離島免稅政策對旅游購物行為的影響研究

王者風 劉潤東 周碟 徐丹陽 趙浥頡 谷伊

摘 要：離島免稅政策是我國在海南試點的針對旅游購物的特定稅收優(yōu)惠政策，以三亞國際免稅城為例，采用問卷調查和專家訪談等方法，對離島免稅政策對旅游購物行為的影響進行了實證分析，結果表明：目前的政策力度仍顯不足，沒有充分釋放政策效應;免稅店在門店設置、品牌營銷等細節(jié)方面還存在諸多不足，游客旅游購物還有很大提升空間;對政策了解程度的差異和接受政策宣傳的渠道不同會對旅游購物行為產生較大影響;離島免稅政策會導致代購行為。最后，本文從政策設計、實施和監(jiān)管等方面對離島免稅政策提出了優(yōu)化建議。

關鍵詞：離島免稅政策 旅游購物行為 三亞國際免稅城

2011年起在海南實施的離島免稅政策已經成為配合海南自貿港建設和“一帶一路”倡議實施的重要舉措，為海南社會經濟發(fā)展提供了新動力。海南省統(tǒng)計局調查數據顯示，在離島免稅政策實施前的2010年，游客在海南的旅游購物每天僅花費僅89.34元，購物占旅游支出的比例僅為13.82%。政策實施后，國內游客在海南人均購物花費逐年提高，2014年增加到了219.38元，購物支出占比增加到28.1%。2018年，據三亞國際免稅城數據，游客的購物總量已經達到2011年政策實施之初的6.4倍。2019年春節(jié)期間游客人均購物消費甚至超過了了3000元。由此可見，離島免稅政策的實施對于旅游購物具有顯著影響。為使政策能夠更好地服務消費者，本文將基于在三亞國際免稅城的調研數據，探究離島免稅政策對旅游購物行為的具體影響，針對政策內容、實施和監(jiān)管等方面提出優(yōu)化建議。

? ? ?一、文獻綜述

目前對離島免稅政策的研究主要集中于宏觀政策效應。一些學者在研究政策效應時，涉及到了對旅游購物行為的影響，得出了一些結論：如對商品種類的放寬可能會影響消費者的購物選擇的多樣化[1];放寬限額和限量對提高商品銷售金額有一定效果[2]。而針對旅游購物行為也還缺少將離島免稅政策納入變量范圍的研究，但許多學者已經對可能的影響因素和其效果做出了一定研究。梁學成、邢曉玉認為消費者收入、旅游商品價格、商品品牌、商品品質、旅游目的、促銷等都是影響消費者的旅游購物行為的重要因素[3]。石美玉對旅游者的購物因素做了全面分析，指出主客觀因素都會引起消費行為變化[4]。

綜上所述，目前我國離島免稅政策實行時間較短，學界對其研究成果較少，多為對其宏觀經濟效益研究，缺少對微觀消費者方面的研究。本文將嘗試通過實證分析探究離島免稅政策對消費者旅游購物行為的影響。

? ? ?二、離島免稅政策實施現(xiàn)狀

（一）政策內容

2011年4月20日頒布的《財政部關于開展海南離島旅客免稅購物政策試點的公告》標志著海南離島免稅政策的正式實施。公告中明確規(guī)定，離島免稅政策是指對乘飛機離島（不包括離境）旅客實行限次、限值、限量和限品種免進口稅購物，在實施離島免稅政策的免稅商店內付款，在機場隔離區(qū)提貨離島的稅收優(yōu)惠政策[5]。海南離島免稅政策從2011年至今已經施行了8年，并進行了五次調整，對免稅金額、商品類別、離島方式、限購次數等規(guī)定都進行了優(yōu)化。目前政策的具體內容歸納為表1：

（二）政策的實施主體

2018年10月，中免集團（中免集團（海南）運營總部有限公司）成為海南離島免稅政策的唯一運營商。目前，其下設有三亞國際免稅城、海口美蘭機場免稅店和2019年新開業(yè)的?？谑袃让舛惖辍偤２椕舛惖暾邔嵤┑攸c。其中，三亞國際免稅城是規(guī)模最大的政策實施地點。該地于2014年9月1日正式營業(yè)，是全球規(guī)模最大的單體免稅店。免稅城建于海棠灣的核心地段 [6]。免稅城開業(yè)至今接待進店人數已超2000萬人，購物人數超460萬，免稅總額超200億。

