西部地區(qū)旅游經(jīng)濟空間變化趨勢及影響因素研究

王淑新 王學(xué)定 徐建衛(wèi)

(1.陜西理工學(xué)院區(qū)域經(jīng)濟與社會發(fā)展研究所，陜西漢中 723000;2.中國科學(xué)院成都分院，四川成都 610041;3.蘭州大學(xué)經(jīng)濟學(xué)院，甘肅蘭州 730000)

1 引言

旅游經(jīng)濟空間差異與空間格局的研究是區(qū)域經(jīng)濟學(xué)、旅游地理學(xué)研究的重要課題。進入21世紀后，宏觀的旅游經(jīng)濟空間差異問題日益受到重視(陳良文，楊開忠，2007)，并成為當(dāng)前旅游研究的熱點(汪德根，陳田，2011)。1999年，“西部大開發(fā)”戰(zhàn)略實施以來，西部地區(qū)12省(區(qū)、市)(包括重慶、四川、貴州、云南、西藏、陜西、甘肅、寧夏、青海、新疆、內(nèi)蒙古和廣西)均把旅游業(yè)作為支柱產(chǎn)業(yè)加以優(yōu)先發(fā)展和重點扶持(鄧晨暉，等，2010)，旅游業(yè)成為“西部大開發(fā)”的重要內(nèi)容(Jackson，2006;吳殿廷，等，2003)。同年，國家旅游局組織西部旅游考察后明確提出“西部大開發(fā)，旅游要先行”政策，優(yōu)先在西部地區(qū)建設(shè)國家生態(tài)旅游示范區(qū)、國家旅游扶貧實驗區(qū)和國家旅游度假區(qū)。10年來，西部地區(qū)旅游業(yè)的發(fā)展?fàn)顩r如何，有怎樣的空間變化特征，哪些因素對其產(chǎn)生了影響等問題尤其值得關(guān)注。文獻分析顯示，當(dāng)前相關(guān)方面的研究較少，鑒于此，本文分析西部地區(qū)不同省(區(qū)、市)旅游經(jīng)濟空間變化趨勢及影響因素，并為其進一步發(fā)展提供了若干政策建議。

2 文獻綜述

旅游系統(tǒng)是一個以非線性方式運行的復(fù)雜系統(tǒng)，其空間表達呈現(xiàn)出差異性(McKercher，1999)，且具有時間維度上的動態(tài)變化特征，是不同要素共同作用的結(jié)果。以往對旅游業(yè)空間結(jié)構(gòu)及其影響因素的研究，從理論綜述的角度看，Pearce(1999)認為區(qū)域旅游供給的五大空間影響因素為:吸引物、交通、住宿、支持設(shè)施和基礎(chǔ)設(shè)施;Prideaux(2005)將影響旅游的因素總結(jié)為:需求因素、政府因素、個人因素、無形因素、外部經(jīng)濟因素、外部政治和健康因素。

從實證分析的角度看，主要采用了三類方法:一是應(yīng)用不同指數(shù)測算旅游發(fā)展的空間差異，包括首位理論、標準差、變異系數(shù)、泰爾指數(shù)、E-G指數(shù)、基尼系數(shù)等，如陸林和余鳳龍(2005)認為，1990～2002年中國區(qū)域旅游經(jīng)濟的絕對差異在擴大、相對差異在縮小，其影響因素可歸結(jié)為旅游資源稟賦、基礎(chǔ)設(shè)施、區(qū)位因素和產(chǎn)業(yè)結(jié)構(gòu);邴振華和高峻(2010)的研究表明，長三角區(qū)域旅游產(chǎn)業(yè)已出現(xiàn)較強的集聚現(xiàn)象，這一趨勢與經(jīng)濟發(fā)展高度相關(guān);汪德根和陳田(2011)指出，2000～2008年中國旅游經(jīng)濟總體差異呈現(xiàn)縮小趨勢，旅游資源稟賦、交通可達性、經(jīng)濟發(fā)展水平是影響這一空間格局的主要因素。二是應(yīng)用以克魯格曼為代表的新經(jīng)濟地理學(xué)家提出的本地市場效應(yīng)模型、網(wǎng)絡(luò)中心效應(yīng)模型、核心—邊緣模型等(Krugman，1980，1991;Krugman，Venables，1995;Fujita，等，1999)進行研究，如史春云等(2007)認為，四川省旅游城市核心—邊緣空間結(jié)構(gòu)發(fā)育典型，空間格局的演變以聚集形、非均衡的極化作用為主，但擴散作用正逐步加強，交通、經(jīng)濟發(fā)展水平、資源稟賦、城市規(guī)模、職能與城市化水平、區(qū)位是形成這一結(jié)構(gòu)的主要因素。三是應(yīng)用以Solow和Swan為代表的新古典經(jīng)濟學(xué)家提出的經(jīng)濟增長收斂模型(包括σ－收斂、β－收斂和俱樂部收斂 3 種類型)等(Solow，1956;Swan，1956;Barro，Sala-i-Martin，1992;Galor，1996;Canova，2004)進行分析，如 Wang等(2011)認為，1996 ～2008 年中國不同省(區(qū)、市)間入境旅游經(jīng)濟存在收斂趨勢，差異逐漸縮小，人力資本投入和第三產(chǎn)業(yè)比重對其產(chǎn)生了重要影響;郭為和何媛媛(2008)的研究顯示，1992～2001年中國四大區(qū)域(東部、東北、中部和西部地區(qū))的旅游產(chǎn)業(yè)呈發(fā)散態(tài)勢，而2002年之后呈現(xiàn)收斂態(tài)勢，飯店業(yè)和旅行社業(yè)的區(qū)域收斂和發(fā)散對其產(chǎn)生了重要影響。其中，運用不同指數(shù)測算旅游業(yè)區(qū)域空間差異的研究文獻最多，這一方法簡單易行，能夠比較清楚地觀察到不同區(qū)域旅游經(jīng)濟的絕對差異、相對差異及其動態(tài)變化趨勢，相對于定性分析，已有很大改進和提高，但容易割裂旅游空間結(jié)構(gòu)變化與影響因素之間的關(guān)系，雖然部分文獻引入了相關(guān)性分析彌補不足，但仍不能將旅游業(yè)空間差異與影響因素納入統(tǒng)一分析框架。與之相比，借鑒新經(jīng)濟地理學(xué)和新古典經(jīng)濟學(xué)的模型則能夠解決這一問題，尤其是增長收斂模型，不僅可以揭示不同區(qū)域旅游空間結(jié)構(gòu)的變化狀態(tài)，而且能夠有效測算不同影響要素的作用方向及大小。

