長江經(jīng)濟(jì)帶入境旅游與對外貿(mào)易的時(shí)空耦合特征及影響因素研究
——基于空間杜賓模型

楊東旭，張 茜

（1.浙江旅游職業(yè)學(xué)院工商管理學(xué)院，杭州 310013；2.湖南女子學(xué)院社會發(fā)展與管理學(xué)院，長沙 410004）

旅游與貿(mào)易作為要素流動的主要形式，通過人員、服務(wù)、產(chǎn)品和資金在區(qū)域內(nèi)的重新配置，使不同國家（地區(qū)）之間的聯(lián)系更為緊密。入境旅游完成“人與資金”的入境，對外貿(mào)易完成“物與資金”的入境，兩者存在密切的互動關(guān)系[1]。隨著經(jīng)濟(jì)全球化與區(qū)域合作的快速融合，我國國際貿(mào)易和入境旅游逐步進(jìn)入高速發(fā)展期。2000—2019 年，我國貿(mào)易進(jìn)出口總額從4 742.9 億美元增至46 559.14 億美元，同時(shí)對外貿(mào)易的發(fā)展增進(jìn)了我國與其他國家的經(jīng)濟(jì)文化交流，提升了入境旅游的發(fā)展速度，境外旅游者過夜人數(shù)由2000 年的3 123.6 萬人次增加到2019 年的6 572.52 萬人次，旅游外匯收入由162.24億美元增至1 312.54 億美元[2]。在旅游國際化與貿(mào)易全球化的背景下，入境旅游與對外貿(mào)易的協(xié)調(diào)發(fā)展對推動地區(qū)經(jīng)濟(jì)社會發(fā)展具有重要作用。長江經(jīng)濟(jì)帶作為我國最重要的發(fā)展軸線之一，地區(qū)的入境旅游與對外貿(mào)易在不同階段怎樣互動、內(nèi)部耦合狀態(tài)是否和諧、耦合時(shí)空分布特征如何等問題尚未得以解答，深入探究這些問題不僅有助于深入認(rèn)識并把握入境旅游（人流）和國際貿(mào)易（物流）之間的關(guān)系問題，也有助于為地區(qū)發(fā)展的宏觀調(diào)控提供決策參考。

Kulendran 等[3]最早于2000 年提出“國際旅游與國際貿(mào)易相關(guān)性”，研究表明澳大利亞與主要伙伴國的入境旅游營收總額與對外貿(mào)易進(jìn)出口總金額之間存在著互為因果關(guān)系。隨后多位學(xué)者分別以中國、美國、北美自由貿(mào)易區(qū)、塞浦路斯、馬來西亞為案例研究地探討了出入境旅游與進(jìn)出口貿(mào)易之間的關(guān)系[4-8]。Gallego 等[9]以經(jīng)合組織（OECD）為例，分析面板數(shù)據(jù)發(fā)現(xiàn)入境旅游可以促進(jìn)對外貿(mào)易的增長，同時(shí)國際貨物之間的流動也促進(jìn)了入境旅游的發(fā)展。國內(nèi)孫根年等[10]最早提出“旅貿(mào)相依、以貿(mào)興旅”的觀點(diǎn)；隨后馬麗君等[11]、趙多平等[12]、王潔潔等[13]分別探討了中日、中俄、中國香港與中國大陸入境旅游和國際貿(mào)易的關(guān)系；在此基礎(chǔ)上入境旅游與對外貿(mào)易關(guān)系進(jìn)一步深化研究，如入境旅游對對外貿(mào)易的帶動作用、對外貿(mào)易對入境旅游的門檻效應(yīng)、入境旅游與對外貿(mào)易關(guān)系的地區(qū)差異、入境旅游與對外貿(mào)易的空間關(guān)系、入境旅游與對外貿(mào)易的耦合關(guān)系等均得到了學(xué)界關(guān)注[14-18]。

