中国入境旅游发展与社会对外开放关系的实证研究

鲍富元 杨玉英

（三亚学院旅游与酒店管理学院 海南 三亚 572022）

一、引言

（一）经济和区域对外开放度的研究

1.经济对外开放度影响因素的研究

对特定区域而言，经济对外开放度体现的是该地区经济融入外部经济的程度和对外部经济的依存程度[4]。在对经济体开放度影响因素的研究中，内部因素主要有人力资本、社会治安、经济水平、交通设施、产业结构、人口密度等[5]，而对国际经济环境、国际政治环境、国际开放政策、政府规模[6][7][8]以及宗教文化、地缘因素等外部条件的分析则不多，另有何剑、刘琳（2013）从国内经济开放度、国外经济开放度两个层面设计测量体系，并分别从外贸、投资、生产、旅游等四个方面构建指标，测量我国西北五省经济开放度[9]，可见内外两个维度成为衡量经济对外开放度的重要思路。

2.区域开放度的研究

经济开放度之外，还有对区域整体开放度的研究。关于区域开放度影响因素的研究中，陈升、潘虹（2015）通过时间序列的双对数回归研究，发现中国省域开放度显著地受经济水平、交通基础设施、人口密度的正向影响，资源禀赋具有显著负影响，涉外优惠政策的影响不显著[10]。同时，另有学者将旅游开放度作为区域开放度的主要构成而纳入区域开放度体系中进行主成分测算并比较多省份的差异[11]。但现实中旅游业开放发展不仅受对外经济开放的影响，还与其他多个领域开放度的影响有关，对入境旅游发展水平与社会整体对外开放的关系需要做更深入探讨。

3.对外开放度与经济发展的关系研究

对外开放度研究更多集中在经济领域，经济对外开放度的测量方面，国内学者随着对经济发展认识的深化，也在不同阶段开展相应研究。早期有罗龙（1990）从一国实物经济部门开放度的六个指标进行度量[12]，伴随我国市场经济发展多元化，李翀（1998）认为对外开放度需涵盖对外贸易比率、对外金融比率、对外投资比率三项指标，但对指标权重的设定缺少科学的客观依据[13]。李心丹等（1999）指出关于对外开放度的测量，还应将价格对开放度的影响纳入分析[14](P14-21)。此外，为实现核算的便利，有以进出口贸易总额除以生产总值的比值作为衡量区域对外开放水平[15]，为凸显对外维度的考量，孙丽冬、陈耀辉（2008）确立了综合评价对外开放度的五个一级指标，且国际旅游属于其中之一[16]，但这忽视了内部因素。为辨析对外开放对经济的影响，有以个案方式研究区域对外开放与经济增长的关系[17]，并将国际旅游外汇收入的依存度作为对外开放的衡量指标，而国际旅游外汇收入与经济增长是否存在必然的因果关系，仍需做符合实际的理论研究和实证检验。经济范围内的对外开放度研究，更多是从投资、贸易、国际旅游、金融等视角进行指标构建和测度，对外开放不仅反映在经济领域，在文化、社会、教育、技术等多个领域都有涉及[18]，衡量区域对外开放需综合考虑多因素变量的影响。

（二）旅游开放度的相关研究

旅游开放度的研究体现在区域旅游开放度影响因素、测量、与经济开放度关系等方面。国内较早对旅游开放度做相关研究的是熊晓波等，他们首次提出旅游开放度的测量公式，以旅游地资源的流入和流出比值衡量旅游业开放程度[19]。之后，对旅游开放度影响因素的研究得到关注，有研究得出人力资本、社会治安、经济水平以及交通便利化均对旅游开放度产生显著的促进作用[5]。此外，何昭丽（2014）设计了涵盖公共信息、公共交通、安全保障、环境服务、基础设施、人力资源等维度的旅游公共服务系统，以旅游收入占GDP的比重来衡量旅游开放度，分析旅游公共服务系统对旅游开放度的影响关系[20]。

目前的家装建材配送市场秩序很不规范，普遍存在配送时效差以及货损率高的情况，配送成本也是一直居高不下。家装企业必须规范其配送模式，加强对与配送相关的供应商以及承运商专业配送人员的管理，与对方建立合作伙伴关系，并且不断地进行优化，提高效率和效益，在降低配送成本的同时，努力实现供应商、企业、消费者三者共赢。