關(guān)于西部地區(qū)旅游經(jīng)濟空間結(jié)構(gòu)及影響因素的研究，劉春濟和高靜(2008)基于E-G指數(shù)的分析結(jié)果顯示，1997～2005年，西北地區(qū)旅游產(chǎn)業(yè)集聚程度呈現(xiàn)出正增長態(tài)勢，公安機關(guān)刑事案件立案數(shù)、人口數(shù)量、鐵路營運里程對這一趨勢影響最大;而西南地區(qū)則表現(xiàn)出下降趨勢，城市園林綠地面積、人口數(shù)量、鐵路營運里程對這一趨勢影響最大。鄧晨暉等(2010)依據(jù)標準差和基尼系數(shù)的研究結(jié)果顯示，西部地區(qū)旅游業(yè)發(fā)展不平衡且其不平衡格局相對穩(wěn)定。這些分析為認識西部地區(qū)旅游經(jīng)濟的發(fā)展提供了有益幫助，但相關(guān)研究仍顯薄弱，尤其是西部大開發(fā)10年以來，這一區(qū)域旅游經(jīng)濟空間結(jié)構(gòu)變化及其影響因素值得進一步深入分析。

就影響要素而言，盡管旅游經(jīng)濟空間變化的影響因素涉及方方面面，分析的角度可以不受局限，可從需求角度分析，也可從供給角度分析;可從微觀方面分析，也可從宏觀方面分析;可從一般性因素方面分析，也可從特殊性因素方面分析等，但這些要素基本可歸結(jié)為旅游基礎(chǔ)設(shè)施、旅游服務(wù)設(shè)施、經(jīng)濟發(fā)展水平和旅游資源稟賦4類。在此基礎(chǔ)上，本文將密切影響旅游經(jīng)濟發(fā)展的旅游要素投入(Blake，et al.，2006)納入這一范疇，因此，影響旅游經(jīng)濟空間格局變化的因素可從旅游要素投入、旅游基礎(chǔ)設(shè)施、旅游服務(wù)設(shè)施、經(jīng)濟發(fā)展水平和旅游資源稟賦5個方面考察。

基于上述分析，我們借鑒經(jīng)濟學(xué)中較為成熟的收斂理論分析西部大開發(fā)以來西部地區(qū)12省(區(qū)、市)旅游經(jīng)濟的動態(tài)變化趨勢，以及旅游要素投入、旅游交通設(shè)施、旅游服務(wù)設(shè)施、經(jīng)濟發(fā)展水平和旅游資源稟賦水平對這一空間變化的影響，以達到完善區(qū)域旅游經(jīng)濟空間變化分析框架、探討不同旅游要素影響作用方向及大小、深入認識西部地區(qū)旅游經(jīng)濟發(fā)展的目標。

3 研究方法與數(shù)據(jù)來源

3.1 研究方法

3.1.1 西部地區(qū)旅游經(jīng)濟空間變化

以Solow(1956)和Swan(1956)為代表的新古典經(jīng)濟學(xué)家認為，因資本邊際產(chǎn)出遞減，不同個體的經(jīng)濟發(fā)展最終將趨于穩(wěn)態(tài)水平，這一現(xiàn)象被稱為經(jīng)濟增長的收斂。Barro和Sala-i-Martin(1992)提出了度量收斂的兩個指標:σ－收斂和β－收斂，Galor(1996)和Canova(2004)分析了俱樂部收斂，豐富了收斂的內(nèi)涵。此后，收斂方法在衡量國內(nèi)外地區(qū)經(jīng)濟發(fā)展差異方面得到了廣泛和成熟的應(yīng)用。本文借鑒這些研究方法，考察2000～2009年西部地區(qū)旅游經(jīng)濟的σ－收斂、β－收斂和俱樂部收斂特征。

