基于空间集聚的中国入境旅游区域经济效应分析

  本文关键词：基于空间集聚的中国入境旅游区域经济效应分析，由笔耕文化传播整理发布。

第 33 卷 第 1 期 2014 年 1 月

地 理 研 究 GEOGRAPHICAL RESEARCH

Vol.33, No.1 January, 2014

基于空间集聚的中国入境旅游区域经济效应分析
陈刚强，李映辉，胡湘菊
（长沙学院旅游管理系，长沙 410003）

摘要： 运用残差空间自回归模型、地理权重回归模型及基尼系数等空间分析方法，探讨了 2001-2010 年中国地市入境旅游的区域经济效应及其空间差异变化。在提升区域经济水平上， 中国地市入境旅游对区域经济总体上具不断增强的促进效应，且存在持续而显著的空间集聚 作用；局部上具显著促进效应的地市集中分布在东部沿海地带及其邻近地区，且表现为促进 效应不断增强、集聚范围不断扩大的态势。在调整区域经济差异上，入境旅游具扩大区域经 济差异的总体效应，但局部上集聚范围的扩大表明其总体上的扩大效应在逐渐减弱；基于空 间集中性的分析也表明，不仅在总体上也在各地带的内部区域上，这种扩大效应存在且具不 断减弱的趋势。研究表明，地市入境旅游区域经济效应的发挥主要体现了市场经济运行规律 的作用，而其变化趋势也反映了政府宏观调整与区域旅游发展政策及规划的战略取向。 关键词：入境旅游；区域经济效应；集聚；空间分析；中国 DOI: 10.11821/dlyj201401015

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引言

在中国社会经济转型发展的近 10 年间，旅游业作为转型发展、拉动经济潜力巨大的 低碳、朝阳产业，已被定位为国民经济的战略性支柱产业。在有利的政策支持及市场经济 环境下，中国各地区旅游业已形成相当产业规模，空间集聚发展趋势明显，有力推动了各 地区的社会经济发展。而对旅游业区域经济效应的研究目前主要集中在促进区域经济增 长 [1-4]、调整区域经济差异 [5,6]、增加地方就业 [7-9]、改善社会经济状况 [10,11] 及提升区域生产 率[12]等方面。从旅游业集聚的视角对其区域经济效应进行的研究，主要是运用经济增长理 论[13]、核心—边缘理论或依赖理论[6,14]、以及钻石理论[15]等，在宏观或微观上揭示旅游业集 聚空间外部性的经济效应。微观上的分析主要对旅游产业内外的空间外部性或知识溢出进 行研究，如有关住宿业集聚经济效应的大量研究表明，旅游企业集聚将使区位邻近企业之 间共享可获得的基础设施，并通过邻近企业的外部性或溢出效应促进地区旅游创新和竞争 能力的提升 [16-18]；宏观上的分析主要探讨旅游产业规模与分布密度等的空间外部性，例 如，从集聚水平、空间差异及结构性关系方面对旅游业空间集聚的区域经济效应等进行研 究[5,6,11,19]。在研究方法上，已有研究主要运用描述性统计分析、面板数据模型、门槛回归 模型及投入产出分析等方法，对旅游业集聚的经济效应进行总体上的分析。另外，国内有 关旅游业区域经济效应的研究，也基于旅游业区域差异的分析对该问题作了延伸式探讨， 且一般认为旅游业区域差异逐渐降低将起到缩小区域经济差异的作用[20,21]。
收稿日期：2012-12-10; 修订日期：2013-04-23 基金项目：国家自然科学基金项目 （41101123） ；国家旅游局旅游业青年专家培养计划资助 作者简介：陈刚强 （1979-） ，男，湖南邵阳人，副教授，博士，主要研究方向为区域旅游经济及经济地理。 E-mail: chenecly@163.com

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已有研究主要在总体上对旅游业的区域经济效应进行了多方位、较深入的研究，但基 于空间集聚的视角，对旅游业区域经济效应及其空间差异和变化等的研究尚不多见。通过 促进区域经济效应的空间差异与变化的比较，进一步探讨旅游业调整区域经济差异的作 用，并澄清旅游业本身区域差异的降低与旅游业调整区域经济差异效应之间的关系，将深 化对问题的认识 ；综合运用残差空间自回归模型 （Spatial Autoregressive Error Model, SEM） 、地理权重回归模型 （Geographically Weighted Regression, GWR） 及基尼系数等空 间分析技术，将其不同侧面的发展规律联系起来进行分析，也将使结论互为补充、相互印 证。理论上，这不仅有利于揭示其转型时期典型而鲜明的空间结构变化规律，也将丰富与 促进旅游地理学研究方法与内容体系的构建；实践上，这将推动市场经济结构调整下旅游 业空间发展，以更好发挥政府宏观调控与规划对区域旅游业发展的指导作用。

