交通巨變對(duì)中國(guó)旅游業(yè)發(fā)展的影響及地域類型劃分

蘇建軍　孫根年　趙多平

[摘要]文章利用1985～2008年的相關(guān)統(tǒng)計(jì)數(shù)據(jù)及2006～2007年中國(guó)30個(gè)省區(qū)截面數(shù)據(jù)，采用協(xié)整分析和格蘭杰(Granger)因果關(guān)系檢驗(yàn)方法，分析了交通客運(yùn)量與旅游客流量的關(guān)系及地域差異。結(jié)果發(fā)現(xiàn)：(1)從時(shí)間序列來(lái)看，旅游客流量與交通客運(yùn)量之間存在著某種均衡關(guān)系，入境客流量與航空客運(yùn)量存在單向格蘭杰因果關(guān)系，鐵路客運(yùn)量和公路客運(yùn)量與入境客流量存在單向格蘭杰因果關(guān)系；航空客運(yùn)量和公路客運(yùn)量與國(guó)內(nèi)旅游客流量存在單向格蘭杰因果關(guān)系，鐵路客運(yùn)量與國(guó)內(nèi)客流量無(wú)格蘭杰因果關(guān)系。(2)從30個(gè)省區(qū)的截面數(shù)據(jù)分析，發(fā)現(xiàn)入境客流量與民航客運(yùn)量呈明顯的線性相關(guān)，國(guó)內(nèi)客流量與公路客運(yùn)量呈明顯的二次函數(shù)關(guān)系，據(jù)此計(jì)算了入境旅游對(duì)航空客運(yùn)和國(guó)內(nèi)旅游對(duì)公路客運(yùn)依賴程度，將全國(guó)30個(gè)省區(qū)劃分為不同的依賴一偏好類型。為認(rèn)識(shí)陸路交通與旅游業(yè)的發(fā)展提供了重要依據(jù)。

[關(guān)鍵詞]旅游客流量；交通客運(yùn)量；協(xié)整分析；格蘭杰(Granger)因果關(guān)系；依賴一偏好類型

[中圖分類號(hào)]F59

[文獻(xiàn)標(biāo)識(shí)碼]A

[文章編號(hào)]1002—5006(2012)06—0041-011

1問(wèn)題的提出

旅游是人們外出旅行與游覽的綜合，是游客在地域空間的流動(dòng)。無(wú)論是往返于常住地和目的地之間，還是在目的地內(nèi)各景區(qū)之間的旅游活動(dòng)，都必須借助良好的交通設(shè)施和工具，因此，便捷的交通成為溝通旅游者和目的地的橋梁和紐帶。改革開放30余年來(lái)(特別是近20年)，我國(guó)交通運(yùn)輸網(wǎng)絡(luò)發(fā)生了巨大的變化。2008年年底，全國(guó)交通運(yùn)輸線路總里程達(dá)到639.45萬(wàn)千米，是1985年的4.62倍，其中，民航通航里程248.16萬(wàn)千米，是1985年的8.88倍。民用機(jī)場(chǎng)數(shù)翻了一番，民航旅客構(gòu)成多元化，私人出行增長(zhǎng)迅猛，旅客吞吐量比1985年增加了18504萬(wàn)人次，年均增長(zhǎng)高達(dá)14.50％，北京、上海和廣州3大樞紐機(jī)場(chǎng)均進(jìn)入全球機(jī)場(chǎng)前50強(qiáng)行列。鐵路通車?yán)锍?.97萬(wàn)千米，是1985年的1.44倍，高速鐵路從無(wú)到有，既有線路改造成效顯著，電氣化里程是1985年的6倍多，新增91座現(xiàn)代化鐵路客站，旅客運(yùn)輸能力大為提升，鐵路客運(yùn)總量是1985年的1.3倍，高速鐵路日發(fā)送旅客達(dá)到92.5萬(wàn)人。公路通車?yán)锍?73.02萬(wàn)千米，是1985年的4倍，僅次于美國(guó)，居全球第2。其中，高速公路通車?yán)锍踢_(dá)6.5萬(wàn)千米，居全球第2，與歐盟27國(guó)相當(dāng)。公路客運(yùn)量是1985年的5.63倍，年均增長(zhǎng)7.47％。交通運(yùn)輸?shù)目焖侔l(fā)展，極大地促進(jìn)了我國(guó)入境旅游和國(guó)內(nèi)旅游的快速發(fā)展。1985～2008年，入境客流量增加了1.14億人次，年均增長(zhǎng)8.63％；國(guó)內(nèi)客流量增加了14.98億人，年均增長(zhǎng)8.53％。

有關(guān)旅游與交通運(yùn)輸?shù)年P(guān)系，國(guó)外相關(guān)研究開展較早。倫德格倫(Lundgren)、皮爾斯等(Pearce，etal)對(duì)交通在旅游中的作用進(jìn)行了探討。倫德格倫、斯圖爾特等(stewart，et al)對(duì)旅游者空間行為和遷移規(guī)律進(jìn)行了分析。德斯蒙德(Desmond)、托馬斯(Thomas)、丹尼爾(Daniel)、蒂亞戈(Tiago)分析了包機(jī)旅游及航空運(yùn)輸?shù)淖饔谩?guó)內(nèi)該方面的研究起步較晚，汪正元分析了交通對(duì)旅游的影響和制約作用。保繼剛認(rèn)為，現(xiàn)代旅游業(yè)的發(fā)展與交通運(yùn)輸緊密相連，交通運(yùn)輸?shù)谋憷潭仁呛饬柯糜螛I(yè)發(fā)展的重要標(biāo)志。劉南分析了杭甬高速公路開通對(duì)杭州、寧波和紹興旅游發(fā)展的影響。張濤認(rèn)為，旅游交通是發(fā)展旅游業(yè)的命脈，是旅游生產(chǎn)力的重要組成部分。金鳳君等認(rèn)為，鐵路客運(yùn)提速對(duì)城市間旅游業(yè)的分工與合作十分有利。繆婧晶、王勁松分析了旅游交通成本對(duì)旅游業(yè)的影響及對(duì)策。何調(diào)霞等、馬麗君等研究了中國(guó)旅游業(yè)與航空運(yùn)輸業(yè)的關(guān)系。張文嘗等對(duì)北京、成都和大連城市居民出行交通方式和結(jié)構(gòu)進(jìn)行了分析。王兆峰分析了旅游交通對(duì)張家界旅游的影響。陳曉、李悅錚探究了城市交通系統(tǒng)和旅游系統(tǒng)之間的協(xié)調(diào)模式。周蓓研究了四川省航空旅游網(wǎng)絡(luò)空間特征及其結(jié)構(gòu)。朱茲、張明等分析了鐵路建設(shè)對(duì)旅游業(yè)的影響。

