“一帶一路”倡議對沿線目的地國家旅游發(fā)展影響研究
——基于引力模型和雙重差分的實(shí)證檢驗(yàn)

黃 銳，謝 朝 武,2*，賴 菲 菲

(1.華僑大學(xué)旅游學(xué)院，福建 泉州 362021；2.中國旅游研究院旅游安全研究基地，福建 泉州 362021)

0 引言

“一帶一路”倡議的提出為沿線地區(qū)旅游發(fā)展帶來了新的機(jī)遇，但自2020年以來，世界旅游業(yè)進(jìn)入百年未有之變局。在地緣政治形勢方面，保護(hù)主義、霸權(quán)主義造成服務(wù)貿(mào)易全球化逆流，國際旅游產(chǎn)業(yè)鏈、供應(yīng)鏈遭受非經(jīng)濟(jì)因素沖擊[1,2]。在疫情蔓延方面，新冠疫情導(dǎo)致跨境旅游業(yè)受損嚴(yán)重，世界旅游經(jīng)濟(jì)進(jìn)入發(fā)展低迷期。受復(fù)雜國際環(huán)境影響，“一帶一路”沿線地區(qū)客流阻斷、旅游項(xiàng)目建設(shè)停滯，個(gè)別國家對“一帶一路”倡議的成效產(chǎn)生懷疑，實(shí)證探索其在沿線國家旅游經(jīng)濟(jì)發(fā)展中的作用，對于“一帶一路”倡議在沿線國家的持續(xù)推行具有重要意義。

旅游服務(wù)貿(mào)易作為國際服務(wù)貿(mào)易的重要組成部分，具有融合性、開放性和先聯(lián)先通性等優(yōu)勢[3]。中國作為“一帶一路”倡議的發(fā)起者和倡導(dǎo)者，采取一系列政策和行動舉措促進(jìn)雙邊旅游交流。關(guān)于中國與“一帶一路”沿線國家合作路徑的相關(guān)探討較多：在政策溝通方面，《推動共建絲綢之路經(jīng)濟(jì)帶和21世紀(jì)海上絲綢之路的愿景與行動》等頂層政策的提出和雙邊政策文件的簽署對于區(qū)域旅游發(fā)展具有支撐作用[4,5]；在平臺搭建方面，中國—東盟、中國—中東歐和中俄蒙等雙邊或多邊區(qū)域旅游合作平臺的建立有利于消除區(qū)域旅游合作阻礙[6]；在交通聯(lián)通方面，中歐班列、直飛航線、郵輪母港的開通和交通節(jié)點(diǎn)城市的打造增進(jìn)了中國與沿線國家的旅游聯(lián)系[7,8]；在出境暢通方面，中國游客跨境往來簽證的便利化提升了沿線地區(qū)旅游發(fā)展水平[9]；在文化交流層面，絲綢之路旅游年、文化博覽會和藝術(shù)節(jié)的舉辦進(jìn)一步加強(qiáng)了旅游流產(chǎn)生的外向拉力[10,11]；在會議協(xié)商方面，舉辦“一帶一路”旅游部長會議、城市旅游合作論壇等政府層面協(xié)商活動有利于密切旅游交流[12]?？傮w看，既有研究揭示了“一帶一路”倡議在各個(gè)層面對中國與沿線國家旅游交流合作的影響，但對“一帶一路”倡議產(chǎn)生的實(shí)際旅游經(jīng)濟(jì)效益缺乏實(shí)證檢驗(yàn)。

本質(zhì)上看，中國出境旅游人次和消費(fèi)在沿線國家的增減變化是判斷“一帶一路”倡議影響成效的重要標(biāo)準(zhǔn)?！耙粠б宦贰背h作為國家對外開放的戰(zhàn)略性決策，對中國出境旅游發(fā)展發(fā)揮著重要政策導(dǎo)向作用，需作為核心要素考察其對沿線國家旅游發(fā)展的影響。國內(nèi)關(guān)于“一帶一路”目的地國家旅游的實(shí)證研究多聚焦于沿線國家旅游開放度和競爭力評價(jià)[13,14]、旅游流空間分布[15,16]和國家間合作網(wǎng)絡(luò)態(tài)勢[17]等領(lǐng)域，而“一帶一路”倡議對目的地國家旅游人次和消費(fèi)影響效果的相關(guān)研究較為缺乏，且多以入境旅游為研究對象進(jìn)行探索[4,5,18,19]。