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研究方法与数据

2.1 研究方法 2.1.1 传统回归分析 针对截面数据，利用传统回归分析可以研究入境旅游收入 （X） 对 经济发展水平 （y） 的影响，同时也假定了不同空间单元是相互独立的，其表达式可写为： y = Xβ + ε （1） 或 yi = β 0 +∑k β k xik + εi （2） 但在区域问题的研究上，通常存在着特有的空间相关性，这使得传统回归分析中不同 空间单元相互独立的假设难以成立。这种空间特性存在与否，通常可利用 Moran's I 对回 归模型残差的空间相关结构进行检验。如果检验结果表明空间自相关性存在，则入境旅游 的经济促进效应具有空间自相关的集聚特征与作用，而传统回归分析并未对此作出有效解 释或刻画。 2.1.2 SEM 分析 对空间相关性的分析，可利用空间自回归模型来进行研究[22-25]： y = ρW1 y + Xβ + μ, μ = λW 2 μ + ε （3） 式中：W1 和 W2 为空间权重矩阵，在分析中，可取 W1=W2=W；ρ、β和λ为空间模型的待估参 数。当要研究入境旅游是否具有空间相关性时，这种空间相关性将在残差中反映出来，故 可用 SEM 进行分析，此时有ρ＝0，β ≠ 0，λ ≠ 0，则式(3)可改写为： ( I n - λW ) y = ( I n - λW ) Xβ + ε （4） 式中表明，所研究区域的经济发展水平 （y） 不仅与本地区的入境旅游收入 （X） 有 关，还与邻近地区的经济发展水平 （表现为 Wy） 以及入境旅游收入 （表现为 WX） 有关。 因此，如果β和λ都通过显著性检验，则表明不仅本地区的入境旅游业对该地区经济具有显 著的促进效应，且邻近地区的入境旅游业也对该地区经济具有显著的促进效应。这种邻近 地区入境旅游业的经济促进效应也正体现了入境旅游对地区经济的空间集聚影响。从而利 用β和λ的显著性检验结果，可基于空间集聚的视角，在总体上考察入境旅游对区域经济是 否产生了促进效应。 2.1.3 GWR 分析 为进一步探讨入境旅游及其集聚发展的经济促进效应的空间差异，在 此将利用 GWR 模型来作进一步分析[5,24,26,27]，其一般形式为：
yi = β 0 ( μi , vi) +∑k β k ( μi , vi) xik + εi

（5）

式中： ( μi , vi) 表示第 i (i=1,2,…,n)个地区的区位； β k ( μi , vi) 为函数 β k ( μ, v) 在第 i 个地区上的

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取值。由之可知，式 （2） 是式 （5） 的一个特例，即传统回归分析假定了入境旅游的影响 在不同区位上是相同的，而 GWR 分析则可刻画出入境旅游在不同区位上的作用差异。通 ?( μi , vi) 可简化表达为： 过将模型系数定义为空间区位的函数，式(5)的参数估计值 β （6） ? 式中：W(i)=diag[wi1, wi2, …, wij, …,win]为第 i 个地区的 n × n 对角权重矩阵， β(i) 为第 i 个地 ?(i) 通过显著性检验时，表明地区 i 及其邻近地区入境旅游对该地 区上的参数估计值。当 β 区经济具有促进效应，而其值的大小表明了这种促进效应的作用强度；反之，未通过显著 性检验，则表明地区 i 及其邻近地区入境旅游对该地区经济在统计上并未产生促进效应。 GWR 分析通过考察地区 i 及其邻近地区入境旅游对地区 i 经济水平的促进效应，不仅刻画 了入境旅游在不同区位上的空间集聚经济作用及其强度，也解释了入境旅游对不同地区经 济所产生促进作用的空间差异。而基于促进作用的空间差异分析结果，可进一步分析入境 旅游调整区域经济差异的空间效应与变化。即当入境旅游对经济相对落后地区具更强的经 济促进作用时，其发展将有利于缩小区域经济差异；反之，当入境旅游对经济相对发达地 区具更强的经济促进作用时，则其发展具有扩大区域经济差异的作用。 因此，SEM 分析作为一种全局分析技术，并未揭示入境旅游对区域经济所产生促进 效应的空间差异，即入境旅游的区域经济促进效应将随地理区位的不同而发生变化；而 GWR 作为一种局部回归模型，能刻画不同区位上入境旅游对区域经济所产生的促进效应 （图 1） [26]，并据此可进一步探讨入境旅游调整区域经济差异的空间效应与变化。 2.1.4 空 间 权 重 矩 阵 的 确 定 本文利用最为常用的二次平方自适应空间核函数 （Bi-Square Adaptive Spatial Kernel Function） 来定义式 （6） 中 W(i)的元素 wij，即依据地理 距离衰减规律，通过赋予距第 i 个地区更近的地区以更大的权重来求得 wij[26,27]： j∈ { Ni} ì[1 -(dij /b)2]2 wij = í （7） j? { Ni} ? 0 式中： dij 为地区 i 与地区 j 之间的距离；带宽 （bandwidth） b 为门槛距离，即地区 i 与第 N 个最邻近地区之间的距离；{Ni}表示与地区 i 最邻近的 N 个地区的集合，在第 N 个最邻近 地区距离之外地区的权重值为 0。故在自适应空间核函数中，不同地区的带宽 b 值是可变 的，以使最邻近地区的个数不会因数据点空间分布密度的不同而发生改变。这有利于消除 因样本数不同而对局部回归造成的影响。同时，GWR 分析中，带宽 b 的确定将影响到模 型拟合优度与自由度之间的权衡选择，本文利用 AIC 准则，即 最小化 AIC 的值来确定各地区较为理想的 b 值。 本文也将根据 GWR 分析的权重矩阵来定义 SEM 及 Moran’ s I 分析中的权重矩阵。但需指出的是， SEM 及 Moran’ s I 分析 中的权重矩阵，其对角线上的元素都等于 0，即 i=j 时， wij= 0；而 GWR 分析中，当 i=j 时，wij=1。这一方法也类似于通常 采用的 k 阶最邻近距离法来求空间权重矩阵，但式 （7） 中的 权重 wij 值将服从地理距离衰减规律。 2.2 数据来源 政府鼓励旅游业发展的初衷在于促进地区社会经济发 图 1 局部与全局回归示意图 展，尤其是落后地区的社会经济发展，从而促进区域社会经 Fig. 1 A comparison of the local and global regression 济平衡、协调发展。在这一意义上，旅游业发展的区域经济
?(i) = ( X'W (i) X )-1 X'W (i) y β