σ－收斂指不同省份人均旅游收入的離差隨時間推移而趨于減小的過程。當(dāng)σt+1＜σt時，可判斷旅游經(jīng)濟增長存在σ－收斂;否則，不存在σ－收斂，其計算公式可表示為:

式(1)中，Yjt和Pojt分別為j省(區(qū)、市)t時期的旅游收入和人口數(shù)。

β－收斂指初始旅游收入水平低的省份比水平高的省份具有更高的人均增長率，經(jīng)過一段時間的發(fā)展，落后省份趕上發(fā)達省份，達到以同樣速度穩(wěn)定發(fā)展的收斂狀態(tài)，即不同省份的人均旅游收入增長率與初始人均旅游收入水平負相關(guān)，其回歸方程形式可表示為:

式(2)中，Yj0和Poj0分別為j省(區(qū)、市)初始時期的旅游收入和人口數(shù)。此外，為更好地考察西部地區(qū)不同省份旅游收入在不同時期的變化情況，對傳統(tǒng)的收斂模式進行改進，取T=1，這樣可以通過考察每年各個省份的橫截面數(shù)據(jù)，計算出該年差異的變化情況，并最終得到不同年份旅游經(jīng)濟差異的變化趨勢。如果估計的β值為負數(shù)，且在統(tǒng)計上是顯著的，則存在β－收斂，不同省份在0－t時期人均旅游收入的增長率與初始水平呈負相關(guān)，兩者的差距趨于縮小;如果估計的β值為正數(shù)，則不存在β－收斂。同時，可根據(jù)收斂系數(shù)β的估計值計算收斂所達到的穩(wěn)態(tài)值φ、收斂速度θ、收斂時間τ，計算公式如下:

俱樂部收斂被Galor(1996)定義為初期經(jīng)濟發(fā)展水平接近的經(jīng)濟集團各自內(nèi)部的不同經(jīng)濟系統(tǒng)之間，在具有相似結(jié)構(gòu)特征的前提下趨于收斂，而不同經(jīng)濟集團之間卻沒有收斂的跡象。本文把西部地區(qū)的西南部分(包括重慶、四川、貴州、云南、西藏、廣西)和西北部分(包括陜西、甘肅、寧夏、青海、新疆、內(nèi)蒙古)作為兩個不同的旅游經(jīng)濟集團進行俱樂部收斂考察。按照Galor(1996)的定義，俱樂部收斂需要同時滿足兩個條件，西南和西北兩個旅游經(jīng)濟集團內(nèi)部存在收斂，而兩者之間不具有收斂現(xiàn)象。關(guān)于收斂的考察，依據(jù)公式(2)進行，而關(guān)于兩地區(qū)之間旅游經(jīng)濟收斂與否，引入應(yīng)用成熟的Theil指數(shù)T指標進行測算，其計算公式如下:

式中，TBR為西南和西北兩地區(qū)間人均旅游收入差異程度，Yi和Y分別為i地區(qū)(西南和西北兩地區(qū))的旅游收入和西部地區(qū)總旅游收入，Poi和Po分別為i地區(qū)(西南和西北兩地區(qū))的人口數(shù)和西部地區(qū)總?cè)丝跀?shù)。

3.1.2 西部地區(qū)旅游經(jīng)濟空間變化的影響因素

結(jié)合西部地區(qū)旅游經(jīng)濟的變化特征，并根據(jù)數(shù)據(jù)資料的可得性，本文分析旅游要素投入、旅游基礎(chǔ)設(shè)施、旅游服務(wù)設(shè)施、經(jīng)濟發(fā)展水平和旅游資源稟賦水平5類因素的8個指標對西部地區(qū)旅游經(jīng)濟空間變化的影響。此外，作為計量模型的一部分，上期旅游經(jīng)濟發(fā)展水平對本期增長率有重要影響，能夠較好地解釋旅游經(jīng)濟發(fā)展速度，以 yt－1表示。

(1)旅游要素投入

Blake等(2006)以英國為例的分析研究表明，固定資產(chǎn)投資和人力資本投資對英國旅游經(jīng)濟的發(fā)展產(chǎn)生了重要影響。本文的旅游要素投入以旅游業(yè)固定資產(chǎn)投資和旅游業(yè)從業(yè)人員兩個指標表示，反映資本投入和勞動投入對不同省(區(qū)、市)旅游經(jīng)濟發(fā)展的影響。其中，旅游業(yè)固定資產(chǎn)投資以交通運輸、住宿和餐飲業(yè)的固定資產(chǎn)投資為代理變量，以iv表示;旅游業(yè)從業(yè)人員以交通運輸、住宿和餐飲業(yè)的職工人數(shù)為代理變量，以hu表示。

(2)旅游基礎(chǔ)設(shè)施

交通、郵電、通信等基礎(chǔ)設(shè)施是旅游業(yè)得以生存和發(fā)展的先決條件，而旅游交通尤為重要(陸林，余鳳龍，2005)，其對旅游發(fā)展具有重要作用(Khadaroo，Seetanah，2007，2008;史春云，等，2007)。同時，由于等級公路密度反映可達性，是交通設(shè)施建設(shè)的最重要目標，故本文采用等級公路密度衡量旅游交通設(shè)施水平，其值越高，表明公路網(wǎng)絡(luò)越密集，可達性越強;反之，可達性越弱，其計算公式表示為:

