本文關(guān)鍵詞：基于空間集聚的中國入境旅游區(qū)域經(jīng)濟效應(yīng)分析，由筆耕文化傳播整理發(fā)布。

第 33 卷 第 1 期 2014 年 1 月

地 理 研 究 GEOGRAPHICAL RESEARCH

Vol.33, No.1 January, 2014

基于空間集聚的中國入境旅游區(qū)域經(jīng)濟效應(yīng)分析
陳剛強，李映輝，胡湘菊
（長沙學(xué)院旅游管理系，長沙 410003）

摘要： 運用殘差空間自回歸模型、地理權(quán)重回歸模型及基尼系數(shù)等空間分析方法，探討了 2001-2010 年中國地市入境旅游的區(qū)域經(jīng)濟效應(yīng)及其空間差異變化。在提升區(qū)域經(jīng)濟水平上， 中國地市入境旅游對區(qū)域經(jīng)濟總體上具不斷增強的促進效應(yīng)，且存在持續(xù)而顯著的空間集聚 作用；局部上具顯著促進效應(yīng)的地市集中分布在東部沿海地帶及其鄰近地區(qū)，且表現(xiàn)為促進 效應(yīng)不斷增強、集聚范圍不斷擴大的態(tài)勢。在調(diào)整區(qū)域經(jīng)濟差異上，入境旅游具擴大區(qū)域經(jīng) 濟差異的總體效應(yīng)，但局部上集聚范圍的擴大表明其總體上的擴大效應(yīng)在逐漸減弱；基于空 間集中性的分析也表明，不僅在總體上也在各地帶的內(nèi)部區(qū)域上，這種擴大效應(yīng)存在且具不 斷減弱的趨勢。研究表明，地市入境旅游區(qū)域經(jīng)濟效應(yīng)的發(fā)揮主要體現(xiàn)了市場經(jīng)濟運行規(guī)律 的作用，而其變化趨勢也反映了政府宏觀調(diào)整與區(qū)域旅游發(fā)展政策及規(guī)劃的戰(zhàn)略取向。 關(guān)鍵詞：入境旅游；區(qū)域經(jīng)濟效應(yīng)；集聚；空間分析；中國 DOI: 10.11821/dlyj201401015

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引言

在中國社會經(jīng)濟轉(zhuǎn)型發(fā)展的近 10 年間，旅游業(yè)作為轉(zhuǎn)型發(fā)展、拉動經(jīng)濟潛力巨大的 低碳、朝陽產(chǎn)業(yè)，已被定位為國民經(jīng)濟的戰(zhàn)略性支柱產(chǎn)業(yè)。在有利的政策支持及市場經(jīng)濟 環(huán)境下，中國各地區(qū)旅游業(yè)已形成相當(dāng)產(chǎn)業(yè)規(guī)模，空間集聚發(fā)展趨勢明顯，有力推動了各 地區(qū)的社會經(jīng)濟發(fā)展。而對旅游業(yè)區(qū)域經(jīng)濟效應(yīng)的研究目前主要集中在促進區(qū)域經(jīng)濟增 長 [1-4]、調(diào)整區(qū)域經(jīng)濟差異 [5,6]、增加地方就業(yè) [7-9]、改善社會經(jīng)濟狀況 [10,11] 及提升區(qū)域生產(chǎn) 率[12]等方面。從旅游業(yè)集聚的視角對其區(qū)域經(jīng)濟效應(yīng)進行的研究，主要是運用經(jīng)濟增長理 論[13]、核心—邊緣理論或依賴理論[6,14]、以及鉆石理論[15]等，在宏觀或微觀上揭示旅游業(yè)集 聚空間外部性的經(jīng)濟效應(yīng)。微觀上的分析主要對旅游產(chǎn)業(yè)內(nèi)外的空間外部性或知識溢出進 行研究，如有關(guān)住宿業(yè)集聚經(jīng)濟效應(yīng)的大量研究表明，旅游企業(yè)集聚將使區(qū)位鄰近企業(yè)之 間共享可獲得的基礎(chǔ)設(shè)施，并通過鄰近企業(yè)的外部性或溢出效應(yīng)促進地區(qū)旅游創(chuàng)新和競爭 能力的提升 [16-18]；宏觀上的分析主要探討旅游產(chǎn)業(yè)規(guī)模與分布密度等的空間外部性，例 如，從集聚水平、空間差異及結(jié)構(gòu)性關(guān)系方面對旅游業(yè)空間集聚的區(qū)域經(jīng)濟效應(yīng)等進行研 究[5,6,11,19]。在研究方法上，已有研究主要運用描述性統(tǒng)計分析、面板數(shù)據(jù)模型、門檻回歸 模型及投入產(chǎn)出分析等方法，對旅游業(yè)集聚的經(jīng)濟效應(yīng)進行總體上的分析。另外，國內(nèi)有 關(guān)旅游業(yè)區(qū)域經(jīng)濟效應(yīng)的研究，也基于旅游業(yè)區(qū)域差異的分析對該問題作了延伸式探討， 且一般認為旅游業(yè)區(qū)域差異逐漸降低將起到縮小區(qū)域經(jīng)濟差異的作用[20,21]。
收稿日期：2012-12-10; 修訂日期：2013-04-23 基金項目：國家自然科學(xué)基金項目 （41101123） ；國家旅游局旅游業(yè)青年專家培養(yǎng)計劃資助 作者簡介：陳剛強 （1979-） ，男，湖南邵陽人，副教授，博士，主要研究方向為區(qū)域旅游經(jīng)濟及經(jīng)濟地理。 E-mail: chenecly@163.com