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效应可主要从两个方面进行研究，即提升区域经济的发展水平与调整区域之间的经济差 异。而这两个方面又存在着相互联系，即旅游业区域经济促进作用的空间差异与变化将进 一步体现其调整区域经济差异的空间效应与变化。基于此，本文主要从这两个方面，以全 国 338 个地市州为分析样本 （未包括港澳台地区） ，利用 2001-2010 年各地市入境旅游外汇 收入和地区生产总值数据，分析中国入境旅游业的区域经济效应及其变化规律。相关指标 数据主要来源于《中国区域经济统计年鉴》 （2002-2011 年） 。

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促进区域经济的效应特征与变化

3.1 促进区域经济的总体效应与变化 3.1.1 传统回归残差的空间相关性检验 首先在 SAM v4.0 软件中利用 GWR 分析模块，通 过选取二次平方自适应空间核函数，并最小化 AIC 值求得空间权重矩阵的带宽 b 值；再利 用 Matlab 软件的空间计量经济工具箱，依据式 （7） 求得相应的空间权重矩阵，并利用此 空间权重矩阵求得传统回归分析残差的 Moran’ s I 值 （表 1） 。 结果表明，传统回归分析残差的 Moran’ s I 值在 0.399-0.534 之间有波动的变化，且相 应的 t 检验值都远大于 1.96，在 0.01 的显著性水平上都通过了检验，表明传统回归分析的 残差具有显著的空间自相关结构，即残差的 Moran’ s I 检验结果表明，随着各地区旅游业 规模的不断扩大和区域旅游协作关系的不断发展，旅游业经济促进效应实际具有空间自相 关的集聚特征和作用。但在传统回归分析中，2001-2010 年全国地市入境旅游经济促进效 应的空间自相关结构，以及由这种结构反映出的空间集聚特征与作用并未得到有效解释。
表 1 传统回归分析及其残差的空间自相关性检验
Tab. 1 Results of OLS regression analysis and spatial autocorrelation test of its errors 年份 常数项 系数β R2 残差的 Moran’ sI 2001 267.041 (12.304) 0.008 (11.644) 0.288 0.431 (25.863) 2002 276.642 (14.920) 0.015 (21.496) 0.580 0.519 (24.678) 2003 311.491 (15.351) 0.025 (24.223) 0.637 0.534 (24.868) 2004 404.476 (12.158) 0.010 (12.472) 0.317 0.434 (25.661) 2005 463.815 (11.376) 0.011 (13.680) 0.358 0.399 (24.322) 2006 478.893 (15.261) 0.024 (29.107) 0.717 0.507 (28.522) 2007 564.282 (15.434) 0.024 (29.810) 0.726 0.513 (26.496) 2008 679.488 (15.700) 0.027 (28.980) 0.715 0.505 (28.888) 2009 735.496 (15.164) 0.030 (29.125) 0.717 0.487 (26.152) 2010 893.448 (15.322) 0.028 (28.036) 0.701 0.485 (27.792)