基于此，本研究將“一帶一路”倡議作為準(zhǔn)自然實(shí)驗(yàn)，結(jié)合雙重差分方法和引力模型，實(shí)證檢驗(yàn)“一帶一路”倡議對于沿線國家旅游發(fā)展的貢獻(xiàn)程度，并從國家異質(zhì)性視角分析“一帶一路”倡議對各國影響的差異，旨在揭示“一帶一路”政策紅利對沿線國家影響的實(shí)際效果，為逆全球化背景下深化中國與沿線國家旅游合作、繼續(xù)推動中國旅游業(yè)“走出去”和增強(qiáng)中國出境旅游國際影響力提供理論依據(jù)和政策支持。

1 研究設(shè)計(jì)

1.1 模型設(shè)立

引力模型在貿(mào)易流和旅游流研究中的適用性已被證實(shí)[20]，國內(nèi)外學(xué)者將其廣泛應(yīng)用于出入境旅游影響因素研究中[4]，基準(zhǔn)旅游引力模型如下：

lnYij=α+β1lnGDPi+β2lnGDPj+
β3lndistanceij+β4lnXij+ωijt

(1)

式中：Yij和distanceij分別為i國到j(luò)國的旅游人次和地理距離；GDPi、GDPj分別為i國與j國的GDP；Xij為其他影響出境旅游人次的控制變量；ωijt為隨機(jī)擾動項(xiàng)，α為常數(shù)項(xiàng)；β1、β2、β3、β4為待估系數(shù)。

為考察“一帶一路”倡議對我國出境旅游流的影響，本文根據(jù)基準(zhǔn)旅游引力模型，構(gòu)建如下方程：

lnYcjt=α+β0Treatj×postBRt+β1lnGDPct+β2lnGDPjt+
β3lndistancecj+β4lnXcjt+ωcjt+γc+θj+μt

(2)

式中：Ycjt為核心被解釋變量，表示我國赴旅游目的地國家j的旅游人次和消費(fèi)；Treatj×postBRt(實(shí)驗(yàn)組與時(shí)間的交互項(xiàng))為核心解釋變量，表示是否為受“一帶一路”倡議影響的國家；β0為關(guān)鍵變量，其值大于0，表示“一帶一路”倡議對我國出境旅游有正向影響；GDPct、GDPjt分別為我國和旅游目的地國家j在t時(shí)期的人均GDP；Xcjt為文化距離、第三產(chǎn)業(yè)結(jié)構(gòu)、國家安全程度、相對價(jià)格等其他控制變量；γc、θj分別為我國和旅游目的地國家的個(gè)體固定效應(yīng)；μt為與時(shí)間相關(guān)的不可觀測因素；ωcjt為誤差項(xiàng)。

1.2 變量說明

1.2.1 被解釋變量 出境旅游人次和消費(fèi)通常作為衡量出境旅游需求的變量[21]，本文借鑒已有研究，選用中國游客赴目的地國家的旅游人次(nct)和旅游消費(fèi)(ctc)衡量“一帶一路”倡議對目的地國家旅游發(fā)展的影響。

1.2.2 解釋變量 虛擬變量Treatj用于判斷國家j是否受“一帶一路”倡議影響；postBRt表示“一帶一路”提出后的時(shí)間虛擬變量，該倡議于2013年下半年提出，由于實(shí)際影響力會有延遲，因此本文選擇2014年作為政策產(chǎn)生效應(yīng)的年份。為保證研究期的對稱性，選取2008-2013年和2014-2019年作為政策實(shí)施前后的兩個(gè)窗口期，分別取值為0和1，若Treatj×postBRt=1，則表示j為受“一帶一路”倡議影響的國家。

