淮海经济区旅游经济效应空间分异研究*——基于面板数据分析

赵桃桃，史春云，方 星，王 苗

(江苏师范大学 地理测绘与城乡规划学院，江苏 徐州 221116)

0 引言

旅游产业作为带动系数大、产业关联性强、综合效益好的现代服务业[1]，对发展中国家，尤其欠发达区域的经济增长会有明显的拉动作用[2]。伴随着经济水平提高、生活条件改善、人均可支配收入增加等因素，旅游需求日益增长，而不同区域的旅游资源禀赋状况及景点的区位状况、基础设施、可达性、城市经济发展水平等方面均存在很大差异，这决定旅游业发展会存在区域非均衡性[3-4]，因而旅游经济效应的空间差异会更为突出，进而加剧了区域经济发展差异性和空间非均衡现象。旅游经济对区域经济增长产生的一系列连锁影响使得旅游经济效应的空间分异研究备受学者重视与关注。

旅游经济效应，又称旅游经济影响，指旅游业对区域经济各个方面产生的作用与影响，涵盖了旅游经济总收入、旅游目的地就业机会的增加、目的地居民生活水平提高、城市基础设施的完善等多方面[5-6]。因此可以根据旅游经济效应对经济发展产生影响的环节不同，主要分为旅游直接、间接效应和引致效应[7]。国外有关旅游经济效应的研究起步较早，在19世纪无论是理论研究还是实证分析已经取得了很大突破[8]。自20世纪末，学者们开始从空间视角深入探究区域的旅游经济效应。国内研究起步较晚，但研究成果颇丰，研究内容、方法、区域、理论及研究的体系愈加成熟完善。旅游效应研究方法上越来越趋于多样化，早期评价旅游经济效应的方法主要包括旅游乘数效应[6][9]和旅游投入与产出模型(I/O)[9]，后来相关研究引入了旅游卫星账户(TSA)[10]，国内也有采用变异系数、标准差、泰尔指数、灰色关联分析法[11]等。例如，方叶林等[12]以中国31个省份为研究单元，对旅游经济发展进行空间自相关分析，发现省域旅游经济呈现持续的非均衡态势。旅游卫星账户( TSA) 和投入产出(I /O) 法作为评价旅游经济效应的常用方法，在实践过程中发现，乘数效应理论太过于追求计算精度，而旅游卫星账户更多侧重于旅游所产生的直接效应，部分学者认为旅游经济的增加值等于是旅游间接效应与引致效应之和，因而旅游卫星账户对于旅游间接效应与引致效应无法有效体现和表征[13-14]。因此后来有关计量经济学的分析方法被应用到旅游经济效应研究评价中。佟连军、刘钰琪等人运用面板数据在协整检验和格兰杰因果关系研究基础上，分别以省域为单元揭示了黑龙江和辽宁的旅游经济内部分异规律[15-16]。周霓、熊爱华通过对山东省旅游收入GDP的面板数据分析，发现山东省17个地级市的旅游发展与地区生产总值存在均衡协整关系[17]。黄和平等基于江西省11个地级市国内旅游、国际旅游与国内生产总值的面板数据研究，对比分析发现国际旅游对经济增长的带动作用远大于国际旅游收入[6]。李冰心等人在GDP和克强指数两种视角下研究经济与旅游发展相互关系，以更准确衡量旅游业对经济的影响力度，发现从长期来看，两种视角下旅游均可以带动经济发展，且我国东、中、西部存在明显的空间分异现象[18]。