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已有研究主要在總體上對旅游業(yè)的區(qū)域經(jīng)濟效應(yīng)進行了多方位、較深入的研究，但基 于空間集聚的視角，對旅游業(yè)區(qū)域經(jīng)濟效應(yīng)及其空間差異和變化等的研究尚不多見。通過 促進區(qū)域經(jīng)濟效應(yīng)的空間差異與變化的比較，進一步探討旅游業(yè)調(diào)整區(qū)域經(jīng)濟差異的作 用，并澄清旅游業(yè)本身區(qū)域差異的降低與旅游業(yè)調(diào)整區(qū)域經(jīng)濟差異效應(yīng)之間的關(guān)系，將深 化對問題的認識 ；綜合運用殘差空間自回歸模型 （Spatial Autoregressive Error Model, SEM） 、地理權(quán)重回歸模型 （Geographically Weighted Regression, GWR） 及基尼系數(shù)等空 間分析技術(shù)，將其不同側(cè)面的發(fā)展規(guī)律聯(lián)系起來進行分析，也將使結(jié)論互為補充、相互印 證。理論上，這不僅有利于揭示其轉(zhuǎn)型時期典型而鮮明的空間結(jié)構(gòu)變化規(guī)律，也將豐富與 促進旅游地理學(xué)研究方法與內(nèi)容體系的構(gòu)建；實踐上，這將推動市場經(jīng)濟結(jié)構(gòu)調(diào)整下旅游 業(yè)空間發(fā)展，以更好發(fā)揮政府宏觀調(diào)控與規(guī)劃對區(qū)域旅游業(yè)發(fā)展的指導(dǎo)作用。

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研究方法與數(shù)據(jù)