注：表中括号内的数值为相应的 t 检验值。

3.1.2 空间集聚下的总体区域经济效应与变化 利用上述 Moran’ s I 分析的空间权重矩 阵，在 Matlab 软件的空间计量经济工具箱中求得历年的残差空间自回归模型 （表 2） 。对 比传统回归分析的结果 （表 1） 可知，尽管两者入境旅游的系数β差异不大，但在考虑入 境旅游与经济变量本身的空间相关性后，残差空间自回归模型的拟合优度 R2 值有了明显提 升；表达空间相关性作用的系数λ也都在 0.01 的水平上通过了显著性检验，验证了中国地 市入境旅游的空间相关结构在总体上对提升区域经济水平具有持续而显著的效应。由表 1 和表 2 可知： （1） 随 着 各 地 旅 游 业 规 模 的 不 断 扩 大 ， 旅 游 业 的 经 济 地 位 逐 渐 提 升 ， 总 体 上 2001-2010 年全国地市入境旅游对地区经济水平的促进效应呈现出不断增强的态势，即入

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陈刚强 等： 基于空间集聚的中国入境旅游区域经济效应分析 表 2 2001-2010 年中国入境旅游区域经济效应的 SEM 分析结果
Tab. 2 Results of SEM analysis on regional economic effect of inbound tourism in China, 2001-2010

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年份 常数项

2001 260.609 (3.969) 0.008 (11.710) 0.707 (9.192) 0.411

2002 268.500 (5.762) 0.014 (22.010) 0.653 (9.213) 0.666

2003 300.911 (6.056) 0.023 (24.630) 0.645 (9.134) 0.713

2004 393.836 (3.912) 0.010 (12.333) 0.709 (9.386) 0.442

2005 453.113 (4.018) 0.011 (13.553) 0.677 (8.201) 0.460

2006 456.469 (4.868) 0.022 (29.663) 0.708 (9.730) 0.772

2007 542.510 (5.684) 0.022 (30.207) 0.666 (8.988) 0.779

2008 655.392 (5.339) 0.025 (29.112) 0.690 (9.064) 0.766

2009 713.984 (5.937) 0.028 (29.062) 0.642 (8.086) 0.762

2010 869.596 (5.954) 0.026 (27.941) 0.644 (7.684) 0.747

系数β

λ R2

注：表中括号内的数值为相应的 t 检验值。

境旅游的系数β从最初的 0.01 左右逐渐增长到近来的 0.025 以上，单位入境旅游外汇收入的 变化对应引起了单位地区生产总值更大的变化。 （2） 残差空间自回归模型的分析结果进一步表明，不仅本地区的入境旅游而且邻近地 区的入境旅游对该地区经济水平也具有显著的促进效应，入境旅游的区域经济效应在总体 上表现出空间集聚的作用。 （3） 由于系数λ是对入境旅游与经济变量本身空间相关性作用的总体测度，且也与系 数β相关，故在此并不能从其值的变化来直接判断入境旅游这种空间集聚性的作用变化； 另一方面，在旅游业迅速发展并发生结构性变化的转型时期，旅游业发展的空间联动性呈 现不断深化的趋势，空间集聚下入境旅游的经济促进效应具有其典型的区域特征，这也正 是下文将探讨的主题之一。 3.2 促进区域经济的空间效应与变化 3.2.1 总体差异与变化 如上所述，运用 SAM v4.0 软件可求得 GWR 的分析结果，模型中 各地区系数β的描述性统计如表 3 所示，由之可知： （1） GWR 分析基于不同区位的空间相关特征，在总体上更充分地解释了 2001-2010 年 中国入境旅游的区域经济促进效应，即 GWR 分析的拟合优度 R2 值相比于残差空间自回归 分析有了明显提升，其值在各年基本达到 0.8 以上或接近于 0.8。 （2） 从系数β的最小值看，除 2009 年的为-0.001 外，其他年份的都为正值。结合上述 分析结果可知， 2001-2010 年全国入境旅游对区域经济正的促进效应，不仅体现在总体 上，也体现在各地市的局部层面上。 （3） 从系数β的下四分位数看，其值在各年份基本与残差空间自回归模型的系数β值十 分接近，即在局部分析中有 75%的地市，其系数β要高于或等于全局分析的总体水平，但
表 3 2001-2010 年中国入境旅游区域经济效应的 GWR 分析结果
Tab. 3 Results of GWR analysis on regional economic effect of inbound tourism in China, 2001-2010 年份 最小值 下四分位数 中位数 上四分位数 最大值 R
2