1.2.3 控制變量 不僅“一帶一路”倡議會對中國出境旅游流產(chǎn)生影響，其他變量也會對其產(chǎn)生作用，為更好識別“一帶一路”倡議的影響，本文還選取如下控制變量：1)我國人均GDP(gdpc)。人均GDP是衡量我國經(jīng)濟(jì)發(fā)展程度和居民收入水平的重要標(biāo)準(zhǔn)，已有研究表明居民收入水平會正向影響居民出境旅游意愿和購買力[22]，因此本文選用2010年不變價(jià)美元計(jì)算的人均GDP作為控制變量，以避免其對我國出境旅游人次和消費(fèi)的干擾。2)旅游目的地國家人均GDP(gdpd)。旅游目的地國家的經(jīng)濟(jì)發(fā)展水平會影響中國游客的出境旅游決策[23]，“一帶一路”沿線國家經(jīng)濟(jì)發(fā)展水平差異較大，因此本文將樣本國家2010年不變價(jià)美元計(jì)算的人均GDP作為控制變量。3)地理距離(distance)。地理距離是影響出境旅游流空間分布的重要因素，出境旅游流的流動特征存在距離衰減規(guī)律[24]，本文用兩國首都之間的距離衡量我國與出境旅游目的地的地理距離。4)文化距離(culdis)。文化距離是影響我國出境旅游流的重要因素[25]，本文借鑒文獻(xiàn)[26]，利用式(3)衡量各國的文化距離。5)旅游目的地國家互聯(lián)網(wǎng)普及程度(internet)。該指標(biāo)是衡量旅游目的地國家開放水平的重要因素，高互聯(lián)網(wǎng)普及程度有助于降低旅游信息不對稱、提升服務(wù)購買結(jié)算的便利性，從而影響游客出游和消費(fèi)[27]，本文用互聯(lián)網(wǎng)使用人次占該國總?cè)丝诒壤硎尽?)第三產(chǎn)業(yè)結(jié)構(gòu)(instru)。第三產(chǎn)業(yè)結(jié)構(gòu)反映了旅游目的地國家的旅游發(fā)展水平[28]，一般目的地旅游發(fā)展水平越高，越益于激發(fā)游客的出境旅游意愿[29]，本文用目的地國家的旅游業(yè)收入占GDP的比值表示。7)金融危機(jī)(cris)。2008年金融危機(jī)給國際旅游業(yè)帶來巨大沖擊，本文參考文獻(xiàn)[30]，將2009年賦值為1，分析金融危機(jī)沖擊對我國出境旅游的影響。8)相對價(jià)格(price)。相對價(jià)格能有效反映我國與旅游目的地國家之間的匯率水平差異，是影響國際旅游需求的重要變量[31]，本文用我國與旅游目的地國家的實(shí)際有效匯率之比度量。9)國家安全程度(GPI)。旅游目的地國家安全程度是影響游客出游意愿的重要因素[32]，本文用世界和平指數(shù)度量，其值越大，說明安全程度越低。

(3)

式中：Iji、Ici分別為旅游目的地國家j和中國的第i個(gè)文化維度值；Vi為旅游第i個(gè)維度方差，考慮數(shù)據(jù)的可獲得性，本文選取權(quán)力距離、個(gè)人主義和集體主義、男性主義及不確定避免4類文化維度進(jìn)行計(jì)算。

1.3 數(shù)據(jù)來源與樣本說明

本文選取2008-2019年全球110個(gè)國家的面板數(shù)據(jù)評估“一帶一路”倡議對沿線目的地國家旅游發(fā)展的影響。其中，實(shí)驗(yàn)組包括56個(gè)“一帶一路”倡議內(nèi)的合作國家(剔除個(gè)別數(shù)據(jù)缺失國家)，對照組包括54個(gè)中國主要出境旅游目的地國家，樣本覆蓋了發(fā)達(dá)經(jīng)濟(jì)體與發(fā)展中經(jīng)濟(jì)體，是除“一帶一路”國家外的中國典型出境旅游目的地(圖1)。中國出境旅游人次和消費(fèi)數(shù)據(jù)來自歐睿國際數(shù)據(jù)庫，目的地國家的人均GDP、互聯(lián)網(wǎng)普及程度、第三產(chǎn)業(yè)結(jié)構(gòu)的相關(guān)數(shù)據(jù)均來自世界銀行的WDI數(shù)據(jù)庫；地理距離來源于國際概況與信息中心(CPII)；文化距離中文化維度的相關(guān)數(shù)據(jù)來自Hofstede專業(yè)測算網(wǎng)站；相對價(jià)格來源于聯(lián)合國貿(mào)易發(fā)展會議；國家安全程度的相關(guān)數(shù)據(jù)來自經(jīng)濟(jì)與和平研究所。為減少異方差的影響，對中國出境旅游人次和消費(fèi)、中國與目的地國家的人均GDP、地理距離、文化距離、互聯(lián)網(wǎng)普及程度進(jìn)行對數(shù)化處理，變量描述性統(tǒng)計(jì)見表1。

表1 變量描述性統(tǒng)計(jì)Table 1 Descriptive statistics of variables

注：基于國家測繪地理信息局標(biāo)準(zhǔn)地圖服務(wù)網(wǎng)站下載的審圖號為GS(2016)1666號的標(biāo)準(zhǔn)地圖制作，底圖無修改。

2 結(jié)果分析

2.1 中國赴目的地國家旅游人次和消費(fèi)時(shí)間趨勢

為反映“一帶一路”倡議的作用效果，本文繪制了我國2008-2019年赴實(shí)驗(yàn)組和對照組國家旅游總?cè)舜魏涂傁M(fèi)的自然對數(shù)趨勢圖(圖2)，對比可知，中國出境旅游人次和消費(fèi)在倡議實(shí)施前的變化趨勢基本平行，而在倡議實(shí)施后，實(shí)驗(yàn)組國家中的中國游客人次出現(xiàn)明顯增長并逐步超過了對照組，中國游客在實(shí)驗(yàn)組國家中旅游消費(fèi)的增長趨勢也逐漸大于對照組國家。因此，初步判斷中國出境旅游人次和消費(fèi)的增長可能受“一帶一路”倡議實(shí)施的影響。