同时，对旅游开放度的测量更多是站在对外开放的角度，或者将旅游开放度作为对外经济开放度的一个指标[10][11][16]，或者将旅游开放度从入境旅游开放度和出境旅游开放度两方面考虑，相对比较充分，但依然忽略了国内旅游发展同样受对外开放度的影响。测量指标的不同与对开放度的理解有关。旅游业的开放程度直接影响当地旅游经济的发展，因此，何昭丽（2013）丰富了旅游开放的指标体系，并采用因子分析法对新疆旅游开放的状况进行评价[21]。为进一步探究旅游开放度与对外开放度的关系，何昭丽（2014）采用国际旅游收入占第三产业产值的比重表示旅游开放度，以外资开放度、外贸开放度的总和来表示对外经济开放度，进行实证分析并发现旅游开放度与外贸开放度未呈现出长期稳定关系，而与外资开放度互为格兰杰因果关系[22]，但此文中的旅游开放度并未反映国内旅游，而更侧重的是入境旅游的开放程度。另外，国际旅游收入能在一定程度代表旅游业对外开放度，但旅游业对外开放除与外资、外贸有关，与教育、文化、技术、交通等领域的开放亦存在关系。多领域的社会综合开放度与严格意义上的入境旅游开放发展之间的关系需纳入分析框架并进行检验。

（三）入境旅游与对外开放关系的研究

早期我国旅游业发展以入境旅游和创汇为主，关于对外开放和入境旅游互动关系的研究文献较为丰富。有学者倾向于从入境旅游的视角解析对外开放，探讨对外开放与入境旅游发展关系，韩亚芬、孙根年、李琦借鉴采用外贸依存度和外资依存度来界定经济开放度，以入境客流量占有率、旅游外汇收入占有率为指标反映入境旅游发展水平，分析对外开放度与入境旅游业发展的关系，研究发现对外开放度对入境旅游增长的促进作用[23]，但入境旅游发展不仅受经济开放度影响，还与其他领域有关。此外，有研究指出旅游资源品位、贸易开放度对中国入境旅游发展效率的正向影响最明显，而交通状况对入境旅游发展的正向影响相对较小[24]，这与“交通便利化是影响旅游开放度的主要因素”[5]的论断不同，原因在于他们对旅游开放度、入境旅游开放度的范围界定和指标选取有关。

现实中我国旅游市场划分为国内旅游、入境旅游和出境旅游，国内旅游的兴起既受对外开放的影响，也与我国经济改革发展和人民收入增加有较强关系，而出境旅游是在我国人均收入水平进一步提升后的新需求。与对外开放之间关系更为密切的应为入境旅游，故此以入境旅游收入占第三产业的比重反映我国入境旅游的发展水平和开放程度，对出境旅游和国内旅游暂不考虑，而对入境旅游产生重大影响的关键因素涉及经济、教育、文化、技术、交通等多方面。

二、模型构建和研究方法

（一）指标选取

以入境旅游开放度来反映入境旅游发展水平，以社会对外开放度来综合反映我国的对外开放程度。入境旅游开放度侧重于体现入境旅游在国民经济中的地位，旅游业自身为第三产业的重要构成，因此采用入境旅游总收入占第三产业GDP比重来代表入境旅游开放度（记为Y）。同时，从多维度设定反映我国社会对外开放度的自变量：外资开放度（记为X1）以实际利用外商直接投资占GDP的比重来反映；外贸开放度（记为X2）以货物服务贸易进出口总额占GDP的比重来代表；以来华留学生占当年我国本科在校生的比例代表教育开放度（记为X3）[25]；以我国与境外建立友好城市关系的累计数量占全国省、市、县（区）总量的比重代表文化开放度（记为X4）[26](P28-29)；以民航国际客运量占总航空客运量的比重代表交通开放度（记为X5），现实中的免签政策是促进入境旅游的重要因素，限于免签政策的量化难度，故以间接体现免签政策效应的交通开放度表示因免签而带来国际客运的发展；以网民规模占我国总人口的比重代表信息开放度（记为X6，因缺少1985—1996年的网民规模数据，此间的X6以每亿户居民中安装固定电话户数的百分比进行替换）；以外贸开放度、外资开放度、教育开放度、文化开放度、交通开放度、信息开放度的平均值代表我国社会对外开放度（记为X）。原始数据来源主要取自中国统计年鉴、中国旅游统计年鉴、中国教育统计年鉴等官方数据，以及中国国际友好城市联合会公布的对外友好城市统计数据等，时间序列为1985—2017年。对基础数据的分析处理主要在Eviews10.0软件中完成。