2001 0.000 0.017 0.032 0.054 0.223 0.762

2002 0.002 0.021 0.034 0.078 0.282 0.884

2003 0.000 0.029 0.060 0.165 0.848 0.889

2004 0.003 0.019 0.038 0.069 0.287 0.757

2005 0.003 0.021 0.036 0.065 0.272 0.771

2006 0.003 0.023 0.038 0.065 0.286 0.872

2007 0.002 0.022 0.037 0.062 0.193 0.873

2008 0.000 0.025 0.052 0.087 0.238 0.871

2009 -0.001 0.028 0.060 0.097 0.394 0.877

2010 0.001 0.026 0.050 0.084 0.308 0.863

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入境旅游在局部上是否存在区域经济促进效应，还有待从系数的显著性方面作进一步 分析。 再利用历年各地区系数β的显著性检验结果，运用转移概率矩阵[28]对其显著性的稳健 性进行分析 （表 4） ，由之可知： （1） 总体上，入境旅游呈现显著区域经济促进效应的地市，所占比例逐渐由 2001 年 的 28.783%增加到 2010 年的 39.466%，表明局部上入境旅游对区域经济的促进效应在空间 范围上存在不断扩大趋势。 （2） 从各年显著与不显著的转移概率矩阵来看，这种促进效应的空间结构变化尽管有 所波动，但总体上空间范围的扩大态势也较为稳定。如 2009 年，促进效应不显著的地市 约占全部地市的 62.315% ，显著的约占 37.685% ；但发展到 2010 年，全部样本中约有 1.780%由不显著转换为显著，而 60.534%仍保持为不显著状态，同时无地市由显著转换为 不显著状态，从而 2010 年入境旅游具显著促进效应的地市增加到了 39.466%，不显著的地 市则降至 60.534%。 （3） 根据式 （6） ，本地区与邻近地区入境旅游的区域经济促进效应正体现了空间集聚 的作用，而上述变化趋势表明，随着各地区旅游业发展的空间联动性不断增强，这种局部 上空间集聚的区域经济促进效应也日益凸现，并呈现出强化的态势。 3.2.2 空间格局与变化 利用上述 2001 年、 2005 年和 2010 年 GWR 模型系数 β 的分析结 果，结合 ArcGIS 软件的专题制图功能，可得全国地市入境旅游区域经济促进效应的空间 格局与变化图 （图 2） 。 （1） 总体上，GWR 分析中系数β通过显著性检验的地市，主要分布在以京津唐、长三 角以及珠三角等为中心的东部沿海一带，表明这些区域内及其邻近地市的入境旅游具有显 著的经济促进效应；入境旅游的这种空间集聚作用在空间分布上也表现出明显的空间集聚 与扩散特征，即系数β通过显著性检验的地市，在空间分布 上甚为集中，并呈现不断向外 扩散的分布特征。另一方面，尽管中西部各地市的系数β值相对较高，且具有相同β值的地 市在空间上也联结成片，但其系数β值基本都未通过显著性检验，这表明中西部绝大多数 地市及其邻近地区入境旅游的空间集聚经济效应与促进区域经济的作用效应尚未显现，区 域入境旅游发展的空间联动性与集聚扩散作用有待进一步增强。
表 4 GWR 模型系数显著性的稳健性分析
Tab. 4 Robust test on statistical significance of GWR coefficient 不显著 (1) 不显著 显著 总计 (4) 不显著 显著 总计 (7) 不显著 显著 总计 2007 年 5.935 60.534 2004 年 0.000 68.843 54.599 2001 年 8.902 76.261 68.843 2002 年 67.359 3.858 19.881 23.739 (5) 1.484 29.674 31.157 (8) 4.451 35.015 39.466 2008 年 1.780 62.315 2008 年 2005 年 1.187 57.270 60.534 2005 年 显著 (2) 2002 年 0.000 72.997 56.083 不显著 2003 年 72.997 3.264 23.739 27.003 (6) 2006 年 2.374 59.050 (9) 0.000 37.685 37.685 2009 年 0.000 60.534 60.534 12.760 29.970 42.730 2009 年 2006 年 显著 (3) 2003 年 5.045 70.326 56.677 不显著 2004 年 65.282 7.715 21.958 29.674 0.593 40.356 40.950 1.780 37.685 39.466 2010 年 2007 年 显著

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b

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图 2 2001-2010 年中国入境旅游区域经济效应的空间格局与变化
Fig. 2 Spatial pattern and its evolution of regional economic effect of inbound tourism in China, 2001-2010