圖2 2008-2019年中國出境旅游人次和消費(fèi)趨勢Fig.2 Trend of Chinese outbound tourists and outbound tourism consumption in 2008-2019

2.2 基準(zhǔn)回歸結(jié)果分析

為驗(yàn)證上文判斷，本文利用雙重差分法對其進(jìn)行實(shí)證檢驗(yàn)。首先對變量進(jìn)行多重共線性檢驗(yàn)，結(jié)果顯示各變量的VIF值均小于10，說明不存在多重共線性。由“一帶一路”倡議對我國出境旅游的基準(zhǔn)回歸結(jié)果(表2)可以看出，在控制相關(guān)變量后，Treat×postBR與我國出境旅游人次和消費(fèi)的相關(guān)系數(shù)分別為0.259和0.239，通過5%的顯著性水平，表明“一帶一路”倡議對我國出境旅游人次和消費(fèi)均具有顯著的正向影響，具體而言，在其他條件不變的情況下，相較于對照組，“一帶一路”倡議提出后我國赴實(shí)驗(yàn)組國家的旅游人次平均增長25.9%，旅游消費(fèi)平均增加23.9%。

表2 基準(zhǔn)回歸結(jié)果Table 2 Results of baseline regression

各控制變量對我國出境旅游的影響呈現(xiàn)差異化特征。在模型(2)和模型(4)中，我國人均GDP的系數(shù)均顯著為正，證實(shí)我國人均收入水平的提升會促進(jìn)我國赴目的地國家旅游人次和消費(fèi)水平[29]；地理距離的估計(jì)系數(shù)顯著為負(fù)，表明地理距離因素對我國赴目的地國家旅游人次和消費(fèi)具有顯著抑制作用，可能緣于距離產(chǎn)生的時(shí)間成本及交通費(fèi)用，在閑暇時(shí)間及消費(fèi)有限的情況下，游客更傾向于選擇地理距離較近的國家[24]；文化距離對我國出境旅游人次和消費(fèi)均有顯著正向影響，表明中國游客出境旅游更注重文化的差異化，追求異域化的民俗體驗(yàn)逐漸成為其重要出游動機(jī)[23]；相對價(jià)格對我國出境旅游人次的影響雖為正向但不顯著，而對我國游客消費(fèi)有顯著促進(jìn)作用，表明目的地國家物價(jià)水平的下降及客源地貨幣購買力上升會激發(fā)游客在目的地國家的消費(fèi)動機(jī)，使其產(chǎn)生更多的購買行為[29]，雖然價(jià)格因素是影響旅游者出游動機(jī)的重要因素，但隨著我國經(jīng)濟(jì)發(fā)展水平的提升，因匯率導(dǎo)致的微小價(jià)格變動并不會顯著影響游客實(shí)際出行；目的地國家的旅游業(yè)發(fā)展水平估計(jì)系數(shù)均顯著為正，反映了目的地國家旅游業(yè)發(fā)展水平越高，越有助于吸引中國游客；2008年金融危機(jī)系數(shù)均顯著為負(fù)，作為一種全球性的經(jīng)濟(jì)災(zāi)難，其產(chǎn)生的“溢出效應(yīng)”對我國赴目的地國家旅游造成嚴(yán)重的負(fù)向沖擊，這與何建民[33]的研究結(jié)果相符；GPI指數(shù)的估計(jì)系數(shù)均顯著為負(fù)，說明在安全程度越高的國家中國游客的旅游人次和消費(fèi)更高；目的地國家經(jīng)濟(jì)發(fā)展程度對我國出境旅游人次和消費(fèi)的影響并不顯著，究其原因，中國游客的消費(fèi)需求趨于多樣化，不同經(jīng)濟(jì)發(fā)展水平的旅游目的地存在不同類型層次旅游產(chǎn)品，中國游客對不同市場均存在旅游消費(fèi)需求；互聯(lián)網(wǎng)普及程度對我國出境游客影響不顯著，主要因?yàn)橹袊鼍陈糜我詧F(tuán)隊(duì)游為主[34]，這些游客可直接通過線下旅行社獲取信息。

3 實(shí)證檢驗(yàn)

3.1 動態(tài)效應(yīng)與平行趨勢檢驗(yàn)

