民族地區旅游經濟增長影響因素的空間計量分析

丁緒輝，高新雨，田 澤

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

0 引言

自20世紀60年代起，國外學者就發現了旅游的空間聯系。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，強調了旅游行為中的空間要素交互關聯影響；Smith(1989)修正了引力模型、概率模型等描述空間結構的地理和數學方法，并用于實證。但這種空間聯系是傳統經濟計量模型無法刻畫的?？臻g計量經濟學將空間結構權重引入計量模型之中，從而使空間關聯性對旅游活動和旅游業發展的影響得以體現，使模型更客觀地反應真實情況。因此，在充分考慮民族地區自身特征的前提下，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，探索促進民族地區旅游經濟發展的途徑。

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

1 研究方法和數據來源

1.1 空間相關性

為明確民族地區旅游業發展狀況是否具有空間相關性，本文首先對截面數據使用Moran's I指數判斷變量的空間相關性及相關程度。相關指數Moran's I是常用的全局空間自相關統計量，被定義為：

其中，n表示空間單元個數，xi和xj分別表示第i個和第j個地區的觀測值，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維空間權重矩陣的第i行第j列元素。本文空間權重采用地理臨接權重，即若地區i和地區j相鄰，空間權重矩陣元素wij=1；若地區i和地區j不相鄰，則wij=0；地區i與自身不相鄰，即當i=j時，wij=0。Moran's I指數在[-1,1]范圍內取值，大于0表示經濟活動存在空間正相關關系，小于0表示存在空間負相關關系，等于0表示不相關。指數的絕對值越大表示空間相關關系越大。

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），其基本結構分別為：

其中，yit表示第i個地區在t時刻的被解釋變量；Xit為各外生解釋變量組成的矩陣，β為其回歸系數向量；wij為標準化后的n×n維空間權重矩陣的第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δ,τ分別反映二者的空間交互效應對被解釋變量的影響；α為常數項；μi，λt分別表示空間和時間的特定效應；εit表示殘差項，εit~iid(0，σ2I)；（3）式中φit是SEM模型殘差，依賴于相鄰地區殘差φjt和白噪聲過程εit，ρ為誤差項空間自相關系數。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地區相鄰的空間影響；SDM模型同時含有內生變量和外生變量滯后因子，是更全面更一般的形式，使用起來也更加穩健。

1.3 指標選定與模型構建

根據Pearce（1995）的研究，五大空間要素影響區域旅游供給，分別為：吸引物、交通、住宿、支持設施和基礎設施。國內相關研究同時認為，為避免與交通、基礎設施等變量高度相關造成多重共線性，當地經濟發展水平不應納入解釋變量之中。同時，統計資料顯示本省居民的省內旅游的支出占本省旅游收入的比例相當可觀，且農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由于自然環境因素和一些特殊社會因素，發生如“非典”、“5·12”大地震、玉樹地震、“3·14 ”事件、“7·5”事件等重大突發事件，是否會對旅游收入產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，本文構建以各省區國內旅游收入的自然對數Log（INCM）為被解釋變量，以人均消費支出的自然對數Log（CNSUMP）、城鄉收入差距的自然對數Log（GAP）、交通通達度的自然對數Log（TRANS）、旅游設施的自然對數Log（FAC）、景點數量及質量的自然對數Log（SPOTS）以及重大突發事件（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；旅游設施=50%*旅行社數量+50%*星級飯店數量；景點數量及質量=100%*優秀旅游城市+200%*世界遺產+100%*4A級景區+150%*5A級景區，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權重計算，A級景點權重不再重復計算；屬新疆建設兵團的景點名額計入新疆對應指標中；重大突發事件為二值變量，某年發生此類事件的省區值為1，其余時間和地區為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 數據來源

2001～2011年民族地區及甘肅旅游收入、人均消費性支出、城鄉收入差距（城鎮居民可支配收入與農村居民純收入之比）、交通通達性（鐵路、公路里程與省域面積之比）來源于2002～2012年《中國統計年鑒》或通過相關原始數據計算所得；旅游設施（含旅行社、星級飯店）的相關數據來源于《中國旅游年鑒》或相關省份旅游統計公報，部分省份的個別缺失數據按平均增長率處理；景點數量與質量（含優秀旅游城市、世界遺產、5A與4A級風景區）來源于國家或地方旅游局的官方網站、世界遺產委員會的相關文件、部分景點的相關介紹；突發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定因素，如重大人為暴利犯罪、大規模疫情、自然災害等。

2 實證結果

2.1 民族地區旅游收入空間自相關性檢驗

為更好地驗證我國民族地區旅游經濟增長空間相關性的存在，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檢驗，得到相關年份的Moran’s I指數（見表1），并對其顯著性進行Z值檢驗。結果顯示，2001～2012年的Moran’s I指數均為正值且通過顯著性檢驗，民族地區旅游經濟增長存在顯著的全局空間自相關，旅游經濟發達省份趨于相鄰，旅游經濟落后省份趨于相鄰；2001～2012年間，Moran’s I指數從0.3289到0.5732整體趨勢上不斷增長，旅游經濟空間相關性增強，旅游高收入省份與低收入省份各自空間聚集，民族地區旅游產業區域一體化進程不斷加強，跨區域市場正在形成，“絲綢之路旅游帶”初步形成。

