長三角濱海旅游經濟差異時空演化及形成機理

劉 佳， 奚一丹

(中國海洋大學 管理學院， 山東 青島 266100)

?

長三角濱海旅游經濟差異時空演化及形成機理

劉 佳， 奚一丹*

(中國海洋大學 管理學院， 山東 青島 266100)

綜合運用標準差、變異系數和泰爾指數等統計分析方法，以長三角地區11個沿海旅游城市為基本研究單元，探討2002～2012年長三角地區濱海旅游經濟的空間總體差異、差異構成及其差異演變態勢，并運用面板數據模型對影響其濱海旅游經濟差異增長的主要因素進行擬合分析，從時空視角揭示長三角地區濱海旅游經濟差異的形成機制與演化規律.結果表明：(1)長三角濱海旅游經濟差異演變呈現波動變化特征，絕對差異逐漸擴大、相對差異緩慢下降的趨勢，區域旅游經濟發展不均衡現象突出.(2)泰爾指數分解顯示，長三角地區濱海旅游經濟總體差異呈現逐漸縮小態勢，且變化幅度逐漸趨于平緩；地帶間差異大于地帶內差異，地帶間差異是總體差異的主要來源；南部、中部、北部地帶內沿海城市之間的差異呈現不同的變化態勢，南部和中部地帶內差異呈現逐漸縮小且趨于平緩的態勢，北部地帶內差異則呈現先縮小后增大的特點.(3)地區經濟發展水平、居民消費能力、基礎設施條件、旅游規模與長三角濱海旅游經濟發展之間關系顯著，是其濱海旅游經濟空間分異與動態變化規律形成的重要因素.

長三角地區； 濱海旅游經濟； 空間分異與動態演化； 形成機理

旅游業作為現代服務業的重要組成部分，具有較強的輻射和關聯帶動作用，國際上通常認為旅游業是縮小國際差異和地區差距的有效手段[1].但是由于不同地區旅游資源稟賦、基礎設施條件以及社會經濟發展等存在差異，區域旅游經濟發展呈現顯著的非均衡性特征，成為中國旅游經濟快速增長背后的突出問題，如何實現區域旅游經濟協調發展成為政府和學術界普遍關注的熱點問題.國外學者對于旅游經濟的研究起步較早，研究方向主要集中在區域差異和區域競爭力兩方面的研究，在研究方法上，主要采用經濟學和地理學等方法.Patty simpsons[2]通過分析印尼北蘇拉威西島兩個旅游景區的發展情況分析了旅游經濟對區域社會經濟的影響.Leiper[3]通過探討旅游地旅游競爭力的影響因素，提出旅游競爭力系統的構成要素.較多的國外學者利用波特提出的“鉆石模型”理論來分析國際旅游競爭力，并提出了影響區域旅游競爭力的七大因素[4].John yacoumis[5]深入研究南太平洋地區旅游經濟發展，認為該地區旅游資源豐富，旅游形象獨特，但是需要通過地區旅游合作，重視全球市場尤其是發達國家和地區的旅游市場.國內學者對于區域旅游經濟的研究側重于空間差異方面，研究成果較為豐富.研究主要采用入境旅游收入作為表征地區旅游經濟差異的指標[6-7]，而選用旅游總收入指標分析總體旅游經濟差異的研究相對較少，忽略了國內旅游在地區旅游經濟發展中的重要作用和影響；研究目的集中在調整區域經濟差異[8]、改善地區經濟結構、判別各地域國際旅游競爭力差異[9]以及區域旅游合作[10]等方面，從區域一體化視角對區域旅游經濟增長影響因素進行的研究明顯不足；研究方法主要采用泰爾指數、基尼系數和地理集中指數等傳統統計學和多尺度分析方法，同時開始關注Moran指數等空間分析方法的應用[11]，但結合計量經濟模型進行系統分析的研究較為匱乏；研究范圍主要涉及地區間、省域間以及全國范圍內等多種尺度[12]，而以沿海城市為基本單元的研究相對較少.綜上所述，已有文獻對旅游經濟空間差異變化規律的研究較為全面和深入，但是基于沿海區域一體化的視角，對沿海地區地帶間和地帶內旅游經濟發展差異的時空分析以及機制因素的研究明顯不足.基于此，本文綜合運用標準差、變異系數和泰爾指數等統計分析方法，探討長三角地區濱海旅游經濟差異總體趨勢及其發展演化規律，進而構建面板數據模型測度影響其差異形成的主要因素，探討長三角濱海旅游經濟空間分異格局、發展演化的作用機理，揭示推動其濱海旅游經濟協調快速發展的動力因素，并提出相關的對策建議，以期為促進長三角濱海旅游資源合理配置和濱海旅游產業要素的空間布局，實現區域旅游協作和資源優勢互補，制定針對性強、行之有效的區域旅游經濟調控政策.

