京津冀入境旅游對經濟發展的溢出效應分析

李雙成+王俊霞

摘 要：通過國外游客的旅游消費帶動本地區經濟的增長是旅游刺激經濟的一種溢出效應。以此為基礎，可以通過構建面板數據模型來對京津冀三地區國際旅游收入與經濟增長的關系進行實證分析。結果發現：三地區的國際旅游收入分別對本地區經濟增長具有不同的溢出效應，但這種溢出效應都能促進其地區的經濟發展。最后以此提出了通過促進國際旅游消費來拉動地區經濟增長的建議。

關鍵詞：京津冀；入境旅游；經濟增長；面板模型

中圖分類號：F127；F590 文獻標識碼：A 文章編號：1003-3890（2016）06-0018-04

一、引言

“十二五”旅游發展規劃確立了要把旅游業培育成戰略性支柱產業。隨著國民收入的持續增長以及民眾旅游意識的進一步提高，近幾年來我國旅游業發展迅速。入境旅游作為衡量一國或地區旅游業國際化水平以及產業成熟度的標志，其是旅游業的重要組成部分。京津冀是我國的政治文化中心，是繼“珠三角”“長三角”之后我國今后強力發展的第三極；同時它是我國北方最大和發達程度最高的經濟核心區；因此，實現三地區協同發展是實現可持續發展的必然選擇。

關于入境旅游與經濟增長，許多學者已進行了相關研究并得出諸多結論。嚴偉賓 等（2013）通過對國外游客入境旅游消費與地區經濟增長構建面板數據模型，發現不同地區的外國游客入境旅游消費對經濟增長具有不同的溢出效應，這種溢出效應能促進北京、河北、內蒙古、安徽、廣東和四川等省市的經濟發展，但卻惡化了天津、上海、重慶、云南和陜西等省市的經濟發展[1]。龐麗 等（2006）分析了入境旅游發展的區域差異，發現在東部地區入境旅游是經濟增長的Granger原因；但是對于全國和中西部地區來說，兩者之間卻不存在顯著的因果關系[2]。厲新建 等（2015）通過計算京津冀入境旅游經濟實際分布與理論分布的差距SKLD值，來測度三地之間的一體化水平；經計算發現，京津冀入境旅游經濟的SKLD值從1995年的1.820下降到2013年的0.201，京津冀入境旅游經濟一體化的實際分布與理論分布差距縮小，一體化水平提升[3]。鄧麗蕓（2013）對京津冀三地入境旅游經濟和入境旅游消費結構兩個方面的發展概況進行了對比分析，指出了三地入境旅游消費結構發展存在的差異與問題，并掌握了京津冀三地入境旅游各消費項目的發展趨勢和優劣程度，進而明確了未來的調整方向[4]。

綜上所述，前人主要是對我國不同地區國際旅游收入差距進行分析，或對入境旅游發展影響因素進行研究，或者用截面數據以全國入境旅游為對象進行宏觀研究；而對京津冀地區入境旅游的研究還不多，運用定量方法對其進行實證分析的研究更是少見。因此，本文選取京津冀三地區近年來國際旅游消費與經濟增長的面板數據，同時考慮時間與截面信息，對其建立面板模型，分析并對比京津冀三地區入境旅游對經濟發展的效應，以更好地把握京津冀地區入境旅游與經濟發展整體的關系。

二、現狀分析

近年來，京津冀地區的國際旅游產業發展迅速。2013年，河北接待入境游客133.8萬人次，創匯5.86億美元，分別比2012年增長3.4%和7.5%。天津的旅游市場繁榮活躍，2013年全年接待國際旅客264.54萬人次，國際旅游外匯收入25.91億美元，分別比2012年增長13.0%和16.4%；其中，外國游客242.03萬人次，增長13.3%。繼而北京2013年入境旅游者人數和國際旅游外匯收入分別為450.1萬人次和47.95億美元，但與去年相比卻分別下降了10.1%和6.9%。