對“一帶一路”倡議的動態(tài)效應(yīng)與平行趨勢進(jìn)行檢驗(yàn)，估計(jì)結(jié)果如表3所示。模型(1)、模型(2)分別表示“一帶一路”倡議實(shí)施后對中國出境旅游人次及消費(fèi)的動態(tài)影響，結(jié)果顯示在政策實(shí)施1～2年后成效逐漸顯現(xiàn)。具體而言，“一帶一路”倡議實(shí)施1年后開始對中國出境旅游人次產(chǎn)生促進(jìn)作用，并在實(shí)施后的第4年對其提升效果達(dá)到最大，在第5年影響效果有所減緩，但刺激作用依舊較高；對于中國出境旅游消費(fèi)而言，“一帶一路”倡議實(shí)施2年后才體現(xiàn)其作用，第3年最為明顯，第5年后仍存在促進(jìn)效果。

表3的模型(3)、模型(4)分別呈現(xiàn)了“一帶一路”倡議提出前后中國出境旅游人次和消費(fèi)的平行趨勢檢驗(yàn)效果。在倡議提出前，不論是中國出境旅游人次還是旅游消費(fèi)的估計(jì)系數(shù)均不顯著，而后估計(jì)系數(shù)通過10%及以上的顯著性水平，說明該影響效果確實(shí)是由“一帶一路”倡議實(shí)施產(chǎn)生的，滿足平行趨勢假設(shè)條件。為更好呈現(xiàn)該影響效果，繪制平行趨勢檢驗(yàn)圖(圖3)，在倡議實(shí)施前中國出境旅游人次和消費(fèi)的估計(jì)系數(shù)在0附近波動，而在倡議實(shí)施后估計(jì)系數(shù)大幅上升且顯著為正，說明實(shí)驗(yàn)組和對照組在“一帶一路”倡議實(shí)施前并無明顯差別，其估計(jì)系數(shù)在倡議實(shí)施后第2年至第5年時(shí)顯著為正，說明“一帶一路”倡議對我國出境旅游具有顯著促進(jìn)作用，但該影響效果存在一定滯后性。

表3 動態(tài)效應(yīng)與平行趨勢檢驗(yàn)Table 3 Dynamic effect and parallel trend test

圖3 中國出境旅游人次和消費(fèi)的平行趨勢檢驗(yàn)Fig.3 Parallel trend test of Chinese outbound tourists and outbound tourism consumption

3.2 基于PSM-DID方法檢驗(yàn)

為解決實(shí)驗(yàn)組和對照組存在的系統(tǒng)性差異，本文進(jìn)一步基于PSM-DID方法進(jìn)行穩(wěn)健性估計(jì)，首先利用傾向得分篩選出與實(shí)驗(yàn)組相近的對照組，再將匹配后的兩組樣本進(jìn)行DID估計(jì)以觀察政策效果，這樣可消除選擇性偏差帶來的內(nèi)生性問題。具體模型如下：

(4)

在進(jìn)行PSM-DID估計(jì)前，首先檢驗(yàn)?zāi)Ｐ褪欠駶M足共同支撐假設(shè)，即實(shí)驗(yàn)組與對照組控制變量的均值在匹配后是否存在明顯差異，若無顯著差別則滿足共同支撐假設(shè)，表明可以使用PSM-DID方法。檢驗(yàn)結(jié)果(表4)顯示，各控制變量在匹配后的均值均不存在顯著差異，而包括中國出境旅游人次和消費(fèi)在內(nèi)的被解釋變量在匹配后均有顯著差異，說明本文使用PSM-DID方法有效。

表4 PSM-DID方法適用性檢驗(yàn)Table 4 Applicability test of PSM-DID method

在具體估計(jì)中，本文采用0.05的半徑進(jìn)行匹配，以檢驗(yàn)“一帶一路”倡議對中國出境旅游的影響效果。PSM-DID的回歸結(jié)果(表5)表明，“一帶一路”倡議顯著帶動了中國出境旅游發(fā)展，該結(jié)果與表2基準(zhǔn)回歸中的估計(jì)系數(shù)、顯著性水平并無太大差異，進(jìn)一步驗(yàn)證了“一帶一路”倡議對中國赴目的地國家旅游人次和消費(fèi)的影響效果。

表5 PSM-DID回歸結(jié)果Table 5 Regression results of PSM-DID method

3.3 穩(wěn)健性檢驗(yàn)