1 研究方法與指標選取

1.1 研究區域概況與數據來源

長三角是中國濱海旅游經濟最為發達的地區，其旅游開發起步較早，旅游經濟總量較大，增長速度較快.隨著2003年長三角區域旅游合作范圍不斷擴大、合作層次的日益升級以及合作機制的逐漸完善，其旅游經濟實現了大幅度跨越式發展，保持著我國沿海地區旅游經濟龍頭地位，這進一步推動了其濱海旅游經濟的快速發展和規模增長.長三角濱海旅游區涵蓋11個沿海城市，包括溫州、臺州、寧波、舟山、紹興、杭州、嘉興、上海、南通、鹽城、連云港，其范圍北起山東與江蘇兩省交界處的繡針河口，南至浙江省與福建省交界的虎頭，大陸海岸線全長2 965 km.陸域總面積占中國濱海旅游區總量的比重為40%，人口占33.4%，國民生產總值占30.68%.2012年長三角濱海旅游區實現旅游總收入9 043.64億元，旅游創匯收入1 015 063萬美元，占全國濱海旅游區總量的29.7%，國內旅游收入8 404.15億元，占全國濱海旅游區總量的46%.濱海旅游在長三角區域經濟和第三產業發展中發揮了重要作用，旅游總收入占其GDP的比重為15.7%，占第三產業產值的44.3%，均高于我國沿海地區平均水平.依據2012年各沿海城市旅游總收入占濱海區域旅游總收入的比值將中國53個沿海城市劃分為6類，如圖1所示，可以發現長三角濱海區域11個沿海城市旅游總收入比重較大，占我國濱海旅游區總量的44.3%，是我國濱海旅游發展的重要引擎.為了從空間地域單元上反映區域旅游經濟差異，按照地理區位條件以及經濟發展水平、消費水平等影響，在這里將長三角11個沿海城市劃分為3大區域，南部區域包括臺州、溫州，中部區域包括寧波、舟山、紹興、杭州、嘉興、上海，北部區域包括南通、鹽城和連云港.改革開放30多年來，長三角地區內部已經形成互為市場、互為腹地、互送客源的旅游地域整合格局，隨著長三角地區旅游經濟的快速發展，其區域內部的差異也日益突出.本文選取長三角地區11個沿海城市作為基本研究單元，遵循指標選取的科學性、可獲得性和可操作性等原則，選取2002-2012年旅游總收入指標表征濱海旅游經濟發展水平，對長三角濱海旅游經濟的空間差異及其動態演化特征進行深入分析和探討.

本文相關指標數據來自《中國海洋統計年鑒》(2003年～2013年)、《中國統計年鑒》(2003年～2013年)、《中國區域經濟統計年鑒》(2003年～2013年)、各省市統計年鑒及統計公報(2003—2013年)、以及長三角地區相關城市旅游政務網等.

圖1 2012年長三角地區3大濱海區域旅游經濟空間示意圖Fig.1 The three parts of the coastal tourism economy in Yangtze River Delta in 2012

1.2 總體差異測度方法

1.2.1 標準差與變異系數 絕對差異是用絕對指標來衡量區域之間經濟發展差異的測度方法，反映的是區域間經濟發展水平的實際差距；相對差異是采用指標的變動率來衡量區域之間經濟發展的差異的方法，反映的是區域間經濟發展的速度差異.其中前者多采用標準差加以反映，后者多采用變異系數加以反映.

標準差反映了區域經濟的絕對離散程度，是衡量區域旅游經濟絕對差異的一個常用指標.公式為：

(1)

變異系數反映的是旅游經濟發展水平的區域差距.變異系數差別越大則區域內各城市經濟發展水平差距越大，反之則越小，其計算公式為：

(2)

1.2.2 泰爾指數 泰爾指數最早由H·泰爾(H·Theil)于1967年提出的，其是衡量區域差異的一個重要指標，其值越大表明區域之間不均衡程度越大，反之越小.泰爾指數具有可分解性，其能夠將總體差異分解為地帶內和地帶間差異兩個部分，地帶內差異用以衡量地區內部的不均衡程度，地帶間差異衡量的是不同地區間存在的不均衡現象的程度.本文將長三角地區濱海旅游經濟發展總體差異分解為地帶內和地帶間差異兩部分，通過長三角北部、中部、南部不同沿海區域尺度之間的比較，以及三個地帶內部城市尺度之間差異的分析，探討長三角地區濱海旅游經濟空間差異的主要來源與構成、變動幅度以及各自在總體差異中的影響.泰爾指數計算公式分別為：

(1)地帶內市域間濱海旅游經濟差異程度泰爾指數Tpi：

(3)

式中，Yij和Nij分別為i區域j市域的濱海旅游總收入和人口數，Yi和Ni分別為i區域的濱海旅游總收入和人口數.i=1，2，3；代表長三角南部、中部和北部沿海區域；j=1，2，3，…，11；代表長三角11個沿海城市.

(2)地帶間濱海旅游經濟差異程度泰爾指數Tbr：

(4)

式中，Yi和Ni分別為i區域濱海旅游總收入和人口數，Y和N分別為長三角濱海旅游總收入和人口數.i=1，2，3；代表長三角南部、中部和北部沿海區域.

(3)長三角濱海旅游經濟區域總體差異程度的泰爾指數Tp：

(5)

式中，Yij和Nij分別為i區域j市域濱海旅游總收入和人口數，Y和N分別為長三角濱海旅游總收入和人口數.根據(1)和(2)，濱海旅游經濟總體差異可分解為地帶內和地帶間差異之和.i=1，2，3；代表長三角濱海區域南部、中部和北部區域；j=1，2，3，…，11；代表長三角濱海區域11個沿海城市.

1.3 面板數據分析模型

面板數據包含時間序列和橫截面的數據，具有三維(個體、時間和指標)信息的數據結構特征，面板數據模型既考慮到了個體的特殊效應也考慮到了橫截面數據的共性，能夠更為全面和深入的對數據特征進行分析.

1.3.1 面板數據模型 面板數據模型一般形式設定為

yit=αi+β1ix1it+β2ix2it+…+βkixkit+μit，

i=1，2，3，…，N；t=1，2，3，…，T；

k=1，2，…，5.