通过以上文献梳理发现国内外在关于旅游经济效益的研究内容、研究理论和研究方法上不断突破。但也存在一些不足：(1)研究单元多以某一省份和国家层面偏多，区域性研究单元并不多见，鲜有文章侧重于经济区层面的宏观分析。从宏观上分析虽然有利于研究我国及每个省份的旅游与经济发展关系，但容易忽略区域内部的发展差异，使研究价值受限。(2)研究方法和研究理论以旅游产出理论、旅游乘数效应、旅游卫星账户为主，集中在地理学领域，其他学科方法涉及很少，学科交叉性不强。旅游经济作为地区GDP的一部分，研究两者的影响，选择不同地区不同时段的面板数据，引用经济学计量方法，避免了多重共线性问题，研究结果更精准科学，同时对已有研究成果作为补充和参考，丰富研究理论，验证经济学方法在地理学中的适用性。(3)已有研究在旅游经济的指标选取上以入境旅游为多，而旅游经济的比重始终是国内旅游收入占比较高。鉴于此，本文基于淮海经济区20个地级市11年的国内旅游收入和地区生产总值的面板数据，进行模型建立与实证分析，主要运用计量软件Eviews7.0对淮海经济区的相关面板数据进行平稳检验、协整分析、格兰杰因果检验，最后进行数据回归分析，旨在探究以下问题：(1)淮海经济区国内旅游经济效应如何？(2)如果存在均衡关系，在计量学中又存在怎样的因果关系？国内旅游收入与经济发展在较长一段时间内是否存在稳定的动态均衡关系？(3)淮海经济区的旅游经济效应空间分异如何？探讨旅游经济效益空间分异，不仅有利于剖析区域旅游经济与生产总值的定量关系，合理有效地评估旅游对当地经济的贡献率，还可以分析淮海经济区省域间和各地级市之间旅游产业发展与经济增长之间的关系，研究地区内部的分异规律，以进一步为旅游资源优化配置、旅游规划制定、旅游政策实施、旅游目标的实现提供实践和理论指导。

1 研究区域和数据来源

1.1 研究区概况

1986年《淮海经济区经济开发联合会章程》的颁布，标志着淮海经济区的正式成立。该经济区位于中国的东部偏中位置，主要集中在四省交界处，由江苏、山东、安徽、河南四省的20个地级市组成(见表1)，以江苏徐州为发展中心，是我国形成较早的一个区域性经济组织，也称淮海经济圈[19]。该区域面积达18.198 4万km2，区内交通便捷发达，区域的相关学术研究成果颇丰。区内旅游资源丰富，旅游经济发展速度较快，因而旅游业在区域经济发展中的作用日益凸显。截至2016年整个淮海经济区的国内生产总值达到49 006.43亿元，国内旅游收入为6 336.58亿元，占GDP总量的12.93%；2016全国旅游收入对GDP的贡献率高达11.04%，淮海经济区旅游收入占GDP比例已经远超全国平均水平。

表1 淮海经济区各省所含地区

资料来源：《中国城市统计年鉴》。

1.2 数据来源

根据数据选取的可得性、科学性、有效性原则，本文以淮海经济区20个地级市的国内旅游收入(亿元)作为自变量，代表地区旅游经济的发展指标，选取地区生产总值(亿元)作为因变量，分别记为字母G和DT。各城市地区生产总值数据均来源于《中国城市统计年鉴》，国内旅游收入的原始数据来自4个省的统计年鉴和旅游统计便览，同时以部分地级市《国民经济和社会发展公报》的旅游数据为补充。在数据检验与分析之前，对原始数据做取对数处理，并用下列符号代表相应指标：lnG代表地区生产总值；lnDT代表国内旅游收入。

1.3 研究方法

本文采用Eviews7.0分析淮海经济区2006-2016年的国内生产总值和国内旅游收入。面板数据又称为混合数据，是在时间上和截面空间上取得的多维数据，因此具有纯时间序列数据或者纯截面数据不可比拟的优点[20]。文章主要运用协整与格兰杰因果检验和面板回归模型估计等方法定量测度淮海经济区旅游经济效应。其中格兰杰因果检验的核心思想是根据随机变量之间的先导与滞后关系判断变量之间是否存在因果关系[21]。其模型为：

式中，X表示国内旅游收入，Y代表地区生产总值，α、β、γ为参数，μ为随机变量，t为时间趋势项，i和j为滞后期数。

2 实证分析和研究结果

2.1 面板数据平稳性检验

在计量经济分析中，为防止可能出现的“伪回归”现象，通常要对样本数据进行平稳性检验，即单位根检验，同时只有满足同阶单整的数据才可以放在同一个样本回归方程中去建模。面板数据单位根的检验有6种，其中同根检验有LLC检验、Breitung检验和Hadri检验，异根检验含有IPS检验、ADF-Fisher检验和PP-Frisher检验。Eviews7.0软件中，不含有Hadri检验。因此本文为了提高检验可靠性，避免单一检验的局限，选取Eviews7.0软件中所有可获得的检验方法对地区生产总值(lnG)和国内旅游收入(lnDT)两组变量的面板数据进行单位根检验(见表2)。