2.1 研究方法 2.1.1 傳統(tǒng)回歸分析 針對截面數(shù)據(jù)，利用傳統(tǒng)回歸分析可以研究入境旅游收入 （X） 對 經(jīng)濟發(fā)展水平 （y） 的影響，同時也假定了不同空間單元是相互獨立的，其表達式可寫為： y = Xβ + ε （1） 或 yi = β 0 +∑k β k xik + εi （2） 但在區(qū)域問題的研究上，通常存在著特有的空間相關(guān)性，這使得傳統(tǒng)回歸分析中不同 空間單元相互獨立的假設(shè)難以成立。這種空間特性存在與否，通�？衫� Moran's I 對回 歸模型殘差的空間相關(guān)結(jié)構(gòu)進行檢驗。如果檢驗結(jié)果表明空間自相關(guān)性存在，則入境旅游 的經(jīng)濟促進效應(yīng)具有空間自相關(guān)的集聚特征與作用，而傳統(tǒng)回歸分析并未對此作出有效解 釋或刻畫。 2.1.2 SEM 分析 對空間相關(guān)性的分析，可利用空間自回歸模型來進行研究[22-25]： y = ρW1 y + Xβ + μ, μ = λW 2 μ + ε （3） 式中：W1 和 W2 為空間權(quán)重矩陣，在分析中，可取 W1=W2=W；ρ、β和λ為空間模型的待估參 數(shù)。當(dāng)要研究入境旅游是否具有空間相關(guān)性時，這種空間相關(guān)性將在殘差中反映出來，故 可用 SEM 進行分析，此時有ρ＝0，β ≠ 0，λ ≠ 0，則式(3)可改寫為： ( I n - λW ) y = ( I n - λW ) Xβ + ε （4） 式中表明，所研究區(qū)域的經(jīng)濟發(fā)展水平 （y） 不僅與本地區(qū)的入境旅游收入 （X） 有 關(guān)，還與鄰近地區(qū)的經(jīng)濟發(fā)展水平 （表現(xiàn)為 Wy） 以及入境旅游收入 （表現(xiàn)為 WX） 有關(guān)。 因此，如果β和λ都通過顯著性檢驗，則表明不僅本地區(qū)的入境旅游業(yè)對該地區(qū)經(jīng)濟具有顯 著的促進效應(yīng)，且鄰近地區(qū)的入境旅游業(yè)也對該地區(qū)經(jīng)濟具有顯著的促進效應(yīng)。這種鄰近 地區(qū)入境旅游業(yè)的經(jīng)濟促進效應(yīng)也正體現(xiàn)了入境旅游對地區(qū)經(jīng)濟的空間集聚影響。從而利 用β和λ的顯著性檢驗結(jié)果，可基于空間集聚的視角，在總體上考察入境旅游對區(qū)域經(jīng)濟是 否產(chǎn)生了促進效應(yīng)。 2.1.3 GWR 分析 為進一步探討入境旅游及其集聚發(fā)展的經(jīng)濟促進效應(yīng)的空間差異，在 此將利用 GWR 模型來作進一步分析[5,24,26,27]，其一般形式為：
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)個地區(qū)的區(qū)位； β k ( μi , vi) 為函數(shù) β k ( μ, v) 在第 i 個地區(qū)上的