我們利用2004—2013年京津冀地區入境游客人數和國際旅游外匯收入的數據分別做了折線圖，以便于更清楚地來看近10年來這三地區入境旅游的發展情況。

從圖1可看出，近10年來北京的入境游客人數在三地區中一直居于首位，但呈現一個較大的波動趨勢，2004—2007年，其入境游客數近似呈直線上升趨勢，而之后開始下降，2008年之后又開始上升，直至達到2011年的最高點后又呈現下降趨勢。天津的入境游客人數在三地區中居于第二位，且一直呈現一個較穩定的上升趨勢。近10年來河北的入境游客人數在三地區中居于末位，其變化趨勢與北京有些相似，也呈現一個波動趨勢，且2004—2006年，其入境游客數呈上升趨勢，而之后其入境游客人數開始下降，2008—1012年呈直線上升趨勢之后又開始上升，之后又急速下降。

從圖2可看出，近10年來北京的國際旅游外匯收入在三地區中一直居于首位，與其入境游客人數變化趨勢相類似，也呈現波動趨勢，2004—2007年，其近似呈直線上升趨勢，而之后開始下降，2009—2011年呈現上升趨勢，而之后又開始呈現下降趨勢。天津的國際旅游外匯收入在三地區中一直居于第二位，在2004—2013年呈現一個較穩定的近似直線上升趨勢。近10年來河北的國際旅游外匯收入在三地區中一直居于末位，但也呈現略微波動，2004—2007年，其國際旅游外匯收入呈緩慢上升趨勢，而經過2008年這一下降轉折點后，2009年其又呈現上升趨勢。

綜合圖1和圖2，我們可以看出，京津冀三地區的入境游客人數的變化與各自國際旅游外匯收入有著相似的變化趨勢。

三、指標選擇與數據來源

地區經濟的發展其實是一個比較寬泛的概念，目前，還沒有一個權威而且十分完美的經濟統計指標來代表或詮釋它。而且通過旅游業所拉動的經濟增長也不應該僅僅局限在收入水平的提高上，而更應該是可持續經濟整體實力的上升。因此對于因變量，暫選用大致能代表地區經濟增長水平的指標——地區生產總值，這也符合目前大眾學者關于經濟指標選取的思維。

關于自變量國際旅游消費的指標，選用入境旅游者人均消費額，由國際旅游外匯收入與入境游客人數的比求得。再根據當年人民幣對美元的平均匯率將入境旅游者人均消費數據的單位由美元/人折算為元/人。

因此，本文選取京津冀三地區2006—2013年的地區生產總值和入境旅游者人均消費額的面板數據，建立面板模型，來分析京津冀入境旅游與經濟發展的的關系。為了消除異方差和數據波動帶來影響，對原序列gdp和tour分別取自然對數，得到較平穩的序列，記為lgdp和ltour，這樣便于進行彈性分析。數據來源于歷年《中國統計年鑒》《中國旅游統計年鑒》。

四、實證研究

（一）單位根檢驗

在進行協整分析及建立模型之前，必須對數據進行單位根檢驗來判斷其平穩性。對面板數據的單位根檢驗可分為兩大類，分別是相同根情形下和不同根情形下的單位根檢驗，每一類又有各自的檢驗方法。為保證結論的可靠性，本文采用兩種檢驗方法：相同根情形下LLC（Levin-Lin-Chu）檢驗和不同根情形下Fisher-ADF檢驗、Fisher-PP檢驗。如果兩種方法均顯示拒絕“存在單位根”的原假設這一結下果，則此序列是平穩的，反之則不平穩。