表2 同根和异根检验结果

注： t(trend)表示数据含趋势项，i(intercept)代表含截距项；△指一阶差分后结果。

数据来源：作者计算。

表2的检验结果表明，国内旅游收入和GDP两组变量在5%的显著水平上，仅LLC一种检验方法拒绝了“存在单位根”的原假设，因此原数据不平稳。进而将数据进行一阶差分后继续做平稳检验，结果显示两组序列在5%的显著水平下，五种检验结果均拒绝原假设，数据不存在单位根，为平稳的面板数据。数据满足一阶单整，可以进行协整检验，从而初步断定，在很长一段时间内，淮海经济区的国内旅游收入和GDP之间可能存在某种长期的均衡关系。

2.2 国内旅游收入与GDP的协整关系检验和格兰杰因果检验

本文采用Fisher协整检验方法对面板数据进行协整检验，以验证淮海经济区20个地级市的国内旅游收入与GDP是否长期处于均衡发展状态，结果见表3。

表3 LNG和LNDT协整关系检验结果

数据来源：作者计算。

表3协整检验结果显示在5%的显著水平下，淮海经济区的国内旅游收入与GDP存在协整关系。从经济区整体而言，旅游发展与经济增长处于良好互动状态。从每个地级市来看，安徽亳州、蚌埠、淮北，河南周口，江苏盐城，山东日照共6个地级市未能通过协整检验，表明国内旅游收入对GDP的影响尚不显著，但这并不代表当地旅游业不发达，这与当地的产业结构、主导产业、发展方向等因素有关，旅游经济在国民收入中占据的比例较小，旅游发展与当地经济尚未形成均衡发展的良好互动模式，因此在格兰杰因果检验和面板回归中均不涉及这6个城市。其余14个地级市均通过协整检验，旅游发展与经济增长存在长期的均衡关系。旅游对经济增长的推动作用较明显，经济对发展旅游的保障作用都处于良好状态。对20个地级市而言，旅游与经济的协调发展状况显示出明显的空间非均衡性。

通过协整检验的城市如果要判断两者之间是否存在因果关系还需要进一步做格兰杰因果检验。格兰杰因果检验的基本思想是“借用过去来预测现在”[22]，假设X是引起Y变化的原因，那么X的变化应该会发生在Y变化之前，如果在Y关于Y滞后变量的回归中，添加X的滞后变量重新作为独立的解释变量，显著增加了回归解释能力，则称X是Y的Granger因果原因，反之则不是。本文对存在协整关系的14个地级市进行格兰杰因果检验(见表4)主要参考在10%的显著水平下，选择的滞后阶数为1～3。

表4 lnDT和lnG格兰杰因果检验结果

数据来源：作者计算。

由检验结果看出：在14个通过协整检验的城市中有安徽阜阳、河南开封、山东莱芜3个地级市未通过格兰杰因果检验，因此在表4中未列出。(1)除江苏徐州和连云港在10%的显著水平下为单向因果关系之外其他9个城市均在5%的显著水平下存在明显的格兰杰因果关系。其中宿州、商丘、宿迁、菏泽、济宁和枣庄6个城市的GDP是国内旅游收入的格兰杰原因，在一定程度上这6个城市的经济发展促进了国内旅游业的发展，良好的经济基础为旅游业发展做出了一定支持与保障。徐州、连云港、淮安、临沂、济宁和泰安6个城市的国内旅游收入是GDP的格兰杰原因，这6个城市的国内旅游收入对GDP的贡献比其他地级市更为突出。(2)在淮海经济区20个地级市中，只有山东济宁一个城市的国内旅游收入与GDP互为格兰杰因果关系，说明济宁的旅游与经济协调状况最佳，两者相互促进，已经形成良好的互动模式。