(6)

1.3.2 面板數據的單位根檢驗 非平穩的時間序列往往表現出共同的變化趨勢，而這些序列之間本身不一定存在直接聯系，對這些數據進行面板數據回歸時，盡管會存在較高的擬合度R2，但是其結果不存在實際意義，因此需要對面板數據的平穩性進行檢驗，一般采用單位根檢驗方法.面板數據單位根檢驗可以分為兩大類：一類是假定面板數據中的各個截面序列有相同的單位根，具體方法包括LLC檢驗、Breitung檢驗、Hadri檢驗；另外一類是假定面板數據的各個截面序列有不同的單位根，包括IPS檢驗、Fisher—ADF檢驗和Fisher—PP檢驗.

1.3.3 面板數據的協整檢驗 面板數據的協整檢驗考察的是變量間是否具有長期均衡關系，檢驗方法可分為兩種：由E-G兩步法推廣而成的協整檢驗方法，如Pedroni協整檢驗法、Kao協整檢驗法；由Johansen統計量推廣而成協整檢驗方法，如Fisher協整檢驗法[13].

1.3.4 面板數據模型形式設定檢驗 面板數據模型設定形式一般可分為混合回歸模型、變截距模型和變系數模型3類.

1) 混合回歸模型定義為：

yit=α+β1x1it+β2x2it+…βkxkit+μit，

i=1，2，…，N;t=1，2，…，T;k=1，2，…，5.

(7)

式中，混合回歸模型對于任何個體成員，截距項和變量系數β都相同.

2) 變截距模型定義為：

yit=αi+β1x1it+β2x2it+…βkxkit+μit，

i=1，2，…，N;t=1，2，…，T;k=1，2，…，5.

(8)

式中，變截距模型中個體成員的截距項αi不同，而解釋變量的系數向量β相同.

3) 變系數模型定義為：

yit=αi+β1ix1it+β2ix2it+…+βkixkit+μit，

i=1，2，…，N;t=1，2，…，T;k=1，2，…，5.

(9)

式中，變系數模型中個體成員的截距項αi和解釋變量的系數向量β依照個體成員的不同而變化.

在對面板數據模型進行估計前，需要對所建立的模型形式進行設定檢驗，主要是對如下兩個原假設的判定和識別：

H0：模型中的解釋變量系數對于所有截面成員是相同的，但截距項不同，即該模型形式為變截距模型.

H1：模型中的解釋變量系數和截距項對于所有截面成員都是相同的，即該模型形式為混合回歸模型.

F檢驗需要以下兩個統計量：

F[(N-1)K，NT-N(K+1)]，

(10)

F[(N-1)(K+1)，NT-N(K+1)].

(11)

其中，N是截面成員個數，T是每個截面成員的樣本觀測時期數目，K是非常數項解釋變量的個數，S1、S2、S3分別是變系數模型、變截距模型和混合回歸模型的回歸殘差平方和.在原假設H0、H1成立的條件下，檢驗統計量F1、F2分別服從特定自由度的F分布.

模型檢驗的過程為：先檢驗原假設H1，如果統計量F2小于某個檢驗水平(比如5%)下F分布臨界值，則不能拒絕原假設H1，且無需再檢驗原假設H0，表明應運用混合回歸模型來擬合樣本是合適的；否則，拒絕原假設H1，并繼續檢驗原假設H0，如果統計量F1小于某個檢驗水平(比如5%)下的F分布臨界值，則不能拒絕原假設H0，從而表明本次估計應建立變截距模型；否則，拒絕假設H0，并利用變系數模型來擬合樣本.

在確定了面板數據模型形式之后，還需要判定選擇是固定效應還是隨機效應模型.依據Wooldrigde經驗規則，由于截面數目和時間序列數目有限，從一個大的總體中隨機抽樣的結果應當把截距項看作是待估參數，進行Hausman檢驗[14].Hausman檢驗的原假設是：固定效應模型和隨機效應模型的估計量沒有實質上的差異.如果統計量χ2小于某個檢驗水平(如5%)下χ2分布臨界值，則不能拒絕原假設；否則，拒絕原假設該面板數據模型為固定效應模型.

2 長三角地區濱海旅游經濟差異時空演化特征

運用標準差和變異系數分析2002年～2012年長三角濱海地區旅游經濟差異時間演化特征，結果表明11年間長三角濱海地區城市旅游業發展雖偶有年份呈現上下波動狀態，但總體變化趨勢不變：旅游經濟發展實際差距逐漸增大，而旅游經濟發展速度差距逐漸縮小，長三角濱海地區旅游經濟發展的不均衡特征仍然較為明顯.同時，運用泰爾指數分析長三角濱海地區旅游經濟發展空間差異：總體差異逐漸縮小，長三角濱海旅游經濟發展的空間不均衡程度在逐漸縮小；地帶間差異是長三角濱海旅游經濟總體差異形成的主要原因，近年來雖呈現逐漸下降的態勢，但是地帶間差異仍然較為明顯，長三角濱海地區中部地帶城市旅游資源豐富、旅游基礎設施和旅游服務設施相較于南部和北部地區較為完善，因而造成地帶間旅游經濟發展差距顯著；長三角濱海地區地帶內差異逐漸縮小，各個地帶內沿海城市之間旅游經濟發展呈現逐漸均衡的態勢.