國(guó)內(nèi)外學(xué)者關(guān)于旅游與交通運(yùn)輸?shù)年P(guān)系研究，主要集中在某種交通方式對(duì)旅游需求的影響及對(duì)旅游目的地發(fā)展的影響。國(guó)外學(xué)者較關(guān)注航空和公路(私家車)交通對(duì)旅游的影響，研究具有較為明顯的深度和廣度。國(guó)內(nèi)學(xué)者注重理論的探討，對(duì)于重大的鐵路和公路工程建設(shè)的旅游效應(yīng)較為關(guān)注。但在研究方法方面，定性分析多于定量分析；研究層次上著眼個(gè)別區(qū)域或個(gè)別線路的個(gè)案分析，而忽視整體的宏觀研究，且研究的交通方式也較單一。由于不同的交通方式具有不同特點(diǎn)，在游客運(yùn)輸中擔(dān)負(fù)著不同的角色，以及國(guó)內(nèi)旅游與入境旅游對(duì)交通方式的不同選擇，因此，上述研究既不能提供航空、鐵路、公路等運(yùn)輸?shù)陌l(fā)展對(duì)入境旅游和國(guó)內(nèi)旅游產(chǎn)生何種影響及具有什么邊際彈性，也不能從地區(qū)差異上提供各省區(qū)交通運(yùn)輸對(duì)旅游業(yè)發(fā)展的適宜性特征。本文嘗試運(yùn)用宏觀的時(shí)空結(jié)合方法：首先，利用1985～2008年時(shí)間序列數(shù)據(jù)，分析旅游客流量與交通客運(yùn)量的協(xié)整關(guān)系；然后，依據(jù)2006～2007年30個(gè)省區(qū)截面數(shù)據(jù)，分析旅游客流量與交通客運(yùn)量的統(tǒng)計(jì)規(guī)律，并劃分其依賴一偏好類型，從時(shí)空變化上定量分析交通運(yùn)輸業(yè)對(duì)旅游業(yè)的拉動(dòng)作用，對(duì)于認(rèn)識(shí)交通運(yùn)輸與旅游發(fā)展的關(guān)系有很重要的現(xiàn)實(shí)意義。

2概念模型、數(shù)據(jù)說(shuō)明與研究方法

2.1概念模型與基本假設(shè)

張文嘗等認(rèn)為，交通運(yùn)輸是中國(guó)國(guó)民經(jīng)濟(jì)發(fā)展的基礎(chǔ)產(chǎn)業(yè)。對(duì)于旅游業(yè)的發(fā)展來(lái)說(shuō)，交通運(yùn)輸更是必不可少的先決條件。從旅游客源地來(lái)說(shuō)，旅游交通連接著旅游目的地和景區(qū)，幫助游客實(shí)現(xiàn)外出旅游；從旅游目的地來(lái)說(shuō)，旅游交通聯(lián)系客源地、組合旅游產(chǎn)品，使旅游接待和景點(diǎn)旅游得以實(shí)現(xiàn)。根據(jù)抽樣調(diào)查和問(wèn)卷調(diào)查資料，依據(jù)空間尺度將旅游交通劃分為兩個(gè)層次，如圖1所示。第一層是大中尺度的長(zhǎng)途交通，主要是航空和鐵路，一般運(yùn)送空間尺度大于100千米，主要承擔(dān)從客源地到目的地的大中尺度空間移動(dòng)，包括入境旅游和跨省區(qū)旅游。航空旅游具有快捷、直達(dá)、舒適等特點(diǎn)，但價(jià)格比較昂貴；鐵路旅游具有運(yùn)量大、價(jià)格低廉等特點(diǎn)，但速度較慢。這兩種交通運(yùn)輸方式對(duì)于旅游業(yè)的發(fā)展來(lái)說(shuō)，主要解決游客“進(jìn)得來(lái)”和“出得去”的問(wèn)題。第二層是中小尺度的短途交通，主要為公路旅客運(yùn)輸，一般運(yùn)送空間尺度小于100千米，是游客在目的地(中心城市)到風(fēng)景區(qū)之間交通，省內(nèi)旅游和市內(nèi)交通以公路為主。因公路運(yùn)輸快捷靈活，主要解決游客在目的地“散得開”的問(wèn)題。

基于上述認(rèn)識(shí)，本文做出如下兩點(diǎn)假設(shè)：(1)入境旅游及客流量在30個(gè)省區(qū)的分布主要受航空運(yùn)輸和鐵路運(yùn)輸?shù)挠绊?。因?yàn)椋刖陈糜慰土髁吭诟魇^(qū)的分布主要是大中尺度的旅游流，入境游客可支配收入高、旅游時(shí)間寶貴、活動(dòng)范圍大，航空和鐵路是長(zhǎng)距離旅行的主要交通方式；至于人境旅游者在各城市內(nèi)的交通運(yùn)輸，多由旅行社專配旅游車輛來(lái)完成，一般不計(jì)入公共交通系統(tǒng)。(2)國(guó)內(nèi)旅游客流量在30個(gè)省區(qū)的分布，主要受公路交通和鐵路運(yùn)輸?shù)挠绊?。因?yàn)閲?guó)內(nèi)旅游一部分是本省游客在本省區(qū)內(nèi)的旅游(大約占20％～40％)①；另外，跨省區(qū)的國(guó)內(nèi)旅游，因國(guó)內(nèi)居民收入較低，航空運(yùn)輸票價(jià)較為昂貴，2000年之前乘坐飛機(jī)手續(xù)復(fù)雜，鐵路成為國(guó)內(nèi)大中尺度旅游的主要交通工具。

2.2數(shù)據(jù)說(shuō)明

本研究所選用的基礎(chǔ)數(shù)據(jù)包括兩個(gè)序列：(1)1985～2008年中國(guó)旅游客流量和交通運(yùn)輸客運(yùn)量數(shù)據(jù)，共包括3個(gè)子序列：①入境客流量，反映入境旅游業(yè)發(fā)展?fàn)顩r，記為TF；②國(guó)內(nèi)旅游客流量，反映國(guó)內(nèi)旅游發(fā)展?fàn)顩r，記為TD；③航空、鐵路、公路客運(yùn)量，反映陸路交通運(yùn)輸系統(tǒng)的運(yùn)輸能力，分別記為AL、RW、HW。這些數(shù)據(jù)均來(lái)自1986—2009年《中國(guó)旅游年鑒》、《中國(guó)統(tǒng)計(jì)年鑒》、《中國(guó)交通年鑒》等官方統(tǒng)計(jì)資料。(2)30個(gè)省區(qū)的截面數(shù)據(jù)。為了分析各省區(qū)入境旅游、國(guó)內(nèi)旅游與航空運(yùn)輸、公路運(yùn)輸?shù)年P(guān)系，本文還選取2006年全國(guó)30個(gè)省區(qū)的截面數(shù)據(jù)(西藏除外)，分別以上述時(shí)間序列分析中的關(guān)鍵因素，采用截面數(shù)據(jù)分析入境客流量與航空客運(yùn)量、國(guó)內(nèi)旅游客流量與公路客運(yùn)量的關(guān)系。

