中國旅游經(jīng)濟發(fā)展差異時空演變及影響因素研究

楊興雨，田 波，張鳳太，吳建峰

（1.重慶理工大學 管理學院，重慶 400054；2.貴州師范學院 地理與資源學院，貴州 貴陽 550018）

0 引言

旅游作為我國國家戰(zhàn)略性支柱產(chǎn)業(yè)在區(qū)域經(jīng)濟發(fā)展中的作用日益顯著。旅游業(yè)以較低的資源消耗、高度的產(chǎn)業(yè)關聯(lián)、緊密的地域聯(lián)系、顯著的富民效應被賦予了更多的責任和內(nèi)涵［1］。近年來，旅游業(yè)與城鎮(zhèn)化之間的關系［2］、旅游對鄉(xiāng)村振興的驅動作用［3］、旅游與生態(tài)環(huán)境的協(xié)調(diào)發(fā)展［4］等受到了學者們的廣泛關注，意味著旅游業(yè)涵括高效提升城鄉(xiāng)居民收入，消除貧富差距，建設和諧美好社會等重要意義。

目前國內(nèi)外學者對區(qū)域旅游經(jīng)濟發(fā)展的研究涉及廣泛的學科領域和空間尺度，包含不同的研究內(nèi)容和方法。國外學者一直以來較為注重探索旅游發(fā)展與經(jīng)濟發(fā)展之間的關系及其影響［5，6］，近年來從不同角度探究了影響旅游經(jīng)濟發(fā)展的各種因素（如教育［7］）和旅游經(jīng)濟發(fā)展帶來的一些新問題（如環(huán)境問題［8］）。國內(nèi)相關研究則大多從空間和要素兩個方面探討區(qū)域旅游經(jīng)濟增長差異。在空間層面，研究內(nèi)容主要包括旅游產(chǎn)業(yè)集聚［9］、空間關聯(lián)及溢出效應［10］、時空分異［11］，空間尺度包括縣域、市域、省域和全國；影響要素層面，主要包括城鎮(zhèn)化［12］、交通［13］、生態(tài)環(huán)境［14］等社會經(jīng)濟因素和自然地理因素對區(qū)域旅游經(jīng)濟發(fā)展的影響，有單要素、多要素等研究視角。主要采用變異系數(shù)、莫蘭指數(shù)、Theil 指數(shù)［15-17］等研究方法來分析區(qū)域旅游經(jīng)濟的增長差異，采用社會網(wǎng)絡分析、空間滯后模型、空間杜賓面板計量模型、地理加權回歸模型［15，18-20］等多種方法來分析區(qū)域旅游經(jīng)濟增長的影響因素及空間關聯(lián)。盡管現(xiàn)有研究多會通過變異系數(shù)、基尼系數(shù)、莫蘭指數(shù)等方法去分析相當長的一段時間里不同區(qū)域的旅游經(jīng)濟差異，但很少說明其經(jīng)濟重心的演變。此外，現(xiàn)有研究對區(qū)域旅游經(jīng)濟影響因素的分析視角或衡量指標較單一，不利于全面準確地剖析我國區(qū)域旅游經(jīng)濟增長的影響機理。

本文以2008—2019 年我國31 個省份的旅游經(jīng)濟為研究對象，首先通過標準差、變異系數(shù)和莫蘭指數(shù)探析旅游經(jīng)濟發(fā)展時空差異的總體趨勢，然后通過經(jīng)濟重心模型分析旅游經(jīng)濟發(fā)展的重心軌跡，最后運用地理加權回歸（GWR）模型，從經(jīng)濟基礎條件、資源稟賦條件、交通可達性、旅游接待設施水平等因素出發(fā)分析我國旅游經(jīng)濟發(fā)展差異的影響機理及其空間異質(zhì)性，旨在從近年來區(qū)域旅游經(jīng)濟發(fā)展的整體趨勢和影響機理中發(fā)現(xiàn)新的規(guī)律，為相關部門提供參考。