2.1 長三角地區濱海旅游經濟區域差異時間演化

從絕對差異來看，除2003年和2008年兩個年份旅游總收入有所下降之外，其于年份長三角濱海旅游經濟均保持穩定增長態勢.2003年爆發的“非典”事件對長三角濱海旅游發展的影響比較明顯，入境旅游外匯收入的銳減引起長三角11個沿海城市旅游總收入的大幅下降；2008年美國“次貸危機”的爆發和蔓延，全球旅游市場不景氣、民眾旅游消費需求下降，世界旅游發展陷入低迷，直接沖擊著長三角地區的國內國際旅游發展.總體而言，長三角地區濱海旅游收入的標準差呈逐年上升趨勢，從2002年的3 237 780.87萬元上升到2012年的10 577 873.14萬元，增長幅度達3.27倍；從增長幅度來看，2003年～2004年的增長幅度最大，標準差升幅4.91倍，主要是由于“非典”疫情過后，長三角沿海城市的旅游業發展迅速恢復；2009年～2010年增長幅度次之，標準差升幅1.35倍，其快速增長是由于2010年上海世博會的召開對國內外游客的吸引，不僅帶動了上海旅游業的快速發展，對周邊城市(如杭州、嘉興等鄰近城市)旅游經濟的發展產生巨大輻射作用.綜合來看，長三角濱海區域旅游總收入絕對差異呈現逐漸擴大趨勢，區域旅游經濟發展不均衡現象凸顯.

從相對差異來看，長三角地區11個沿海城市旅游收入的變異系數總體上呈現波動下降的趨勢，從2002年的1.744 2下降到2012年的1.286 6，下降幅度為74%；其中2002年～2003年下降幅度最為明顯，相對差異值由2002年的1.744 2下降到2003年的0.837 1，下降了48%，原因同樣是受“非典”疫情影響，各城市旅游經濟發展受到負向影響，特別是旅游業較為發達的上海、杭州等，從而導致城市間的旅游業總收入差距有所減小；2003年～2004年相對差異值大幅上升，從2003年的0.837 1上升為2004年的1.659 1，這一階段為長三角沿海城市旅游業快速恢復發展時期；2005年之后變異系數逐漸減小，2010年呈現較小上升波動，這與上海舉辦世博會有關，在一定程度上拉大了城市之間旅游總收入的差距.總體而言，盡管旅游相對差異呈現緩慢下降的趨勢，但變異系數值均大于1，表明長三角濱海旅游經濟發展的非不均衡特征顯著.

圖2 2002～2012年長三角地區濱海旅游總收入絕對差異、相對差異變化狀況Fig.2 The situation of relative differences and absolute differences in the coastal tourism revenue in Yangtze River Delta from 2002 to 2012

2.2 長三角地區濱海旅游經濟空間差異分解及演化

泰爾指數具有可分解特性，這里對長三角濱海旅游經濟差異進行分解，濱海旅游經濟總體差異由地帶內差異和地帶間差異共同構成，并采用泰爾指數折線圖反映空間差異的動態演化過程，如圖3所示，泰爾指數總體呈現逐年遞減趨勢，2002年～2012年泰爾指數值由0.32下降到0.15，表明長三角濱海旅游經濟發展的空間不均衡程度在逐漸縮小，其中2003年下降幅度最為顯著，下降比率達到了17.8%，這是由于受到2003年“非典”疫情影響，導致杭州、嘉興、上海、連云港等國內旅游市場和入境旅游市場較為低迷，縮小了其與鹽城、南通等旅游業相對不發達城市之間的差異； 2005年降幅達15%，這主要歸因于休閑旅游、紅色旅游的興起，為經濟相對薄弱的長三角北部地區提供了發展契機，加之連云港成功舉辦世界旅游日中國主場會場慶祝活動、西游記文化節等特色旅游活動，使得連云港市的知名度、美譽度進一步提升，南通圍繞“中國紅色旅游年”這一主題，抓住機遇，開展了一系列大型宣傳促銷活動，旅游總收入實現三級跳，鹽城積極打造旅游城，大力推進麋鹿濕地等旅游經濟區建設，打造“東方濕地之都”濕地旅游特色品牌產品；2008年～2010年泰爾指數呈現波動上升的趨勢，從0.149 2上升到0.165 5，增幅達10.9%，這是由于上海舉辦世博會拉動了上海旅游經濟的增長，同時對上海周邊城市，如南通、嘉興、紹興、寧波、杭州等城市的旅游經濟發展起到了促進和帶動作用，總體差異進一步增大.長三角濱海旅游經濟發展在經歷了2010年的顯著性增長之后在2011年～2012年逐漸趨于平緩，長三角濱海旅游經濟總體差異除個別年份出現上升之外，總體呈現逐漸下降趨勢，表明長三角濱海旅游經濟總體差異逐漸縮小.

圖3 2002～2012年長三角濱海地區地帶內、地帶間、總差異以及各區域旅游經濟差異演變趨勢Fig.3 The intra-zone， inter-zone and overall differences of the coastal tourism economy in Yangtze River Delta from 2002 to 2012

2.2.1 長三角地區濱海旅游地帶間差異分析 由表1和圖3可知，地帶間差異是長三角濱海旅游經濟總體差異形成的主要原因.地帶間差異從2002年的0.196 5下降到2012年的0.123 4，下降比率達37.2%，地帶間差異逐漸縮小.盡管受到地區經濟發展水平、旅游資源以及旅游基礎設施等因素影響，無論是旅游業發展速度還是發展規模上均存在較大的差異，但地帶間差異的逐漸縮小，表明長三角中部、南部、北部地區濱海旅游經濟呈現日益均衡發展態勢，濱海旅游正在朝著良性方向發展.