綜上，學(xué)術(shù)界已經(jīng)形成了較豐富的研究成果，但仍有值得拓展的空間。一在研究內(nèi)容上，大多數(shù)研究分析了兩個(gè)系統(tǒng)的時(shí)空耦合特征，在影響因素的分析上要么采用傳統(tǒng)的回歸分析方法，未考慮空間因素；要么基于地理探測器，以通過檢驗(yàn)兩個(gè)變量空間分布的耦合性來探測兩變量之間可能的因果關(guān)系，未考慮時(shí)間序列，更缺乏采用空間計(jì)量經(jīng)濟(jì)學(xué)對兩個(gè)系統(tǒng)時(shí)空耦合協(xié)調(diào)發(fā)展的影響因素分析。二在研究方法上，大多數(shù)采用傳統(tǒng)的耦合協(xié)調(diào)（CCD）模型，在傳統(tǒng)的CCD 模型中貢獻(xiàn)系數(shù)的取值是通過主觀方法確定的，多數(shù)研究將這兩個(gè)系數(shù)值任意賦值為0.5[19]。這種主觀分配貢獻(xiàn)系數(shù)的方法由于受人為因素的影響，評價(jià)結(jié)果可能不準(zhǔn)確，從而無法為進(jìn)一步的分析提供準(zhǔn)確的見解。為解決這一問題，引入了修正的CCD 模型來檢驗(yàn)入境旅游與對外貿(mào)易系統(tǒng)之間的協(xié)調(diào)關(guān)系。

本研究基于2000―2019 年長江經(jīng)濟(jì)帶各省市的面板數(shù)據(jù)，結(jié)合綜合評價(jià)模型與耦合協(xié)調(diào)度修正模型研究了該地區(qū)入境旅游與對外貿(mào)易的耦合協(xié)調(diào)度水平，運(yùn)用ArcGIS 10.2 軟件對耦合協(xié)調(diào)度的時(shí)空演化特征進(jìn)行了分析，并采用空間杜賓模型探究其影響因素，以期能深入認(rèn)識和把握入境旅游和對外貿(mào)易的關(guān)系，為政府優(yōu)化布局和調(diào)整發(fā)展戰(zhàn)略提供參考。

1 研究區(qū)概況、指標(biāo)體系與數(shù)據(jù)來源

1.1 研究區(qū)概況

長江經(jīng)濟(jì)帶作為橫貫我國東中西三大區(qū)域的內(nèi)河經(jīng)濟(jì)帶，是我國沿海沿江沿邊全面推進(jìn)的對外開放地區(qū)，具有顯著地理優(yōu)勢、巨大開發(fā)潛能和全球影響力。區(qū)域總面積約205.23 萬平方千米，占全國總面積的21.4%，人口和生產(chǎn)總值均超過全國的40%，具有獨(dú)特地理優(yōu)勢和巨大發(fā)展?jié)撃躘2]。截至2019 年，長江經(jīng)濟(jì)帶內(nèi)共有A 級旅游景區(qū)5 139家，占到全國總數(shù)的41.44%，入境旅游人數(shù)占全國的37%[20]。長江經(jīng)濟(jì)帶對東中西聯(lián)動開發(fā)具有舉足輕重的重要意義，是國土空間開發(fā)中東西向最強(qiáng)勁的發(fā)展軸線，在我國區(qū)域發(fā)展總體格局中的戰(zhàn)略地位至關(guān)重要。

1.2 指標(biāo)體系

依據(jù)層次性、科學(xué)性、系統(tǒng)性、可操作性等原則，構(gòu)建符合入境旅游與對外貿(mào)易耦合研究的指標(biāo)體系，入境旅游分為市場規(guī)模和發(fā)展質(zhì)量2 個(gè)一級指標(biāo)、5 個(gè)二級指標(biāo)；對外貿(mào)易由貿(mào)易規(guī)模、進(jìn)口規(guī)模、出口規(guī)模、外商規(guī)模4 個(gè)一級指標(biāo)和8 個(gè)二級指標(biāo)組成。本文選取熵權(quán)TOPSIS 分析法對各指標(biāo)賦權(quán)重，避免主觀因素的偏差。具體指標(biāo)及權(quán)重如表1 所示。