2.3 国内旅游收入与GDP增长面板数据模型回归分析

2.3.1 模型选择原则

面板数据模型包括固定、随机和混合效应模型共3种[23]。模型的选择主要通过F检验与Hausman检验来确定。先计算三种不同模型下的残差平方和，分别记为S1、S2、S3；关于样本数据应该选择变系数、变截距、常系数哪种回归模型，做出以下两个检验假设：

H1=α1≠α2≠…≠αn，β1=β1=…=βn；

H2=α1≠α2=…≠αn，β1=β1=…=βn；

相应给出两个F统计量：

其中k代表选取自变量的个数，N代表本文研究城市个数，T为研究时间跨度。如果在5%的显著水平下，F2小于临界值，则接受原假设选择H2，选常系数模型；如果拒绝原假设，继续检验假设H1；如果F1小于临界值，确定模型为变截距模型，反之为变系数模型。本文中N=20，k=1，T=11， 在此基础上建立模型得出S1=12.694 17，S2=35.980 26，S3=145.697 94；进而计算得出F1=7.409 9>F0.05(28，160)，F2=40.316 3>F0.05(67，160)，因此H1、H2原假设均不通过，本文应该选择变系数模型。

根据Hausman检验结果来确定应该选择固定效应模型还是随机效应模型，其中原假设为“随机影响模型中个体影响与解释变量不相关”。结果(见表5)证明，在自由度为1时的统计量为1.659 051.相应的伴随概率P=0.019 77<0.05，拒绝了原假设，最终选择变系数固定效应模型。

表5 Hausman检验结果

数据来源：作者计算。

2.3.2 国内旅游收入与经济增长面板数据估计结果

虽然阜阳、开封与莱芜并未通过格兰杰因果检验，但其通过了协整分析，满足回归分析的前提，对存在协整关系的14个城市进行面板数据回归分析，结果见表6。

表6 国内旅游收入与GDP面板回归结果

数据来源：作者计算。

淮海经济区各地级市的国内旅游收入与GDP存在明显的相关性，从整个区域来看，国内旅游收入每增加1%会促进当地GDP增加5.620 1%。旅游收入对当地国内生产总值起到了很好的促进作用，而20个地级市旅游经济的空间分异也较明显，其中有6个地级市未通过协整检验，揭示了国内旅游收入对国民经济的影响并不显著，暂不做深入研究。而其他14个地级市的旅游经济对GDP有较为明显的促进作用，通过回归系数代表其旅游经济效应的强弱，进行旅游经济效应分异分析，根据回归系数排名：连云港、徐州、淮安、开封、阜阳、菏泽、宿迁、济宁、泰安、临沂、枣庄、商丘、宿州、莱芜。其中，连云港回归系数最大，为9.944 7；而莱芜最小，为2.412 0。就整个淮海经济区而言，苏北的旅游发展对GDP的推动作用要远远优于鲁南、皖北和豫东，旅游发展贡献率较高的前三个城市为江苏省的连云港、徐州和淮安。

3 结论与建议

3.1 淮海经济区旅游经济效应的分异规律

本文以淮海经济区的20个地级市为研究区域，基于计量经济学视角对2006-2016年期间的国内旅游收入与GDP的面板数据指标进行定量分析，研究该区域旅游经济效益的内部分异规律，结合本文研究目的，主要得到以下结论：

(1)从整个淮海经济区国内旅游收入与国内生产总值两组面板数据回归结果来看，国内旅游收入与经济增长的互动关系良好，国内旅游收入每增加1%会促进当地GDP增加5.620 1%。因此该区域范围内国内旅游收入的经济效益较为突出，对区域经济增长拉动作用明显。从各个地级市来分析，除了未通过协整检验的6个地级市之外，14个地级市中，旅游经济效应较为明显的依次为江苏连云港、徐州、淮安，回归系数分别为9.944 7，9.836 5，8.839 5。回归系数最小的为山东莱芜，仅有2.412 0。各地级市之间旅游经济效益空间差异显著。

(2)淮海经济区的协整检验结果表明：11年间该区20个地级市旅游经济与GDP之间的均衡关系存在明显的空间分异。国内旅游收入与经济增长已经形成均衡发展的地级市有14个，其中安徽亳州、蚌埠、淮北，河南周口，江苏盐城，山东日照等6个地级市的国内旅游收入与地区国内生产总值未能形成良好的均衡发展状态。从四省之间比较看，均衡性较好的为江苏省和山东省，然后是河南省和安徽省。

