中國入境旅游發展與社會對外開放關系的實證研究

鮑富元 楊玉英

（三亞學院旅游與酒店管理學院 海南 三亞 572022）

一、引言

（一）經濟和區域對外開放度的研究

1.經濟對外開放度影響因素的研究

對特定區域而言，經濟對外開放度體現的是該地區經濟融入外部經濟的程度和對外部經濟的依存程度[4]。在對經濟體開放度影響因素的研究中，內部因素主要有人力資本、社會治安、經濟水平、交通設施、產業結構、人口密度等[5]，而對國際經濟環境、國際政治環境、國際開放政策、政府規模[6][7][8]以及宗教文化、地緣因素等外部條件的分析則不多，另有何劍、劉琳（2013）從國內經濟開放度、國外經濟開放度兩個層面設計測量體系，并分別從外貿、投資、生產、旅游等四個方面構建指標，測量我國西北五省經濟開放度[9]，可見內外兩個維度成為衡量經濟對外開放度的重要思路。

2.區域開放度的研究

經濟開放度之外，還有對區域整體開放度的研究。關于區域開放度影響因素的研究中，陳升、潘虹（2015）通過時間序列的雙對數回歸研究，發現中國省域開放度顯著地受經濟水平、交通基礎設施、人口密度的正向影響，資源稟賦具有顯著負影響，涉外優惠政策的影響不顯著[10]。同時，另有學者將旅游開放度作為區域開放度的主要構成而納入區域開放度體系中進行主成分測算并比較多省份的差異[11]。但現實中旅游業開放發展不僅受對外經濟開放的影響，還與其他多個領域開放度的影響有關，對入境旅游發展水平與社會整體對外開放的關系需要做更深入探討。

3.對外開放度與經濟發展的關系研究

對外開放度研究更多集中在經濟領域，經濟對外開放度的測量方面，國內學者隨著對經濟發展認識的深化，也在不同階段開展相應研究。早期有羅龍（1990）從一國實物經濟部門開放度的六個指標進行度量[12]，伴隨我國市場經濟發展多元化，李翀（1998）認為對外開放度需涵蓋對外貿易比率、對外金融比率、對外投資比率三項指標，但對指標權重的設定缺少科學的客觀依據[13]。李心丹等（1999）指出關于對外開放度的測量，還應將價格對開放度的影響納入分析[14](P14-21)。此外，為實現核算的便利，有以進出口貿易總額除以生產總值的比值作為衡量區域對外開放水平[15]，為凸顯對外維度的考量，孫麗冬、陳耀輝（2008）確立了綜合評價對外開放度的五個一級指標，且國際旅游屬于其中之一[16]，但這忽視了內部因素。為辨析對外開放對經濟的影響，有以個案方式研究區域對外開放與經濟增長的關系[17]，并將國際旅游外匯收入的依存度作為對外開放的衡量指標，而國際旅游外匯收入與經濟增長是否存在必然的因果關系，仍需做符合實際的理論研究和實證檢驗。經濟范圍內的對外開放度研究，更多是從投資、貿易、國際旅游、金融等視角進行指標構建和測度，對外開放不僅反映在經濟領域，在文化、社會、教育、技術等多個領域都有涉及[18]，衡量區域對外開放需綜合考慮多因素變量的影響。

（二）旅游開放度的相關研究

旅游開放度的研究體現在區域旅游開放度影響因素、測量、與經濟開放度關系等方面。國內較早對旅游開放度做相關研究的是熊曉波等，他們首次提出旅游開放度的測量公式，以旅游地資源的流入和流出比值衡量旅游業開放程度[19]。之后，對旅游開放度影響因素的研究得到關注，有研究得出人力資本、社會治安、經濟水平以及交通便利化均對旅游開放度產生顯著的促進作用[5]。此外，何昭麗（2014）設計了涵蓋公共信息、公共交通、安全保障、環境服務、基礎設施、人力資源等維度的旅游公共服務系統，以旅游收入占GDP的比重來衡量旅游開放度，分析旅游公共服務系統對旅游開放度的影響關系[20]。

目前的家裝建材配送市場秩序很不規范，普遍存在配送時效差以及貨損率高的情況，配送成本也是一直居高不下。家裝企業必須規范其配送模式，加強對與配送相關的供應商以及承運商專業配送人員的管理，與對方建立合作伙伴關系，并且不斷地進行優化，提高效率和效益，在降低配送成本的同時，努力實現供應商、企業、消費者三者共贏。