由表1可知，對原序列lgdp和ltour進行檢驗，在5%的顯著性水平下三種方法都顯示接受“存在單位根”的原假設的結果，則兩個變量是非平穩的；當對一階差分序列Δlgdp和Δltour進行檢驗時，三種檢驗方法的結果中只有一個可以拒絕原假設，則其是非平穩的；當對二階差分序列ΔΔlgdp和ΔΔltour進行檢驗時，三種檢驗結果顯示全部拒絕原假設，則ΔΔlgdp和ΔΔltour是不存在單位根的。因此判定序列lgdp和ltour同為二階單整過程，則接下來可以對其進行協整分析。

（二）協整檢驗

面板數據模型的協整檢驗方法也有兩種，分別是由E-G兩步法推廣而成的檢驗方法（如Pedroni協整檢驗法和Kao協整檢驗法）和由Johansen跡統計量推廣而成的檢驗方法。

本文采用Pedroni檢驗和Kao檢驗，其檢驗結果如表2所示。由表2可見，Kao檢驗結果中，p值為0.0523；在Pedroni檢驗結果中，有四個統計量的p值小于0.05，因此，可以認為在5%的臨界值水平下，lgdp和ltour存在協整關系。

（三）模型選擇

1. 面板模型概述。設有因變量yit與k×1維解釋變量xit=（x1，it，x2，it，…，xk，it）′，滿足線性關系

yit=αit+x′itβit+uit，i=1，2，…，N（1）

式（1）是考慮k個經濟指標在N個截面成員以及T個時間點上的變動關系。其中N為截面成員的個數，T為每個截面成員的觀測時期總數，參數αit為模型的常數項，βit為對應于解釋變量向量xit的k×1維系數向量，k為解釋變量的個數。隨機誤差項uit之間相互獨立，且滿足零均值、等方差為σ2u的假設。

根據截距項向量α和系數向量β中各分量的不同限制與要求，將（1）式所描述的面板模型劃分為3種：無個體影響的不變系數模型、變截距模型和含有個體影響的變系數模型[5]。

2. 模型形式設定檢驗。在對面板模型進行估計時，使用的樣本數據包含了截面、時期、變量3個方向上的信息。若模型形式選擇有誤，則估計結果將會與所要模擬的經濟現象的現實偏離甚遠。因此，建立面板模型之前必須進行模型形式設定的檢驗，避免由于模型的選擇錯誤而導致參數估計無效。目前經常使用的方法是協方差分析檢驗，它主要檢驗以下兩個假設：

其中，S1、S2和S3分別為變系數、變截距和不變系數模型的殘差平方和，k為解釋變量數，n為橫截面數，T為時期數[6]。

根據前面構造的統計量，我們利用形式設定檢驗方法（N=3，k=1，T=8），還利用eviews8.0軟件求得：S1=2.679 964，S2=3.897 544，S3=13.847 19，由式（2）和（3）計算得到兩個F統計量分別為F1=0.608 79，F2=18.751 19。查F布表，在給定5%得顯著性水平下，得到相應的臨界值為F1（2，18）=3.555，F2（4，18）=2.928。因為F2>2.928，則拒絕假設H2；又F1>3.555，所以也拒絕假設H1。因此，本文中模型采用變系數的形式。即形式如下：

lgdpit=αi+βi×ltourit+uit，i=1，2，3，t=1，2，…，T（4）

（四）模型估計結果

北京、天津、河北三地區的國際旅游外匯收入與GDP間存在協整關系；根據上述模型形式設定檢驗的結果，應選擇變系數模型對三地區的國際旅游收入和經濟增長關系進行估計，結果見表3。

由表3可知，t統計量的p值均小于0.05，說明系數均顯著。從估計結果看，入境旅游收入的系數均大于0，說明京津冀三地區的入境旅游收入對GDP均存在正向拉動的作用，但其作用系數存在差異。其中，北京的入境旅游收入每增長一個百分點，其GDP將增長0.938 233個百分點；天津的入境旅游收入每增長一個百分點，GDP將增長0.958 847個百分點；而對于河北來說，其入境旅游收入每增長一個百分點，其GDP將隨之增長0.798 885個百分點。