旅游業(yè)是環(huán)境敏感的脆弱產(chǎn)業(yè)，極易受到各種危機(jī)事件的影響。1989年的政治風(fēng)波、1998年的亞洲金融危機(jī)、2003年的SARS危機(jī)、2008年的汶川地震等，均對(duì)中國(guó)入境旅游和國(guó)內(nèi)旅游產(chǎn)生較大影響，為了在較平穩(wěn)的序列中分析旅游客流量與交通客運(yùn)量的關(guān)系，本文依據(jù)本底趨勢(shì)線理論，對(duì)1989年、1998年、2003年和2008年的入境旅游和國(guó)內(nèi)旅游數(shù)據(jù)進(jìn)行了內(nèi)插訂正。

2.3研究方法

本研究采用時(shí)間序列和截面數(shù)據(jù)結(jié)合的方法，分析交通運(yùn)輸對(duì)旅游業(yè)的影響。首先，利用時(shí)間序列的單位根檢驗(yàn)方法，對(duì)交通運(yùn)輸巨變與旅游業(yè)發(fā)展的長(zhǎng)期穩(wěn)定關(guān)系進(jìn)行檢驗(yàn)，在存在長(zhǎng)期均衡關(guān)系的基礎(chǔ)上，建立誤差修正模型進(jìn)行短期均衡關(guān)系調(diào)整的檢驗(yàn)；然后，利用格蘭杰因果關(guān)系檢驗(yàn)法，對(duì)交通運(yùn)輸與旅游業(yè)因果關(guān)系進(jìn)行檢驗(yàn)，從時(shí)間序列數(shù)據(jù)分析中認(rèn)識(shí)交通運(yùn)輸與旅游業(yè)發(fā)展的因果關(guān)系；最后，利用2006年30個(gè)省區(qū)的截面數(shù)據(jù)，分析入境旅游客流量與航空客運(yùn)量、國(guó)內(nèi)旅游客流量與公路客運(yùn)量的統(tǒng)計(jì)相關(guān)性，依據(jù)相對(duì)偏差劃分依賴一偏好類型，尋找旅游客流量與主要交通運(yùn)輸方式之間的空間差異。

3時(shí)間序列分析與格蘭杰因果關(guān)系檢驗(yàn)

3.1時(shí)間序列的穩(wěn)定性檢驗(yàn)

要分析變量之間的協(xié)整關(guān)系并建立VAR模型，首先需對(duì)變量進(jìn)行是否具有單位根平穩(wěn)性檢驗(yàn)。只有變量在同階平穩(wěn)的條件下，才能對(duì)其進(jìn)行協(xié)整分析。常用ADF方法來(lái)驗(yàn)證，該方法可以通過(guò)對(duì)如下3個(gè)模型進(jìn)行檢驗(yàn)：模型1-不含有常數(shù)項(xiàng)和時(shí)間趨勢(shì)項(xiàng)，模型2-含有常數(shù)項(xiàng)而沒有趨勢(shì)項(xiàng)，模型3一含有常數(shù)項(xiàng)和趨勢(shì)項(xiàng)。如果其中任何一個(gè)ADF值大于麥金農(nóng)臨界值，則可以認(rèn)為該序列沒有單位根，是平穩(wěn)的時(shí)間序列。因此，本文對(duì)取自然對(duì)數(shù)后的變量以及它們的差分序列作平穩(wěn)性檢驗(yàn)。結(jié)果見，表1。

從表1可以看出，在1％顯著性水平下，所有變量水平值都是非平穩(wěn)的。經(jīng)過(guò)一階差分后，在5％顯著性水平下，國(guó)內(nèi)客流量(LTD)、入境客流量(LTF)、公路客運(yùn)量(LHW)、鐵路客運(yùn)量(LRW)和航空客運(yùn)量(LAL)為平穩(wěn)性變量，即為一階單整序列。

3.2協(xié)整檢驗(yàn)

協(xié)整理論是20世紀(jì)80年代由恩格爾(Engle)和格蘭杰(Granger)提出的。其基本思想是，盡管兩個(gè)(或兩個(gè)以上)變量中每個(gè)都是非平穩(wěn)的，但其線性組合有可能相互抵消趨勢(shì)項(xiàng)的影響，成為一個(gè)平穩(wěn)的變量。協(xié)整檢驗(yàn)的常用方法是E—G兩步法，對(duì)于多個(gè)變量之間的協(xié)整關(guān)系，可以使用基于向量自回歸模型的約翰森(Johansen)檢驗(yàn)法。為分析變量LTD、LTF與LRW、LHW、LAL之間的長(zhǎng)期穩(wěn)定關(guān)系，本文采用約翰森模型對(duì)其進(jìn)行協(xié)整檢驗(yàn)。選擇方程中含有截距項(xiàng)，根據(jù)AIC和sc準(zhǔn)則，將滯后階數(shù)確定為2，檢驗(yàn)結(jié)果如表2和表3所示。

從表2可以看出，在5％顯著性水平上，人境客流量與公路、鐵路、航空客運(yùn)量之間存在長(zhǎng)期穩(wěn)定的均衡關(guān)系。采用OLS方法，其協(xié)整方程如下：

LTF=-0.350486LRW +(1. 51442)

1.121560LHW0.348604LAL+(-2.43182)(1.92863)-22.04167 (1)