（2） 在经济促进效应的作用强度与变化上，历年通过显著性检验的系数 β 值基本在 0.05 以下，而系数β值较大的未通过显著性检验，故地市入境旅游经济促进效应的作用强 度并不高。2001 年，系数β通过显著性检验的地市，以京津唐为中心的环渤海地区、以及 以珠三角为中心的南部地区，其系数β值基本在 0.01 以下；比较而言，以长三角为中心的 区域系数β值都在 0.01~0.05 之间，故以长三角为中心的区域入境旅游在经济促进效应方面 具有更高的作用强度。至 2005 年，以京津唐为中心的环渤海地区，具显著性的系数β值也 提升至 0.01~0.05 之间，该区域入境旅游的经济促进效应进一步增强，但以珠三角为中心 的南部地区其经济促进效应的作用强度并未有明显提升。而发展到 2010 年，以珠三角为 中心的南部地区，其通过显著性检验的系数β值也提升至 0.01~0.05 之间，故经过近 10 年的 发展，入境旅游经济促进效应的作用强度在这三大区域内的差异呈现日益缩小的态势。而 中西部大部地区由于系数β并未通过显著性检验，即在统计上其地市入境旅游的发展并显 现出经济促进效应，故并不能根据系数β值的大小进一步分析经济促进效应的作用强度。 另一方面，入境旅游经济促进效应的作用强度在上述三大区域的内部与边缘地带之间 也存在一定差异，尤其是处在这三大区域边缘地带的地市，当其系数 β 通过显著性检验 时，往往具有更高的值。如在 2010 年辽中南及山东半岛地区的一些地市，其系数β值落在 了 0.05~0.10 的区间范围内，表明这些地市入境旅游的经济促进效应较之相应的核心地区 具更高的作用强度。这与通常理解的“核心－边缘”作用结构存在明显差异，但这并不与 发展现实相矛盾，即由于这些地市的经济规模相对核心地区的地市要小，故其自身及邻近 地区的入境旅游收入相对其经济规模所占比例会更高，因此入境旅游一旦产生经济促进效 应反而会表现出更强的作用力，即系数β值会更高。

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（3） 从经济促进效应的空间范围与变化来看，入境旅游的区域经济促进效应在空间上 呈现不断扩大、构成连绵区的集聚发展态势，并逐渐向中西部及其它邻近地区形成明显的 扩散辐射作用。即 2001-2010 年，以京津唐为中心的区域，其入境旅游经济促进效应逐渐 向邻近的辽中南、山东半岛以及西北方向等地区延伸；以长三角为中心的区域则向邻近的 中部以及东南方向等地区有明显扩散，并与以珠三角、闽南地区为中心的区域扩展连接成 片，具较强向中部地区不断延伸的趋势。 可见，总体上入境旅游区域经济促进效应的不断增强，在局部上不仅体现在经济促进 效应作用强度的提升上，也体现在空间作用范围的不断扩展上，即入境旅游的区域经济促 进效应在强度与广度上都有较大的发展，具有甚为明显的空间集聚与扩散特征。

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调整区域经济差异的效应与变化

4.1 基于经济促进作用的分析 根据 GWR 分析 （图 2） 可知，全国各地市及邻近地区的入境旅游对区域经济的集聚 与促进作用，在不同区域上具有明显的空间差异，进而这也表明入境旅游在调整区域经济 差异上所产生的空间效应与变化。 分地带看，空间集聚下的地市入境旅游对经济相对发达的东部沿海地区产生了显著的 经济促进作用，而对经济相对落后的中西部地区并未产生显著的经济促进效应，因此入境 旅游在局部上的区域经济促进效应，反而拉大了东西部地带之间的经济发展差异。从入境 旅游市场的供需结构来看，一方面，近年来入境游客的旅游目的以观光休闲为主，其次是 商务会议，这也与中国多年来以观光为主的旅游产品结构相对应，尽管休闲度假有所增 长，但旅游需求仍以观光为主，而目前中国开发成熟的旅游资源主要呈片状或带状集中分 布于东南部地区，且与交通状况等密切相关。再者商务会展旅游等也在对外开放度、城市 影响力更高的地区更为发达，故入境旅游收入多以东南部经济相对发达的沿海地区为高， 进而通过集聚作用更有力地推动了区域经济发展；另一方面，在以散客逐渐成为主体的入 境旅游市场，入境游客的消费以“吃、住、行、游”为主，同时“购、娱”等非基本旅游 消费的比重也有所上升，而交通区位及旅游服务配套设施等更有利的经济相对发达地区， 也更能满足入境游客在旅游消费等方面的需求，旅游消费等需求的增长也将使入境旅游形 成更为显著的经济推动效应。 在局部区域上，入境旅游经济促进效应的空间差异有所缩小，尤其是环渤海的辽中南 及山东半岛等地区，发展至 2010 年其经济促进效应的系数在 0.05~0.10 之间达到显著；同 时，入境旅游的经济促进效应在空间上向东部边缘地带的中部地区也在逐渐延伸。这表明 近 10 年来，经济相对欠发达地区的旅游服务基础设施及市场环境等不断趋向成熟，旅游 资源优势的日益凸现及旅游产品结构的不断优化等，对入境游客在旅游需求与旅游消费等 方面逐渐形成了更强的吸引力，促进了这些地区入境旅游市场的需求增长，使得入境旅游 的经济促进效应逐渐显现出来。同时，随着区域入境旅游业的空间集聚与扩散作用逐渐增 强，核心地区的入境旅游需求也带动了边缘地区的入境旅游需求增长，从而局部上入境旅 游扩大区域经济差异的空间效应逐渐呈现出减弱的趋势。 4.2 基于空间集中分布的分析 4.2.1 基尼系数及空间效应分析 基尼系数是 20 世纪初意大利经济学家基尼，根据洛伦