式(5)中，roj、lj和aj分別為j省(區(qū)、市)等級公路密度、公路長度和國土面積。

(3)旅游服務(wù)設(shè)施

王淑新等(2011)的分析結(jié)果顯示，旅游服務(wù)設(shè)施對旅游經(jīng)濟的發(fā)展具有重要影響。第三產(chǎn)業(yè)比重直接關(guān)乎旅游服務(wù)的水平和能力，本文以第三產(chǎn)業(yè)比重和星級酒店水平兩個指標衡量旅游服務(wù)設(shè)施水平，反映產(chǎn)業(yè)結(jié)構(gòu)變動和星級酒店水平對不同省(區(qū)、市)旅游經(jīng)濟空間結(jié)構(gòu)變化的影響。其中，星級酒店是旅游經(jīng)營活動的物質(zhì)條件(趙東喜，2008)，是衡量一區(qū)域旅游接待能力的重要指標，本文采用星級酒店得分衡量不同省(區(qū)、市)星級酒店水平狀況(stj)，其值越大，旅游接待能力越強;反之，旅游接待能力越弱。其計算公式表示為:

式(6)中，stj和qn－Star分別為j省(區(qū)、市)星級酒店水平和星級酒店數(shù)量。

(4)經(jīng)濟發(fā)展水平

Hamilton等(2005)基于207個國家的漢堡國際旅游流仿真模型的分析結(jié)果顯示，收入水平的提高將提升人們的出游頻率。本文以城鎮(zhèn)居民可支配收入(ci)和農(nóng)村居民人均純收入(fi)衡量經(jīng)濟發(fā)展水平對旅游發(fā)展的影響。

(5)旅游資源稟賦

旅游資源是發(fā)展旅游經(jīng)濟的物質(zhì)基礎(chǔ)(Melián-González，Arcía-Falcón，2003)，對旅游經(jīng)濟發(fā)展具有重要影響。本文采用4A和5A級景區(qū)得分衡量不同省(區(qū)、市)旅游資源稟賦水平狀況，它們客觀地反映了區(qū)域旅游資源開發(fā)和旅游地建設(shè)的質(zhì)量水平，提供了一種較為公認的依據(jù)，且能夠避免重復(fù)計算問題(敖榮軍，韋燕生，2006)，4A和5A級景區(qū)得分越高，旅游資源稟賦水平越高;反之越低，其計算公式為:

式(7)中，scj和qnA分別為j省(區(qū)、市)旅游資源稟賦水平和nA級景區(qū)數(shù)量。

基于上述分析，本文將旅游經(jīng)濟空間結(jié)構(gòu)變化影響因素的回歸模型設(shè)定為如下形式:

式(8)中，rjt為增長率，yjt－1為上期人均旅游收入水平，xjt為影響因素，包括旅游要素投入、基礎(chǔ)設(shè)施、服務(wù)設(shè)施、經(jīng)濟發(fā)展水平和旅游資源稟賦水平，各變量均取自然對數(shù)形式，以提高序列的平穩(wěn)性。

3.2 數(shù)據(jù)來源

西部地區(qū)12省(區(qū)、市)2000～2008年年末人口數(shù)量、國內(nèi)旅游收入和國內(nèi)生產(chǎn)總值(GDP)均來自《新中國60年統(tǒng)計資料匯編》，2009年數(shù)據(jù)取自《中國統(tǒng)計年鑒》(2010);城鎮(zhèn)居民可支配收入、農(nóng)村居民人均純收入、等級公路長度、第三產(chǎn)業(yè)比重，以及交通運輸、住宿和餐飲業(yè)的固定資產(chǎn)投資與職工人數(shù)均來自《中國統(tǒng)計年鑒》(2001～2010);星級酒店數(shù)量來自《中國旅游統(tǒng)計年鑒(副本)》(2001～2010);2000～2009年各省(區(qū)、市)4A級景區(qū)數(shù)量來自全國旅游景區(qū)質(zhì)量等級評定委員會發(fā)布的公告資料，5A級景區(qū)來自國家旅游局網(wǎng)站(http://www.cnta.com/)提供的統(tǒng)計資料，逐年逐省進行了分類、統(tǒng)計和整理。不同年份的旅游收入、城鎮(zhèn)居民可支配收入、農(nóng)村居民人均純收入、交通運輸及住宿和餐飲業(yè)的固定資產(chǎn)投資用價格平減指數(shù)(來源于《中國統(tǒng)計年鑒》)折算成2000年價格，以消除價格變動因素，使不同時期的數(shù)量具有可比性。