從方程的系數(shù)可以看出，各時(shí)間序列變量都顯著地進(jìn)入了協(xié)整方程，反映了變量之間存在長(zhǎng)期穩(wěn)定的趨勢(shì)。從長(zhǎng)期來(lái)看，鐵路客運(yùn)對(duì)入境客流量的彈性為-0.350486，公路客運(yùn)對(duì)入境客流量的彈性為1，121560，民航客運(yùn)對(duì)入境客流量的彈性為0.348604。王海江和苗長(zhǎng)虹認(rèn)為，我國(guó)客運(yùn)交通聯(lián)系具有明顯的距離衰減規(guī)律，公路、鐵路和航空客運(yùn)最佳營(yíng)運(yùn)距離為150千米、700千米和1300千米。入境游客由國(guó)外進(jìn)入中國(guó)及在中國(guó)大區(qū)之間移動(dòng)的空間距離較大，依賴長(zhǎng)途交通，主要以航空客運(yùn)為主；而在各省區(qū)內(nèi)部，大部分省區(qū)內(nèi)航班班次少，加之高速公路網(wǎng)發(fā)達(dá)、快捷等優(yōu)勢(shì)，游客在省區(qū)內(nèi)部移動(dòng)主要由公路運(yùn)輸承擔(dān)，一個(gè)人境游客在省內(nèi)的移動(dòng)，可產(chǎn)生10～20個(gè)公路客運(yùn)人次，導(dǎo)致公路客運(yùn)彈性系數(shù)很高。對(duì)入境客流量而言，鐵路客運(yùn)產(chǎn)生的負(fù)效應(yīng)是由于航空客運(yùn)、公路客運(yùn)部分替代效應(yīng)和鐵路客運(yùn)距離衰減雙重作用所致。

從表3可以看出，在5％顯著性水平上，國(guó)內(nèi)客流量與公路、鐵路、航空客運(yùn)量之間存在長(zhǎng)期穩(wěn)定的均衡關(guān)系。采用OLS方法，其協(xié)整方程如下：

LTD=1.049012LRW+0.881197LHW-00.172383LAL-24.06571

(-2.0803)(－1.96406)(-2.13556)(2)

從方程的系數(shù)可以看出，各時(shí)間序列變量都顯著地進(jìn)入了協(xié)整方程，反映了變量之間存在長(zhǎng)期穩(wěn)定的趨勢(shì)。從長(zhǎng)期來(lái)看，鐵路客運(yùn)對(duì)國(guó)內(nèi)客流量的彈性為1.049012，公路客運(yùn)對(duì)國(guó)內(nèi)客流量的彈性為0.881197，民航客運(yùn)對(duì)國(guó)內(nèi)客流量的彈性為0.17383。中國(guó)地域遼闊，國(guó)內(nèi)游客在超過(guò)150千米的省區(qū)之間主要由鐵路客運(yùn)承擔(dān)，或鐵路客運(yùn)和公路客運(yùn)交替承擔(dān)。各省區(qū)十分重視公路網(wǎng)絡(luò)的建設(shè)，尤其是高速公路的快速發(fā)展。公路較鐵路網(wǎng)絡(luò)密集和完善，筆者依據(jù)國(guó)內(nèi)游客抽樣調(diào)查數(shù)據(jù)估算，約有20％～40％的游客在本省區(qū)內(nèi)發(fā)生。因此，在省區(qū)內(nèi)旅游移動(dòng)主要由公路客運(yùn)完成。航空客運(yùn)對(duì)國(guó)內(nèi)客流量增長(zhǎng)貢獻(xiàn)相對(duì)較小，是因?yàn)樵谑^(qū)之間或省區(qū)內(nèi)空間位移，航空客運(yùn)較鐵路客運(yùn)和公路客運(yùn)費(fèi)用高，加之我國(guó)經(jīng)濟(jì)發(fā)展水平不高，居民可自由支配收入水平較低，航空客運(yùn)不是國(guó)內(nèi)大多數(shù)游客出行首選交通方式，以及早期航空客運(yùn)比重較小等因素所致。

3.3誤差修正模型

上述協(xié)整分析分別給出了LTF、LTD與LRW、LHW、LAL之間的長(zhǎng)期穩(wěn)定均衡關(guān)系，而這種長(zhǎng)期穩(wěn)定關(guān)系是在短期動(dòng)態(tài)過(guò)程的不斷調(diào)整下得以維持的。根據(jù)Granger定理，一組具有協(xié)整關(guān)系的變量具有誤差修正模型的表達(dá)形式。因此，在協(xié)整檢驗(yàn)的基礎(chǔ)上，筆者進(jìn)一步建立包括誤差修正項(xiàng)在內(nèi)的誤差修正模型，以此來(lái)研究模型的短期動(dòng)態(tài)和長(zhǎng)期調(diào)整特征。將長(zhǎng)期關(guān)系模型中的各變量以一階差分形式重新加以構(gòu)造，并將長(zhǎng)期關(guān)系模型所產(chǎn)生的殘差序列作為解釋變量引入。作為解釋變量引入的長(zhǎng)期關(guān)系模型的殘差，代表著在取得長(zhǎng)期均衡過(guò)程中各時(shí)點(diǎn)上出現(xiàn)“偏誤”的程度。分別建立LTF與LRW、LHW、LAL以及LTD與LRW、LHW、LAL如下形式的修正模型：

3.3.1 入境客流量(LTF)短期波動(dòng)向長(zhǎng)期均衡調(diào)整的誤差修正模型

DLTF=-0.716022ECM-0.280582DLTF(-1)+0.548099DLTF(-2)-0.017133DLRW(-1)+0.015559DLRW(-2)-1，171688DLHW(-1)+0.893335DLHW(-2)+1，022703DLAL(-1)+0.029439DLAL(-2)+0.0329289

R²=0.618536(3)

誤差修正方程(3)中各參數(shù)的系數(shù)，可分別看作是各滯后量對(duì)DLTF的彈性系數(shù)，可對(duì)其進(jìn)行彈性分析。其中，DLTF(-1)和DLTF(-2)為入境客流量的1期和2期滯后，系數(shù)分別為-0.28058和0.548099，說(shuō)明前1年或前2年客流量每增長(zhǎng)1％，將促使下年客流量下降0.28058％或第2年增長(zhǎng)0.548099％；DLRW(-1)和DLRW(-2)為鐵路客運(yùn)量的1期和2期滯后，系數(shù)分別為-0.017133和0.0155589，說(shuō)明前1年或前2年鐵路客運(yùn)量每增長(zhǎng)1％，將促使下年客流量下降0.017133％或第2年增長(zhǎng)0.0155589％；DLHW(-1)和DLHW(-2)為公路客運(yùn)量1期和2期滯后，系數(shù)分別為-1.171689和0.893335，說(shuō)明前1年或前2年公路客運(yùn)量每增長(zhǎng)1％，將促使下年客流量下降1.171689％或第2年增長(zhǎng)0.893335％；DLAL(-1)和DLAL(一2)為航空客運(yùn)量1期和2期滯后，系數(shù)分別為1.022703和0.029438，說(shuō)明前1年或前2年航空客運(yùn)量每增長(zhǎng)1％，將促使下年客流量增長(zhǎng)1.022703％或第2年增長(zhǎng)0.029438％。從彈性分析可看出，入境客流量增長(zhǎng)對(duì)自身發(fā)展的推動(dòng)作用不顯著，而交通客運(yùn)量增長(zhǎng)對(duì)下年入境客流量增長(zhǎng)起到重要的作用，尤其航空客運(yùn)量增長(zhǎng)貢獻(xiàn)最大。ECM項(xiàng)系數(shù)反映了對(duì)偏離長(zhǎng)期均衡的調(diào)整力度。當(dāng)修正系數(shù)為l時(shí)，入境客流量和鐵路、公路、航空客運(yùn)量均衡的誤差，將在下年就可以調(diào)整到均衡狀態(tài)。方程(1)中ECM系數(shù)為-0.716022，說(shuō)明入境客流量與鐵路、公路、民航客運(yùn)量之間的均衡關(guān)系，對(duì)當(dāng)期非均衡誤差的修正能力較強(qiáng)，符合反向修正機(jī)制原理。