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茨曲线定义的判断收入分配公平程度的指标。洛伦茨曲线图的纵轴上为收入累计百分数， 横轴上为人数累计百分数，均匀分布线则为其中的对角线。依据基尼系数的含义有[29]： 均匀分布线和洛伦茨曲线之间的面积 G＝ （8） 均匀分布线下的面积 式中：基尼系数 G 的值在 0 与 1 之间。G 值越大表明人均收入分配越不平衡。在此将以相 应经济变量的累计百分数为纵轴，以地区数累计百分数为横轴，来测度入境旅游及经济总 量的空间分布集中度[29,30]。 已有研究认为，动态上旅游业区域差异的逐渐降低能起到缩小区域经济发展差异的作 用。但在静态上，如果旅游业的区域差异大于经济总量的，则不计入旅游业的区域差异， 总体经济的区域差异将更趋平衡，故在该时点上旅游业的发展将起到扩大区域经济差异的 效应。如某时点上，假定旅游业的基尼系数为 0.8，总体经济的基尼系数为 0.5，此时如果 不计入旅游业来计算该年总体经济的基尼系数，则该区域经济的基尼系数将会小于 0.5； 假定区域经济的基尼系数为 0.49，则旅游业带来的扩大效应将为 0.01。而发展到下一时 点，如旅游业所占经济份额变化不大，假定总体经济的基尼系数仍为 0.5，旅游业的基尼 系数降为 0.7，则不计入旅游业来计算该年总体经济的基尼系数将会大于 0.49；假定为 0.495，此时旅游业带来的扩大效应将为 0.005。因此，在时间的动态变化上，旅游业区域 差异的降低只是表明了旅游业自身的区域差异在逐渐缩小，但并不能表明其起到了缩小区 域经济差异的作用，而是起到了扩大区域经济差异但在持续减弱的作用。 4.2.2 空间集中性扩大效应与变化 在 Matlab 软件中可分别求得 2001-2010 年全国及三大 地带入境旅游与地区生产总值的基尼系数 （图 3） 。由分析结果可知，全国和东、中、西 部入境旅游的基尼系数都呈现降低的总体趋势，即从 2001 年的 0.910、 0.837、 0.800 和 0.873 分别下降到 2010 年的 0.852、0.771、0.707 和 0.840，表明其自身的区域差异在总体上 和各地带上都具缩小的变化趋势；但从全国和东、中、西部地区生产总值的基尼系数及变 化来看，其从 2001 年的 0.552、 0.467、 0.394 和 0.520 分别变为 2010 年的 0.553、 0.491、 0.389 和 0.540。对比各时点的基尼系数可知，全国和东中西部入境旅游的基尼系数在各时 点上都要大于总体经济的，故全国和东中西部入境旅游业的发展都起到了扩大区域经济差 异的效应。另一方面，全国和东中西部入境旅游的基尼系数都在总体上呈现出降低态势， 表明入境旅游扩大区域经济差异的效应也在不同程度上有所减弱。 这一实证结果进一步佐证了上述 GWR 分析的结论，即中国地市入境旅游发展在调整 东西部经济差异上具有扩大的总体效应，而入境旅游区域经济促进效应向中部地市的延伸 以及东部地带内局部区域上作用强度的提升，则在空间集中分布的效应上也表现为扩大区 域经济差异的作用在不断减弱。另一方面，对于 GWR 分析中未通过显著性检验的中西部

图 3 2001-2010 年中国及三大地带入境旅游与地区生产总值的基尼系数与变化
Fig. 3 Gini coefficient and its changes of inbound tourism and GDP in China, 2001-2010

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地区，基于空间集中分布的分析，表明了入境旅游在调整区域经济差异上具有类似的扩大 效应不断减弱的总体趋势。

