长江经济带入境旅游与对外贸易的时空耦合特征及影响因素研究——基于空间杜宾模型

杨东旭，张 茜

（1.浙江旅游职业学院工商管理学院，杭州 310013；2.湖南女子学院社会发展与管理学院，长沙 410004）

旅游与贸易作为要素流动的主要形式，通过人员、服务、产品和资金在区域内的重新配置，使不同国家（地区）之间的联系更为紧密。入境旅游完成“人与资金”的入境，对外贸易完成“物与资金”的入境，两者存在密切的互动关系[1]。随着经济全球化与区域合作的快速融合，我国国际贸易和入境旅游逐步进入高速发展期。2000—2019 年，我国贸易进出口总额从4 742.9 亿美元增至46 559.14 亿美元，同时对外贸易的发展增进了我国与其他国家的经济文化交流，提升了入境旅游的发展速度，境外旅游者过夜人数由2000 年的3 123.6 万人次增加到2019 年的6 572.52 万人次，旅游外汇收入由162.24亿美元增至1 312.54 亿美元[2]。在旅游国际化与贸易全球化的背景下，入境旅游与对外贸易的协调发展对推动地区经济社会发展具有重要作用。长江经济带作为我国最重要的发展轴线之一，地区的入境旅游与对外贸易在不同阶段怎样互动、内部耦合状态是否和谐、耦合时空分布特征如何等问题尚未得以解答，深入探究这些问题不仅有助于深入认识并把握入境旅游（人流）和国际贸易（物流）之间的关系问题，也有助于为地区发展的宏观调控提供决策参考。

Kulendran 等[3]最早于2000 年提出“国际旅游与国际贸易相关性”，研究表明澳大利亚与主要伙伴国的入境旅游营收总额与对外贸易进出口总金额之间存在着互为因果关系。随后多位学者分别以中国、美国、北美自由贸易区、塞浦路斯、马来西亚为案例研究地探讨了出入境旅游与进出口贸易之间的关系[4-8]。Gallego 等[9]以经合组织（OECD）为例，分析面板数据发现入境旅游可以促进对外贸易的增长，同时国际货物之间的流动也促进了入境旅游的发展。国内孙根年等[10]最早提出“旅贸相依、以贸兴旅”的观点；随后马丽君等[11]、赵多平等[12]、王洁洁等[13]分别探讨了中日、中俄、中国香港与中国大陆入境旅游和国际贸易的关系；在此基础上入境旅游与对外贸易关系进一步深化研究，如入境旅游对对外贸易的带动作用、对外贸易对入境旅游的门槛效应、入境旅游与对外贸易关系的地区差异、入境旅游与对外贸易的空间关系、入境旅游与对外贸易的耦合关系等均得到了学界关注[14-18]。

综上，学术界已经形成了较丰富的研究成果，但仍有值得拓展的空间。一在研究内容上，大多数研究分析了两个系统的时空耦合特征，在影响因素的分析上要么采用传统的回归分析方法，未考虑空间因素；要么基于地理探测器，以通过检验两个变量空间分布的耦合性来探测两变量之间可能的因果关系，未考虑时间序列，更缺乏采用空间计量经济学对两个系统时空耦合协调发展的影响因素分析。二在研究方法上，大多数采用传统的耦合协调（CCD）模型，在传统的CCD 模型中贡献系数的取值是通过主观方法确定的，多数研究将这两个系数值任意赋值为0.5[19]。这种主观分配贡献系数的方法由于受人为因素的影响，评价结果可能不准确，从而无法为进一步的分析提供准确的见解。为解决这一问题，引入了修正的CCD 模型来检验入境旅游与对外贸易系统之间的协调关系。

本研究基于2000―2019 年长江经济带各省市的面板数据，结合综合评价模型与耦合协调度修正模型研究了该地区入境旅游与对外贸易的耦合协调度水平，运用ArcGIS 10.2 软件对耦合协调度的时空演化特征进行了分析，并采用空间杜宾模型探究其影响因素，以期能深入认识和把握入境旅游和对外贸易的关系，为政府优化布局和调整发展战略提供参考。