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取值。由之可知，式 （2） 是式 （5） 的一個特例，即傳統(tǒng)回歸分析假定了入境旅游的影響 在不同區(qū)位上是相同的，而 GWR 分析則可刻畫出入境旅游在不同區(qū)位上的作用差異。通 ?( μi , vi) 可簡化表達為： 過將模型系數(shù)定義為空間區(qū)位的函數(shù)，式(5)的參數(shù)估計值 β （6） ? 式中：W(i)=diag[wi1, wi2, …, wij, …,win]為第 i 個地區(qū)的 n × n 對角權(quán)重矩陣， β(i) 為第 i 個地 ?(i) 通過顯著性檢驗時，表明地區(qū) i 及其鄰近地區(qū)入境旅游對該地 區(qū)上的參數(shù)估計值。當(dāng) β 區(qū)經(jīng)濟具有促進效應(yīng)，而其值的大小表明了這種促進效應(yīng)的作用強度；反之，未通過顯著 性檢驗，則表明地區(qū) i 及其鄰近地區(qū)入境旅游對該地區(qū)經(jīng)濟在統(tǒng)計上并未產(chǎn)生促進效應(yīng)。 GWR 分析通過考察地區(qū) i 及其鄰近地區(qū)入境旅游對地區(qū) i 經(jīng)濟水平的促進效應(yīng)，不僅刻畫 了入境旅游在不同區(qū)位上的空間集聚經(jīng)濟作用及其強度，也解釋了入境旅游對不同地區(qū)經(jīng) 濟所產(chǎn)生促進作用的空間差異。而基于促進作用的空間差異分析結(jié)果，可進一步分析入境 旅游調(diào)整區(qū)域經(jīng)濟差異的空間效應(yīng)與變化。即當(dāng)入境旅游對經(jīng)濟相對落后地區(qū)具更強的經(jīng) 濟促進作用時，其發(fā)展將有利于縮小區(qū)域經(jīng)濟差異；反之，當(dāng)入境旅游對經(jīng)濟相對發(fā)達地 區(qū)具更強的經(jīng)濟促進作用時，則其發(fā)展具有擴大區(qū)域經(jīng)濟差異的作用。 因此，SEM 分析作為一種全局分析技術(shù)，并未揭示入境旅游對區(qū)域經(jīng)濟所產(chǎn)生促進 效應(yīng)的空間差異，即入境旅游的區(qū)域經(jīng)濟促進效應(yīng)將隨地理區(qū)位的不同而發(fā)生變化；而 GWR 作為一種局部回歸模型，能刻畫不同區(qū)位上入境旅游對區(qū)域經(jīng)濟所產(chǎn)生的促進效應(yīng) （圖 1） [26]，并據(jù)此可進一步探討入境旅游調(diào)整區(qū)域經(jīng)濟差異的空間效應(yīng)與變化。 2.1.4 空 間 權(quán) 重 矩 陣 的 確 定 本文利用最為常用的二次平方自適應(yīng)空間核函數(shù) （Bi-Square Adaptive Spatial Kernel Function） 來定義式 （6） 中 W(i)的元素 wij，即依據(jù)地理 距離衰減規(guī)律，通過賦予距第 i 個地區(qū)更近的地區(qū)以更大的權(quán)重來求得 wij[26,27]： j∈ { Ni} ì[1 -(dij /b)2]2 wij = í （7） j? { Ni} ? 0 式中： dij 為地區(qū) i 與地區(qū) j 之間的距離；帶寬 （bandwidth） b 為門檻距離，即地區(qū) i 與第 N 個最鄰近地區(qū)之間的距離；{Ni}表示與地區(qū) i 最鄰近的 N 個地區(qū)的集合，在第 N 個最鄰近 地區(qū)距離之外地區(qū)的權(quán)重值為 0。故在自適應(yīng)空間核函數(shù)中，不同地區(qū)的帶寬 b 值是可變 的，以使最鄰近地區(qū)的個數(shù)不會因數(shù)據(jù)點空間分布密度的不同而發(fā)生改變。這有利于消除 因樣本數(shù)不同而對局部回歸造成的影響。同時，GWR 分析中，帶寬 b 的確定將影響到模 型擬合優(yōu)度與自由度之間的權(quán)衡選擇，本文利用 AIC 準則，即 最小化 AIC 的值來確定各地區(qū)較為理想的 b 值。 本文也將根據(jù) GWR 分析的權(quán)重矩陣來定義 SEM 及 Moran’ s I 分析中的權(quán)重矩陣。但需指出的是， SEM 及 Moran’ s I 分析 中的權(quán)重矩陣，其對角線上的元素都等于 0，即 i=j 時， wij= 0；而 GWR 分析中，當(dāng) i=j 時，wij=1。這一方法也類似于通常 采用的 k 階最鄰近距離法來求空間權(quán)重矩陣，但式 （7） 中的 權(quán)重 wij 值將服從地理距離衰減規(guī)律。 2.2 數(shù)據(jù)來源 政府鼓勵旅游業(yè)發(fā)展的初衷在于促進地區(qū)社會經(jīng)濟發(fā) 圖 1 局部與全局回歸示意圖 展，尤其是落后地區(qū)的社會經(jīng)濟發(fā)展，從而促進區(qū)域社會經(jīng) Fig. 1 A comparison of the local and global regression 濟平衡、協(xié)調(diào)發(fā)展。在這一意義上，旅游業(yè)發(fā)展的區(qū)域經(jīng)濟
?(i) = ( X'W (i) X )-1 X'W (i) y β

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效應(yīng)可主要從兩個方面進行研究，即提升區(qū)域經(jīng)濟的發(fā)展水平與調(diào)整區(qū)域之間的經(jīng)濟差 異。而這兩個方面又存在著相互聯(lián)系，即旅游業(yè)區(qū)域經(jīng)濟促進作用的空間差異與變化將進 一步體現(xiàn)其調(diào)整區(qū)域經(jīng)濟差異的空間效應(yīng)與變化�；诖�，本文主要從這兩個方面，以全 國 338 個地市州為分析樣本 （未包括港澳臺地區(qū)） ，利用 2001-2010 年各地市入境旅游外匯 收入和地區(qū)生產(chǎn)總值數(shù)據(jù)，分析中國入境旅游業(yè)的區(qū)域經(jīng)濟效應(yīng)及其變化規(guī)律。相關(guān)指標(biāo) 數(shù)據(jù)主要來源于《中國區(qū)域經(jīng)濟統(tǒng)計年鑒》 （2002-2011 年） 。