3.3.1 安慰劑檢驗(yàn) 本文利用反事實(shí)法對上述結(jié)果進(jìn)行安慰劑檢驗(yàn)，即通過人為改變政策沖擊時(shí)間點(diǎn)對其影響進(jìn)行檢驗(yàn)，若估計(jì)系數(shù)不顯著，說明實(shí)驗(yàn)組中的中國出境旅游人次和消費(fèi)增加的確是由“一帶一路”倡議引起的，并非是受其他因素影響，反之則說明結(jié)果存在一定偏差。由于“一帶一路”倡議在2013年提出，因此，本文借鑒文獻(xiàn)[4]，假設(shè)“一帶一路”倡議實(shí)施年份分別為2009年、2010年、2011年、2012年，檢驗(yàn)結(jié)果是否顯著。根據(jù)表6的估計(jì)結(jié)果可知，實(shí)驗(yàn)組和時(shí)間交互項(xiàng)的回歸結(jié)果均無顯著影響，排除了可能存在其他政策的影響作用，進(jìn)一步驗(yàn)證了本文的基準(zhǔn)結(jié)論。

表6 安慰劑檢驗(yàn)結(jié)果Table 6 Results of placebo test

3.3.2 改變時(shí)間窗 長時(shí)間樣本可能會受到其他因素的干擾而對結(jié)果造成影響，為此，本文縮短研究樣本的時(shí)間以檢驗(yàn)基準(zhǔn)結(jié)果的穩(wěn)健性。表7第2、3列分別呈現(xiàn)了以“一帶一路”倡議提出前后4年為研究期的中國出境旅游人次和消費(fèi)回歸結(jié)果，Treat×postBR的估計(jì)系數(shù)與PSM-DID中估計(jì)系數(shù)的數(shù)值和顯著性水平并無顯著差異，驗(yàn)證了本文回歸結(jié)果的可信度。

表7 其他穩(wěn)健性檢驗(yàn)結(jié)果Table 7 Results of other robust tests

3.3.3 排除極端值干擾 極端值的存在會在一定程度上對回歸結(jié)果產(chǎn)生影響，為排除極端值的干擾，本文在PSM-DID的基礎(chǔ)上分別對中國出境旅游人次和消費(fèi)進(jìn)行5%的縮尾回歸處理，由表7中第4、5列的估計(jì)結(jié)果可以看出，縮尾回歸處理后的估計(jì)系數(shù)與PSM-DID的系數(shù)有小幅上升但差距不大，再次證明本文結(jié)果可靠。

3.3.4 控制變量滯后一期 本文選取的控制變量與“一帶一路”倡議的實(shí)施之間可能存在相互影響，為減輕控制變量對估計(jì)結(jié)果造成的影響，將所有控制變量滯后一期代入方程進(jìn)行回歸(表7中的第6、7列)，估計(jì)結(jié)果與PSM-DID的回歸系數(shù)并無實(shí)質(zhì)性差異，進(jìn)一步佐證了本文的基準(zhǔn)結(jié)論。

3.4 異質(zhì)性檢驗(yàn)

3.4.1 基于經(jīng)濟(jì)發(fā)展程度的檢驗(yàn) 為探究“一帶一路”倡議對沿線不同經(jīng)濟(jì)發(fā)展程度國家的差異性影響，本文根據(jù)2019年國際貨幣基金組織公布的發(fā)達(dá)經(jīng)濟(jì)體名單，將樣本國家劃分為發(fā)達(dá)經(jīng)濟(jì)體與發(fā)展中經(jīng)濟(jì)體，并采用雙向固定效應(yīng)模型分別對其進(jìn)行回歸。結(jié)果(表8)表明，“一帶一路”倡議的實(shí)施顯著增加了中國游客赴發(fā)達(dá)國家的旅游人次及消費(fèi)，對于赴發(fā)展中國家旅游人次的影響效果較小且僅達(dá)10%的顯著性水平，而對于中國游客在發(fā)展中國家的旅游消費(fèi)影響不顯著，說明“一帶一路”倡議的實(shí)施更有利于促進(jìn)中國赴發(fā)達(dá)國家的旅游人次和消費(fèi)增長。原因可能在于：從目的地市場看，發(fā)達(dá)經(jīng)濟(jì)體的基礎(chǔ)設(shè)施及旅游設(shè)施相對較完善，市場機(jī)制和體系較健全，在“一帶一路”倡議實(shí)施后，發(fā)達(dá)國家能快速抓住區(qū)域旅游合作機(jī)遇，利用自身產(chǎn)業(yè)競爭優(yōu)勢擴(kuò)大中國游客承載量；而發(fā)展中國家基礎(chǔ)設(shè)施相對落后，國家整體旅游營銷宣傳能力薄弱，較難在短時(shí)間內(nèi)吸引大量中國游客。從客源地市場看，自2012年中國成為世界第一大出境旅游國家開始，中國出境旅游經(jīng)歷了從旅游人次的增長到消費(fèi)質(zhì)量的提升[35]，“一帶一路”倡議的提出適時(shí)促進(jìn)了中國游客對發(fā)達(dá)國家品質(zhì)化旅游產(chǎn)品的消費(fèi)，因此，相較于發(fā)展中國家，“一帶一路”倡議對發(fā)達(dá)國家旅游人次和消費(fèi)增長的促進(jìn)作用更顯著。