（三）政策的監(jiān)管

離島免稅政策的監(jiān)管遵循2012年12月1日起實施的《中華人民共和國海關對海南離島免稅旅客對海南離島旅客免稅購物監(jiān)管暫行辦法》，該辦法對免稅品銷售、免稅品離島、法律責任等方面做出了規(guī)定。根據該辦法，監(jiān)管主要對象是法人主體，也就是免稅品銷售企業(yè)。對于旅客也會針對其所攜帶的離島商品進行相應監(jiān)管，離島旅客應當按照規(guī)定的次數、品種、數量和金額購買免稅品。超出規(guī)定的，離島免稅商店一律不得銷售。

? ? ?三、描述性統(tǒng)計分析

本文選取政策的主要實施單位——三亞國際免稅城作為實踐地點和數據來源。通過對消費者、海關監(jiān)管人員、免稅城工作者等相關人員發(fā)放問卷，并進行深度訪談，本文收集了大量數據，將在本部分進行初步描述性統(tǒng)計分析，在下一部分進行模型實證分析。

（一）受調消費者情況

本文一共回收了隨機發(fā)放的231份有效問卷。在受調消費者中，女性人數多于男性，16歲至30歲的青年占到了絕大多數。本科以上的高學歷人群是購物的主流，月收入在5000—10000元的收入人群稱為主力人群。從出游目的來看，“僅休閑觀光”和“觀光和購物”的游客占多數。購物消費金額5000元以下的消費者中女性占比較大，而消費金額在5000元以上的消費者中男性占了七成，結合訪談可以得出，在三亞國際免稅購物中心的消費過程中，男性更偏好高金額的奢侈品消費，如手表箱包，女性偏好于小額消費如化妝品、衣物;隨著實際消費金額的增大，16至30歲的青年占比逐漸減小，30—45歲的中青年的占比逐漸增加，可以得出在三亞國際免稅購物中心的消費過程中，中青年更偏好高額消費，年輕人更偏好小額消費;針對月收入與實際消費金額的交叉分析中，我們發(fā)現(xiàn)消費金額與月收入成正比，月收入高的人群在三亞免稅購物中心的消費金額偏高;針對文化程度與實際消費金額的交叉分析，發(fā)現(xiàn)文化程度與三亞免稅購物中心的消費金額沒有特別顯著的關系。綜上我們可以得出，偏好高額消費的消費者大多為高收入、中青年，偏好小額消費的消費者大多為低收入、青年;女性在小額免稅品上購買力強于男性，男性更偏向高額免稅品。

（二）離島免稅政策對消費者購物行為的直接影響

在消費者旅游目的方面，對比有無離島免稅政策情況下的數據，結果為：相對于沒有離島免稅政策的情況下，來三亞僅休閑觀光的人數占比下降，觀光和購物的人數占比上升，僅購物的人數有略微的上升，但總體浮動不大。

分析消費者是否出于個人需求和意愿進行購物，可以得出非自愿進行購物的人群中男性占比上升。在購物金額方面，三亞國際免稅購物中心使得消費金額較以往的旅游購物有了很大的提高，消費者通常的購物金額在5000元以上的占比21%，而在三亞免稅購物中心的消費金額在5000以上的人數占比31.16%。在消費項目方面，文體箱包購買意愿的占比增加，食品飲料的購買意愿占比減少。通過有無政策的對比，可以看出，三亞免稅購物中心使得消費者選擇不進行周邊消費的占比有所增加，這與三亞免稅購物中心的位置有關，海棠灣與市區(qū)相隔較遠，周邊商業(yè)環(huán)境較為落后，再加上沒有相應的公共交通與市區(qū)相連，導致消費者不會選擇在周邊進行消費。

綜上所述，可以看出離島免稅政策對旅游購物行為中的消費項目、消費金額、消費意愿、周邊輻射消費均有一定的影響，離島免稅政策使消費者的消費項目中洗化用品、文體箱包的占比增加，消費金額普遍提高，其中因同行人前往而產生的“非自愿”消費也有所增加，但對周邊消費缺乏帶動效應。