1 研究方法和數(shù)據(jù)來源

1.1 研究方法

標準差和變異系數(shù)：標準差和變異系數(shù)有助于對我國各省份不同時期的旅游經(jīng)濟發(fā)展差異進行總體判讀，值越大，說明各省份之間的旅游發(fā)展越不均衡。標準差是傳統(tǒng)常用的反映一個數(shù)據(jù)集離散程度的指標，采用標準差來衡量旅游經(jīng)濟發(fā)展的絕對差異水平，可反映我國各省份旅游經(jīng)濟差異的實際情況，計算公式如下［21］：

空間自相關模型：全局Moran's I 可衡量我國各省份旅游經(jīng)濟發(fā)展的空間關聯(lián)性，從空間上進一步反映其差異程度。Moran's I 的值介于- 1 到1 之間。Moran's I ＞0，空間正相關，其值越大，空間相關性越顯著；Moran's I ＜0，空間負相關，其值越小，空間差異越大；Moran's I 值=0，空間呈隨機分布。計算公式如下［22］：

經(jīng)濟重心模型：經(jīng)濟重心是指區(qū)域空間中存在某點，在該點上各個方向的經(jīng)濟力量能夠維持相對均衡。運用經(jīng)濟重心模型可以判斷旅游發(fā)展的空間變遷規(guī)律，計算公式如下［23］：

式中：（ui，vi）為i 省份的空間位置；βk（ui，vi）為在i 省份單元質(zhì)心（ui，vi）的未知參數(shù)，即Xik的回歸系數(shù)；Xik表示i 省份的影響因子歸一化數(shù)值，

1.2 指標體系構建和數(shù)據(jù)來源

根據(jù)數(shù)據(jù)的真實性、科學性、客觀性和可獲取性原則，選取我國31 個省份2008—2019 年旅游總收入為研究樣本（因為數(shù)據(jù)統(tǒng)計原因，所以未包含香港特別行政區(qū)、澳門特別行政區(qū)和臺灣地區(qū)），參考王雅竹等［22］、鄢志武等［23］的研究，從經(jīng)濟基礎條件、資源稟賦條件、交通可達性、旅游接待設施水平4 個方面探究我國旅游經(jīng)濟發(fā)展的影響因素，構建影響因子指標體系（表1）。

表1 影響因子指標體系Table 1 Index system of impact factors

數(shù)據(jù)主要由《中國統(tǒng)計年鑒》（2009—2020 年）、31個省份統(tǒng)計年鑒（2009—2020 年）和31 個省份統(tǒng)計公報（2008—2019 年）、中國非物質(zhì)文化遺產(chǎn)網(wǎng)和國家旅游局、各省份旅游局發(fā)布的相關數(shù)據(jù)整理所得，部分缺失數(shù)據(jù)采用插值法進行補充。此外，為消除量綱對模型結果的影響，采用極值化方法對數(shù)據(jù)進行歸一化處理。

2 旅游經(jīng)濟增長時空演變特征

2.1 旅游經(jīng)濟發(fā)展總體差異

通過標準差、變異系數(shù)可觀察我國各省份旅游經(jīng)濟的時序變化特征（圖1）。從標準差來看，我國31 個省份的旅游經(jīng)濟發(fā)展的絕對差異逐年穩(wěn)定上升；從變異系數(shù)來看，我國31 個省份旅游經(jīng)濟發(fā)展的相對差異逐年穩(wěn)定下降。總體上，絕對差異變化幅度大于相對差異，說明31 個省份的旅游經(jīng)濟增長不均衡，但相對差異越來越小。通過全局Moran's I指數(shù)可以判斷我國旅游經(jīng)濟發(fā)展空間演化的總體特征（圖2）。2008—2019 年全局Moran's I 指數(shù)介于0.2—0.3 之間，以較小幅度呈波動上升趨勢；旅游經(jīng)濟在99%的置信水平通過檢驗，表現(xiàn)出顯著的空間正相關，處于相對集聚的狀態(tài)。2008—2013 年我國31 個省份旅游經(jīng)濟基本上呈穩(wěn)定增長趨勢，2014年突然下降后，2015—2019 年相對快速增長到平穩(wěn)增長。整體來看，我國31 個省份旅游經(jīng)濟從相對弱聚集到相對強聚集轉變。