表1 入境旅游—對外貿(mào)易耦合協(xié)調(diào)發(fā)展評價(jià)體系及權(quán)重

1.3 數(shù)據(jù)來源

本文選取2000―2019 年長江經(jīng)濟(jì)帶11 個(gè)省市的數(shù)據(jù)作為測算對象，數(shù)據(jù)主要來源于《中國旅游統(tǒng)計(jì)年鑒》（2001―2018）、《中國文化和旅游統(tǒng)計(jì)年鑒》（2019）、《中國文化文物和旅游統(tǒng)計(jì)年鑒》（2020）、《中國貿(mào)易外經(jīng)統(tǒng)計(jì)年鑒》（2001―2020）、《中國統(tǒng)計(jì)年鑒》（2001―2020）和《中國區(qū)域經(jīng)濟(jì)統(tǒng)計(jì)年鑒》（2001―2020）及長江經(jīng)濟(jì)帶各省市統(tǒng)計(jì)年鑒。

2 研究方法

2.1 綜合評價(jià)模型

先運(yùn)用熵權(quán)法確定指標(biāo)權(quán)重，再運(yùn)用綜合評價(jià)模型確定入境旅游和對外貿(mào)易的綜合發(fā)展指數(shù)，計(jì)算步驟如下：

（1）構(gòu)建基礎(chǔ)數(shù)據(jù)矩陣：

（2）對判斷矩陣進(jìn)行歸一化處理，得到歸一化矩陣：

具有正向功效

具有逆向功效

其中，xij為歸一化處理后的指標(biāo)。

（3）確定各評價(jià)指標(biāo)的熵值ej：

（4）確定各評價(jià)指標(biāo)的權(quán)重wj：

（5）綜合發(fā)展指數(shù)Ui：

2.2 耦合協(xié)調(diào)度修正模型

基于綜合評價(jià)模型計(jì)算的發(fā)展指數(shù)，運(yùn)用耦合協(xié)調(diào)度修正模型分析長江經(jīng)濟(jì)帶入境旅游與對外貿(mào)易的耦合協(xié)調(diào)度。耦合是一個(gè)物理概念，用來表示兩個(gè)或兩個(gè)以上的系統(tǒng)存在緊密配合與相互影響的作用關(guān)系。耦合度模型公式如下：

式中U1和U2分別為入境旅游與對外貿(mào)易系統(tǒng)綜合發(fā)展指數(shù)。耦合度C僅反映了系統(tǒng)相互聯(lián)動的耦合強(qiáng)度，不能完全體現(xiàn)兩者間的耦合協(xié)調(diào)程度，所以需要導(dǎo)入耦合協(xié)調(diào)度修正模型以分析辨別兩個(gè)系統(tǒng)協(xié)調(diào)發(fā)展的水平。耦合協(xié)調(diào)度修正模型公式如下：

式中D為耦合協(xié)調(diào)度（以下簡稱為協(xié)調(diào)度），反映了系統(tǒng)間的整體協(xié)同效應(yīng)；C表示耦合度，反映了系統(tǒng)協(xié)調(diào)發(fā)展的程度；C、D均∈[0，1]之間。T為入境旅游與對外貿(mào)易綜合評價(jià)指數(shù)；α 和β 為待定系數(shù)，且α+β=1。α 為入境旅游子系統(tǒng)的貢獻(xiàn)系數(shù)，β 為對外貿(mào)易子系統(tǒng)的貢獻(xiàn)系數(shù)。貢獻(xiàn)系數(shù)的確定方式如下：

根據(jù)前人研究結(jié)果[21-23]，將耦合協(xié)調(diào)度D劃分為5 個(gè)等級（表2）。

表2 耦合協(xié)調(diào)度類型及其劃分標(biāo)準(zhǔn)

2.3 空間杜賓模型

本研究采用空間杜賓模型分析耦合協(xié)調(diào)度的影響因素，空間杜賓模型（SDM）是空間滯后模型（SLM）和空間誤差模型（SEM）的一般形式。首先構(gòu)建反距離權(quán)重矩陣。假定表達(dá)式為：空間效應(yīng)強(qiáng)度是由距離決定，空間單元之間距離與空間效應(yīng)成正面效應(yīng)，距離越遠(yuǎn)效應(yīng)越弱，反之亦然。基于此條件，假設(shè)空間相互作用的強(qiáng)度取決于地區(qū)行政部門所在地之間的距離或者區(qū)域之間的核心距離。