3.3.2國(guó)內(nèi)客流量(LTD)短期波動(dòng)向長(zhǎng)期均衡調(diào)整的誤差修正模型

DLTD=-0.243782ECM+0.576056DLTD(-1)+0.269367DLTD(-2)-0.348364DLRW(-1)+0.083713DLRW(-2)+0.510915DLHW(-1)+0.654979DLHW(-2)+0.260907DLAL(-1)+0.093286DLAL(-2)+0.113737

R²=0.517116(4)

方程(4)中，DLTD(-1)和DLTD(-2)為國(guó)內(nèi)旅游1期和2期滯后，系數(shù)分別為0.5760和0.2694，說(shuō)明上年或前2年國(guó)內(nèi)客流量每增長(zhǎng)1％，將使今年或明年國(guó)內(nèi)客流量增長(zhǎng)0.5760％和0.2694％；DLRW(-1)和DLRW(-2)為鐵路客運(yùn)量1期和2期滯后，系數(shù)分別為-0.3484和0.0837，說(shuō)明上年或前2年鐵路客運(yùn)量每增長(zhǎng)1％，將使今年國(guó)內(nèi)客流量下降0.3483％和第2年增長(zhǎng)0.0837％；DLHW(-1)和DLHW(-2)為公路客運(yùn)1期和2期滯后，系數(shù)分別為0.5109和0.6550，說(shuō)明上年或前2年公路客運(yùn)每增長(zhǎng)1％，將使今年和第2年國(guó)內(nèi)客流量增長(zhǎng)0.510915％和0.654979％；DLAL(-1)和DLAL(-2)為航空客運(yùn)l期和2期滯后，系數(shù)分別為0.2609和0.0933，說(shuō)明上年或前2年航空客運(yùn)量增長(zhǎng)1％，將使今年和第2年國(guó)內(nèi)客流量增長(zhǎng)0.2609％和0.093286％。彈性分析結(jié)果顯示，國(guó)內(nèi)客流量1期和2期滯后都對(duì)自身發(fā)展有推動(dòng)作用，這是國(guó)內(nèi)發(fā)展的慣性或稱為系統(tǒng)的記憶性。而公路、鐵路、航空的l期滯后對(duì)國(guó)內(nèi)客流量有明顯的推動(dòng)效應(yīng)，2期滯后的推動(dòng)作用相對(duì)較小，相比較而言，公路客運(yùn)對(duì)國(guó)內(nèi)客流量增長(zhǎng)貢獻(xiàn)最大。而偏差調(diào)整項(xiàng)ECM系數(shù)為-0.243782，說(shuō)明國(guó)內(nèi)客流量與公路、鐵路、民航客運(yùn)量的均衡關(guān)系對(duì)當(dāng)期非均衡誤差調(diào)整能力不強(qiáng)，當(dāng)國(guó)內(nèi)旅游短期波動(dòng)偏離長(zhǎng)期均衡時(shí)，會(huì)以(-0.244)的調(diào)整能力將其拉回均衡狀態(tài)。

3.4格蘭杰因果檢驗(yàn)

通過(guò)協(xié)整檢驗(yàn)，表明變量LTF，LTD分別與LRW、LHW和LAL之間存在協(xié)整關(guān)系。但是，這種長(zhǎng)期的均衡關(guān)系究竟是旅游客流量引起交通客運(yùn)量變動(dòng)的結(jié)果，還是交通客運(yùn)量引起旅游客流量的結(jié)果?旅游客流量和交通客運(yùn)量在波動(dòng)中孰為因孰為果還是互為因果?這需要對(duì)旅游客流量和交通客運(yùn)量進(jìn)行格蘭杰因果關(guān)系檢驗(yàn)。張曉峒認(rèn)為，滯后期數(shù)的選取是任意的，以X_t和y_t為例，如果X_t-1對(duì)y_t存在顯著性影響，則不必再做滯后期更長(zhǎng)的檢驗(yàn)，否則應(yīng)該再做滯后期更長(zhǎng)的檢驗(yàn)。因此，本文按照這一原則選擇格蘭杰檢驗(yàn)的滯后期為2，結(jié)果如表4。

表4表明，在10％顯著水平下，入境客流量方面，公路客運(yùn)量與入境客流量之間存在單向格蘭杰因果關(guān)系，格蘭杰因概率為0.06571，因此，拒絕原假設(shè)，表明公路客運(yùn)能夠促進(jìn)入境客流量的增長(zhǎng)；入境客流量與航空客運(yùn)量存在單向格蘭杰因果關(guān)系，格蘭杰因概率為0.08605，因此，拒絕原假設(shè)，即入境客流量增長(zhǎng)對(duì)航空客運(yùn)量具有拉動(dòng)效應(yīng)。我國(guó)地域遼闊，省區(qū)之間的距離相當(dāng)于歐洲國(guó)與國(guó)之間的距離，入境旅游者從境外入境中國(guó)大陸及在大陸較遠(yuǎn)各省區(qū)間進(jìn)行旅游，基本上都屬于大尺度上的空間位移，對(duì)長(zhǎng)距離的交通工具飛機(jī)和火車依賴較大，因此，入境旅游對(duì)航空客運(yùn)拉動(dòng)作用明顯。鐵路客運(yùn)量與入境客流量之間存在單向格蘭杰因果關(guān)系，格蘭杰因概率為0.01962，因此，拒絕原假設(shè)，表明我國(guó)鐵路提速和高鐵的建設(shè)對(duì)入境旅游者的增長(zhǎng)和其在境內(nèi)中尺度上空間位移產(chǎn)生了積極作用。國(guó)內(nèi)客流量方面，公路客運(yùn)量與國(guó)內(nèi)客流量為單向格蘭杰因果關(guān)系，格蘭杰因概率為0.10026，因此，拒絕原假設(shè)，即公路客運(yùn)對(duì)國(guó)內(nèi)客流量增長(zhǎng)具有促進(jìn)效應(yīng)。短距離的省區(qū)間及省區(qū)內(nèi)，因汽車具有靈活、方便和快捷等優(yōu)勢(shì)，加之通向旅游景區(qū)高等級(jí)公路的修建，旅游者出行主要以汽車為主。航空客運(yùn)量與國(guó)內(nèi)客流量存在單向格蘭杰因果關(guān)系，格蘭杰因概率為0.05458，因此，拒絕原假設(shè)，即航空客運(yùn)發(fā)展對(duì)國(guó)內(nèi)客流量增長(zhǎng)能起到一定的推動(dòng)效應(yīng)，航空運(yùn)輸?shù)奶攸c(diǎn)能較好地滿足經(jīng)濟(jì)實(shí)力強(qiáng)和對(duì)時(shí)間要求高的部分旅游者的需求。