圖1 2008—2019 年旅游經(jīng)濟標準差和變異系數(shù)分布Figure 1 Distribution of standard deviation and coefficient of variation of tourism economy from 2008 to 2019

圖2 2008—2019 年旅游經(jīng)濟Moran's I 分布Figure 2 Distribution of Moran's I of tourism economy from 2008 to 2019

2.2 旅游經(jīng)濟發(fā)展冷熱點格局演變

運用冷熱點分析可以更加細致地探討區(qū)域旅游經(jīng)濟高值和低值的聚類情況。本文參考Jenks 自然斷裂法，將其劃分為核心熱點區(qū)、次核心熱點區(qū)、邊緣熱點區(qū)、核心冷點區(qū)、次核心冷點區(qū)、邊緣冷點區(qū)。在本次可視化結果中，核心冷點區(qū)均不顯著。從圖3中4 個時期的空間分布來看，熱點區(qū)主要分布在我國的中部和東部地區(qū)，且由東向西南方向逐步擴散和轉移，最終表現(xiàn)為旅游經(jīng)濟高—高值集聚在長江經(jīng)濟帶沿線上的空間變化。核心熱點區(qū)發(fā)生明顯轉移，省份數(shù)量先增加后減少，2008—2019 年核心熱點區(qū)從江蘇、安徽、上海、浙江4 省市逐步轉移為湖北、湖南、江西、浙江4 省。其中，江蘇、上海在2016年由核心熱點區(qū)降為次核心熱點區(qū)，2019 年降為邊緣熱點區(qū)；安徽在2019 年由核心熱點區(qū)降為次核心熱點區(qū)；湖北、江西在2012 年由次核心熱點區(qū)發(fā)展為核心熱點區(qū)；湖南在2012 年由邊緣熱點區(qū)發(fā)展為次核心熱點區(qū)，2019 年發(fā)展為核心熱點區(qū)。依照此發(fā)展趨勢，下一階段浙江將脫離核心熱點區(qū)，而位于長江經(jīng)濟帶上的貴州將成為下一個熱點區(qū)省份。核心熱點區(qū)的演變趨勢反映了現(xiàn)階段長江中游城市群在區(qū)域旅游經(jīng)濟發(fā)展中的重要作用，揭示了云、貴、川、渝等地區(qū)的發(fā)展?jié)摿?。次核心熱點區(qū)省市數(shù)量總體增加，2008—2019 年次核心熱點區(qū)從湖北、江西、福建3 省演化為安徽、貴州、廣西、河南、福建5個省區(qū)。2019 年，邊緣熱點區(qū)為江蘇、上海、重慶、海南、廣東等5 個省市。次核心熱點區(qū)和邊緣核心熱點區(qū)省份數(shù)量的增加說明我國區(qū)域旅游經(jīng)濟發(fā)展水平有所提高。冷點區(qū)主要分布在西部地區(qū)，且冷點地區(qū)數(shù)量呈下降趨勢。2008 年，次核心冷點區(qū)和邊緣冷點區(qū)構成低值圈層結構，冷點地區(qū)包括青海、甘肅、西藏、四川4 省區(qū)；2012 年，圈層結構破壞，四川擺脫冷點區(qū)，新疆進入冷點區(qū)；2016 年，冷點區(qū)范圍縮小，甘肅徹底擺脫冷點區(qū)；2019 年，冷點區(qū)維持在新疆、西藏、青海3 個省區(qū)。熱點區(qū)的擴散和冷點區(qū)的縮小，說明我國旅游經(jīng)濟總體發(fā)展趨勢良好。但值得注意的是，在演化過程中不僅有熱點區(qū)的擴散，還發(fā)生了熱點區(qū)的轉移和退出，這意味著在追求區(qū)域旅游高質(zhì)量發(fā)展的同時仍要重點關注可持續(xù)發(fā)展問題。