其中，d為兩地區(qū)省會城市之間的距離。

再運(yùn)用空間杜賓模型分析影響因素，具體計(jì)算過程如下：

式中Bit為i城市t年入境旅游與對外貿(mào)易的耦合協(xié)調(diào)度；ρ 為空間自回歸系數(shù)；W為空間權(quán)重矩陣；β 為各解釋變量的回歸系數(shù)；Xit為i城市t年解釋變量，分別為地區(qū)GDP、第三產(chǎn)業(yè)增加值占比地區(qū)GDP、城鎮(zhèn)居民人均消費(fèi)支出、對外貿(mào)易業(yè)績、鐵路里程數(shù)；uit、εit分別為空間時(shí)間固定效應(yīng)和隨機(jī)誤差項(xiàng)。

3 入境旅游—對外貿(mào)易耦合協(xié)調(diào)時(shí)空分異分析

3.1 總體態(tài)勢分析

運(yùn)用綜合評價(jià)模型與耦合協(xié)調(diào)度修正模型得出兩大系統(tǒng)耦合協(xié)調(diào)度指數(shù)，依據(jù)表2 對2000―2019 年長江經(jīng)濟(jì)帶各省市單元協(xié)調(diào)度進(jìn)行分類（圖1）。由圖1 可知，長江經(jīng)濟(jì)帶以基本協(xié)調(diào)為主，良好及高度協(xié)調(diào)總量不大，還存在1 個(gè)重度失調(diào)的省份，表明提升兩大系統(tǒng)協(xié)調(diào)發(fā)展的任務(wù)比較艱巨。從時(shí)間演化來看，協(xié)調(diào)度總體上呈平穩(wěn)—減弱—回升的態(tài)勢，可分為三個(gè)階段：

圖1 入境旅游—對外貿(mào)易的耦合協(xié)調(diào)度總體態(tài)勢圖

（1）2000―2002 年，持續(xù)平穩(wěn)階段。各地協(xié)調(diào)度發(fā)展平穩(wěn)，變化不大，地區(qū)間差異較大。其中上海、江蘇一直處于高度協(xié)調(diào)狀態(tài)；浙江處于良好協(xié)調(diào)；湖南、湖北、重慶、云南處于基本協(xié)調(diào)；安徽、江西、四川處于輕度失調(diào)；貴州處于重度失調(diào)。

（2）2003―2008 年，波動性減弱階段。與上一階段相比，協(xié)調(diào)度在基本協(xié)調(diào)與輕度失調(diào)之間的波動明顯，4 個(gè)省市從基本協(xié)調(diào)下降到輕度失調(diào)，江西省從輕度失調(diào)狀態(tài)下降到重度失調(diào)。2003 年受SARS 影響，失調(diào)區(qū)間的省市由4 個(gè)增至7 個(gè)。2008 年美國金融危機(jī)爆發(fā)，全球經(jīng)濟(jì)低迷，對中國對外貿(mào)易和入境旅游帶來影響。與東部相比，中西部抗風(fēng)險(xiǎn)能力更弱，所以波動明顯。

（3）2009―2019 年，耦合性回升增強(qiáng)狀態(tài)。輕度失調(diào)省市數(shù)量呈現(xiàn)下降趨勢，初級協(xié)調(diào)和良好協(xié)調(diào)類型的省市數(shù)量呈現(xiàn)顯著增長趨勢，優(yōu)質(zhì)協(xié)調(diào)和重度失調(diào)的省市不變。