從國外旅游收入來看，京津冀三地區的入境旅游消費確實能在一定程度上帶動當地經濟的發展，這從側面反映了三地區的入境旅游發展大體還是不錯的，說明其政府和旅游部門對入境旅游的規劃也較為科學合理，且地區政府能夠積極引導入境旅游發展模式，并通過吸引外國游客來拉動本地區的旅游消費。

五、結論及建議

本文以入境旅游者人均消費額與地區生產總值作為旅游經濟效應的衡量指標，通過對京津冀三地區2006—2013年面板數據的協整檢驗以及面板模型的構建分析京津冀三地區旅游經濟效應的差異與特征，主要得出以下結論與建議：

第一，盡管京津冀地區入境旅游者人均消費額和經濟增長（GDP）的原時間序列及其一階差分序列均不平穩，但其二階差分序列趨于平穩；協整檢驗表明京津冀三地區入境旅游者人均消費額和經濟增長（GDP）之間存在長期穩定的比例關系，即協整關系。

第二，由面板數據模型的構建可以看出，京津冀三地區的入境旅游者人均消費額對GDP的系數均大于零，說明入境旅游者消費對其地區經濟增長均存在拉動作用。因此，政府可以通過促進入境旅游的發展來帶動地區經濟的增長。京津冀地區在大力發展國內旅游的同時，其政府部門還應積極制定發展入境旅游的相關政策，進一步開拓國際旅游市場，提升京津冀地區對外國游客的旅游吸引力，進而增加其國際旅游收入，并通過國際旅游消費對地區經濟增長的拉動作用來增促進京津冀本地區經濟發展[7]。

第三，由京津冀面板模型的結果可得，北京、天津及河北三地區的入境旅游者人均消費額對GDP的系數分別為0.938 233、0.958 847和0.798 885，從中可看出，京津冀三地區的國際旅游收入對GDP的拉動作用存在明顯的差異；即天津的國際旅游收入對GDP的拉動作用最大，北京次之，而河北的國際旅游收入對GDP的拉動作用最小，且與其他兩地區相差較大。可見，河北入境旅游經濟效應較弱，對經濟的帶動力度不夠大；這反映出目前河北的國際旅游發展還不足，其旅游業的發展可能更加依賴于國內旅游部分。針對于此，應深入了解河北省入境旅游客流的消費結構，進而合理的調整旅游產品，促使旅游消費由不合理狀態逐漸趨于合理。另外，河北的旅游服務項目要不斷拓新，在國家有關宏觀政策的引導下，要逐步開發農業旅游、森林旅游、生態旅游以及扶貧旅游等多類型的旅游項目，以吸引外國游客的到來[8]。

第四，京津冀三地區在加強各自旅游發展的基礎上，還應推進地區間國內外旅游業的交流與協作。我國應進一步加強文化上的溝通，促進與國際組織以及部門間的交流與協作，消除隔閡與偏見，從而促進京津冀整體形象的確立與改善。交流能加深彼此之間的了解，還可以學習一些國外旅游發展的先進模式，進而促進本地區國際旅游的發展，可以促使入境旅游溢出效應小的地區向效應大的方向前進。最終以期達到通過入境旅游對國內地區經濟發展的正向溢出效應來帶動京津冀整體經濟的增長的目的。

參考文獻：

[1]嚴偉賓，張運.入境旅游對中國區域經濟發展的溢出效應分析[J].中國農學學報，2013（2）：59-64.

[2]龐麗，王錚，劉清春.我國入境旅游和經濟增長關系分析[J].地域研究與開發，2006（3）：26-29.

[3]厲新建，宋昌耀，張飛飛.京津冀入境旅游經濟一體化水平測度及提升策略[J].燕山大學學報：哲學社會科學版，2015（2）：151-121.

[4]鄧麗蕓.京津冀入境旅游消費結構動態差異分析及優化對策研究[D].燕山大學，2013.

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責任編輯：高鐘庭