總體上，我國四大經(jīng)濟區(qū)旅游發(fā)展差異明顯。東部地區(qū)所有省份旅游經(jīng)濟發(fā)展在研究期都完成了熱點區(qū)的經(jīng)歷，說明東部地區(qū)旅游經(jīng)濟處于高水平階段，但優(yōu)勢有所下降，整個趨勢在向南方移動；中部地區(qū)是熱點區(qū)主要分布區(qū)域，總體表現(xiàn)已經(jīng)趕超了東部地區(qū)，是現(xiàn)階段我國旅游經(jīng)濟高質(zhì)量發(fā)展的重要區(qū)域；西部地區(qū)旅游經(jīng)濟表現(xiàn)出“西低東高”的特征，旅游經(jīng)濟發(fā)展較為落后的地區(qū)和最有發(fā)展?jié)摿Φ牡貐^(qū)都在西部；東北地區(qū)從始至終未參與冷熱點的演變，即旅游經(jīng)濟發(fā)展一直處于一般水平。

2.3 旅游經(jīng)濟重心演變

從圖4 可見，近12 年來我國旅游經(jīng)濟重心向中部地區(qū)集中，向西南方向轉移，由2008 年的安徽省轉移到2019 年的湖北省，這與上述熱點區(qū)向西南方向擴散的結果一致。2008 年，我國旅游經(jīng)濟的核心熱點區(qū)（高水平的高—高值的集聚區(qū)域）主要分布在東部地區(qū)，但實際上經(jīng)濟重心落在了中部的安徽省，說明早在2008 年以前旅游經(jīng)濟重心就已經(jīng)發(fā)生了偏移。2008—2012 年經(jīng)濟重心落在安徽省，2013—2018年經(jīng)濟重心落在河南省，且重心間距明顯比2012年以前增大，說明發(fā)展速度越來越快。2019 年旅游經(jīng)濟重心首次進入湖北省，按照經(jīng)濟重心整個軌跡特征和在河南省停留的時間來看，未來5 年旅游經(jīng)濟重心將持續(xù)停留在湖北省，甚至可能不到5年的時間就轉而進入到重慶市。根據(jù)各省份旅游收入情況，12 年間我國中西部地區(qū)旅游經(jīng)濟增速持續(xù)穩(wěn)定，尤其是西部地區(qū)平均增速在27%左右。反觀東部地區(qū)，2012 年以后增速明顯放緩，平均增速在19%左右。同時，據(jù)冷熱點格局的演化情況，高值區(qū)域正在向中西部地區(qū)擴散，且目前高水平、高—高值集聚區(qū)域主要為中部地區(qū)，再次說明為什么旅游經(jīng)濟重心位于中部地區(qū)。旅游經(jīng)濟重心的演變說明中部地區(qū)是目前我國旅游業(yè)發(fā)展的中堅力量，而西部地區(qū)有著巨大的發(fā)展?jié)摿?，特別是西南地區(qū)是我國下一步旅游發(fā)展的重要區(qū)域。

3 旅游經(jīng)濟增長影響因素及分析

3.1 GWR模型構建及結果

OLS 模型是目前最常用的回歸分析方法，能夠有效說明變量之間的空間相關關系。OLS 模型的回歸結果表明，經(jīng)濟基礎條件、資源稟賦條件、交通可達性、旅游接待設施水平4 個因子都通過了5%的顯著性水平檢驗，且VIF 值都小于7.5（表2），不存在共線性問題，說明經(jīng)濟基礎條件、資源稟賦條件、交通可達性、接待設施條件水平4 個影響因子與旅游收入之間有一定的相關關系。初步來看，我國各省份旅游收入與經(jīng)濟基礎條件呈負相關關系，與旅游資源稟賦條件、交通可達性、旅游接待設施水平呈正相關關系?？傮w來看，資源稟賦條件對旅游經(jīng)濟增長的影響最大，經(jīng)濟基礎條件、交通可達性等因子次之，旅游接待設施水平影響力最小，但三者影響作用的絕對大小相近。為更加準確說明影響因子與區(qū)域旅游經(jīng)濟增長之間的相關性，對變量進行了GWR模型分析。結果顯示，GWR 模型校正后的R2為0.735477，OLS 模型校正后的R2為0.705088；GWR模型 中AICc 為- 21. 50766，OLS 模 型 中AICc 為-20.432668。整體來看，GWR 模型的擬合效果更好。本文利用GWR模型探討了各影響因子對旅游經(jīng)濟增長的影響機理。GWR 模型結果與OLS 模型結果對比如表3 所示。