檢驗(yàn)結(jié)果還顯示，在10％顯著水平下，入境客流量不是公路客運(yùn)量和鐵路客運(yùn)量的格蘭杰因概率分別為0.52387和0.20404，接受原假設(shè)，即入境旅游對(duì)公路客運(yùn)和鐵路客運(yùn)推動(dòng)作用不大。國(guó)內(nèi)客流量與鐵路客流量之間不存在格蘭杰因果關(guān)系，格蘭杰因概率為0.47319和O，28107，接受原假設(shè)，即國(guó)內(nèi)客流量與鐵路客運(yùn)量無(wú)顯著互相推動(dòng)效應(yīng)。國(guó)內(nèi)客流量與航空客運(yùn)量和公路客運(yùn)量的格蘭杰因概率分別為0.20358和0.39884，接受原假設(shè)，即國(guó)內(nèi)客流量對(duì)航空客運(yùn)和公路推動(dòng)效應(yīng)不明顯。這些檢驗(yàn)結(jié)果都與事實(shí)有出入，但這并不代表旅游客流量對(duì)交通運(yùn)輸客運(yùn)量沒有促進(jìn)作用。格蘭杰因果關(guān)系檢驗(yàn)只是基于時(shí)間序列數(shù)據(jù)的分析，是在特定顯著性水平的定量判斷，并不能完全排除理論上的質(zhì)性分析。質(zhì)性分析可以發(fā)現(xiàn)，交通運(yùn)輸是旅游必不可少的先決條件，是連接客源地與目的地的必不可少的工具，因此，無(wú)論是入境客流量，還是國(guó)內(nèi)客流量都是交通運(yùn)輸客流量的重要組成部分，對(duì)交通客運(yùn)量增長(zhǎng)的作用是顯而易見的，旅游客流量在交通客運(yùn)量中的比重逐年上升就表明了這一點(diǎn)。隨著《關(guān)于加快旅游業(yè)發(fā)展的意見》綱領(lǐng)性文件的出臺(tái)，這一比重還將進(jìn)一步上升。這也說(shuō)明格蘭杰因果關(guān)系分析存在某些方面的局限。格蘭杰因果性檢驗(yàn)是時(shí)間上的“先后次序”(或前因后果)關(guān)系，而不是一般意義上的因果關(guān)系。它要求變量必須是平穩(wěn)的(無(wú)趨勢(shì)項(xiàng))。若原始變量的時(shí)間序列不平穩(wěn)，就要對(duì)變量作對(duì)數(shù)變換或多級(jí)差分處理，這種處理有可能會(huì)扭曲原始變量間的因果關(guān)系，所以才得出“不是因果關(guān)系”的結(jié)論。

4交通客運(yùn)量與旅游客流量關(guān)系的統(tǒng)計(jì)分析及地域類型劃分

時(shí)空互照，旅游客流量與交通客運(yùn)量非線性時(shí)間序列的規(guī)律，在某種情況下也可以通過(guò)空間差異反映出來(lái)。我國(guó)東部北京、上海、廣東是3個(gè)最大的入境口岸，國(guó)際航空客運(yùn)和國(guó)內(nèi)航空客運(yùn)都十分發(fā)達(dá)，成為人境旅游的三大高地；而浙江、江蘇、河南、四川、廣東、山東等省區(qū)，人口眾多、公路運(yùn)輸發(fā)達(dá)，國(guó)內(nèi)旅游居于全國(guó)領(lǐng)先地位。下面著重以入境旅游與航空客運(yùn)、國(guó)內(nèi)旅游與公路客運(yùn)為對(duì)象，采用30個(gè)省區(qū)截面數(shù)據(jù)，分析交通客運(yùn)量與旅游客流量的關(guān)系并劃分其地域類型。

4.1入境客流量與航空客流量關(guān)系的統(tǒng)計(jì)分析

入境旅游是大尺度、高消費(fèi)、高選擇的高層次旅游。因受旅行時(shí)間等因素的限制，國(guó)外旅游者往往選擇經(jīng)濟(jì)發(fā)達(dá)、基礎(chǔ)設(shè)施較好的熱點(diǎn)城市和級(jí)別較高的景點(diǎn)旅游。我國(guó)幅員遼闊，地域差異大，各省區(qū)在交通區(qū)位和旅游資源豐度上存在較大差異，使得各省區(qū)接待的入境游客有較大差別。依據(jù)國(guó)家旅游局抽樣調(diào)查資料，外國(guó)旅游者入境中國(guó)及在各省區(qū)之間的流動(dòng)，50％依靠民航運(yùn)輸，20％依靠鐵路客運(yùn)，而公路主要承擔(dān)城市內(nèi)部和旅游景點(diǎn)之間的短途運(yùn)輸①。本節(jié)以航空客運(yùn)為關(guān)鍵變量，分析各省區(qū)入境客流量與航空客運(yùn)量的關(guān)系。以2006年30個(gè)省區(qū)截面數(shù)據(jù)為依據(jù)，以入境客流量為因變量，航空客運(yùn)量為自變量，制作x—Y關(guān)系散點(diǎn)圖，結(jié)果表明，入境客流量與民航客運(yùn)量呈明顯的線性相關(guān)。其中，廣東、上海、北京航空客運(yùn)量位居前三名，入境客流量排全國(guó)前3名，并且遠(yuǎn)遠(yuǎn)超過(guò)其他省區(qū)；中西部的陜西、云南、四川、重慶航空客運(yùn)量較高，入境客流量也領(lǐng)先其他省區(qū)。本文采用OLS法進(jìn)行回歸分析，其回歸方程如下：