1 研究区概况、指标体系与数据来源

1.1 研究区概况

长江经济带作为横贯我国东中西三大区域的内河经济带，是我国沿海沿江沿边全面推进的对外开放地区，具有显著地理优势、巨大开发潜能和全球影响力。区域总面积约205.23 万平方千米，占全国总面积的21.4%，人口和生产总值均超过全国的40%，具有独特地理优势和巨大发展潜能[2]。截至2019 年，长江经济带内共有A 级旅游景区5 139家，占到全国总数的41.44%，入境旅游人数占全国的37%[20]。长江经济带对东中西联动开发具有举足轻重的重要意义，是国土空间开发中东西向最强劲的发展轴线，在我国区域发展总体格局中的战略地位至关重要。

1.2 指标体系

依据层次性、科学性、系统性、可操作性等原则，构建符合入境旅游与对外贸易耦合研究的指标体系，入境旅游分为市场规模和发展质量2 个一级指标、5 个二级指标；对外贸易由贸易规模、进口规模、出口规模、外商规模4 个一级指标和8 个二级指标组成。本文选取熵权TOPSIS 分析法对各指标赋权重，避免主观因素的偏差。具体指标及权重如表1 所示。

表1 入境旅游—对外贸易耦合协调发展评价体系及权重

1.3 数据来源

本文选取2000―2019 年长江经济带11 个省市的数据作为测算对象，数据主要来源于《中国旅游统计年鉴》（2001―2018）、《中国文化和旅游统计年鉴》（2019）、《中国文化文物和旅游统计年鉴》（2020）、《中国贸易外经统计年鉴》（2001―2020）、《中国统计年鉴》（2001―2020）和《中国区域经济统计年鉴》（2001―2020）及长江经济带各省市统计年鉴。

2 研究方法

2.1 综合评价模型

先运用熵权法确定指标权重，再运用综合评价模型确定入境旅游和对外贸易的综合发展指数，计算步骤如下：

（1）构建基础数据矩阵：

（2）对判断矩阵进行归一化处理，得到归一化矩阵：

具有正向功效

具有逆向功效

其中，xij为归一化处理后的指标。

（3）确定各评价指标的熵值ej：

（4）确定各评价指标的权重wj：

（5）综合发展指数Ui：

2.2 耦合协调度修正模型

基于综合评价模型计算的发展指数，运用耦合协调度修正模型分析长江经济带入境旅游与对外贸易的耦合协调度。耦合是一个物理概念，用来表示两个或两个以上的系统存在紧密配合与相互影响的作用关系。耦合度模型公式如下：

式中U1和U2分别为入境旅游与对外贸易系统综合发展指数。耦合度C仅反映了系统相互联动的耦合强度，不能完全体现两者间的耦合协调程度，所以需要导入耦合协调度修正模型以分析辨别两个系统协调发展的水平。耦合协调度修正模型公式如下：

式中D为耦合协调度（以下简称为协调度），反映了系统间的整体协同效应；C表示耦合度，反映了系统协调发展的程度；C、D均∈[0，1]之间。T为入境旅游与对外贸易综合评价指数；α 和β 为待定系数，且α+β=1。α 为入境旅游子系统的贡献系数，β 为对外贸易子系统的贡献系数。贡献系数的确定方式如下：

根据前人研究结果[21-23]，将耦合协调度D划分为5 个等级（表2）。

表2 耦合协调度类型及其划分标准

2.3 空间杜宾模型

本研究采用空间杜宾模型分析耦合协调度的影响因素，空间杜宾模型（SDM）是空间滞后模型（SLM）和空间误差模型（SEM）的一般形式。首先构建反距离权重矩阵。假定表达式为：空间效应强度是由距离决定，空间单元之间距离与空间效应成正面效应，距离越远效应越弱，反之亦然。基于此条件，假设空间相互作用的强度取决于地区行政部门所在地之间的距离或者区域之间的核心距离。