從變化幅度上看，從2002年以來地帶間差異一直呈現下降趨勢，但在2009年～2010年有小幅度上升，從0.120 9上升到0.131 9，增幅為9.1%，引起地帶間差異增大的主要原因是，上海舉辦世博會從而帶動上海本地，以及杭州、紹興、嘉興等周邊城市旅游經濟的大幅上漲，同時上海作為國際性大都市、杭州作為蘇南名城對于海外旅游者來說有巨大的吸引力，這也是造成地帶間差異的主要原因；2010年中部、北部與南部旅游總收入占長三角濱海旅游總收入的比重分別為83.1%、7.6%和9.4%，中部旅游收入是北部旅游收入的11倍，是南部旅游收入的9倍，可見長三角濱海旅游發展的地帶間差異較為明顯；上海、杭州2市的旅游總收入占長三角沿海地區旅游總收入的61.4%，而鹽城、連云港兩市的旅游收入比重僅為4%，表明長三角濱海旅游地帶間差異在未來的一段時間里仍然將在其總差異中占主導地位.

2.2.2 長三角地區濱海旅游地帶內差異分析 從圖3和表1可知，地帶內差異從2002年0.128 3下降為2012年的0.023 1，表明長三角濱海旅游地帶內差異在逐漸縮小，各個地帶內沿海城市之間旅游經濟發展呈現逐漸均衡態勢；其中在2008年～2009年地帶內差異有小幅度上升，從0.024 9上升到0.035 5，這是由于2008年北京舉辦夏季奧運會，溫州、上海、嘉興、紹興等一些傳統旅游城市受到一定的沖擊，旅游收入增長幅度大幅減緩，地帶內部差異縮小，但2009年中部地區的上海和杭州、北部的連云港等熱點旅游城市旅游業迅速回溫，導致地帶內部城市之間差異有一定程度的增大.總體來看，長三角濱海旅游經濟地帶內差異主要是由中部地區內部差異引起的，其中中部地區地帶內差異最大，南部地區地帶內差異次之，北部地區地帶內差異最小.

就各個地帶內差異的動態變化而言，從圖3可知，首先，中部地帶旅游經濟發展較為發達，其泰爾指數從2002年的0.143 5下降到2012年的0.025 9，呈現先迅速縮小，再趨于平緩的發展趨勢，表明旅游經濟越發達地區，內部差異越小，同時中部地區正處于高度均衡的網絡化發展狀態； 2003年中部地帶泰爾指數下降幅度最大，下降比率達38.5%，上海、杭州、嘉興等中部熱點旅游城市旅游總收入顯著下降，2003年3市的旅游總收入為614.63億元較2002年下降了62.2%； 2010年中部地帶泰爾指數有小幅度上升，增長17.4%，上海、杭州旅游資源豐富、知名度較大，借助上海世博會契機吸引了大量旅游者，旅游總收入大幅提升，2010年上海旅游總收入達1 025.31億元，是中部地帶旅游總收入最低城市舟山的7.2倍.其次，南部地帶泰爾指數從2002年的0.022 3下降到2012年的0.008 3，表明南部各城市旅游經濟發展趨勢較為一致.2003年泰爾指數值上升到0.049，溫州受到非典影響旅游收入減少，而臺州雖受到“非典”疫情影響，但舉辦了2003年中國烹飪王國游的主題活動，使得旅游收入較2002年有一定幅度的增長，增長幅度為15.7%；此外，南部地帶泰爾指數2005年上升至0.030 9，增幅為19.3%，這是由于2005年溫州舉辦首屆蒼南旅游文化節，旅游總收入增長幅度大于臺州旅游總收入增長幅度，地帶內差異拉大.第三，北部地帶旅游業發展水平相對落后，其泰爾指數呈現先下降后上升的態勢，表明北部地帶內各城市旅游經濟的發展正在打破原始低水平的均衡狀態，向極核發展階段演進.2002年～2004年北部地帶內差異逐漸下降，從0.014 9下降到0.000 8，其中2003年下降幅度最大，降幅達83%，北部地帶旅游發展相對較好的南通受到“非典” 疫情的影響，2003年的旅游總收入明顯減少，與鹽城、連云港之間旅游總收入差異較小；2004 年～2012年北部地帶差異呈逐漸增大趨勢，從0.000 8上升到0.077 6，連云港依托優越的地理區位和獨特的濱海旅游資源大力發展旅游業，成功舉辦了世界旅游日中國主場會場慶祝活動、西游記文化節等旅游活動，連云港的知名度、美譽度進一步提升，老牌旅游城市南通舉辦了南通旅游風情展示會、國際江海旅游節、菊花節、魅力東方迎世博等活動，鹽城依據自身旅游資源特點，提出發展生態旅游理念，但由于受到旅游資源、交通、經濟等方面影響，旅游發展相較于南通和連云港而言稍微落后.

表1 長三角濱海地區旅游經濟發展差異的泰爾指數分解及貢獻率Tab.1 Theil index decomposition and contribution rate of the coastal tourism economy in Yangtze River Delta

注：南部地區包括臺州、溫州；中部地區包括寧波、舟山、紹興、杭州、嘉興、上海；北部地區包括連云港、鹽城、南通.