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促進區(qū)域經(jīng)濟的效應(yīng)特征與變化

3.1 促進區(qū)域經(jīng)濟的總體效應(yīng)與變化 3.1.1 傳統(tǒng)回歸殘差的空間相關(guān)性檢驗 首先在 SAM v4.0 軟件中利用 GWR 分析模塊，通 過選取二次平方自適應(yīng)空間核函數(shù)，并最小化 AIC 值求得空間權(quán)重矩陣的帶寬 b 值；再利 用 Matlab 軟件的空間計量經(jīng)濟工具箱，依據(jù)式 （7） 求得相應(yīng)的空間權(quán)重矩陣，并利用此 空間權(quán)重矩陣求得傳統(tǒng)回歸分析殘差的 Moran’ s I 值 （表 1） 。 結(jié)果表明，傳統(tǒng)回歸分析殘差的 Moran’ s I 值在 0.399-0.534 之間有波動的變化，且相 應(yīng)的 t 檢驗值都遠大于 1.96，在 0.01 的顯著性水平上都通過了檢驗，表明傳統(tǒng)回歸分析的 殘差具有顯著的空間自相關(guān)結(jié)構(gòu)，即殘差的 Moran’ s I 檢驗結(jié)果表明，隨著各地區(qū)旅游業(yè) 規(guī)模的不斷擴大和區(qū)域旅游協(xié)作關(guān)系的不斷發(fā)展，旅游業(yè)經(jīng)濟促進效應(yīng)實際具有空間自相 關(guān)的集聚特征和作用。但在傳統(tǒng)回歸分析中，2001-2010 年全國地市入境旅游經(jīng)濟促進效 應(yīng)的空間自相關(guān)結(jié)構(gòu)，以及由這種結(jié)構(gòu)反映出的空間集聚特征與作用并未得到有效解釋。
表 1 傳統(tǒng)回歸分析及其殘差的空間自相關(guān)性檢驗
Tab. 1 Results of OLS regression analysis and spatial autocorrelation test of its errors 年份 常數(shù)項 系數(shù)β R2 殘差的 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：表中括號內(nèi)的數(shù)值為相應(yīng)的 t 檢驗值。

3.1.2 空間集聚下的總體區(qū)域經(jīng)濟效應(yīng)與變化 利用上述 Moran’ s I 分析的空間權(quán)重矩 陣，在 Matlab 軟件的空間計量經(jīng)濟工具箱中求得歷年的殘差空間自回歸模型 （表 2） 。對 比傳統(tǒng)回歸分析的結(jié)果 （表 1） 可知，盡管兩者入境旅游的系數(shù)β差異不大，但在考慮入 境旅游與經(jīng)濟變量本身的空間相關(guān)性后，殘差空間自回歸模型的擬合優(yōu)度 R2 值有了明顯提 升；表達空間相關(guān)性作用的系數(shù)λ也都在 0.01 的水平上通過了顯著性檢驗，驗證了中國地 市入境旅游的空間相關(guān)結(jié)構(gòu)在總體上對提升區(qū)域經(jīng)濟水平具有持續(xù)而顯著的效應(yīng)。由表 1 和表 2 可知： （1） 隨 著 各 地 旅 游 業(yè) 規(guī) 模 的 不 斷 擴 大 ， 旅 游 業(yè) 的 經(jīng) 濟 地 位 逐 漸 提 升 ， 總 體 上 2001-2010 年全國地市入境旅游對地區(qū)經(jīng)濟水平的促進效應(yīng)呈現(xiàn)出不斷增強的態(tài)勢，即入

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陳剛強 等： 基于空間集聚的中國入境旅游區(qū)域經(jīng)濟效應(yīng)分析 表 2 2001-2010 年中國入境旅游區(qū)域經(jīng)濟效應(yīng)的 SEM 分析結(jié)果
Tab. 2 Results of SEM analysis on regional economic effect of inbound tourism in China, 2001-2010