同時，對旅游開放度的測量更多是站在對外開放的角度，或者將旅游開放度作為對外經濟開放度的一個指標[10][11][16]，或者將旅游開放度從入境旅游開放度和出境旅游開放度兩方面考慮，相對比較充分，但依然忽略了國內旅游發展同樣受對外開放度的影響。測量指標的不同與對開放度的理解有關。旅游業的開放程度直接影響當地旅游經濟的發展，因此，何昭麗（2013）豐富了旅游開放的指標體系，并采用因子分析法對新疆旅游開放的狀況進行評價[21]。為進一步探究旅游開放度與對外開放度的關系，何昭麗（2014）采用國際旅游收入占第三產業產值的比重表示旅游開放度，以外資開放度、外貿開放度的總和來表示對外經濟開放度，進行實證分析并發現旅游開放度與外貿開放度未呈現出長期穩定關系，而與外資開放度互為格蘭杰因果關系[22]，但此文中的旅游開放度并未反映國內旅游，而更側重的是入境旅游的開放程度。另外，國際旅游收入能在一定程度代表旅游業對外開放度，但旅游業對外開放除與外資、外貿有關，與教育、文化、技術、交通等領域的開放亦存在關系。多領域的社會綜合開放度與嚴格意義上的入境旅游開放發展之間的關系需納入分析框架并進行檢驗。

（三）入境旅游與對外開放關系的研究

早期我國旅游業發展以入境旅游和創匯為主，關于對外開放和入境旅游互動關系的研究文獻較為豐富。有學者傾向于從入境旅游的視角解析對外開放，探討對外開放與入境旅游發展關系，韓亞芬、孫根年、李琦借鑒采用外貿依存度和外資依存度來界定經濟開放度，以入境客流量占有率、旅游外匯收入占有率為指標反映入境旅游發展水平，分析對外開放度與入境旅游業發展的關系，研究發現對外開放度對入境旅游增長的促進作用[23]，但入境旅游發展不僅受經濟開放度影響，還與其他領域有關。此外，有研究指出旅游資源品位、貿易開放度對中國入境旅游發展效率的正向影響最明顯，而交通狀況對入境旅游發展的正向影響相對較小[24]，這與“交通便利化是影響旅游開放度的主要因素”[5]的論斷不同，原因在于他們對旅游開放度、入境旅游開放度的范圍界定和指標選取有關。

現實中我國旅游市場劃分為國內旅游、入境旅游和出境旅游，國內旅游的興起既受對外開放的影響，也與我國經濟改革發展和人民收入增加有較強關系，而出境旅游是在我國人均收入水平進一步提升后的新需求。與對外開放之間關系更為密切的應為入境旅游，故此以入境旅游收入占第三產業的比重反映我國入境旅游的發展水平和開放程度，對出境旅游和國內旅游暫不考慮，而對入境旅游產生重大影響的關鍵因素涉及經濟、教育、文化、技術、交通等多方面。

二、模型構建和研究方法

（一）指標選取

以入境旅游開放度來反映入境旅游發展水平，以社會對外開放度來綜合反映我國的對外開放程度。入境旅游開放度側重于體現入境旅游在國民經濟中的地位，旅游業自身為第三產業的重要構成，因此采用入境旅游總收入占第三產業GDP比重來代表入境旅游開放度（記為Y）。同時，從多維度設定反映我國社會對外開放度的自變量：外資開放度（記為X1）以實際利用外商直接投資占GDP的比重來反映；外貿開放度（記為X2）以貨物服務貿易進出口總額占GDP的比重來代表；以來華留學生占當年我國本科在校生的比例代表教育開放度（記為X3）[25]；以我國與境外建立友好城市關系的累計數量占全國省、市、縣（區）總量的比重代表文化開放度（記為X4）[26](P28-29)；以民航國際客運量占總航空客運量的比重代表交通開放度（記為X5），現實中的免簽政策是促進入境旅游的重要因素，限于免簽政策的量化難度，故以間接體現免簽政策效應的交通開放度表示因免簽而帶來國際客運的發展；以網民規模占我國總人口的比重代表信息開放度（記為X6，因缺少1985—1996年的網民規模數據，此間的X6以每億戶居民中安裝固定電話戶數的百分比進行替換）；以外貿開放度、外資開放度、教育開放度、文化開放度、交通開放度、信息開放度的平均值代表我國社會對外開放度（記為X）。原始數據來源主要取自中國統計年鑒、中國旅游統計年鑒、中國教育統計年鑒等官方數據，以及中國國際友好城市聯合會公布的對外友好城市統計數據等，時間序列為1985—2017年。對基礎數據的分析處理主要在Eviews10.0軟件中完成。