3.2 空間演化分析

為進(jìn)一步研究耦合協(xié)調(diào)度空間分布特征，本文利用ArcGIS 工具繪制了2000、2006、2012、2019 年協(xié)調(diào)度的空間格局演變（圖2）?？傮w上，長江經(jīng)濟(jì)帶入境旅游與對外貿(mào)易耦合協(xié)調(diào)度在空間上存在較大差異，呈東高西低格局分布，且省際差距大。具體來看：（1）高度協(xié)調(diào)區(qū)：上海、江蘇，由于入境旅游和對外貿(mào)易發(fā)展始終維持高水平，故一直處于高度協(xié)調(diào)狀態(tài)，同時(shí)也說明兩個(gè)系統(tǒng)協(xié)調(diào)較為穩(wěn)定，且協(xié)調(diào)作用極強(qiáng)。（2）良好協(xié)調(diào)區(qū)：2000、2006、2012 年只有浙江省，2019 年增加了重慶市。（3）基本協(xié)調(diào)區(qū)：2000、2006、2012、2019 年分別有4 個(gè)、2個(gè)、6 個(gè)、6 個(gè)，占總體規(guī)模的36.4%、18.18%、54.54%、54.54%。在2000—2019 年都是長江經(jīng)濟(jì)帶地區(qū)分布最廣泛的耦合協(xié)調(diào)度類型。（4）輕度失調(diào)區(qū)：4 個(gè)年份省市數(shù)量占比分別為：27.3%、36.4%、9.09%、0。整體數(shù)量在下降，2019 年輕度失調(diào)地區(qū)數(shù)量為零。（5）重度失調(diào)區(qū)：2000、2006、2012、2019 年分別有1 個(gè)、2 個(gè)、1 個(gè)、1 個(gè)，貴州一直都是重度失調(diào)區(qū)，說明貴州的入境旅游和對外貿(mào)易兩系統(tǒng)協(xié)調(diào)性較差。

圖2 入境旅游與對外貿(mào)易的耦合協(xié)調(diào)度空間格局演變

總之，長江經(jīng)濟(jì)帶入境旅游與對外貿(mào)易耦合協(xié)調(diào)度在空間上存在較大差異，東高西低格局分布明顯，省際差距大。長三角地區(qū)發(fā)展優(yōu)勢明顯，貴州一直都屬于重度失調(diào)區(qū)，截至2019 年兩個(gè)系統(tǒng)的耦合協(xié)調(diào)度有一定程度的改善。

4 入境旅游與對外貿(mào)易耦合協(xié)調(diào)度驅(qū)動因素分析

首先，基于OLS 的LM 檢驗(yàn)來判斷是否適合需要構(gòu)建空間面板模型，LM 的檢驗(yàn)結(jié)果表明在5%的顯著性水平下均拒絕了沒有空間誤差或者空間滯后影響的原假設(shè)，因此考慮包括空間因素的面板模型能夠更好地?cái)M合數(shù)據(jù)。其次，通過Hausman 檢驗(yàn)衡量選用固定效應(yīng)模型或是采用隨機(jī)效應(yīng)模型，Hausman 檢驗(yàn)統(tǒng)計(jì)值為101.09，P值為0.000，此時(shí)是否采用固定效應(yīng)模型，取決于估計(jì)系數(shù)是否存在非系統(tǒng)性差異對原假設(shè)的明顯拒絕；再次，可以通過利用極大似然法對固定效應(yīng)杜賓模型進(jìn)行校準(zhǔn)，進(jìn)而可以通過利用Wald 檢驗(yàn)和LR檢驗(yàn)評估模型是否允許簡化為空間滯后模型或者空間誤差模型，但由于Wald 和LR 的檢驗(yàn)值的伴隨概率P值均在1%顯著性水平下，導(dǎo)致不能對原假設(shè)展開簡化過程，說明采用空間杜賓模型為更優(yōu)選擇。本研究選擇時(shí)間固定效應(yīng)杜賓面板模型估計(jì)，結(jié)果如表3 所示。

