含空間和時間特定效應(yīng)，因此應(yīng)從雙固定模型中得出LM檢驗統(tǒng)計量。

表2 LR檢驗結(jié)果

表3可知，從調(diào)整的R2值及某些自變量與預(yù)期相反的系數(shù)來看，不考慮空間影響的模型估計效果不佳，且存在一定的錯誤。時間和空間雙固定效應(yīng)模型下，穩(wěn)健的LM(lag)和穩(wěn)健的LM(error)統(tǒng)計量均在10%的顯著性水平上通過檢驗，這說明SAR模型和SEM模型同時成立。因此，為最終確定適用于數(shù)據(jù)的空間面板模型，應(yīng)繼續(xù)進行Wald檢驗。

表4第1列估計通過中心化的極大似然估計方法得到，第2列根據(jù)Lee and Yu（2010）提出的誤差修正方法得到。通過比對兩種方法產(chǎn)生的結(jié)果發(fā)現(xiàn)，糾正誤差后的模型沒有改變估計結(jié)果對被解釋變量影響方向的基礎(chǔ)上，顯著提高了居民消費、重大突發(fā)事件及其空間滯后項以及被解釋變量空間滯后項估計系數(shù)的顯著性，各解釋變量系數(shù)的估計值也發(fā)生了微弱變化。兩個Wald檢驗均通過檢驗，說明空間面板模型應(yīng)選用SDM模型。為選擇固定效應(yīng)或隨機效應(yīng)，在分別建立空間和時間雙固定效應(yīng)模型和隨機效應(yīng)模型后，進行Hausman檢驗，其值如最后一行顯示在1%的顯著性水平上通過檢驗。這說明對于本研究，空間和時間雙固定效應(yīng)下的SDM模型是最合適的。雙固定效應(yīng)下SDM模型誤差糾正估計結(jié)果顯示，民族地區(qū)省份的旅游經(jīng)濟增長不僅受本省區(qū)經(jīng)濟、社會和旅游資源因素的影響，還受相鄰民族省區(qū)旅游業(yè)發(fā)展水平和社會因素的影響。由于表4中SDM模型中各系數(shù)的意義較表2中非空間面板模型中各系數(shù)的含義發(fā)生了變化，故需估計各外生變量對旅游業(yè)收入影響的直接效應(yīng)和間接效應(yīng)。直接效應(yīng)體現(xiàn)解釋變量對本空間單元的影響，與相鄰空間單元無關(guān)；間接效應(yīng)體現(xiàn)解釋變量的溢出效應(yīng)，即對相鄰空間單元的影響。本文采用LeSage and Pace（2009）提出的求解偏微分方法計算直接效應(yīng)和間接效應(yīng)，結(jié)果由表5列出。

表3 非空間面板模型估計及檢驗

表4 空間和時間雙固定效應(yīng)下的SDM模型估計和檢驗結(jié)果

表5顯示，居民消費水平直接效應(yīng)和總效應(yīng)顯著，且都為正，說明隨著經(jīng)濟發(fā)展，居民收入增加，民族地區(qū)居民旅游能力提高后更傾向于在本省區(qū)內(nèi)旅游度假消費。這主要應(yīng)得益于省區(qū)內(nèi)短途旅游經(jīng)濟實惠、時間和行程安排彈性大，并應(yīng)證了統(tǒng)計資料所顯示的本省居民省內(nèi)旅游支出占本省旅游收入相當大比例的事實。結(jié)果還說明雖然居民消費的提高不會對周邊省區(qū)旅游收入產(chǎn)生顯著的提高作用，但在各省區(qū)內(nèi)部產(chǎn)生的正向作用會對整個民族地區(qū)旅游收入增長產(chǎn)生明顯帶動作用。與此相反，城鄉(xiāng)居民收入差距對本地旅游收入的負向拉動效應(yīng)尤為明顯，充分說明在農(nóng)村人口占比大的民族地區(qū)，農(nóng)村人口旅游行為尤其集中在省內(nèi)。因此，民族地區(qū)旅游經(jīng)濟的增長需要靠全民出游能力的提升來帶動，城鄉(xiāng)收入差距的擴大會抑制廣大農(nóng)村人口的旅游積極性，不利于民族地區(qū)各省區(qū)旅游業(yè)的發(fā)展。