（二）研究方法

1.協整檢驗

變量間是否存在長期均衡關系常借助協整分析，前提是要確定各變量均為同階單整的時間序列，再對同階單整序列建立回歸方程[27](P341-359)。結合本文研究內容，運用EG兩步法建立如下回歸方程：

式（1）中：Yt表示第t期的入境旅游開放度；式（2）中Ft為第t期社會對外開放的相關指標，這些指標包括社會對外開放度、外貿開放度、外資開放度、教育開放度、文化開放度、交通開放度、信息開放度；α0代表截距項；α1代表參數估計值；μt代表第t期的殘差序列。當確認殘差序列是平穩序列時才可認為入境旅游開放度與社會對外開放度之間具有協整關系。

2.格蘭杰檢驗

經濟領域中兩變量間因果分析中常采用格蘭杰因果檢驗，本文也采用該法。格蘭杰檢驗的回歸方程為：

式（3）中，μt為回歸方程的固定成分，代表趨勢項或常數項，εt代表白噪音。在協整關系檢驗中，若原假設 H0：β1＝β2＝β3＝…βi＝0 成立，則表示 xt不是引起yt的格蘭杰原因；若拒絕原假設，則表示xt是yt的格蘭杰原因，具體需通過假設檢驗進行判別[28]。

三、入境旅游開放度與社會對外開放度的關聯分析

（一）單位根檢驗

檢驗變量間長期均衡關系的必然環節是進行各變量的單位根檢驗。以ADF檢驗法對變量Y、X1、X2、X3、X4、X5、X6、X 及其對應的一階差分變量進行平穩性檢驗，分析結果如表1。

表1顯示，在5%的顯著性水平上，所有原變量序列都不能拒絕單位根假設。對原變量進行一階差分后，僅有X4、X6的一階差分的ADF值未能通過檢驗，說明 Y、X1、X2、X3、X5、X 均為一階單整數列，服從 I（1）過程；對 X4、X6 進行二階差分檢驗，通過ADF檢驗，說明這兩個變量服從I（2）過程。

表1 變量及其一階差分的ADF單位根檢驗結果

（二）格蘭杰檢驗

原變量 Y、X1、X2、X3、X5、X 在一階差分后為平穩序列，對一階差分變量進行格蘭杰檢驗。其中，排除不存在格蘭杰原因的關系后，存在格蘭杰原因關系的變量和數據如表2，可見在5%顯著性水平上，滯后1期時，僅有dY與dX1是相互為格蘭杰原因。說明一階差分后的外資開放度與入境旅游開放度之間在滯后1期時存在相互的促進效應。

（三）協整檢驗分析

為檢驗變量間長期均衡關系，基于單位根檢驗，對入境旅游開放度Y與外資開放度X1、外貿開放度X2、教育開放度X3、交通開放度X5、社會對外開放度X進行Enger-Granger協整檢驗分析，結果如表3。

有表3可知自變量X1對被解釋變量Y具有10%顯著性水平上的長期協整關系，其他變量之間不存在長期協整關系。Y與X1的OLS回歸方程求得如下。

表2 原變量一階差分后存在格蘭杰關系的變量

式（4）中系數下方的括號內數字為t統計量，在5%顯著水平下，估計結果拒絕原假設。其中，R2=0.753509，表示回歸模型擬合度可以接受，DW=1.058936，同時，檢驗顯示回歸模型殘差序列平穩。說明外資開放度對入境旅游開放度具有正向影響關系，且外資開放度 X1的系數為 0.459531，表示外資開放度每增加1個單位，入境旅游開放度則增長0.459531個單位，該系數與何昭麗（2014）研究得出的0.409的系數[22]較接近，但對指標的計算方法略有不同?，F實中，外資開放對入境旅游開放發展有正向積極作用，較高的外資開放度可以促進資金流動、人口流動、信息流動等，帶動入境旅游的市場發展和提升入境旅游開放度。而表3中入境旅游開放度Y對外資開放度X1不具有長期均衡關系，故不再以X1為被解釋變量、Y為自變量進行OLS回歸計算。

（四）誤差修正模型

為進一步研究入境旅游開放度與外資開放度的短期波動和長期均衡的關系，計算求得Y和X1之間的誤差修正模型，如下：

式（5）中，dY、dX1分別表示入境旅游開放度Y、外資開放度X1的一階差分，ECMt-1為誤差修正項，其系數的正負值反映調節機制，而系數大小反映當短期波動偏離長期均衡時系統的調節力度大小。式（5）中的誤差修正項系數為-0.623359，屬于反向修正機制，指當兩變量間的短期波動偏離長期均衡時，系統將會以0.623359的調節力度使其恢復到長期均衡態勢。