其中，d为两地区省会城市之间的距离。

再运用空间杜宾模型分析影响因素，具体计算过程如下：

式中Bit为i城市t年入境旅游与对外贸易的耦合协调度；ρ 为空间自回归系数；W为空间权重矩阵；β 为各解释变量的回归系数；Xit为i城市t年解释变量，分别为地区GDP、第三产业增加值占比地区GDP、城镇居民人均消费支出、对外贸易业绩、铁路里程数；uit、εit分别为空间时间固定效应和随机误差项。

3 入境旅游—对外贸易耦合协调时空分异分析

3.1 总体态势分析

运用综合评价模型与耦合协调度修正模型得出两大系统耦合协调度指数，依据表2 对2000―2019 年长江经济带各省市单元协调度进行分类（图1）。由图1 可知，长江经济带以基本协调为主，良好及高度协调总量不大，还存在1 个重度失调的省份，表明提升两大系统协调发展的任务比较艰巨。从时间演化来看，协调度总体上呈平稳—减弱—回升的态势，可分为三个阶段：

图1 入境旅游—对外贸易的耦合协调度总体态势图

（1）2000―2002 年，持续平稳阶段。各地协调度发展平稳，变化不大，地区间差异较大。其中上海、江苏一直处于高度协调状态；浙江处于良好协调；湖南、湖北、重庆、云南处于基本协调；安徽、江西、四川处于轻度失调；贵州处于重度失调。

（2）2003―2008 年，波动性减弱阶段。与上一阶段相比，协调度在基本协调与轻度失调之间的波动明显，4 个省市从基本协调下降到轻度失调，江西省从轻度失调状态下降到重度失调。2003 年受SARS 影响，失调区间的省市由4 个增至7 个。2008 年美国金融危机爆发，全球经济低迷，对中国对外贸易和入境旅游带来影响。与东部相比，中西部抗风险能力更弱，所以波动明显。

（3）2009―2019 年，耦合性回升增强状态。轻度失调省市数量呈现下降趋势，初级协调和良好协调类型的省市数量呈现显著增长趋势，优质协调和重度失调的省市不变。

3.2 空间演化分析

为进一步研究耦合协调度空间分布特征，本文利用ArcGIS 工具绘制了2000、2006、2012、2019 年协调度的空间格局演变（图2）。总体上，长江经济带入境旅游与对外贸易耦合协调度在空间上存在较大差异，呈东高西低格局分布，且省际差距大。具体来看：（1）高度协调区：上海、江苏，由于入境旅游和对外贸易发展始终维持高水平，故一直处于高度协调状态，同时也说明两个系统协调较为稳定，且协调作用极强。（2）良好协调区：2000、2006、2012 年只有浙江省，2019 年增加了重庆市。（3）基本协调区：2000、2006、2012、2019 年分别有4 个、2个、6 个、6 个，占总体规模的36.4%、18.18%、54.54%、54.54%。在2000—2019 年都是长江经济带地区分布最广泛的耦合协调度类型。（4）轻度失调区：4 个年份省市数量占比分别为：27.3%、36.4%、9.09%、0。整体数量在下降，2019 年轻度失调地区数量为零。（5）重度失调区：2000、2006、2012、2019 年分别有1 个、2 个、1 个、1 个，贵州一直都是重度失调区，说明贵州的入境旅游和对外贸易两系统协调性较差。

图2 入境旅游与对外贸易的耦合协调度空间格局演变

总之，长江经济带入境旅游与对外贸易耦合协调度在空间上存在较大差异，东高西低格局分布明显，省际差距大。长三角地区发展优势明显，贵州一直都属于重度失调区，截至2019 年两个系统的耦合协调度有一定程度的改善。