交通通達性的各項效應(yīng)均不顯著，與經(jīng)驗判斷相反，原因可能如學者所述，交通與工業(yè)而非旅游業(yè)的相關(guān)性更大；也可能由于數(shù)據(jù)來源限制而未包含民航、國道里程，導(dǎo)致回歸結(jié)果被影響。畢竟民族地區(qū)距東部市場較遠，民航一直是向這些地區(qū)輸送東部游客的主要方式之一；西部大開發(fā)以來西部地區(qū)國道主干線全部建成，國道成為旅行社和自駕游游客的又一種選擇。旅游設(shè)施的正向本地效應(yīng)和負向溢出效應(yīng)均顯著，且負向溢出效應(yīng)的彈性系數(shù)超過正向本地效應(yīng)，造成總效應(yīng)為負，說明民族地區(qū)各省區(qū)增加旅游設(shè)施數(shù)量的確能提高本省區(qū)旅游收入，但過多建設(shè)會導(dǎo)致省區(qū)間激烈競爭甚至競次，影響其他省區(qū)和整個民族地區(qū)旅游經(jīng)濟增長。

旅游資源的直接效應(yīng)符號為負與預(yù)期相反且不顯著，具體原因尚有待進一步研究。但間接和總正效應(yīng)顯著，可能由于民族地區(qū)距東部市場較遠的距離造成。由于路途遙遠，東部地區(qū)游客只有較長假期時才可能專程到民族地區(qū)旅游，充裕的時間允許游客進行跨省區(qū)游覽；各民族省區(qū)豐富獨特的景觀資源和日益便捷的交通又為此提供了必要保證。事實亦如此，多數(shù)旅行社會將新疆和甘肅敦煌、嘉峪關(guān)安排在一條旅行行程，青海省旅行社則會安排青海西藏或青海甘肅一體化旅行線路。重大突發(fā)事件的直接負向效應(yīng)和總負向效應(yīng)顯著，表明重大疫情、自然災(zāi)害和人為暴力犯罪會對事件發(fā)生地旅游業(yè)造成強烈沖擊，從而影響到整個民族地區(qū)的旅游經(jīng)濟。

表5 雙固定效應(yīng)下SDM模型各因素對旅游經(jīng)濟增長的直接、間接效應(yīng)及檢驗

3 結(jié)論與建議

本文在證明民族地區(qū)旅游經(jīng)濟增長存在顯著的空間相關(guān)性的基礎(chǔ)上，通過構(gòu)建民族地區(qū)旅游收入的空間Durbin面板模型，探討民族地區(qū)旅游經(jīng)濟增長機制，發(fā)現(xiàn)居民消費支出、旅游設(shè)施對本民族省區(qū)旅游經(jīng)濟有正向影響，城鄉(xiāng)收入差距、重大突發(fā)事件對民族省區(qū)旅游經(jīng)濟有負向影響，景點數(shù)量和質(zhì)量對相鄰民族省區(qū)旅游經(jīng)濟存在正向溢出，旅游設(shè)施和重大突發(fā)事件對相鄰民族省區(qū)旅游經(jīng)濟存在負向溢出。

根據(jù)以上研究結(jié)果，本文認為促進民族地區(qū)旅游經(jīng)濟增長應(yīng)做到：

（1）旅游屬于消費層次中的發(fā)展需求，旅游市場的擴大與繁榮應(yīng)重點放在居民收入水平和消費能力的提高上。對于人均收入普遍較低的民族地區(qū)，應(yīng)不斷提高居民收入、完善社會保障體制，提升全體居民的出游需求和能力，通過居民“放心”消費進一步拉動內(nèi)需。尤其要縮小城鄉(xiāng)收入差距，進一步擴寬農(nóng)村居民的旅游需求。

（2）增加旅游資源的開發(fā)與宣傳力度，增加旅游資源的數(shù)量，提高旅游產(chǎn)品的質(zhì)量，加快旅游設(shè)施的建設(shè)，增強對游客的吸引力，推動旅游經(jīng)濟產(chǎn)業(yè)化。充分發(fā)揮民族地區(qū)歷史文化厚重的獨特優(yōu)勢，深入推進民族文化與旅游的融合發(fā)展，積極融入進一步向西開發(fā)建設(shè)，提高影響力與競爭力。

（3）重大突發(fā)事件對民族地區(qū)旅游業(yè)打擊較大，民族地區(qū)應(yīng)提升對此類事件的防御和應(yīng)能力，并進一步加強維護民族團結(jié)和社會安定工作。民族地區(qū)生態(tài)環(huán)境較差，應(yīng)重點做好防災(zāi)減災(zāi)工作與生態(tài)環(huán)境治理，重點發(fā)展生態(tài)型產(chǎn)業(yè)與綠色產(chǎn)業(yè)。

（4）民族地區(qū)旅游既存在空間競爭，又存在空間合作，在很多方面存在雙贏。因此，民族地區(qū)省區(qū)政府、旅游業(yè)經(jīng)營部門應(yīng)加強在諸如旅游政策制定、旅行線路設(shè)計、旅游設(shè)施建設(shè)等方面的旅游產(chǎn)業(yè)的跨區(qū)域合作，促進整個民族地區(qū)通過旅游經(jīng)濟增長帶動經(jīng)濟社會和其他各項事業(yè)跨越式發(fā)展。

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