表3 空間面板模型檢驗(yàn)結(jié)果

4.1 變量選擇

采用距離倒數(shù)構(gòu)建反距離權(quán)重矩陣，加入空間杜賓模型，呈現(xiàn)出多種相關(guān)影響因素進(jìn)而對入境旅游與對外貿(mào)易耦合協(xié)調(diào)度產(chǎn)生一定影響，根據(jù)現(xiàn)有的相關(guān)分析與研究，并根據(jù)長江經(jīng)濟(jì)帶地區(qū)現(xiàn)實(shí)情況，選取經(jīng)濟(jì)發(fā)展水平、產(chǎn)業(yè)結(jié)構(gòu)、消費(fèi)水平、對外開放程度、交通優(yōu)勢度為自變量。經(jīng)濟(jì)發(fā)展水平（Eco）用地區(qū)生產(chǎn)總值GDP 來表征；產(chǎn)業(yè)結(jié)構(gòu)（Stru）用第三產(chǎn)業(yè)增加值占地區(qū)生產(chǎn)總值的比率表征；消費(fèi)水平（Con）采用城鎮(zhèn)居民人均消費(fèi)支出表征；對外開放程度（Fto），在以往研究中常常采用外貿(mào)依存度來表現(xiàn)地區(qū)對外開發(fā)程度，但其計(jì)算方法不盡合理，借鑒張磊等[24]提出的對外貿(mào)易業(yè)績衡量指標(biāo)，即：

其中，Mit為i地區(qū)t年的對外貿(mào)易額，Mt為所有地區(qū)t年對外貿(mào)易額之和，GDPit表示i地區(qū)t年的GDP，GDPt表示所有地區(qū)t年的GDP 之和；交通優(yōu)勢度（Tra）采用鐵路里程數(shù)表征。

4.2 結(jié)果分析

由空間杜賓模型測算結(jié)果（表4）可知，從R2、loglikehood和Sigma2統(tǒng)計(jì)量來看，模型的擬合效果較好，總體回歸可信度較高；空間溢出系數(shù)為-1.453 042（P=0.000），表明長江經(jīng)濟(jì)帶耦合協(xié)調(diào)度存在空間溢出效應(yīng)。

表4 空間杜賓模型測算結(jié)果

4.3 驅(qū)動因素影響作用

4.3.1 經(jīng)濟(jì)發(fā)展水平

GDP 與耦合協(xié)調(diào)度的彈性系數(shù)為8.06，且通過了1%水平的顯著性檢驗(yàn)，說明經(jīng)濟(jì)發(fā)展水平與耦合協(xié)調(diào)度顯著正相關(guān)。GDP 直接效應(yīng)的回歸系數(shù)顯著為正，間接效益回歸系數(shù)不顯著，說明GDP 對本地的耦合協(xié)調(diào)度的提高具有積極的作用，但空間溢出效益沒有達(dá)到顯著水平。

4.3.2 產(chǎn)業(yè)結(jié)構(gòu)

第三產(chǎn)業(yè)GDP 占比與耦合協(xié)調(diào)度的彈性系數(shù)為3.38，且通過了1%水平的顯著性檢驗(yàn)，呈現(xiàn)第三產(chǎn)業(yè)增加值與耦合協(xié)調(diào)度顯著正相關(guān)。第三產(chǎn)業(yè)GDP 占比直接效應(yīng)和間接效益的回歸系數(shù)均顯著，且為正相關(guān)，說明第三產(chǎn)業(yè)GDP 占比的提高會對本地和周邊地區(qū)的耦合協(xié)調(diào)度產(chǎn)生顯著正向作用。產(chǎn)業(yè)結(jié)構(gòu)的優(yōu)化會推動本省份逐漸形成規(guī)模經(jīng)濟(jì)、技術(shù)經(jīng)濟(jì)、范圍經(jīng)濟(jì)等外部性，同時(shí)由于勞動力的流動，產(chǎn)生知識溢出，間接推動相鄰省份的集聚經(jīng)濟(jì)的形成，提高了相鄰省份的耦合協(xié)調(diào)度。