3 長三角地區濱海旅游經濟時空差異演化發展的影響機制

3.1 面板數據模型設定及檢驗

影響區域內部城市之間旅游經濟差異的因素眾多，根據長三角地區濱海旅游發展的自身特點，本文將其區域差異發展的形成歸結于供給和需求兩大方面，其中供給影響因素分別為：(1)地區經濟發展水平(gdp)：經濟發展水平在一定程度決定了當地旅游業的供給水平，但是由于各區域人口數量和面積的差異，國內生產總值不能代表區域的發展水平，故這里采用人均國內生產總值加以表征；(2)基礎設施條件(jc)：區域基礎設施的建設關系到區域旅游的可進入性，本文選取公路里程數加以表征；(3)旅游人才規模(dscy)：這里采用第三產業從業人員數量加以反映，其表明區域第三產業對人才的吸納能力，從業人數越多，表明第三產業發展水平越高，旅游業的供給也越充分.需求影響因素包括：(1)地區消費能力(rjkzp)：旅游需求受到時間、金錢等客觀條件限制，本文選取人均可支配收入表征旅游者需求的大小；(2)游客規模(lyrc)：本文采用入境旅游人次與國內旅游人次之和全方位反映區域旅游需求狀況.長三角地區11個沿海城市的經濟發展水平、人口規模不同，也將會導致人均國內生產總值、地區消費水平等產生很大的區別，引起原始數據的獲得存在異方差性，為了消除數據的量綱、保證數據的可比性，所有數據均取對數形式，lnlvsr、lngdp、lnjc、lndscy、lnrjkzp、lnlyrc分別表示旅游總收入與人均國內生產總值、基礎設施、第三產業從業人數、人均可支配收入、旅游總人次的對數.

根據面板數據模型設定形式的要求，構造對數線性數據模型如下：

lnlysrit=αi+β1ilnrjgdpit+β2ilnrjkzpit+β3ilnjcit+β4ilndscyit+β5ilnlyrcit+μit.

對該模型設定形式進行檢驗可得N=11，T=11，k=5，據此建立模型分別得到S1=7.306492，S2=10.05088，S3=12.36961，根據公式(10)和(11)計算可得，F1=0.4131F0.05(60，55)，因此拒絕原假設H1：模型中的解釋變量系數和截距項對于所有截面成員都是相同的，即該模型形式為混合回歸模型，該模型不是混合回歸模型，接受假設H0：模型中解釋變量系數對于所有截面成員是相同的，但截距項不同，即認為該模型形式為變截距模型，對數據進行Hausman檢驗，得出概率值P等于0.030 8，小于0.05，因此拒絕原假設，原假設為應建立隨機效應模型，對于該樣本數據應該建立固定效應變截距模型，即：

lnlysrit=α0+β1lnrjgdrit+β2lnrjkzpit+β3lnjcit+β4dscyit+β5lyrcit+μit.

3.2 面板數據單位根檢驗和協整檢驗

在對數據進行協整分析之前，先要對數據的平穩性進行檢驗，非平穩的時間序列往往表現出共同的變化趨勢，而這些序列本身不一定有直接的關聯.此時，對這些數據進行回歸，盡管具有很高的擬合度，但是結果沒有任何實際意義，成為偽回歸或者虛假回歸.本文分別采用兩種面板數據單位根檢驗方法，即相同單位根檢驗LLC檢驗和不同單位根檢驗IPS檢驗、Fisher-ADF檢驗和Fisher-PP檢驗對面板數據進行單位根檢驗.如果這兩種檢驗都拒絕存在單位根的原假設則說此序列是平穩的，反之則不平穩，檢驗結果見表2.由此可知，當對6個變量對數進行0階平穩性檢驗時，在5%的顯著性水平下4種檢驗結果只有兩種拒絕存在單位根的零假設，所以6個變量的數據都是非平穩的；而當對6個變量的對數的一階差分進行檢驗時，4種檢驗結果在5%的顯著性水平下都可以拒絕“存在單位根”的零假設.由此可知lnlvsr、lngdp、lnjc、lndscy、lnrjkzp、lnlyrc的一階差分是不存在單位根的，綜合地判定各個時間序列的對數都是一階單整過程，因此可以進行協整分析.

表2 一階差分值面板單位根檢驗結果Tab.2 The unit root test results of the first-order differential value panel

注：(1)4種一階差分值面板單位根檢驗的零假設均為存在單位根；(2)表格內的數字表示對應的面板單位根檢驗的統計值，***、**、*分別表示在1%、5%、10%的顯著水平下拒絕原假設.

考慮到面板數據的不穩定性，應用最小二乘法可能導致“偽回歸”.為此，需在單位根檢驗的基礎上進行協整檢驗，以考察變量之間是否存在長期均衡的關系.一般情況下，小樣本中panelADF統計量、groupADF統計量檢驗結果較好，若協整檢驗中各個統計量給出的判別結果出現矛盾，這里將重點考慮該兩個統計量所顯示的結果，協整檢驗結果見表3.由此可知，Panelv統計量、Panelρ統計量、PanelPP統計量、PanelADF統計量、GroupPP統計量、GroupADF統計量基本上都在5%(或10%)的顯著性水平下拒絕原假設，所以存在面板協整關系，表明理論模型所表明的長期均衡關系是存在的，即人均國內生產總值、人均可支配收入、基礎設施、第三產業從業人數、旅游總人次與旅游收入增長之間存在面板協整，具有長期均衡的關系.

表3 面板協整檢驗結果Tab.3 Panel cointegration test results

注：表格內的數字表示對應的協整檢驗的統計值，***、**、*分別表示在1%、5%、10%的顯著性水平下拒絕原假設.