4 入境旅游与对外贸易耦合协调度驱动因素分析

首先，基于OLS 的LM 检验来判断是否适合需要构建空间面板模型，LM 的检验结果表明在5%的显著性水平下均拒绝了没有空间误差或者空间滞后影响的原假设，因此考虑包括空间因素的面板模型能够更好地拟合数据。其次，通过Hausman 检验衡量选用固定效应模型或是采用随机效应模型，Hausman 检验统计值为101.09，P值为0.000，此时是否采用固定效应模型，取决于估计系数是否存在非系统性差异对原假设的明显拒绝；再次，可以通过利用极大似然法对固定效应杜宾模型进行校准，进而可以通过利用Wald 检验和LR检验评估模型是否允许简化为空间滞后模型或者空间误差模型，但由于Wald 和LR 的检验值的伴随概率P值均在1%显著性水平下，导致不能对原假设展开简化过程，说明采用空间杜宾模型为更优选择。本研究选择时间固定效应杜宾面板模型估计，结果如表3 所示。

表3 空间面板模型检验结果

4.1 变量选择

采用距离倒数构建反距离权重矩阵，加入空间杜宾模型，呈现出多种相关影响因素进而对入境旅游与对外贸易耦合协调度产生一定影响，根据现有的相关分析与研究，并根据长江经济带地区现实情况，选取经济发展水平、产业结构、消费水平、对外开放程度、交通优势度为自变量。经济发展水平（Eco）用地区生产总值GDP 来表征；产业结构（Stru）用第三产业增加值占地区生产总值的比率表征；消费水平（Con）采用城镇居民人均消费支出表征；对外开放程度（Fto），在以往研究中常常采用外贸依存度来表现地区对外开发程度，但其计算方法不尽合理，借鉴张磊等[24]提出的对外贸易业绩衡量指标，即：

其中，Mit为i地区t年的对外贸易额，Mt为所有地区t年对外贸易额之和，GDPit表示i地区t年的GDP，GDPt表示所有地区t年的GDP 之和；交通优势度（Tra）采用铁路里程数表征。

4.2 结果分析

由空间杜宾模型测算结果（表4）可知，从R2、loglikehood和Sigma2统计量来看，模型的拟合效果较好，总体回归可信度较高；空间溢出系数为-1.453 042（P=0.000），表明长江经济带耦合协调度存在空间溢出效应。

表4 空间杜宾模型测算结果

4.3 驱动因素影响作用

4.3.1 经济发展水平

GDP 与耦合协调度的弹性系数为8.06，且通过了1%水平的显著性检验，说明经济发展水平与耦合协调度显著正相关。GDP 直接效应的回归系数显著为正，间接效益回归系数不显著，说明GDP 对本地的耦合协调度的提高具有积极的作用，但空间溢出效益没有达到显著水平。

4.3.2 产业结构

第三产业GDP 占比与耦合协调度的弹性系数为3.38，且通过了1%水平的显著性检验，呈现第三产业增加值与耦合协调度显著正相关。第三产业GDP 占比直接效应和间接效益的回归系数均显著，且为正相关，说明第三产业GDP 占比的提高会对本地和周边地区的耦合协调度产生显著正向作用。产业结构的优化会推动本省份逐渐形成规模经济、技术经济、范围经济等外部性，同时由于劳动力的流动，产生知识溢出，间接推动相邻省份的集聚经济的形成，提高了相邻省份的耦合协调度。

4.3.3 消费水平

在通过了5%水平的显著性检验背景下，城镇居民人均消费支出与耦合协调度的弹性系数为-7.70，这表明耦合协调度与城镇居民人均可支配收入间产生显著负相关效应。进一步分析，城镇居民人均消费支出的直接效益回归系数为正，间接效益为负，表明本地城镇居民消费水平的提高能提高本地区的耦合协调度，但会降低邻近地区的耦合协调度。原因可能在于本省的消费水平高，会促进本省进口贸易的扩大，直接效益为正。但其并不会提高相邻省市的进口贸易，同时会带来省际贸易市场的发展不平衡，引发区际利益矛盾，省际贸易的逆差会抑制邻近地区经济的增长，从而降低了邻近地区的耦合协调度。所以，其间接效益为负。由于间接效益的回归系数大于直接效益的回归系数，导致整体态势呈负相关。