（五）脈沖響應分析及方差分解

為判斷隨機擾動對變量系統的動態沖擊，解釋經濟沖擊對經濟變量的影響[30]，可以VAR模型及其脈沖響應函數進行分析。故此，為深刻理解我國外資開放度X1對入境旅游開放度Y波動的影響，本文選用VAR模型和脈沖響應函數加以研究，先根據 AIC、SC、HQ、FPE、LR 等多項檢測準則確定最優滯后階數，由表4可知，滯后階數為2時，顯著指標最多，且此時特征根均位于單位圓內，表示模型平穩，故此，確定最優滯后階數為2。

表3 原變量的協整檢驗

表4 VAR模型的滯后階數比較

脈沖響應函數圖中，橫軸代表滯后期數，縱軸代表外資開放度X1對入境旅游開放度Y沖擊的響應程度。圖1可見，在本期對外資開放度X1實施一個正向沖擊后，入境旅游開放度Y從第1期到第4期會呈現迅速增長的態勢，之后沖擊帶來的影響迅速下降?？梢?，外資開放度X1對入境旅游開放度Y具有正向影響，在滯后1期至4期時，該正向影響是逐漸強化，但后期的作用快速弱化。這與上述Granger因果關系檢驗基本一致，即經濟發展中的外資利用規模的比重擴大能在較短時段內促進入境旅游開放度提升，而后期受其他因素影響，外資開放的促進作用被部分代替。

圖1 脈沖響應函數圖

繼續對入境旅游開放度Y和外資開放度X1進行方差分解，由圖2可知，隨著時間t的延長，入境旅游開放度Y的方差變化由自己引起的比重逐漸下降，而入境旅游開放度Y的方差變化由外資開放度X1引起的比重逐漸增加，在第5期基本持平。隨后的時間中入境旅游開放度Y的方差變化由外資開放度X1引起的比重略有下降，趨近40%，而由自身引起的比重則略有增加趨近60%。同時說明，外資開放度X1對入境旅游開放度Y產生沖擊影響的貢獻達50%左右。

四、結論與探討

圖2 方差分解結果

開放發展是入境旅游持續前進的動力源，社會的整體開放為入境旅游開放發展帶來了新活力。入境旅游開放發展水平既受到社會開放發展的推動，也與我國國內經濟發展有著緊密關系。在控制國內其他因素的條件下，從外部開放度層面構建外資、外貿、教育、文化、交通、信息等多維的開放度指標，研究它們與入境旅游開放度的關系。首先，發現外資開放度與入境旅游開放發展具有相對緊密的關系，外資開放度X1與入境旅游開放度Y在10%的顯著性水平上存在長期穩定的均衡關系，在長期發展中，外資開放度每增加1個單位，入境旅游開放度則增長0.459531個單位，提升入境旅游開放發展水平，必須重視提高外資開放程度，也表明利用外商投資將能更好地推動入境旅游的快速發展。其次，格蘭杰因果檢驗表示入境旅游開放度Y的一階差分dY與外資開放度X1的一階差分dX1在滯后1期時，兩變量間互為格蘭杰原因。再次，誤差修正模型的分析結果表明：當我國外資開放度X1與入境旅游開放度Y的短期波動存在偏離長期均衡的態勢時，系統將以0.623359的負向調節力度使其關系恢復至長期均衡狀態。最后，脈沖響應函數分析的結果顯示，外資開放度對入境旅游開放度具有逐步擴大的正向影響，在經過一定的持續期后快速下降，方差分解結果也表明外資開放度的沖擊作用在經過一段時期后趨向平穩。綜上可知，能通過擴大外資開放水平推動入境旅游發展，而其他領域的開放度對入境旅游開放度的影響并未通過實證驗證，也造成社會對外開放度與入境旅游開放度之間的因果關系并未通過實證檢驗，這與所選指標的核算方法和檢驗過程可能有關。因為，現實中入境旅游的發展與以文化開放、教育開放為代表的民間交往活動存在一定的邏輯關系，同時，隨著互聯網技術升級、國際航班航線的開放，入境旅游的發展也會受到有力的推動。未來還需要遴選更能反映多領域開放舉措的指標，與入境旅游開放度進行更科學的關聯研究。