4.3.3 消費(fèi)水平

在通過了5%水平的顯著性檢驗(yàn)背景下，城鎮(zhèn)居民人均消費(fèi)支出與耦合協(xié)調(diào)度的彈性系數(shù)為-7.70，這表明耦合協(xié)調(diào)度與城鎮(zhèn)居民人均可支配收入間產(chǎn)生顯著負(fù)相關(guān)效應(yīng)。進(jìn)一步分析，城鎮(zhèn)居民人均消費(fèi)支出的直接效益回歸系數(shù)為正，間接效益為負(fù)，表明本地城鎮(zhèn)居民消費(fèi)水平的提高能提高本地區(qū)的耦合協(xié)調(diào)度，但會降低鄰近地區(qū)的耦合協(xié)調(diào)度。原因可能在于本省的消費(fèi)水平高，會促進(jìn)本省進(jìn)口貿(mào)易的擴(kuò)大，直接效益為正。但其并不會提高相鄰省市的進(jìn)口貿(mào)易，同時(shí)會帶來省際貿(mào)易市場的發(fā)展不平衡，引發(fā)區(qū)際利益矛盾，省際貿(mào)易的逆差會抑制鄰近地區(qū)經(jīng)濟(jì)的增長，從而降低了鄰近地區(qū)的耦合協(xié)調(diào)度。所以，其間接效益為負(fù)。由于間接效益的回歸系數(shù)大于直接效益的回歸系數(shù)，導(dǎo)致整體態(tài)勢呈負(fù)相關(guān)。

4.3.4 對外開放程度

對外開放程度與耦合協(xié)調(diào)度的彈性系數(shù)為1.65，且通過了5%水平的顯著性檢驗(yàn)，表明對外開放程度與耦合協(xié)調(diào)度間呈顯著正相關(guān)。對外開放程度的直接效應(yīng)和間接效益的回歸系數(shù)均顯著，且為正相關(guān)，說明對外開放程度的提高不僅能提高本地區(qū)的耦合協(xié)調(diào)度而且能通過其示范效應(yīng)、聯(lián)系效應(yīng)提高周邊地區(qū)的耦合協(xié)調(diào)度。

4.3.5 交通優(yōu)勢度

區(qū)域交通設(shè)施是衡量目的地可進(jìn)入性的基本指標(biāo)。在通過了1%水平的顯著性檢驗(yàn)背景下，耦合協(xié)調(diào)度與鐵路里程的彈性系數(shù)為1.21，由此可以反映鐵路里程與耦合協(xié)調(diào)度間有明顯正向相關(guān)性，鐵路里程的直接效益和間接效益均顯著，說明交通通達(dá)的地區(qū)不僅對本地耦合協(xié)調(diào)度的提高具有積極的作用，而且也有空間溢出效益。入境旅游和對外貿(mào)易都需依靠交通進(jìn)行人流、物流的移動，因此，交通的空間溢出效應(yīng)顯著。產(chǎn)業(yè)結(jié)構(gòu)的優(yōu)化、對外貿(mào)易業(yè)績、交通優(yōu)勢度均對耦合協(xié)調(diào)度的提升起到積極的作用。

5 結(jié)論與建議

本研究基于綜合評價(jià)模型和耦合協(xié)調(diào)度修正模型對長江經(jīng)濟(jì)帶的入境旅游和對外貿(mào)易的耦合協(xié)調(diào)度進(jìn)行時(shí)空演化分析，同時(shí)運(yùn)用空間杜賓模型分析耦合協(xié)調(diào)度的相關(guān)驅(qū)動因素，得出以下相關(guān)結(jié)論。

第一，在耦合協(xié)調(diào)度的時(shí)空演化過程中，耦合協(xié)調(diào)度呈“平穩(wěn)—下降—上升”的“U”型曲線變化，至2019 年耦合協(xié)調(diào)度有所提升。從時(shí)間演化分析，耦合協(xié)調(diào)度的發(fā)展包括持續(xù)平穩(wěn)階段（2000―2002年）、波動性下降階段（2003―2008 年）和回升增強(qiáng)階段（2009―2019 年）。從空間演化分析，耦合協(xié)調(diào)度在省際間存在較大差異，呈東高西低分布格局。地區(qū)以基本協(xié)調(diào)為主，處于良好及高度協(xié)調(diào)的地區(qū)不多，上海、江蘇一直處于高度協(xié)調(diào)，浙江處于良好協(xié)調(diào)，貴州一直處于嚴(yán)重失調(diào)階段。