（三）離島免稅政策對消費者購物行為的間接影響

訪談結果顯示，在離島免稅政策出臺后，免稅城還通過與旅行社和酒店合作，推廣接送免稅城旅行服務，增加前往免稅城購物的客流量。同時，海南離島免稅政策的優(yōu)惠也引發(fā)了少量代購現(xiàn)象。

? ? ?四、實證分析

（一）數據處理與模型建立

1.理論依據

2.變量設定

為了便于將數據應用到SPSS統(tǒng)計軟件進行分析，除了按照一般慣例設置了自變量和因變量外，我們特意將控制變量從自變量中分離出來設置為協(xié)變量。

1）因變量

本模型的因變量被設置為消費者旅游購物行為的變化程度，也就是離島免稅政策及其相關延伸的影響成果。由于每組樣本都是有序多分虛擬變量或二分虛擬變量，因而能夠相減得出具有實際意義的差值作為因變量。新的因變量全部是有序多分虛擬變量。

特別需要指出的是，由于商品種類較多，我們僅選擇了顯著性具有代表意義的對洗化用品和文體箱包的購物意愿變化作為新的因變量。

2）自變量

自變量是本模型中研究的主要變量，也就是用于區(qū)分離島免稅政策不同延伸方面的變量，用于探究離島免稅政策不同延伸方面對于不同的旅游購物行為變化的具體影響。由于政策對于消費者的客觀影響需要經過消費者的主觀理解加工才能產生效果，因此我們選擇了消費者知曉政策的宣傳途徑，和消費者對政策的了解程度作為自變量。這兩個自變量一個是選擇多分虛擬變量，另一個是有序多分虛擬變量。

3）協(xié)變量

協(xié)變量是本模型中每個回歸方程都會使用的控制變量，包括受測者性別、年齡、常住地、月收入和學歷。特別需要說明的是，常住地被按照距離調研地三亞國際免稅城的大概距離分為五個圈層，首先是海南本地，第一圈層包括云南、廣西、廣東、香港澳門、臺灣、貴州、湖南、江西和福建，第二圈層包括西藏、四川、重慶、湖北、安徽、浙江、江蘇和上海，第三圈層包括青海、甘肅、寧夏、山西、陜西、河北、河南、北京、天津和山東，第四圈層包括新疆、內蒙古、黑龍江、吉林和遼寧。

對于所有變量的具體設定詳見表2。

3.模型構建

本模型共設定了5個因變量和2個自變量，并將根據每個因變量與自變量一一對應的關系設定一共10個logistic回歸模型。模型M11分析d1與X1的關系。模型M121分析d21與X1的關系。模型M125分析d25與X1的關系。模型M14分析d4與X1的關系。模型M15分析d5與X1的關系。模型M21分析d1與X2的關系。模型M221分析d21與X2的關系。模型M225分析d25與X2的關系。模型M24分析d4與X2的關系。模型M25分析d5與X2的關系。

（二）實證結果

1.平行線檢驗

由于logistic回歸分析的前提要求所有因變量類別的斜率相同，首先需要對logistic回歸模型做平行線檢驗。由于篇幅限制，具體結果備索。10個回歸方程的檢驗結果Sig.顯著性都大于0.05，說明各回歸方程互相平行，我們建立的有序Logistic回歸模型都具有統(tǒng)計意義。

2.模型擬合度

為了說明模型擬合結果的好壞程度，我們還需要進行擬合度檢驗。通常采用Pearson相關系數和離差兩種擬合優(yōu)度檢驗的結果來體現(xiàn)模型擬合效果的好壞。在這些檢驗時，不希望達到高顯著程度，因為這表明模型與數據有統(tǒng)計學上的重大偏差。由于篇幅限制，具體結果備索。從結果可以看出，Sig.顯著性全部大于0.05，都不顯著，這表明計算出的模型具有較高的擬合優(yōu)度。

3.回歸系數

需要特別注意的是，本模型出現(xiàn)了許多回歸系數不顯著的現(xiàn)象。但是，在實際應用中，分類自變量的偏回歸系數僅有某一個或某幾個有統(tǒng)計學意義，而其他的沒有統(tǒng)計學意義的情況，是較為普遍的，此時還是應當保留該自變量[7]。至于完全不符合顯著性的回歸方程，已經被我們先期剔除，即不顯著的因變量“購買自愿程度變化大小”。