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结论与讨论

（1） 传统回归模型、SEM 和 GWR 模型的分析表明，近 10 年来，中国地市旅游业得以 快速发展，入境旅游规模的不断扩大对区域经济产生了持续增强的总体促进效应；但 SEM 和 GWR 的分析进一步表明，，地市入境旅游的空间集聚性对区域经济也具持续而显著 的促进效应，表明各地区大力发展旅游业并形成区域联动发展趋势的集聚经济效应正日益 增强。 （2） 分析结果表明，传统回归模型、SEM 和 GWR 分析对入境旅游经济促进效应的解 释能力依次增强，表明基于空间集聚视角的分析能更准确、深入地刻画入境旅游的区域经 济效应。而 GWR 分析通过刻画入境旅游在不同区位上经济促进效应的空间差异和变化， 为进一步探讨入境旅游调整区域经济差异的空间效应与变化提供了客观依据。 （3） 局部上地市入境旅游区域经济促进效应的稳健性检验表明，入境旅游经济促进效 应的空间结构变化在总体上较为稳定，且随着局部上旅游业发展的区域联动性不断提升， 空间集聚下的入境旅游区域经济促进效应正呈现不断强化的态势。 （4） 2001-2010 年全国入境旅游对区域经济的促进效应体现出较强的空间差异性，具 显著促进效应的地市主要分布在东部沿海地带及其边缘的中部地区，而中西部绝大多数地 市及其邻近地区入境旅游的空间集聚经济效应与经济促进效应的作用尚未显现。 （5） 入境旅游区域经济促进效应的不断增强，在局部上不仅体现在经济促进效应作用 强度的提升上，也体现在空间作用范围的不断扩大上，入境旅游的集聚作用效应在空间分 布上也表现出明显的空间集聚与扩散特征，体现了入境旅游的集聚发展也是一个内生过 程，即集聚产生集聚。同时作用强度的提升与集聚范围的不断扩大也体现了这种促进效应 下东部核心区的辐射带动功能正日益凸现，且具较强结构性变化的转型特征。 （6） 入境旅游区域经济促进效应的空间格局与变化表明，其对中西部大部分地区并未 产生显著的经济促进效应，故入境旅游在调整东西部经济差异上具有总体上的扩大效应， 而局部上作用强度的提升差异与集聚范围的不断扩大，表明这种扩大效应具逐渐减弱的趋 势；基于空间集中性的分析也佐证了总体上存在的扩大效应及其不断减弱的趋势，且在各 地带的内部区域上，其效应与变化也具有类似的结构性变化特征。这在一定程度上表明， 中国地市入境旅游区域经济效应的发挥主要体现了市场经济运行规律的作用，同时政府的 宏观调控以及促进区域经济与旅游业平衡协调发展的战略与政策作用正日益凸现。 政府鼓励旅游业发展的初衷在于促进各地区尤其是落后地区的社会经济发展，尽管总 体上这种成效已逐步显现，但发挥旅游业的产业带动作用及各地带核心地区的辐射带动作 用，以进一步提升相对落后地区旅游业发展的推动作用，促进区域经济持续协调发展，仍 将是旅游业发展面临的重要现实问题，而对区域旅游业发展及其效应机制的探讨也是进一 步研究的重要主题。 参考文献(References)
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Regional economic effects of inbound tourism in China:
Based on the perspective of spatial agglomeration
CHEN Gangqiang, LI Yinghui, HU Xiangju
(Tourism Management Department, Changsha University, Changsha 410003, China)

Abstract: Based on the perspective of spatial agglomeration, this paper discussed the regional economic effects of inbound tourism in China in the period 2001-2010. Spatial autoregressive error model (SEM), geographically weighted regression (GWR) and Gini coefficient were used for spatial data analysis. The main conclusions can be drawn as follows: (1) On the whole, inbound tourism among cities can promote the development of regional economy, which was inclined to be increased from 2001 to 2010. On the other hand, the results indicate that the promotion effect on regional economy from inbound tourism shows the global spatial agglomeration pattern by using Moran's I and SEM analysis. (2) The results of GWR analysis demonstrate that the influence from inbound tourism also shows local aggregation pattern. Regional economy of cities located in the eastern coastal zone and its neighbouring area is obviously promoted by inbound tourism. At the same time, the promotion effect was gradually increasing, and the influencing scope of spatial agglomeration was extended in the period 2001-2010. However, the promotion effect on the most cities located in the central and western China is not statistically significant. (3) The spatial difference reflects that the development of inbound tourism would enlarge the regional economic chasm among different regions, while the temporal variation of the economic chasm induced by inbound tourism would be decreasing. This phenomenon of regional economy can be also manifested with the spatial analysis of Gini coefficient. These main conclusions can reflect that the effect from inbound tourism in China conforms to the functions of market economy to a certain degree, and China's spatial development policies will result in the variation of promotion effect from inbound tourism. Key words: inbound tourism; regional economic effect; agglomeration; spatial analysis; China



  本文关键词：基于空间集聚的中国入境旅游区域经济效应分析，由笔耕文化传播整理发布。