4 西部地區(qū)旅游經(jīng)濟空間變化趨勢

4.1 描述統(tǒng)計:一個特征性事實

對西部地區(qū)12省(區(qū)、市)2000年的人均旅游收入分析后顯示，整個西部地區(qū)平均值為291.37 元，其中重慶(443.53 元)、云南(427.22 元)、陜西(352.29 元)、廣西(327.13元)、新疆(325.56元)和四川(297.75 元)6省(區(qū)、市)超過平均水平，形成旅游經(jīng)濟較發(fā)達區(qū)域，其在西部地區(qū)旅游經(jīng)濟發(fā)展過程中的地位變化(圖1)顯示了兩方面特征:①該區(qū)域的旅游收入占西部地區(qū)的比重總體呈持續(xù)降低的趨勢，從2000年的87.39%下降到2009年的71.74%，意味著其它6省份旅游收入占西部地區(qū)的比重呈持續(xù)上升的趨勢，從2000年的12.61%上升到2009年的28.26%，表明西部地區(qū)不同省(區(qū)、市)旅游經(jīng)濟的發(fā)展呈現(xiàn)收斂趨勢;②盡管如此，該區(qū)域的旅游收入在西部地區(qū)仍占有較高比重，即使在最低的2009年，仍達到71.74%，延續(xù)了歷史的集聚特征。綜上，2000～2009年西部地區(qū)不同省(區(qū)、市)間旅游經(jīng)濟的基本變化趨勢可以概括為:集聚是歷史特征，收斂成為發(fā)展主流。這與長三角區(qū)域旅游產(chǎn)業(yè)出現(xiàn)較強的集聚現(xiàn)象(邴振華，高峻，2010)有差別，但與全國旅游業(yè)的收斂趨勢(郭為，何媛媛，2008;Wang，et al.，2011)一致。

圖1 2000～2009年旅游經(jīng)濟發(fā)達區(qū)域旅游收入占西部地區(qū)比重

4.2 收斂分析與討論

由公式(1)可計算出2000～2009年西部地區(qū)12省(區(qū)、市)旅游經(jīng)濟的σ值，并據(jù)此作出趨勢圖2，其變化特征表現(xiàn)為:①σ值由2000年的0.5916逐年(2003年除外)降至 2009年的 0.4220(2000～2009年數(shù)值分別為:0.5916、0.5581、0.5159、0.5602、0.4276、0.4539、0.4269、0.4158、0.4250、0.4220，因此得出上述整體上降低的變化趨勢)，呈現(xiàn)出比較明顯的σ－收斂趨勢，12省(區(qū)、市)間旅游經(jīng)濟差異趨于縮小;②2003年，σ值呈現(xiàn)突然升高的異常狀態(tài)，由2002年的0.5159升至2003年的0.5602，但在2004年出現(xiàn)了快速回落，由2003年的0.5602降至2004年的0.4276，這與2003年SARS危機使旅游經(jīng)濟遭受重創(chuàng)有很大關(guān)系，驗證了危機事件的負面影響(Kuo，et al.，2008)。

圖2 2000～2009年西部地區(qū)旅游經(jīng)濟σ值變化趨勢

以往的諸多研究在處理面板數(shù)據(jù)時，忽略了數(shù)據(jù)的平穩(wěn)性檢驗，導(dǎo)致結(jié)果偏誤(Seetanah，2011)。鑒于此，在計量分析前，我們用Phillips-Perro方法進行單位根檢驗，以驗證面板數(shù)據(jù)的平穩(wěn)性。結(jié)果顯示(表1)，西部地區(qū)不同省(區(qū)、市)的旅游收入(y0)及其增長率(r)均通過了PP檢驗，且在1% ～5%水平下顯著，這為進一步的分析奠定了基礎(chǔ)。

基于面板方法用Eviews6.0軟件對計量模型(2)進行估計。在此之前，通過Hausman檢驗判斷固定效應(yīng)和隨機效應(yīng)的有效性，結(jié)果表明雙向固定效應(yīng)更為合適?；貧w結(jié)果(表2)顯示，R2值為0.4972(調(diào)整的R2值為0.3816)，模型的解釋能力達到了期望的要求;F統(tǒng)計值為4.3010，在1%水平下顯著，表明模型整體上顯著。從回歸系數(shù)看，初始水平的人均旅游收入系數(shù)為－0.2824，且通過了1%的顯著性水平檢驗，表明西部地區(qū)12個省(區(qū)、市)間旅游經(jīng)濟存在收斂趨勢。通過公式(3)進一步計算這一收斂趨勢的穩(wěn)態(tài)值φ為1.4673、收斂速度θ為3.69%、收斂時間τ為18.80年。上述分析顯示，2000～2009年，西部地區(qū)12省(區(qū)、市)間旅游經(jīng)濟表現(xiàn)出比較明顯的σ－收斂和β－收斂趨勢，這表明西部地區(qū)省際旅游經(jīng)濟盡管存在不平衡，但空間差異趨于縮小，與鄧晨暉等(2010)認為西部地區(qū)旅游經(jīng)濟不平衡格局相對穩(wěn)定的結(jié)論有差別，而與全國旅游經(jīng)濟省際差異縮小的變化趨勢(Wang，et al.，2011;汪德根，陳田，2011)一致。