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年份 常數(shù)項

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

系數(shù)β

λ R2

注：表中括號內(nèi)的數(shù)值為相應(yīng)的 t 檢驗值。

境旅游的系數(shù)β從最初的 0.01 左右逐漸增長到近來的 0.025 以上，單位入境旅游外匯收入的 變化對應(yīng)引起了單位地區(qū)生產(chǎn)總值更大的變化。 （2） 殘差空間自回歸模型的分析結(jié)果進一步表明，不僅本地區(qū)的入境旅游而且鄰近地 區(qū)的入境旅游對該地區(qū)經(jīng)濟水平也具有顯著的促進效應(yīng)，入境旅游的區(qū)域經(jīng)濟效應(yīng)在總體 上表現(xiàn)出空間集聚的作用。 （3） 由于系數(shù)λ是對入境旅游與經(jīng)濟變量本身空間相關(guān)性作用的總體測度，且也與系 數(shù)β相關(guān)，故在此并不能從其值的變化來直接判斷入境旅游這種空間集聚性的作用變化； 另一方面，在旅游業(yè)迅速發(fā)展并發(fā)生結(jié)構(gòu)性變化的轉(zhuǎn)型時期，旅游業(yè)發(fā)展的空間聯(lián)動性呈 現(xiàn)不斷深化的趨勢，空間集聚下入境旅游的經(jīng)濟促進效應(yīng)具有其典型的區(qū)域特征，這也正 是下文將探討的主題之一。 3.2 促進區(qū)域經(jīng)濟的空間效應(yīng)與變化 3.2.1 總體差異與變化 如上所述，運用 SAM v4.0 軟件可求得 GWR 的分析結(jié)果，模型中 各地區(qū)系數(shù)β的描述性統(tǒng)計如表 3 所示，由之可知： （1） GWR 分析基于不同區(qū)位的空間相關(guān)特征，在總體上更充分地解釋了 2001-2010 年 中國入境旅游的區(qū)域經(jīng)濟促進效應(yīng)，即 GWR 分析的擬合優(yōu)度 R2 值相比于殘差空間自回歸 分析有了明顯提升，其值在各年基本達到 0.8 以上或接近于 0.8。 （2） 從系數(shù)β的最小值看，除 2009 年的為-0.001 外，其他年份的都為正值。結(jié)合上述 分析結(jié)果可知， 2001-2010 年全國入境旅游對區(qū)域經(jīng)濟正的促進效應(yīng)，不僅體現(xiàn)在總體 上，也體現(xiàn)在各地市的局部層面上。 （3） 從系數(shù)β的下四分位數(shù)看，其值在各年份基本與殘差空間自回歸模型的系數(shù)β值十 分接近，即在局部分析中有 75%的地市，其系數(shù)β要高于或等于全局分析的總體水平，但
表 3 2001-2010 年中國入境旅游區(qū)域經(jīng)濟效應(yīng)的 GWR 分析結(jié)果
Tab. 3 Results of GWR analysis on regional economic effect of inbound tourism in China, 2001-2010 年份 最小值 下四分位數(shù) 中位數(shù) 上四分位數(shù) 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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地 理 研 究