表8 不同經(jīng)濟(jì)發(fā)展程度的異質(zhì)性影響Table 8 Heterogeneous influence of different levels of economic development

3.4.2 基于貿(mào)易開放程度的檢驗(yàn) 為探究“一帶一路”倡議對不同貿(mào)易開放程度目的地國家的差異性影響，本文借鑒蔣依依等[29]的研究，用目的地國家與中國的進(jìn)出口貿(mào)易總額與該國國內(nèi)生產(chǎn)總值的比重衡量貿(mào)易開放程度，并將樣本國家按貿(mào)易開放程度的大小等額分為高、中、低3個(gè)組別進(jìn)行回歸，進(jìn)出口貿(mào)易總額與國家GDP分別來自歷年《中國統(tǒng)計(jì)年鑒》和世界銀行WDI數(shù)據(jù)庫。從表9可知，“一帶一路”倡議對我國赴高貿(mào)易開放程度國家的旅游人次和消費(fèi)的影響最顯著，而對中、低貿(mào)易開放程度的國家影響不明顯。一個(gè)國家對中國貿(mào)易開放程度越高，意味著我國與該國的貿(mào)易聯(lián)系越頻繁，而貿(mào)易關(guān)系緊密有利于促進(jìn)人員往來和交通線路連接，推動商務(wù)游、公務(wù)游等新興旅游市場開發(fā)[36]。因此，“一帶一路”倡議對服務(wù)貿(mào)易相對成熟的國家的促進(jìn)作用更有效，路徑更明確；而中、低貿(mào)易開放程度國家的服務(wù)貿(mào)易準(zhǔn)入門檻較高，中國與其溝通交流可能受諸多條件因素限制[4]，“一帶一路”倡議較難推動該類國家的中國旅游人次和消費(fèi)增長。

表9 不同貿(mào)易開放程度的異質(zhì)性影響Table 9 Heterogeneous influence of different levels of trade openness

3.4.3 基于地理區(qū)位的檢驗(yàn) 為探究“一帶一路”倡議對不同地理區(qū)位國家影響的異質(zhì)性，本文將樣本國家按洲劃分并對其進(jìn)行分組回歸，以考察“一帶一路”倡議對我國游客赴亞洲、歐洲及非洲國家的影響效果差異(表10)。結(jié)果顯示，“一帶一路”倡議對中國游客赴歐洲國家的旅游人次和消費(fèi)有顯著促進(jìn)作用，對亞洲和非洲國家的影響不顯著。從現(xiàn)實(shí)情況看，亞洲是中國傳統(tǒng)的出境旅游目的地市場，是中國境外旅游人次輸出重心[16]，經(jīng)過多年發(fā)展，亞洲出境旅游市場飽和度較高，“一帶一路”倡議對亞洲市場促進(jìn)效果相對有限；受交通費(fèi)用、時(shí)間成本及刻板印象等因素影響，中國游客前往非洲國家的總體數(shù)量較低，造成“一帶一路”對其促進(jìn)效果不顯著；隨著中國國民收入水平的提高和消費(fèi)結(jié)構(gòu)的升級，遠(yuǎn)距離、高品質(zhì)的歐洲旅游已成為國民出游新選擇，在“一帶一路”倡議推動下，中歐交通走廊不斷完善、中國—中東歐等活動先后舉辦，雙邊旅游合作不斷深化，為中國游客赴歐洲旅游創(chuàng)造了有利條件。

表10 不同地理區(qū)位的異質(zhì)性影響Table 10 Heterogeneous influence of different geographical locations

3.4.4 基于交通便利程度的檢驗(yàn) 交通便利程度是影響游客旅游活動的重要因素，為探究“一帶一路”倡議對不同交通便利程度國家影響的異質(zhì)性，本文采用世界銀行的WDI數(shù)據(jù)庫公布的航空載客量衡量目的地國家的交通便利程度[37]，將其分成低、中、高3個(gè)等級，并依次進(jìn)行分組回歸，考察“一帶一路”倡議對不同交通便利程度國家影響的異質(zhì)性(表11)。由表11可知，“一帶一路”倡議對中國赴交通便利程度較低的目的地國家的旅游人次和消費(fèi)的影響效果顯著為正，而對中、高等交通條件的國家的影響效果不顯著。從現(xiàn)實(shí)情況看，交通基礎(chǔ)設(shè)施的互聯(lián)互通是“一帶一路”倡議推動雙邊旅游合作的重要舉措，通過增強(qiáng)優(yōu)質(zhì)旅游資源的可達(dá)性可促進(jìn)中國赴目的地國家旅游人次的增長。對于交通便利程度較低的國家，“一帶一路”倡議的推行有利于改善其通行環(huán)境；對于交通便利程度較高的國家，“一帶一路”倡議對于進(jìn)一步改善其交通環(huán)境的空間不大。此外，從中國游客出行特征看，出境游客追求體驗(yàn)的新奇性，對于交通便利程度較高的目的地國家的出游率要低于交通便利程度逐漸完善的目的地國家的出游率。因此，“一帶一路”倡議對交通便利程度較高的國家促進(jìn)作用相對有限。