TF=0.1079AL+61.765(5)

可決系數(shù)R²=0.758，擬合效果較好，符合預(yù)測(cè)要求。由方程(5)可知，航空客運(yùn)量的邊際彈性系數(shù)為0.1079，即航空客運(yùn)量每增加1萬(wàn)人次，入境客流量將增加0.1079萬(wàn)人次。

仔細(xì)觀察圖中散點(diǎn)分布，可以發(fā)現(xiàn)各省區(qū)在入境旅游與航空客運(yùn)上存在較大差異。為了分析這種散點(diǎn)分布對(duì)回歸方程的偏差，本文借用孫根年早期提出的依賴一偏好指數(shù)模型，分省區(qū)比較入境客流量與航空客運(yùn)量的地區(qū)差異。依賴一偏好指數(shù)計(jì)算公式為：

ε_i=[ST_i／TT_i]

其中：ST_i為入境客流量統(tǒng)計(jì)值，TT_i為回歸方程的預(yù)測(cè)值。依據(jù)對(duì)依賴一偏好指數(shù)的計(jì)算和偏離程度，得到全國(guó)30個(gè)省區(qū)入境客流量對(duì)航空客運(yùn)量的偏離指數(shù)類型。結(jié)果見表5。

表5表明，在所統(tǒng)計(jì)的30個(gè)省區(qū)中，強(qiáng)依賴或偏好省區(qū)有4個(gè)，占13.33％；較強(qiáng)依賴或偏好省區(qū)有8個(gè)，占26.67％；中等依賴或中等偏好省區(qū)有9個(gè)，占30％；較弱依賴或偏好省區(qū)有7個(gè)，占23.3％；弱依賴或偏好省區(qū)有2個(gè)，占6.6％。內(nèi)蒙古、上海、山東、廣西依賴指數(shù)高于1.45，內(nèi)蒙古和廣西地處邊陲，上海是出入境口岸，江蘇和浙江經(jīng)濟(jì)發(fā)達(dá)，對(duì)航空需求大；天津、江蘇、河北、遼寧、黑龍江、安徽、福建、云南依賴指數(shù)處于1～1，45，多處于邊陲或內(nèi)陸，對(duì)航空依賴明顯；北京、浙江、河南、湖北、湖南、廣東、重慶、四川、陜西依賴指數(shù)處于0.7～1，北京和廣東是出入境口岸，陜西、四川和重慶則地處內(nèi)陸，對(duì)航空有依賴；山西受北京影響，吉林受遼寧影響，江西受上海、江浙等影響，航空依賴指數(shù)較小；青海和寧夏地處邊緣地區(qū)，旅游資源豐度不高，入境旅游客流量較小，對(duì)航空需求低。

4.2國(guó)內(nèi)客流量與公路客運(yùn)量關(guān)系的統(tǒng)計(jì)分析

經(jīng)過(guò)近20年的發(fā)展，我國(guó)國(guó)內(nèi)旅游已進(jìn)入大眾化階段，旅游人數(shù)屢創(chuàng)新高。盡管受到金融危機(jī)的影響，2009年國(guó)內(nèi)旅游仍達(dá)到19.3億人次，出游率達(dá)到1.5次／人，較2008年增長(zhǎng)16.3％。但由于經(jīng)濟(jì)發(fā)展水平所限，國(guó)內(nèi)旅游仍具有低消費(fèi)、中近距離等特點(diǎn)，30％以上游客為本省區(qū)內(nèi)旅游。因公路運(yùn)輸靈活、方便，鐵路運(yùn)輸票價(jià)低廉，此兩種方式是國(guó)內(nèi)旅游主要的交通運(yùn)輸方式。本節(jié)以公路客運(yùn)量為關(guān)鍵變量，分析各省區(qū)國(guó)內(nèi)旅游與公路客流量的關(guān)系。以2006年30個(gè)省區(qū)截面數(shù)據(jù)為依據(jù)，以國(guó)內(nèi)旅游客流量為因變量，公路客運(yùn)量為自變量，制作x—Y散點(diǎn)圖，結(jié)果發(fā)現(xiàn)，回歸方程可決系數(shù)很低，方程擬合效果不理想。分析發(fā)現(xiàn)北京、上海和天津國(guó)內(nèi)客流量大，但公路客運(yùn)量小，與其是中國(guó)最大的直轄市有關(guān)，影響了方程的回歸，隨后剔除三者，做新的散點(diǎn)圖，結(jié)果表明，國(guó)內(nèi)客流量與公路客運(yùn)量呈明顯的二次函數(shù)關(guān)系。其中，東部沿海的浙江、山東和江蘇國(guó)內(nèi)客流量很大，中部安徽國(guó)內(nèi)客流量排在第l位，西部地區(qū)四川國(guó)內(nèi)客流量位居首位。本文采用OLS法進(jìn)行回歸分析，其擬合的二次曲線回歸方程如F：

TD=-0.0055HW²+0.193HW-0.121(6)

可決系數(shù)R。=O，7673，擬合效果較好，符合預(yù)測(cè)要求。根據(jù)依賴一偏好指數(shù)公式，得到各省區(qū)國(guó)內(nèi)旅游客流量對(duì)公路客運(yùn)量的依賴一偏好指數(shù)類型。結(jié)果見表6。

表6表明，在所統(tǒng)計(jì)的27個(gè)省區(qū)中，強(qiáng)依賴或偏好省區(qū)有2個(gè)，占所統(tǒng)計(jì)省區(qū)的7，41％；較強(qiáng)依賴或偏好省區(qū)12個(gè)，占44，44％；中等依賴或中等偏好省區(qū)9個(gè)，占33，33％；弱依賴或偏好省區(qū)4個(gè)，占14，81％。青海和寧夏多山，地形復(fù)雜，航空與鐵路網(wǎng)絡(luò)少，國(guó)內(nèi)旅游主要依賴公路運(yùn)輸；浙江、山東和四川等省境內(nèi)公路網(wǎng)絡(luò)密度大，尤其浙江和山東不僅高等級(jí)公路比例高，而且四通發(fā)達(dá)，出行十分方便。遼寧、河南和陜西不僅公路網(wǎng)絡(luò)發(fā)達(dá)，更重要的都是我國(guó)鐵路交通樞紐，高速列車和動(dòng)車組較多，航空線眾多，在一定程度上降低了對(duì)公路運(yùn)輸?shù)男枨?。中度依賴一偏好型的省區(qū)9個(gè)，占33.33％，這些省區(qū)中，廣東和湖北省鐵路與航空網(wǎng)絡(luò)發(fā)達(dá)，基本已形成了民航、鐵路和公路運(yùn)輸三位一體的交通網(wǎng)絡(luò)。因此，國(guó)內(nèi)旅游對(duì)公路運(yùn)輸依賴適中。而甘肅、湖南、廣西、重慶等省區(qū)大部分鐵路網(wǎng)絡(luò)不發(fā)達(dá)，高等級(jí)鐵路少，經(jīng)濟(jì)發(fā)展水平較低，而且境內(nèi)多山，因此，國(guó)內(nèi)出游主要以公路為主。弱依賴一偏好型的省區(qū)4個(gè)，占14.81％，依賴一偏好指數(shù)在0.6以下，這些省區(qū)都地處我國(guó)邊疆地區(qū)，地形復(fù)雜、多山，且距離遠(yuǎn)，與外界聯(lián)系以鐵路和航空運(yùn)輸為主，對(duì)公路運(yùn)輸需求很小。