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入境旅游在局部上是否存在區(qū)域經(jīng)濟促進效應(yīng)，還有待從系數(shù)的顯著性方面作進一步 分析。 再利用歷年各地區(qū)系數(shù)β的顯著性檢驗結(jié)果，運用轉(zhuǎn)移概率矩陣[28]對其顯著性的穩(wěn)健 性進行分析 （表 4） ，由之可知： （1） 總體上，入境旅游呈現(xiàn)顯著區(qū)域經(jīng)濟促進效應(yīng)的地市，所占比例逐漸由 2001 年 的 28.783%增加到 2010 年的 39.466%，表明局部上入境旅游對區(qū)域經(jīng)濟的促進效應(yīng)在空間 范圍上存在不斷擴大趨勢。 （2） 從各年顯著與不顯著的轉(zhuǎn)移概率矩陣來看，這種促進效應(yīng)的空間結(jié)構(gòu)變化盡管有 所波動，但總體上空間范圍的擴大態(tài)勢也較為穩(wěn)定。如 2009 年，促進效應(yīng)不顯著的地市 約占全部地市的 62.315% ，顯著的約占 37.685% ；但發(fā)展到 2010 年，全部樣本中約有 1.780%由不顯著轉(zhuǎn)換為顯著，而 60.534%仍保持為不顯著狀態(tài)，同時無地市由顯著轉(zhuǎn)換為 不顯著狀態(tài)，從而 2010 年入境旅游具顯著促進效應(yīng)的地市增加到了 39.466%，不顯著的地 市則降至 60.534%。 （3） 根據(jù)式 （6） ，本地區(qū)與鄰近地區(qū)入境旅游的區(qū)域經(jīng)濟促進效應(yīng)正體現(xiàn)了空間集聚 的作用，而上述變化趨勢表明，隨著各地區(qū)旅游業(yè)發(fā)展的空間聯(lián)動性不斷增強，這種局部 上空間集聚的區(qū)域經(jīng)濟促進效應(yīng)也日益凸現(xiàn)，并呈現(xiàn)出強化的態(tài)勢。 3.2.2 空間格局與變化 利用上述 2001 年、 2005 年和 2010 年 GWR 模型系數(shù) β 的分析結(jié) 果，結(jié)合 ArcGIS 軟件的專題制圖功能，可得全國地市入境旅游區(qū)域經(jīng)濟促進效應(yīng)的空間 格局與變化圖 （圖 2） 。 （1） 總體上，GWR 分析中系數(shù)β通過顯著性檢驗的地市，主要分布在以京津唐、長三 角以及珠三角等為中心的東部沿海一帶，表明這些區(qū)域內(nèi)及其鄰近地市的入境旅游具有顯 著的經(jīng)濟促進效應(yīng)；入境旅游的這種空間集聚作用在空間分布上也表現(xiàn)出明顯的空間集聚 與擴散特征，即系數(shù)β通過顯著性檢驗的地市，在空間分布 上甚為集中，并呈現(xiàn)不斷向外 擴散的分布特征。另一方面，盡管中西部各地市的系數(shù)β值相對較高，且具有相同β值的地 市在空間上也聯(lián)結(jié)成片，但其系數(shù)β值基本都未通過顯著性檢驗，這表明中西部絕大多數(shù) 地市及其鄰近地區(qū)入境旅游的空間集聚經(jīng)濟效應(yīng)與促進區(qū)域經(jīng)濟的作用效應(yīng)尚未顯現(xiàn)，區(qū) 域入境旅游發(fā)展的空間聯(lián)動性與集聚擴散作用有待進一步增強。
表 4 GWR 模型系數(shù)顯著性的穩(wěn)健性分析
Tab. 4 Robust test on statistical significance of GWR coefficient 不顯著 (1) 不顯著 顯著 總計 (4) 不顯著 顯著 總計 (7) 不顯著 顯著 總計 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 顯著 (2) 2002 年 0.000 72.997 56.083 不顯著 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 顯著 (3) 2003 年 5.045 70.326 56.677 不顯著 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 顯著

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陳剛強 等： 基于空間集聚的中國入境旅游區(qū)域經(jīng)濟效應(yīng)分析

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a

b

c

圖 2 2001-2010 年中國入境旅游區(qū)域經(jīng)濟效應(yīng)的空間格局與變化
Fig. 2 Spatial pattern and its evolution of regional economic effect of inbound tourism in China, 2001-2010