表2 OLS模型回歸結果統(tǒng)計Table 2 Statistics of OLS model regression results

表3 GWR模型結果和OLS模型結果對比Table 3 Comparison between GWR model results and OLS model results

3.2 影響因素及分析

經(jīng)濟基礎條件與旅游經(jīng)濟發(fā)展呈負相關關系（圖5a），回歸系數(shù)介于-0.195718—0.124609 之間，說明隨著地區(qū)經(jīng)濟基礎條件水平的提高，其旅游業(yè)經(jīng)濟發(fā)展將受到一定的負面影響。其主要原因在于：旅游業(yè)具有環(huán)境依賴與資源消耗的內(nèi)在屬性，地區(qū)經(jīng)濟發(fā)展水平越高，對資源的依賴度和消耗度越大，更加容易造成環(huán)境污染和資源短缺等問題，從而在一定程度上不利于旅游業(yè)的發(fā)展。具體來看，黑龍江、吉林、內(nèi)蒙古3 個省區(qū)受經(jīng)濟基礎條件的影響最??；西南地區(qū)的西藏、云南和東南地區(qū)的廣西、廣東、海南則是受經(jīng)濟基礎條件影響最大的5 個省區(qū)。經(jīng)濟基礎條件對旅游經(jīng)濟增長的影響南北差異較明顯，北方地區(qū)受影響程度普遍小于南方地區(qū)受影響程度，說明北方地區(qū)旅游經(jīng)濟增長受經(jīng)濟基礎條件約束較小。

資源稟賦條件與旅游經(jīng)濟發(fā)展呈正相關關系（圖5b），即資源稟賦條件越好，越有利于區(qū)域旅游經(jīng)濟增長。具體來看，資源稟賦條件的變化對旅游經(jīng)濟發(fā)展的影響作用由西向東逐漸減小，對新疆、西藏、青海3 個省區(qū)的影響最大，而對上海、浙江、福建等省市的影響最小，其回歸系數(shù)分別介于0.264659—0.291067和0. 189611—0. 195932 之 間。資源稟賦條件對區(qū)域旅游經(jīng)濟增長的影響存在著明顯的東西差異，西部地區(qū)的影響明顯大于中東部地區(qū)。我國西部地區(qū)經(jīng)濟發(fā)展較為落后，制約了旅游業(yè)的支持性產(chǎn)業(yè)和相關產(chǎn)業(yè)的發(fā)展，在基礎設施條件、服務質(zhì)量、交通便利程度等方面處于劣勢，因此地區(qū)旅游經(jīng)濟增長對資源稟賦條件的依賴性更大。

交通可達性與區(qū)域旅游經(jīng)濟發(fā)展呈正相關關系（圖5c），即交通可達性越高越有利于區(qū)域旅游經(jīng)濟增長。交通可達性對旅游經(jīng)濟發(fā)展的影響同樣存在明顯的東西差異，影響作用由西向東逐漸減少，對新疆、西藏的影響最大，對黑龍江、吉林的影響最小，其回歸系數(shù)分別介于0.208628—0.256383和0.106203—0.108657之間。新疆、西藏、黑龍江、吉林都是我國邊境地帶，地理位置和交通條件優(yōu)勢不大，交通可達性對旅游經(jīng)濟發(fā)展影響程度的差異主要來自于周邊地理環(huán)境的影響。黑龍江和吉林地處我國東北地區(qū)，受中部、東部地區(qū)交通條件影響，對自身交通運輸條件的容忍性較高。新疆和西藏地處我國西部，地理范圍廣、交通發(fā)展水平低，導致可達性大大降低，旅游發(fā)展受限嚴重。西部地區(qū)旅游資源豐富，旅游經(jīng)濟增長依托于良好的資源稟賦條件，卻存在一系列的制約因素，影響了旅游業(yè)的進一步發(fā)展。因此，把握西部大開發(fā)政策機遇，加快西部交通基礎建設將有助于進一步發(fā)揮西部地區(qū)旅游資源優(yōu)勢，促進旅游業(yè)發(fā)展。