表11 不同交通便利程度的異質(zhì)性影響Table 11 Heterogeneous influence of different transportation convenience

4 結(jié)論與建議

本文基于2008-2019年110個(gè)國家的面板數(shù)據(jù)，采用引力模型和雙重差分方法實(shí)證檢驗(yàn)“一帶一路”倡議對沿線國家旅游發(fā)展的影響效果，結(jié)論如下：1)整體看，“一帶一路”倡議對中國赴目的地國家旅游人次和消費(fèi)均具有顯著的促進(jìn)作用。平均而言，可促進(jìn)沿線國家的中國旅游人次增長25.9%，旅游消費(fèi)增長23.9%，該結(jié)果經(jīng)過穩(wěn)健性檢驗(yàn)證明有效；在此基礎(chǔ)上，本研究證實(shí)了“一帶一路”倡議在帶動沿線國家旅游發(fā)展上的政策有效性，揭示了“一帶一路”倡議在地區(qū)旅游經(jīng)濟(jì)發(fā)展中的導(dǎo)向作用。2)“一帶一路”倡議對目的地國家旅游發(fā)展的促進(jìn)作用存在滯后性?！耙粠б宦贰背h提出后1～2年成效逐漸顯現(xiàn)，隨著相關(guān)旅游支持政策的出臺和建設(shè)項(xiàng)目的推進(jìn)，3～4年成效達(dá)到最高，后期政策的輻射作用雖有所減弱，但對中國赴沿線國家旅游人次和消費(fèi)增長仍將產(chǎn)生積極影響。3)“一帶一路”倡議對目的地國家的影響具有明顯的異質(zhì)性，對沿線地區(qū)旅游發(fā)展的促進(jìn)作用在不同經(jīng)濟(jì)發(fā)展程度、貿(mào)易開放程度、地理區(qū)位和交通便利程度的國家存在差異。

基于上述結(jié)論得出如下啟示：1)在全球疫情的大背景下，雖然各國經(jīng)濟(jì)聯(lián)系下降，出境旅游發(fā)展暫時(shí)受限，但不應(yīng)忽視“一帶一路”建設(shè)以來取得的成效。中國政府應(yīng)加強(qiáng)宣傳“一帶一路”倡議在推動沿線各國旅游經(jīng)濟(jì)增長方面的積極作用，疫情下保持與沿線各國旅游交流合作不中斷，加強(qiáng)旅游交通線路和基礎(chǔ)設(shè)施建設(shè)，提升風(fēng)險(xiǎn)環(huán)境下雙邊旅游韌性合作能力，為疫情后旅游業(yè)恢復(fù)和發(fā)展積蓄力量。2)針對“一帶一路”倡議對沿線國家旅游發(fā)展影響的動態(tài)化特征，應(yīng)不斷優(yōu)化助力沿線地區(qū)旅游發(fā)展的政策舉措，提升政策的協(xié)調(diào)性和適用性，遏止政策促進(jìn)作用的放緩趨勢，推動沿線地區(qū)旅游合作向縱深、可持續(xù)方向發(fā)展。特別是在“后疫情時(shí)代”，要充分利用“一帶一路”倡議的政策優(yōu)勢，發(fā)揮旅游業(yè)“先聯(lián)先通”的導(dǎo)引作用，實(shí)現(xiàn)沿線國家經(jīng)濟(jì)的快速復(fù)蘇。3)應(yīng)強(qiáng)化“一帶一路”倡議對亞洲、非洲等發(fā)展中國家以及貿(mào)易水平較低國家的促進(jìn)作用，制定差異化的布局策略，找準(zhǔn)各國旅游合作的契合點(diǎn)，形成協(xié)同共享的國際旅游空間發(fā)展格局。在疫情和逆全球化的不利局勢中，應(yīng)著重推進(jìn)人類命運(yùn)共同體建設(shè)，增強(qiáng)各國旅游合作互信，構(gòu)建平等互惠的交流平臺，促使中國政策紅利覆蓋更多國家，助力各國旅游經(jīng)濟(jì)的恢復(fù)和發(fā)展。