3.3 面板數據模型擬合結果與分析

對面板數據模型進行擬合估計，結果見表4.常數項C的估計值為1.704 188，其t統計量在1%的顯著性水平下通過檢驗；常數項C表示的是長三角地區各個沿海城市旅游總收入的平均水平.由于這里建立的是變截距模型，因此長三角地區11個沿海城市的6個解釋變量對旅游總收入的系數估計值都是相同的.解釋變量人均國內生產總值、人均可支配收入、基礎設施、旅游總人次對旅游總收入的增長具有顯著影響，而第三產業從業人數的系數估計值為負，t統計值不顯著，表明第三產業從業人數對長三角沿海地區旅游總收入的增長影響不顯著.

表4 面板數據模型估計結果Tab.4 Estimation results of panel data model

3.3.1 地區經濟發展水平是促進旅游總收入增長的顯著因素 從長三角沿海地區來看，該比重變化1%，旅游總收入將同向變動0.2%.2012年上海、江蘇、浙江人均GDP較2011年分別增長了7.5%、10.8%、9.2%，旅游總收入分別增長了5.8%、15.8%、13%.地區經濟水平的提升對當地旅游經濟發展具有深遠影響，經濟發展能夠增加當地居民的收入，推動交通運輸、基礎設施、餐飲住宿旅游設施等快速發展，為當地旅游業發展和旅游經濟的提升奠定良好的基礎.無論從長三角整個區域，還是從市域來看，城市經濟發展對區域旅游經濟的發展表現出明顯的正向促進作用，且對這種促進推動作用逐漸加強.

3.3.2 地區消費能力對旅游總收入的增長具有促進作用 由表4可知，人均可支配收入增長1%，旅游總收入將增長0.41%.人均可支配收入的提高可以刺激服務性消費的需求，長三角海岸線漫長，沿岸旅游資源豐富，擁有灘涂、生物、歷史遺跡等不同類型的旅游資源，不同的城市具有不同的旅游風光，11個沿海城市依據自身的特色和地理優勢開展各自的旅游活動，互為區域內部的客源地與目的地，加強區域內游客的流動性.

3.3.3 基礎設施條件對旅游總收入的增長呈正向促進作用 基礎設施投入增加1%，旅游總收入將增加0.11%.交通基礎設施對旅游經濟的增長具有重要的意義，交通基礎設施可以促進旅游吸引物的開發與游客數量的增加[15]，不僅能夠保留傳統意義上以旅游資源為導向的旅游地域結構，同時能夠有力地提升旅游客源的區域流動性.據統計，長三角作為長江流域經濟帶的核心區，經濟發達、區位優越，其旅游基礎設施的建設相對于中國其他地區而言擁有優越的先決條件[16].在此基礎上，增加沿海地區基礎設施建設能夠為旅游經濟的發展提供時空上的擴張，進而從廣度上加強城市之間的旅游聯系強度.

3.3.4 游客規模對旅游收入的增長呈正向促進作用 旅游總人次增加1%，旅游總收入將增加0.33%.長三角各個沿海城市接待國內旅游人數和入境旅游人數存在顯著差異，以江蘇省沿海城市為例，2012年南通國內旅游人數2 407.5萬人次，連云港、鹽城依次為1 894.3萬人次和1 536.8萬人次；南通入境旅游44.08萬人次、連云港14.47萬、鹽城為8.01萬人次，國內旅游和入境旅游的飛速發展促進了江蘇濱海城市的經濟發展速度，推動了第三產業的發展，加強了城市就業人口吸納能力，有效帶動了當地旅游產業的發展，極大地促進了江蘇旅游經濟收入的大幅提高.可以有效地提升當地的旅游收入，逐步提高旅游產業在當地國民經濟產業中的地位；另外一方面在無形中形成了強大的旅游吸引力，吸引更多的國內外旅游者.

4 主要結論及政策建議

本文以長三角濱海地區為研究對象，采用標準差、變異系數對其濱海旅游經濟總體差異變化趨勢進行分析，運用具有可分解特性的泰爾指數對濱海旅游總體差異進行分解，在此基礎上，采用2002年～2012年長三角地區11個沿海城市的面板數據樣本，探討了長三角濱海旅游經濟空間差異及演化的影響因素和作用機制，得出如下結論：第一，長三角濱海旅游經濟呈現絕對差異逐漸增大、相對差異逐漸縮小的態勢，濱海旅游經濟發展不均衡特征顯著.第二，泰爾指數分解結果表明，長三角地區濱海旅游經濟的總體差異整體上呈現逐年縮小的趨勢，總體差異主要是由地帶間差異造成的.地帶內差異主要是由北部地區內部差異引起的.南部和中部旅游發展基礎較好，其地帶內部城市之間的差距越來越小，呈現趨于平緩的發展趨勢，而北部區域城市之間的差距卻越來越大，正在打破原始低水平的均衡狀態，走向極核發展階段.第三，運用面板數據模型分析可知，人均國內生產總值、人均可支配收入、旅游總人次和基礎設施條件對濱海旅游經濟增長均具有顯著的促進作用.