圖5 旅游經(jīng)濟影響因子回歸系數(shù)分布Figure 5 Distribution of regression coefficients of tourism economic impact factors

旅游接待設施水平與區(qū)域旅游經(jīng)濟發(fā)展呈正相關關系（圖5d），即旅游接待設施水平越高越有利于區(qū)域旅游經(jīng)濟的增長，其回歸系數(shù)介于0.142910—0.170418之間。總體來看，旅游接待設施水平對旅游經(jīng)濟增長影響的差異在空間上呈“南高北低”的特點。黑龍江、內(nèi)蒙古、吉林、甘肅、青海、寧夏、北京、遼寧、天津、河北、山西、陜西、四川等省份的受影響程度都處于較低的水平。對比冷熱點分析發(fā)現(xiàn)，這13個省份絕大部分處于不顯著區(qū)域，即非旅游收入高—高值或低—低值集聚區(qū)域。相反，受影響程度較高的上海、浙江、江西、福建、廣東、海南、江蘇、安徽、湖南、廣西、湖北、貴州、云南、西藏等省份大部分處于旅游收入高—高值集聚區(qū)域。由此表明，旅游經(jīng)濟發(fā)展水平高的省份對旅游接待設施水平有更高的要求。上海、浙江、江西、福建、廣東、海南6 省市對旅游接待設施水平的變化最為敏感，繼續(xù)保持并提升旅游接待設施水平是這類城市保持旅游業(yè)高質(zhì)量發(fā)展的有效途徑之一。

4 結論與討論

本文以我國31 個省份為研究區(qū)域，綜合運用標準差、變異系數(shù)、莫蘭指數(shù)、冷熱點分析、經(jīng)濟重心模型等方法探究了2008—2019 年旅游經(jīng)濟發(fā)展差異的時空演變特征。結論如下：①我國區(qū)域旅游經(jīng)濟增長不均衡，但相對差異越來越小，符合區(qū)域協(xié)調(diào)發(fā)展戰(zhàn)略目標。②旅游經(jīng)濟發(fā)展高水平區(qū)域集聚在東部地區(qū)和長江經(jīng)濟帶沿線上，且由東向西南方向擴散，經(jīng)歷相對弱聚集到相對強聚集的轉變，下一階段浙江省將脫離核心熱點區(qū)，貴州省將進入核心熱點區(qū)。③我國旅游經(jīng)濟重心軌跡向西南方向轉移，集中在中部地區(qū)，2019 年經(jīng)濟重心初步進入湖北，重慶在很大可能上將成為下一個重心區(qū)域?？傮w反映出東部地區(qū)旅游經(jīng)濟優(yōu)勢的衰退，中部地區(qū)的崛起和西部地區(qū)的發(fā)展?jié)摿Α?/p>

本文利用地理加權回歸模型研究了各因素對區(qū)域旅游經(jīng)濟發(fā)展的影響機理。結果顯示：①經(jīng)濟基礎條件越好的地區(qū)并不意味著旅游業(yè)越發(fā)達，對區(qū)域旅游經(jīng)濟增長的負向影響呈“南高北低”的特點。②資源稟賦條件是最重要的影響因素，對區(qū)域旅游經(jīng)濟增長的促進影響呈“西高東低”的特點。③交通可達性越高越有利于區(qū)域旅游經(jīng)濟增長，影響作用呈“西高東低”的特點。④旅游接待設施水平越高越有利于區(qū)域旅游經(jīng)濟的增長，影響作用呈“南高北低”的特點。