(3)整个淮海经济区的格兰杰因果检验表明，宿州、商丘、宿迁、菏泽、枣庄和济宁6个地级市的国内旅游收入与地区生产总值存在单向因果关系。在5%的显著水平下，这些城市均拒绝了“国内生产总值不是旅游经济增长的格兰杰因果”，表明宿州、商丘等地级市的经济基础为旅游发展提供了一定的支持和保障，经济进步推动旅游经济增长。而江苏徐州、连云港、淮安和山东的临沂、济宁、泰安等6个城市在5%的显著水平下，均拒绝了“旅游经济增长不是地区生产总值增加的Ganger因果”，这些城市的旅游经济对经济增长的推动作用更为明显，形成了格兰杰单向因果关系，旅游经济空间分异较为明显。从省际范围看，只有江苏省和山东省部分城市的旅游发展对地区的生产总值产生格兰杰因果。其中，只有山东济宁一个城市的旅游经济与生产总值满足格兰杰双向因果关系，旅游经济和GDP形成互相促进的良好均衡关系。

3.2 淮海经济区旅游经济效应优化建议

针对淮海经济区旅游经济效益分析的结果，为缩小区域间的差距，促进旅游与经济可持续增长，提出以下几点优化对策：

(1)因地制宜开发旅游资源，建立区域特色旅游品牌，开发旅游线路组合。作为关联性较强的旅游业，与地区经济增长的关系较为紧密。经济基础会为旅游发展提供保障，旅游可以带动经济增长，因而从淮海经济区的发展状况来看，应该着力调整产业结构，促进特色旅游资源开发，改善旅游设施，完善交通网络，从而缩小旅游经济的空间发展差距，实现淮海经济区的总体提升。例如可发挥徐州汉文化、济宁儒家文化、泰山封禅文化的旅游资源优势，加快旅游线路开发，推进自然旅游资源与文化旅游资源的融合，加强区域合作与旅游资源互补，实现区域带动效应。

(2)发挥政府的引导作用，注重旅游发展与经济增长的均衡关系。一些区域的旅游发展尚未与经济增长形成良好互动状态，这与当地的经济发展结构、旅游资源禀赋状况、基础设施建设关系密切，这些地区在加大特色旅游资源开发力度的同时，相关政府部分可以选择有发展旅游潜力的旅游景点景区给予一定的经济支持和政策扶持，争取使旅游发展与经济增长实现良好的互动关系，让旅游业成为新的经济增长点。而对于一些旅游业发展状况良好，旅游收入明显对经济增长起到了推动作用，两者在长期内处于一种均衡发展状态的地区，一方面应该加大旅游资源的开发利用，增强每个地区的旅游特色，提高旅游市场的竞争力，充分发挥旅游对经济的正向作用；另一方面，地区的经济发展也应该给旅游发展提供最大的扶持，改善生态环境，完善基础设施以巩固旅游与经济发展的这种均衡关系，提高每个区域的旅游经济效益，最终实现旅游经济与GDP同增长的共赢局面。

(3)加强区域合作，扩大客源市场，优化产业结构。因为区域经济增长本就存在空间非均衡性，而交通条件好，基础设施完善的城市应该在经济支持下充分挖掘旅游资源，发展特色旅游，宣传旅游品牌，以反过来推动地区的经济增长，争取使两者形成双向因果。对于经济欠发达地区可以通过吸引临近区域客源发展旅游，例如，枣庄台儿庄古城景区就对徐州、淄博的居民以及枣庄本地的居民实行优惠门票活动，从而成功地扩大客源，刺激旅游消费。同时，应以淮海经济区各地级市的格兰杰因果关系为参考依据，在以后的发展中每个城市一方面应该关注区域经济基础是否为旅游发展提供了软件或者硬件的物质保障，以拉动旅游经济发展，也可以通过提高居民的可支配收入来促进旅游消费增加，另一方面应该重视不同地区旅游经济的增长对经济总产值的贡献率，以提高两者的契合度，使得旅游经济与GDP之间互为支撑与保障。