基于此，本文提出促進長三角濱海旅游經濟協調與均衡發展的相關政策建議.(1)加大對經濟發展水平較弱的南通、鹽城、連云港等城市的扶持力度，通過經濟發達城市上海、杭州等中部區域的經濟輻射效應來帶動南部和北部區域的經濟發展，推動實現長三角濱海旅游經濟的協調發展和整體水平的提升.同時注重培養南部和北部地區內部增長極核，依托南通、連云港、溫州等經濟發展條件較好的城市，打造長三角次級旅游經濟增長極.(2)加快長三角濱海旅游空間差異化開發，優勢互補，增強區域旅游發展的整體知名度.連云港北與山東相接，海灘風光迤邐，適宜開展海灘休閑體育旅游活動；南通、上海擁有淤泥質海灘，依據獨特的海邊旅游資源開展具有特色的民俗休閑旅游；嘉興、紹興歷史悠久，景色秀麗，現存古跡眾多，人文景觀豐富，應突出具有人文特色的濱海旅游開發；寧波、舟山佛教旅游盛行，海濱佛教旅游獨樹一幟，但也造成了旅游產品結構單一，創新性不足，寧波、舟山應以自身佛教旅游資源為基礎，開展佛教大會開發佛教旅游特色產品和海洋專項旅游產品；臺州、溫州海邊自然風光秀麗，氣候宜人，兼有江南的靈秀和北方的粗獷，適合開展休閑度假旅游，同時，臺州、溫州商業繁華但是尚未形成具有強震撼力的綜合性旅游吸引物，旅游業中的“娛”和“購”要素功能有待強化，應大力開發旅游者體驗和參與性的娛樂項目，延長旅游者在此逗留的時間.(3)重點發揮政府引導功能，加快濱海旅游欠發達區域旅游基礎設施建設水平，重點加大對北部、南部地區的支持，完善其旅游基礎設施和旅游服務設施，推進濱海旅游經濟的發展.

[1] Britton S G.The political economy of tourism in the third world[J].Annals of Tourism Research： 1982， 9(2)：331-358．

[2] Patty S，Georey W.Consequences of resort development：A comparative stydy [J].Tourism Management， 1999, 5(20):283-296．

[3] 羅明義. 旅游經濟分析—理論、方法、案例 [M]. 第二版.昆明：云南大學出版社，2002．

[4] Peter M E.Clusters and new economics of competition [J].Harvard Business Review， 1998(11-12):77-90．

[5] John Y.South Pacific tourism promotion：a regional approach [J].Tourism Management， 1989， 10(1):15-28．

[6] 姜海寧， 陸玉麒， 呂國慶. 江蘇省入境旅游經濟的區域差異研究[J].旅游學刊， 2009， 24(1)：22-28．

[7] 張莉娟. 浙江省入境旅游經濟區域差異測度與優化研究[J].南京師大學報：自然科學版， 2012, 35(4)：129-133．

[8] 周志紅. 廣東省旅游經濟影響力及其地區差異分析[D].廣州：華南師范大學，2003．

[9] 靳 誠， 徐 菁， 陸玉麒. 長三角城市旅游規模差異及其位序規模體系的構建[J].經濟地理，2007(4)：676-680．

[10] 宋家增. 發揮整體優勢，加強區域合作—環渤海地區旅游協作之我見[J].旅游學刊，1994(1)：41-43．

[11] 劉 佳， 趙金金， 張廣海. 中國旅游產業集聚與旅游經濟增長關系的空間計量分析[J].經濟地理， 2013, 33(4)：186-192．

[12] 陸 林， 余鳳龍. 中國旅游經濟差異的空間特征分析[J].經濟地理， 2005(3)：406-410．

[13] 張 娜， 佟連軍. 基于面板數據的黑龍江省旅游經濟效應分異研究[J].經濟地理， 2013， 33(2)：172-178．

[14] 張亞斌， 劉靚君. 生產性服務業對我國經濟增長的影響——基于東、中西部面板數據的實證分析[J].世界經濟與政治論壇， 2008(4)：78-86．

[15] Kaul R.Dynamics and Tourism：A Trilogy.Transportation and Marketing[M].New Delhi：Sterling Publishers， 1985：13-35．

[16] 宦艷玲， 駱高遠， 井 波. 長三角區域旅游合作研究[J].資源與環境科學， 2011， 22(3)：11-13．

The spatial-temporal evolution and mechanism of the coastal tourism economy difference in Yangtze River Delta

LIU Jia， XI Yidan

(School of Management， Ocean University of China， Qingdao, Shandong 266100)

To explore the spatial-temporal evolution and mechanism of the coastal tourism economy difference in the Yangtze River Delta, this work calculated the overall spatial difference, its composition and evolutional trend of the tourism economy of the eleven coastal tourist cities from 2002 to 2012 by utilizing standard deviation，variation coefficient and Theil index. Furthermore, we used panel data to model the main factors affecting the development of the tourism economy disparities in this area. The results show that∶1)the interurban difference of the coastal tourism economy in Yangtze River Delta is salient and fluctuating， with the absolute difference amplifing gradually andthe relative difference declining slowly；2)the overall spatial difference has been narrowing with a mild rate; the inter-zone difference is greater than the intra-zone difference and thus the main source of the overall difference; the evolution trend in the south, central and north part of this area is different from each other, with the tourism economy difference in the south and central part declining gradually and toning down, while that in the north part declining first and increasing later；3)the regional economic development level, the residents’ consumption capacity, infrastructure, tourism scale are significantly correlated with the coastal tourism economic development and comprise important factors affecting the spatial difference and evolution of the coastal tourism economy．

Yangtze River Delta； coastal tourism economy； spatial differentiation and dynamic evolution； formation mechanism

2014-11-25.

國家社會科學基金青年項目(12CGL059)；教育部人文社會科學重點研究基地重大培育項目(2012JDPY02)；國家旅游局旅游業青年專家培養計劃資助(TYETP201322)．

1000-1190(2015)04-0630-10

F061.5< class="emphasis_bold">文獻標識碼： A

A

*通訊聯系人. E-mail: 15762285820@163.com.