5結(jié)論

盡管旅游業(yè)的發(fā)展，促進(jìn)了交通運(yùn)輸?shù)陌l(fā)展，但是交通運(yùn)輸功能巨大，并非完全是為旅游業(yè)服務(wù)的，因?yàn)樨浳镞\(yùn)輸、國(guó)內(nèi)外非旅游者的運(yùn)輸，也是交通運(yùn)輸?shù)闹匾蝿?wù)。在旅游業(yè)發(fā)展之前，交通運(yùn)輸已經(jīng)存在，并在客貨運(yùn)輸中擔(dān)負(fù)著重要的功能。20年來(lái)，隨著交通運(yùn)輸?shù)目焖侔l(fā)展，尤其是航空客運(yùn)逐漸普及，鐵路提速、高速鐵路的修建，公路和高速公路的發(fā)展，對(duì)我國(guó)旅游業(yè)的發(fā)展起到了巨大的推動(dòng)作用。本文利用1985～2008年的時(shí)間序列數(shù)據(jù)和2006年全國(guó)30個(gè)省區(qū)的截面數(shù)據(jù)，分析了旅游客流量與交通客運(yùn)量的關(guān)系。結(jié)果發(fā)現(xiàn)：

(1)基于時(shí)間序列的協(xié)整分析發(fā)現(xiàn)，長(zhǎng)期內(nèi)，旅游客流量與交通客運(yùn)量之間存在著長(zhǎng)期穩(wěn)定的均衡關(guān)系。彈性系數(shù)表明，交通運(yùn)輸業(yè)對(duì)旅游業(yè)的發(fā)展具有顯著的推動(dòng)作用。格蘭杰因果關(guān)系檢驗(yàn)表明，航空客運(yùn)量和公路客運(yùn)量與入境客流量之間存在單向格蘭杰因果關(guān)系，航空客運(yùn)與公路客運(yùn)對(duì)入境旅游的推動(dòng)作用很大。入境客流量與航空客運(yùn)量之間存在單向格蘭杰因果關(guān)系，即入境旅游能推動(dòng)航空客運(yùn)的增長(zhǎng)。航空客運(yùn)量和公路客運(yùn)量與國(guó)內(nèi)客流量之間存在單向格蘭杰因果關(guān)系，即公路客運(yùn)和航空客運(yùn)的增長(zhǎng)促進(jìn)了國(guó)內(nèi)旅游的發(fā)展。

(2)誤差修正模型分析發(fā)現(xiàn)，對(duì)于入境旅游，短期動(dòng)態(tài)內(nèi)，航空客運(yùn)量、鐵路客運(yùn)量和公路客運(yùn)量的1期和2期滯后效應(yīng)中，航空客運(yùn)量對(duì)入境客流量增長(zhǎng)具有積極的推動(dòng)作用，鐵路客運(yùn)量和公路客運(yùn)量1期效應(yīng)不顯著。當(dāng)短期波動(dòng)偏離長(zhǎng)期均衡時(shí)，系統(tǒng)將以-0.716022的調(diào)整力度將非均衡狀態(tài)拉回到均衡狀態(tài)。對(duì)于國(guó)內(nèi)旅游，短期動(dòng)態(tài)內(nèi)，航空客運(yùn)量、鐵路客運(yùn)量和公路客運(yùn)量的1期和2期滯后效應(yīng)中，公路客運(yùn)量和航空客運(yùn)量對(duì)國(guó)內(nèi)客流量增長(zhǎng)具有較大推動(dòng)效應(yīng)，鐵路客運(yùn)量1期滯后效應(yīng)微弱。當(dāng)短期波動(dòng)偏離長(zhǎng)期均衡時(shí)，系統(tǒng)將以-0.243782的調(diào)整力度將非均衡狀態(tài)拉回到均衡狀態(tài)。

(3)基于對(duì)全國(guó)30個(gè)省區(qū)截面數(shù)據(jù)的分析，發(fā)現(xiàn)入境客運(yùn)量與航空客運(yùn)量呈明顯的線性相關(guān)，航空客運(yùn)量的邊際彈性為0.1079，即民航客運(yùn)量每增加1萬(wàn)人次，入境客流量將增加0.1079萬(wàn)人；國(guó)內(nèi)旅游與公路客運(yùn)量呈明顯的二次函數(shù)關(guān)系。這種基于主導(dǎo)因素的分析，忽略了鐵路客運(yùn)的空間再分配作用。

(4)依據(jù)各省區(qū)入境客流量對(duì)航空客運(yùn)量的依賴一偏好差異，本文將全國(guó)30個(gè)省區(qū)劃分為5種類型。其中，內(nèi)蒙古、上海、江蘇、浙江、山東、廣西依賴指數(shù)高于1.45，天津、河北、遼寧、黑龍江、安徽、福建、云南依賴指數(shù)處于1～1.45，北京、河南、湖北、湖南、廣東、重慶、四川、陜西依賴指數(shù)為0.7～1，而青海和寧夏對(duì)航空需求低。

(5)依據(jù)各省區(qū)國(guó)內(nèi)旅游對(duì)公路客運(yùn)的依賴一偏好差異，將全國(guó)27個(gè)省區(qū)劃分為4種類型。其中，青海和寧夏為強(qiáng)依賴型，吉林、山西、陜西、云南、遼寧和四川等為較強(qiáng)依賴型，甘肅、廣西、福建、河北和湖南等為中度依賴型，貴州、內(nèi)蒙古、海南和新疆等屬于弱依賴型，依賴指數(shù)在0.6以下。