（二）研究方法

1.协整检验

变量间是否存在长期均衡关系常借助协整分析，前提是要确定各变量均为同阶单整的时间序列，再对同阶单整序列建立回归方程[27](P341-359)。结合本文研究内容，运用EG两步法建立如下回归方程：

式（1）中：Yt表示第t期的入境旅游开放度；式（2）中Ft为第t期社会对外开放的相关指标，这些指标包括社会对外开放度、外贸开放度、外资开放度、教育开放度、文化开放度、交通开放度、信息开放度；α0代表截距项；α1代表参数估计值；μt代表第t期的残差序列。当确认残差序列是平稳序列时才可认为入境旅游开放度与社会对外开放度之间具有协整关系。

2.格兰杰检验

经济领域中两变量间因果分析中常采用格兰杰因果检验，本文也采用该法。格兰杰检验的回归方程为：

式（3）中，μt为回归方程的固定成分，代表趋势项或常数项，εt代表白噪音。在协整关系检验中，若原假设 H0：β1＝β2＝β3＝…βi＝0 成立，则表示 xt不是引起yt的格兰杰原因；若拒绝原假设，则表示xt是yt的格兰杰原因，具体需通过假设检验进行判别[28]。

三、入境旅游开放度与社会对外开放度的关联分析

（一）单位根检验

检验变量间长期均衡关系的必然环节是进行各变量的单位根检验。以ADF检验法对变量Y、X1、X2、X3、X4、X5、X6、X 及其对应的一阶差分变量进行平稳性检验，分析结果如表1。

表1显示，在5%的显著性水平上，所有原变量序列都不能拒绝单位根假设。对原变量进行一阶差分后，仅有X4、X6的一阶差分的ADF值未能通过检验，说明 Y、X1、X2、X3、X5、X 均为一阶单整数列，服从 I（1）过程；对 X4、X6 进行二阶差分检验，通过ADF检验，说明这两个变量服从I（2）过程。

表1 变量及其一阶差分的ADF单位根检验结果

（二）格兰杰检验

原变量 Y、X1、X2、X3、X5、X 在一阶差分后为平稳序列，对一阶差分变量进行格兰杰检验。其中，排除不存在格兰杰原因的关系后，存在格兰杰原因关系的变量和数据如表2，可见在5%显著性水平上，滞后1期时，仅有dY与dX1是相互为格兰杰原因。说明一阶差分后的外资开放度与入境旅游开放度之间在滞后1期时存在相互的促进效应。

（三）协整检验分析

为检验变量间长期均衡关系，基于单位根检验，对入境旅游开放度Y与外资开放度X1、外贸开放度X2、教育开放度X3、交通开放度X5、社会对外开放度X进行Enger-Granger协整检验分析，结果如表3。

有表3可知自变量X1对被解释变量Y具有10%显著性水平上的长期协整关系，其他变量之间不存在长期协整关系。Y与X1的OLS回归方程求得如下。

表2 原变量一阶差分后存在格兰杰关系的变量

式（4）中系数下方的括号内数字为t统计量，在5%显著水平下，估计结果拒绝原假设。其中，R2=0.753509，表示回归模型拟合度可以接受，DW=1.058936，同时，检验显示回归模型残差序列平稳。说明外资开放度对入境旅游开放度具有正向影响关系，且外资开放度 X1的系数为 0.459531，表示外资开放度每增加1个单位，入境旅游开放度则增长0.459531个单位，该系数与何昭丽（2014）研究得出的0.409的系数[22]较接近，但对指标的计算方法略有不同。现实中，外资开放对入境旅游开放发展有正向积极作用，较高的外资开放度可以促进资金流动、人口流动、信息流动等，带动入境旅游的市场发展和提升入境旅游开放度。而表3中入境旅游开放度Y对外资开放度X1不具有长期均衡关系，故不再以X1为被解释变量、Y为自变量进行OLS回归计算。

（四）误差修正模型

为进一步研究入境旅游开放度与外资开放度的短期波动和长期均衡的关系，计算求得Y和X1之间的误差修正模型，如下：

式（5）中，dY、dX1分别表示入境旅游开放度Y、外资开放度X1的一阶差分，ECMt-1为误差修正项，其系数的正负值反映调节机制，而系数大小反映当短期波动偏离长期均衡时系统的调节力度大小。式（5）中的误差修正项系数为-0.623359，属于反向修正机制，指当两变量间的短期波动偏离长期均衡时，系统将会以0.623359的调节力度使其恢复到长期均衡态势。