表1 變量平穩(wěn)性檢驗

表2 西部、西南和西北地區(qū)旅游經(jīng)濟β－收斂回歸分析

對于旅游經(jīng)濟俱樂部收斂而言，需首先驗證俱樂部內(nèi)部是否趨于收斂，而后進行俱樂部之間收斂性的檢驗。β－收斂分析結(jié)果(表2)顯示，西南地區(qū)存在收斂趨勢(β系數(shù)為負值，且在10%水平下顯著)，西北地區(qū)則不存在收斂趨勢(盡管β系數(shù)為負值，但未通過顯著性檢驗)。這一結(jié)論與劉春濟和高靜(2008)的研究結(jié)果“西北地區(qū)旅游產(chǎn)業(yè)集聚程度呈現(xiàn)出正增長態(tài)勢、西南地區(qū)則表現(xiàn)出下降趨勢”是一致的。接下來分析西南和西北兩地區(qū)之間是否存在收斂趨勢。根據(jù)公式(3)計算出了Theil指數(shù)TBR值，并據(jù)此做出了趨勢圖3，可看出西南和西北兩地區(qū)間旅游經(jīng)濟發(fā)展差異程度TBR整體呈現(xiàn)出下降趨勢(2003年除外)，其值由2000年的0.0131下降到2009年的0.0042，表明兩地區(qū)間的旅游經(jīng)濟發(fā)展差異程度趨于縮小。通過西南和西北兩地區(qū)內(nèi)部以及兩地區(qū)之間的收斂分析，并根據(jù)俱樂部收斂的定義，可以判斷2000～2009年西南和西北兩地區(qū)旅游經(jīng)濟發(fā)展不存在俱樂部收斂特征，盡管西南地區(qū)內(nèi)部6省(區(qū)、市)間旅游經(jīng)濟存在收斂趨勢。

圖3 2000～2009年西南和西北兩地區(qū)旅游經(jīng)濟TBR變化趨勢

5 旅游經(jīng)濟空間變化影響因素的分析與討論

PP單位根檢驗結(jié)果顯示(表1)，上期旅游經(jīng)濟發(fā)展水平、旅游業(yè)固定資產(chǎn)投資、旅游業(yè)從業(yè)人員、第三產(chǎn)業(yè)比重、星級酒店水平、旅游資源稟賦水平原始序列均為平穩(wěn)序列，通過了顯著性水平為1% ～10%的PP檢驗，等級公路密度水平、城鎮(zhèn)居民可支配收入和農(nóng)村居民人均純收入原始序列為非平穩(wěn)序列，但其一階差分形式變?yōu)槠椒€(wěn)序列，通過了顯著性水平為1% ～5%的PP檢驗?；诿姘宸椒ㄓ肊views6.0軟件對計量模型(8)進行估計，表3顯示了西部地區(qū)旅游經(jīng)濟發(fā)展影響因素的回歸結(jié)果。

表3 西部地區(qū)旅游經(jīng)濟影響因素回歸分析

表3顯示，模型擬合度R2值為0.6089(調(diào)整的R2值為0.4536)，模型的解釋能力達到了預(yù)期要求;F檢驗值為3.9213，且在1%水平下顯著，表明模型整體回歸效果顯著。從各影響因素的回歸系數(shù)看，旅游業(yè)從業(yè)人員數(shù)量(回歸系數(shù)為－0.6324，且通過了10%的顯著性水平檢驗)、城鎮(zhèn)居民可支配收入水平(回歸系數(shù)為－1.4228，且通過了5%的顯著性水平檢驗)、旅游資源稟賦水平(回歸系數(shù)為－0.1720，且通過了5%的顯著性水平檢驗)均為負值，表明旅游業(yè)從業(yè)人員數(shù)量、城鎮(zhèn)居民可支配收入、旅游資源稟賦水平與旅游收入增長率呈反向變化關(guān)系，這一變化趨勢促進了不同旅游收入水平省份差異的縮小，推動了旅游經(jīng)濟的均衡化發(fā)展，具有收斂效應(yīng)。星級酒店水平系數(shù)為0.3407，且通過了10%的顯著性水平檢驗，表明星級酒店水平與旅游收入增長率呈同向變化關(guān)系，即星級酒店水平較高省份，旅游收入增長率較快;而星級酒店水平較低省份，旅游收入增長率較慢，這一變化趨勢促進了不同旅游收入水平省份差異的擴大，推動了旅游經(jīng)濟的集聚化發(fā)展，具有集聚效應(yīng)。綜上，西部地區(qū)不同省(區(qū)、市)間旅游經(jīng)濟呈現(xiàn)了均衡化發(fā)展的趨勢，表明收斂效應(yīng)因素(旅游業(yè)從業(yè)人員數(shù)量、城鎮(zhèn)居民可支配收入和旅游資源稟賦水平)所起的收斂作用大于集聚效應(yīng)因素(星級酒店水平)所起的集聚作用。通過公式(3)進一步計算出西部地區(qū)12省(區(qū)、市)間旅游經(jīng)濟收斂速度為10.24%，快于β－收斂速度(3.69%)6.55個百分點、收斂時間τ由原來的18.80年縮短至6.77年。但固定資產(chǎn)投資、等級公路密度、第三產(chǎn)業(yè)比重和農(nóng)村居民人均純收入未通過顯著性檢驗，其發(fā)揮的作用值得進一步驗證。