表1 民族地區旅游經濟增長空間自相關Moran’s I指數：2001～2012

2.2 民族地區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而非隨機取自總體，故使用固定效應模型。根據似然比LR檢驗發現（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和時間固定效應，表明式（5）中同時包含空間和時間特定效應，因此應從雙固定模型中得出LM檢驗統計量。

表2 LR檢驗結果

表3可知，從調整的R2值及某些自變量與預期相反的系數來看，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模型下，穩健的LM(lag)和穩健的LM(error)統計量均在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據的空間面板模型，應繼續進行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Lee and Yu（2010）提出的誤差修正方法得到。通過比對兩種方法產生的結果發現，糾正誤差后的模型沒有改變估計結果對被解釋變量影響方向的基礎上，顯著提高了居民消費、重大突發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的顯著性，各解釋變量系數的估計值也發生了微弱變化。兩個Wald檢驗均通過檢驗，說明空間面板模型應選用SDM模型。為選擇固定效應或隨機效應，在分別建立空間和時間雙固定效應模型和隨機效應模型后，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下的SDM模型是最合適的。雙固定效應下SDM模型誤差糾正估計結果顯示，民族地區省份的旅游經濟增長不僅受本省區經濟、社會和旅游資源因素的影響，還受相鄰民族省區旅游業發展水平和社會因素的影響。由于表4中SDM模型中各系數的意義較表2中非空間面板模型中各系數的含義發生了變化，故需估計各外生變量對旅游業收入影響的直接效應和間接效應。直接效應體現解釋變量對本空間單元的影響，與相鄰空間單元無關；間接效應體現解釋變量的溢出效應，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和間接效應，結果由表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下的SDM模型估計和檢驗結果

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

交通通達性的各項效應均不顯著，與經驗判斷相反，原因可能如學者所述，交通與工業而非旅游業的相關性更大；也可能由于數據來源限制而未包含民航、國道里程，導致回歸結果被影響。畢竟民族地區距東部市場較遠，民航一直是向這些地區輸送東部游客的主要方式之一；西部大開發以來西部地區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。旅游設施的正向本地效應和負向溢出效應均顯著，且負向溢出效應的彈性系數超過正向本地效應，造成總效應為負，說明民族地區各省區增加旅游設施數量的確能提高本省區旅游收入，但過多建設會導致省區間激烈競爭甚至競次，影響其他省區和整個民族地區旅游經濟增長。

旅游資源的直接效應符號為負與預期相反且不顯著，具體原因尚有待進一步研究。但間接和總正效應顯著，可能由于民族地區距東部市場較遠的距離造成。由于路途遙遠，東部地區游客只有較長假期時才可能專程到民族地區旅游，充裕的時間允許游客進行跨省區游覽；各民族省區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，多數旅行社會將新疆和甘肅敦煌、嘉峪關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。重大突發事件的直接負向效應和總負向效應顯著，表明重大疫情、自然災害和人為暴力犯罪會對事件發生地旅游業造成強烈沖擊，從而影響到整個民族地區的旅游經濟。

表5 雙固定效應下SDM模型各因素對旅游經濟增長的直接、間接效應及檢驗

3 結論與建議

本文在證明民族地區旅游經濟增長存在顯著的空間相關性的基礎上，通過構建民族地區旅游收入的空間Durbin面板模型，探討民族地區旅游經濟增長機制，發現居民消費支出、旅游設施對本民族省區旅游經濟有正向影響，城鄉收入差距、重大突發事件對民族省區旅游經濟有負向影響，景點數量和質量對相鄰民族省區旅游經濟存在正向溢出，旅游設施和重大突發事件對相鄰民族省區旅游經濟存在負向溢出。

根據以上研究結果，本文認為促進民族地區旅游經濟增長應做到：

（1）旅游屬于消費層次中的發展需求，旅游市場的擴大與繁榮應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，應不斷提高居民收入、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”消費進一步拉動內需。尤其要縮小城鄉收入差距，進一步擴寬農村居民的旅游需求。

（2）增加旅游資源的開發與宣傳力度，增加旅游資源的數量，提高旅游產品的質量，加快旅游設施的建設，增強對游客的吸引力，推動旅游經濟產業化。充分發揮民族地區歷史文化厚重的獨特優勢，深入推進民族文化與旅游的融合發展，積極融入進一步向西開發建設，提高影響力與競爭力。

（3）重大突發事件對民族地區旅游業打擊較大，民族地區應提升對此類事件的防御和應能力，并進一步加強維護民族團結和社會安定工作。民族地區生態環境較差，應重點做好防災減災工作與生態環境治理，重點發展生態型產業與綠色產業。

（4）民族地區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，民族地區省區政府、旅游業經營部門應加強在諸如旅游政策制定、旅行線路設計、旅游設施建設等方面的旅游產業的跨區域合作，促進整個民族地區通過旅游經濟增長帶動經濟社會和其他各項事業跨越式發展。

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