4.3.4 对外开放程度

对外开放程度与耦合协调度的弹性系数为1.65，且通过了5%水平的显著性检验，表明对外开放程度与耦合协调度间呈显著正相关。对外开放程度的直接效应和间接效益的回归系数均显著，且为正相关，说明对外开放程度的提高不仅能提高本地区的耦合协调度而且能通过其示范效应、联系效应提高周边地区的耦合协调度。

4.3.5 交通优势度

区域交通设施是衡量目的地可进入性的基本指标。在通过了1%水平的显著性检验背景下，耦合协调度与铁路里程的弹性系数为1.21，由此可以反映铁路里程与耦合协调度间有明显正向相关性，铁路里程的直接效益和间接效益均显著，说明交通通达的地区不仅对本地耦合协调度的提高具有积极的作用，而且也有空间溢出效益。入境旅游和对外贸易都需依靠交通进行人流、物流的移动，因此，交通的空间溢出效应显著。产业结构的优化、对外贸易业绩、交通优势度均对耦合协调度的提升起到积极的作用。

5 结论与建议

本研究基于综合评价模型和耦合协调度修正模型对长江经济带的入境旅游和对外贸易的耦合协调度进行时空演化分析，同时运用空间杜宾模型分析耦合协调度的相关驱动因素，得出以下相关结论。

第一，在耦合协调度的时空演化过程中，耦合协调度呈“平稳—下降—上升”的“U”型曲线变化，至2019 年耦合协调度有所提升。从时间演化分析，耦合协调度的发展包括持续平稳阶段（2000―2002年）、波动性下降阶段（2003―2008 年）和回升增强阶段（2009―2019 年）。从空间演化分析，耦合协调度在省际间存在较大差异，呈东高西低分布格局。地区以基本协调为主，处于良好及高度协调的地区不多，上海、江苏一直处于高度协调，浙江处于良好协调，贵州一直处于严重失调阶段。

第二，耦合协调度受多种因素的影响，且各因素对耦合协调度影响程度不同。经济发展水平是长江经济带入境旅游与对外贸易两系统耦合协调时空分异的最主要因素。同时，耦合协调度发展也受限于产业结构、消费水平、对外开放程度、交通优势度，这些因素都会对耦合协调度产生深远的影响。

根据相关研究结论，对如何高效促进二者的协调发展，提出以下建议。

第一，增强高水平耦合省市对周边地区的溢出和驱动效益，是实现区域耦合协调的关键。

第二，实行差异化发展策略。江苏属入境旅游发展滞后型，因此发展入境游为第一要务；安徽、湖北、湖南、重庆、云南属于对外贸易滞后型，需加强进出口贸易的政策扶持；江西、贵州、四川属于同步受阻型，需注重两大系统的协同发展。

第三，提高经济发展质量，推动产业结构升级。经济发展水平越高，第三产业越发达，对外贸易与入境旅游之间的耦合协调度也就越高。目前长江经济带中西部地区存在第三产业发展不足的问题，需进一步调整，应重点把握西部大开发的战略契机，重视区域发展，着力关注提升经济水平，推动产业结构升级。强化重庆在长江经济带的地位和作用，充分融入长江经济带，力争成为区域重要增长极，通过协调产业分布与优化交通，提升耦合度和协调度。

第四，完善交通网络建设，促进区域间协同发展。优化跨区域战略布局。通过完善基础交通网络建设进而提升旅游目的地的可达性，同时应该加强重视中部地区特色旅游资源开发与品质提升，深入研究入境游客的需求特点，进而开发具有国际竞争力的相关旅游产品。

本文对长江经济带入境旅游和对外贸易的耦合关系进行了实证探讨，对长江经济带各省市入境旅游和对外贸易耦合协调发展有现实意义。但仅从宏观省域尺度视角反映了区域入境旅游和对外贸易的耦合协调关系强弱程度，基于微观视角的市域、县域尺度的耦合关系的时空演化规律，有待下一步更为深入研究。