第二，耦合協(xié)調(diào)度受多種因素的影響，且各因素對耦合協(xié)調(diào)度影響程度不同。經(jīng)濟(jì)發(fā)展水平是長江經(jīng)濟(jì)帶入境旅游與對外貿(mào)易兩系統(tǒng)耦合協(xié)調(diào)時(shí)空分異的最主要因素。同時(shí)，耦合協(xié)調(diào)度發(fā)展也受限于產(chǎn)業(yè)結(jié)構(gòu)、消費(fèi)水平、對外開放程度、交通優(yōu)勢度，這些因素都會對耦合協(xié)調(diào)度產(chǎn)生深遠(yuǎn)的影響。

根據(jù)相關(guān)研究結(jié)論，對如何高效促進(jìn)二者的協(xié)調(diào)發(fā)展，提出以下建議。

第一，增強(qiáng)高水平耦合省市對周邊地區(qū)的溢出和驅(qū)動效益，是實(shí)現(xiàn)區(qū)域耦合協(xié)調(diào)的關(guān)鍵。

第二，實(shí)行差異化發(fā)展策略。江蘇屬入境旅游發(fā)展滯后型，因此發(fā)展入境游為第一要?jiǎng)?wù)；安徽、湖北、湖南、重慶、云南屬于對外貿(mào)易滯后型，需加強(qiáng)進(jìn)出口貿(mào)易的政策扶持；江西、貴州、四川屬于同步受阻型，需注重兩大系統(tǒng)的協(xié)同發(fā)展。

第三，提高經(jīng)濟(jì)發(fā)展質(zhì)量，推動產(chǎn)業(yè)結(jié)構(gòu)升級。經(jīng)濟(jì)發(fā)展水平越高，第三產(chǎn)業(yè)越發(fā)達(dá)，對外貿(mào)易與入境旅游之間的耦合協(xié)調(diào)度也就越高。目前長江經(jīng)濟(jì)帶中西部地區(qū)存在第三產(chǎn)業(yè)發(fā)展不足的問題，需進(jìn)一步調(diào)整，應(yīng)重點(diǎn)把握西部大開發(fā)的戰(zhàn)略契機(jī)，重視區(qū)域發(fā)展，著力關(guān)注提升經(jīng)濟(jì)水平，推動產(chǎn)業(yè)結(jié)構(gòu)升級。強(qiáng)化重慶在長江經(jīng)濟(jì)帶的地位和作用，充分融入長江經(jīng)濟(jì)帶，力爭成為區(qū)域重要增長極，通過協(xié)調(diào)產(chǎn)業(yè)分布與優(yōu)化交通，提升耦合度和協(xié)調(diào)度。

第四，完善交通網(wǎng)絡(luò)建設(shè)，促進(jìn)區(qū)域間協(xié)同發(fā)展。優(yōu)化跨區(qū)域戰(zhàn)略布局。通過完善基礎(chǔ)交通網(wǎng)絡(luò)建設(shè)進(jìn)而提升旅游目的地的可達(dá)性，同時(shí)應(yīng)該加強(qiáng)重視中部地區(qū)特色旅游資源開發(fā)與品質(zhì)提升，深入研究入境游客的需求特點(diǎn)，進(jìn)而開發(fā)具有國際競爭力的相關(guān)旅游產(chǎn)品。

本文對長江經(jīng)濟(jì)帶入境旅游和對外貿(mào)易的耦合關(guān)系進(jìn)行了實(shí)證探討，對長江經(jīng)濟(jì)帶各省市入境旅游和對外貿(mào)易耦合協(xié)調(diào)發(fā)展有現(xiàn)實(shí)意義。但僅從宏觀省域尺度視角反映了區(qū)域入境旅游和對外貿(mào)易的耦合協(xié)調(diào)關(guān)系強(qiáng)弱程度，基于微觀視角的市域、縣域尺度的耦合關(guān)系的時(shí)空演化規(guī)律，有待下一步更為深入研究。