（五）脉冲响应分析及方差分解

为判断随机扰动对变量系统的动态冲击，解释经济冲击对经济变量的影响[30]，可以VAR模型及其脉冲响应函数进行分析。故此，为深刻理解我国外资开放度X1对入境旅游开放度Y波动的影响，本文选用VAR模型和脉冲响应函数加以研究，先根据 AIC、SC、HQ、FPE、LR 等多项检测准则确定最优滞后阶数，由表4可知，滞后阶数为2时，显著指标最多，且此时特征根均位于单位圆内，表示模型平稳，故此，确定最优滞后阶数为2。

表3 原变量的协整检验

表4 VAR模型的滞后阶数比较

脉冲响应函数图中，横轴代表滞后期数，纵轴代表外资开放度X1对入境旅游开放度Y冲击的响应程度。图1可见，在本期对外资开放度X1实施一个正向冲击后，入境旅游开放度Y从第1期到第4期会呈现迅速增长的态势，之后冲击带来的影响迅速下降。可见，外资开放度X1对入境旅游开放度Y具有正向影响，在滞后1期至4期时，该正向影响是逐渐强化，但后期的作用快速弱化。这与上述Granger因果关系检验基本一致，即经济发展中的外资利用规模的比重扩大能在较短时段内促进入境旅游开放度提升，而后期受其他因素影响，外资开放的促进作用被部分代替。

图1 脉冲响应函数图

继续对入境旅游开放度Y和外资开放度X1进行方差分解，由图2可知，随着时间t的延长，入境旅游开放度Y的方差变化由自己引起的比重逐渐下降，而入境旅游开放度Y的方差变化由外资开放度X1引起的比重逐渐增加，在第5期基本持平。随后的时间中入境旅游开放度Y的方差变化由外资开放度X1引起的比重略有下降，趋近40%，而由自身引起的比重则略有增加趋近60%。同时说明，外资开放度X1对入境旅游开放度Y产生冲击影响的贡献达50%左右。

四、结论与探讨

图2 方差分解结果

开放发展是入境旅游持续前进的动力源，社会的整体开放为入境旅游开放发展带来了新活力。入境旅游开放发展水平既受到社会开放发展的推动，也与我国国内经济发展有着紧密关系。在控制国内其他因素的条件下，从外部开放度层面构建外资、外贸、教育、文化、交通、信息等多维的开放度指标，研究它们与入境旅游开放度的关系。首先，发现外资开放度与入境旅游开放发展具有相对紧密的关系，外资开放度X1与入境旅游开放度Y在10%的显著性水平上存在长期稳定的均衡关系，在长期发展中，外资开放度每增加1个单位，入境旅游开放度则增长0.459531个单位，提升入境旅游开放发展水平，必须重视提高外资开放程度，也表明利用外商投资将能更好地推动入境旅游的快速发展。其次，格兰杰因果检验表示入境旅游开放度Y的一阶差分dY与外资开放度X1的一阶差分dX1在滞后1期时，两变量间互为格兰杰原因。再次，误差修正模型的分析结果表明：当我国外资开放度X1与入境旅游开放度Y的短期波动存在偏离长期均衡的态势时，系统将以0.623359的负向调节力度使其关系恢复至长期均衡状态。最后，脉冲响应函数分析的结果显示，外资开放度对入境旅游开放度具有逐步扩大的正向影响，在经过一定的持续期后快速下降，方差分解结果也表明外资开放度的冲击作用在经过一段时期后趋向平稳。综上可知，能通过扩大外资开放水平推动入境旅游发展，而其他领域的开放度对入境旅游开放度的影响并未通过实证验证，也造成社会对外开放度与入境旅游开放度之间的因果关系并未通过实证检验，这与所选指标的核算方法和检验过程可能有关。因为，现实中入境旅游的发展与以文化开放、教育开放为代表的民间交往活动存在一定的逻辑关系，同时，随着互联网技术升级、国际航班航线的开放，入境旅游的发展也会受到有力的推动。未来还需要遴选更能反映多领域开放举措的指标，与入境旅游开放度进行更科学的关联研究。