以旅游業(yè)從業(yè)人員數(shù)量為代表的旅游要素投入、以星級酒店為代表的旅游服務(wù)設(shè)施、以城鎮(zhèn)居民可支配收入為代表的經(jīng)濟發(fā)展水平、以4A、5A景區(qū)為代表的旅游資源稟賦4類分析框架中的要素影響了西部地區(qū)旅游經(jīng)濟發(fā)展的省際差異，驗證了這些要素發(fā)揮的作用，并且進一步確定了不同要素的作用方向和大小。就作用方向看，旅游業(yè)從業(yè)人員數(shù)量、城鎮(zhèn)居民可支配收入、旅游資源稟賦水平促進了區(qū)域旅游經(jīng)濟的收斂，而星級酒店水平促進了區(qū)域旅游經(jīng)濟的集聚;就作用大小看，城鎮(zhèn)居民可支配收入、旅游業(yè)從業(yè)人員數(shù)量、旅游資源稟賦水平發(fā)揮的收斂作用遞減，但收斂作用之和大于星級酒店水平發(fā)揮的集聚作用，且居于主導(dǎo)地位。分析框架中以等級公路為代表的旅游基礎(chǔ)設(shè)施回歸系數(shù)未通過顯著性檢驗，對西部地區(qū)旅游經(jīng)濟省際空間變化發(fā)生的作用不明確，未得到規(guī)律性的認識。對于其中的原因，我們認為，可能和考察的時間跨度較短(西部大開發(fā)以來10年的縱向時間序列數(shù)據(jù))，旅游交通為代表的基礎(chǔ)設(shè)施建設(shè)周期較長有關(guān)，有待于進一步的驗證和分析。

6 結(jié)論與建議

6.1 結(jié)論

文章在文獻綜述的基礎(chǔ)上，建立了旅游經(jīng)濟空間差異影響因素的分析框架，包含旅游要素投入、旅游基礎(chǔ)設(shè)施、旅游服務(wù)設(shè)施、經(jīng)濟發(fā)展水平和旅游資源稟賦5個方面，并基于收斂理論的σ－收斂、β－收斂和俱樂部收斂等方法分析了西部大開發(fā)以來(2000年～2009年)西部地區(qū)12省(區(qū)、市)旅游經(jīng)濟的空間動態(tài)變化特征和影響因素發(fā)揮的作用，得到的基本結(jié)論如下:

σ－收斂分析顯示，σ值由2000年的0.5916逐年降至2009年的0.4220，呈現(xiàn)出比較明顯的σ－收斂趨勢;β－收斂分析顯示，初始水平的人均旅游收入系數(shù)為負值，且通過了1%的顯著性水平檢驗，表明西部地區(qū)12個省(區(qū)、市)間旅游經(jīng)濟存在β－收斂趨勢。σ－收斂和β－收斂的同時存在驗證了σ－收斂是β－收斂的必要條件的命題，與Barro和Sala-i-Martin(1992)的分析吻合，但西南和西北兩地區(qū)旅游經(jīng)濟發(fā)展不存在俱樂部收斂特征。

影響因素分析顯示，就作用方向看，旅游業(yè)從業(yè)人員數(shù)量、城鎮(zhèn)居民可支配收入、旅游資源稟賦水平促進了區(qū)域旅游經(jīng)濟的空間收斂，而星級酒店水平促進了區(qū)域旅游經(jīng)濟的空間集聚，這與星級酒店在旅游經(jīng)濟發(fā)達區(qū)域的快速建設(shè)及其自身的集聚有關(guān);就作用大小看，城鎮(zhèn)居民可支配收入、旅游業(yè)從業(yè)人員數(shù)量、旅游資源稟賦水平發(fā)揮的收斂作用遞減，但收斂作用之和大于星級酒店水平發(fā)揮的集聚作用，且居于主導(dǎo)地位。

6.2 建議

基于上述分析，為更好地促進西部地區(qū)不同省份旅游經(jīng)濟的均衡化發(fā)展，旅游經(jīng)濟較落后省份應(yīng)在以下兩方面采取相應(yīng)措施:(1)旅游業(yè)從業(yè)人員數(shù)量、城鎮(zhèn)居民可支配收入和旅游資源稟賦水平促進了西部地區(qū)不同省份間旅游經(jīng)濟差異的縮小，具有收斂效應(yīng)，為旅游經(jīng)濟均衡化發(fā)展貢獻了重要力量，今后仍需重視旅游業(yè)從業(yè)人員數(shù)量增加，城鎮(zhèn)居民可支配收入和旅游資源稟賦水平的提高，繼續(xù)發(fā)揮其在縮小旅游經(jīng)濟差距方面的作用;(2)星級酒店水平促進了西部地區(qū)不同省份間旅游經(jīng)濟差異的擴大，具有集聚效應(yīng)，有擴大區(qū)域旅游經(jīng)濟差異的傾向，旅游經(jīng)濟較落后省份應(yīng)該給予充分重視，加速提升地區(qū)內(nèi)星級酒店水平。

［1］Barro R，Sala-i-Martin X.Convergence［J］.Journal of Political Economy，1992，100(2):223-251.

［2］Blake A，Sinclair M T，Soria J A C.Tourism productivity:Evidence from the United Kingdom［J］.Annals of Tourism Research，2006，33(4):1099-1120.

［3］Canova F.Testing for convergence clubs in income per capita:A predictive density approach［J］.International Economic Review，2004，45(1):49-77.

［4］Fujita M，Krugman P，Venables A J.The Spatial Economy:Cities，Regions，and International Trade［M］.Cambridge，Massachusetts:MIT Press，1999:53-134.

［5］Galor O D.Convergence?Inferences from theoretical models［J］.Economic Journal，1996，106(437):1056-1069.

［6］Hamilton J M，Maddison D J，Tol R S J.Climate change and international tourism:A simulation study［J］.Global Environmental Change，2005，15(3):253-266.

［7］Jackson J.Developing regional tourism in China:The potential for activating business clusters in a socialist market economy［J］.Tourism Management，2006，27(4):695-706.

［8］Khadaroo J，Seetanah B.Transport infrastructure and tourism development［J］.Annals of Tourism Research，2007，34(4):1021-1032.

［9］Khadaroo J，Seetanah B.The role oftransportinfrastructure in internationaltourism development:A gravity model approach［J］.Tourism Management，2008，29(5):831-840.

［10］Krugman P.Scale economies，product differentiation，and the pattern of trade［J］.American Economic Review，1980，70(5):950-959.

［11］Krugman P.Increasing returns and economic geography［J］.Journal of Political Economy，1991，99(3):483-499.

［12］Krugman P，Venables A J.Globalization and the inequality of nations［J］.Quarterly Journal of Economics，1995，110(4):857-880.

［13］Kuo H I，Chen C C，Tseng W C，et al.Assessing impacts of SARS and Avian Flu on international tourism demand to Asia［J］.Tourism Management，2008，29(5):917-928.

［14］Melián-González A，Arcía-Falcón J M.Competitive potential of tourism in destination［J］.Annals of Tourism Research，2003，30(3):720-740.

［15］McKercher B.A chaos approach to tourism［J］.Tourism Management，1999，20(4):425-434.

［16］Pearce D W.Tourist Today:A Geographical Analysis(2nd ed.) ［M］.Harlow:Longman Scientific and Technical Press，1999:1-25.

［17］Prideaux B.Factors affecting bilateral tourism flows［J］.Annals of Tourism Research，2005，32(3):780-801.

［18］Seetanah B.Assessing the dynamic economic impact of tourism for island economies［J］.Annals of Tourism Research，2011，38(1):291-308.

［19］Solow R.Technical change and the aggregate production function［J］.Review of Economics and Statistics，1956，39(3):312-320.

［20］Swan T W.Economic growth and capital accumulation［J］.Economic Record，1956，32(2):334-361.

［21］Wang S，He Y，Wang X，et al.Regional disparity and convergence of China’s inbound tourism economy［J］.Chinese Geographical Science，2011，21(6):715-722.

［22］敖榮軍，韋燕生.中國區(qū)域旅游發(fā)展差異影響因素研究［J］.財經(jīng)研究，2006(3):32-43.

［23］邴振華，高峻.長三角區(qū)域旅游產(chǎn)業(yè)集聚水平研究［J］.旅游科學(xué)，2010(1):86-94.

［24］陳良文，楊開忠.集聚與分散:新經(jīng)濟地理學(xué)模型與城市內(nèi)部空間結(jié)構(gòu)、外部規(guī)模經(jīng)濟效應(yīng)的整合研究［J］.經(jīng)濟學(xué)(季刊)，2007(1):53-70.

［25］鄧晨暉，吳晉峰，辛亞平.中國西部地區(qū)旅游規(guī)模分析［J］.經(jīng)濟地理，2010(9):1557-1562.

［26］郭為，何媛媛.旅游產(chǎn)業(yè)的區(qū)域集聚、收斂與就業(yè)差異:基于分省面板的說明［J］.旅游學(xué)刊，2008(3):29-36.

［27］劉春濟，高靜.中國旅游產(chǎn)業(yè)集聚程度變動趨勢實證研究［J］.商業(yè)經(jīng)濟與管理，2008(11):68-75.

［28］陸林，余鳳龍.中國旅游經(jīng)濟差異的空間特征分析［J］.經(jīng)濟地理，2005(3):406-410.

［29］史春云，張捷，尤海梅，等.四川省旅游區(qū)域核心——邊緣空間格局演變［J］.地理學(xué)報，2007(6):631-639.

［30］汪德根，陳田.中國旅游經(jīng)濟區(qū)域差異的空間分析［J］.地理科學(xué)，2011(5):528-536.

［31］王淑新，何元慶，王學(xué)定.中國旅游經(jīng)濟的區(qū)域發(fā)展特征及影響因素實證研究［J］.商業(yè)經(jīng)濟與管理，2011(4):89-96.

［32］吳殿廷，葛全勝，徐繼填，等.西部旅游開發(fā)戰(zhàn)略模式的探討［J］.旅游學(xué)刊，2003(1):9-13.

［33］趙東喜.中國省際入境旅游發(fā)展影響因素研究——基于分省面板數(shù)據(jù)分析［J］.旅游學(xué)刊，2008(1):41-45.