（2） 在經(jīng)濟促進效應(yīng)的作用強度與變化上，歷年通過顯著性檢驗的系數(shù) β 值基本在 0.05 以下，而系數(shù)β值較大的未通過顯著性檢驗，故地市入境旅游經(jīng)濟促進效應(yīng)的作用強 度并不高。2001 年，系數(shù)β通過顯著性檢驗的地市，以京津唐為中心的環(huán)渤海地區(qū)、以及 以珠三角為中心的南部地區(qū)，其系數(shù)β值基本在 0.01 以下；比較而言，以長三角為中心的 區(qū)域系數(shù)β值都在 0.01~0.05 之間，故以長三角為中心的區(qū)域入境旅游在經(jīng)濟促進效應(yīng)方面 具有更高的作用強度。至 2005 年，以京津唐為中心的環(huán)渤海地區(qū)，具顯著性的系數(shù)β值也 提升至 0.01~0.05 之間，該區(qū)域入境旅游的經(jīng)濟促進效應(yīng)進一步增強，但以珠三角為中心 的南部地區(qū)其經(jīng)濟促進效應(yīng)的作用強度并未有明顯提升。而發(fā)展到 2010 年，以珠三角為 中心的南部地區(qū)，其通過顯著性檢驗的系數(shù)β值也提升至 0.01~0.05 之間，故經(jīng)過近 10 年的 發(fā)展，入境旅游經(jīng)濟促進效應(yīng)的作用強度在這三大區(qū)域內(nèi)的差異呈現(xiàn)日益縮小的態(tài)勢。而 中西部大部地區(qū)由于系數(shù)β并未通過顯著性檢驗，即在統(tǒng)計上其地市入境旅游的發(fā)展并顯 現(xiàn)出經(jīng)濟促進效應(yīng)，故并不能根據(jù)系數(shù)β值的大小進一步分析經(jīng)濟促進效應(yīng)的作用強度。 另一方面，入境旅游經(jīng)濟促進效應(yīng)的作用強度在上述三大區(qū)域的內(nèi)部與邊緣地帶之間 也存在一定差異，尤其是處在這三大區(qū)域邊緣地帶的地市，當(dāng)其系數(shù) β 通過顯著性檢驗 時，往往具有更高的值。如在 2010 年遼中南及山東半島地區(qū)的一些地市，其系數(shù)β值落在 了 0.05~0.10 的區(qū)間范圍內(nèi)，表明這些地市入境旅游的經(jīng)濟促進效應(yīng)較之相應(yīng)的核心地區(qū) 具更高的作用強度。這與通常理解的“核心－邊緣”作用結(jié)構(gòu)存在明顯差異，但這并不與 發(fā)展現(xiàn)實相矛盾，即由于這些地市的經(jīng)濟規(guī)模相對核心地區(qū)的地市要小，故其自身及鄰近 地區(qū)的入境旅游收入相對其經(jīng)濟規(guī)模所占比例會更高，因此入境旅游一旦產(chǎn)生經(jīng)濟促進效 應(yīng)反而會表現(xiàn)出更強的作用力，即系數(shù)β值會更高。

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地 理 研 究

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（3） 從經(jīng)濟促進效應(yīng)的空間范圍與變化來看，入境旅游的區(qū)域經(jīng)濟促進效應(yīng)在空間上 呈現(xiàn)不斷擴大、構(gòu)成連綿區(qū)的集聚發(fā)展態(tài)勢，并逐漸向中西部及其它鄰近地區(qū)形成明顯的 擴散輻射作用。即 2001-2010 年，以京津唐為中心的區(qū)域，其入境旅游經(jīng)濟促進效應(yīng)逐漸 向鄰近的遼中南、山東半島以及西北方向等地區(qū)延伸；以長三角為中心的區(qū)域則向鄰近的 中部以及東南方向等地區(qū)有明顯擴散，并與以珠三角、閩南地區(qū)為中心的區(qū)域擴展連接成 片，具較強向中部地區(qū)不斷延伸的趨勢。 可見，總體上入境旅游區(qū)域經(jīng)濟促進效應(yīng)的不斷增強，在局部上不僅體現(xiàn)在經(jīng)濟促進 效應(yīng)作用強度的提升上，也體現(xiàn)在空間作用范圍的不斷擴展上，即入境旅游的區(qū)域經(jīng)濟促 進效應(yīng)在強度與廣度上都有較大的發(fā)展，具有甚為明顯的空間集聚與擴散特征。

4

調(diào)整區(qū)域經(jīng)濟差異的效應(yīng)與變化

4.1 基于經(jīng)濟促進作用的分析 根據(jù) GWR 分析 （圖 2） 可知，全國各地市及鄰近地區(qū)的入境旅游對區(qū)域經(jīng)濟的集聚 與促進作用，在不同區(qū)域上具有明顯的空間差異，進而這也表明入境旅游在調(diào)整區(qū)域經(jīng)濟 差異上所產(chǎn)生的空間效應(yīng)與變化。 分地帶看，空間集聚下的地市入境旅游對經(jīng)濟相對發(fā)達的東部沿海地區(qū)產(chǎn)生了顯著的 經(jīng)濟促進作用，而對經(jīng)濟相對落后的中西部地區(qū)并未產(chǎn)生顯著的經(jīng)濟促進效應(yīng)，因此入境 旅游在局部上的區(qū)域經(jīng)濟促進效應(yīng)，反而拉大了東西部地帶之間的經(jīng)濟發(fā)展差異。從入境 旅游市場的供需結(jié)構(gòu)來看，一方面，近年來入境游客的旅游目的以觀光休閑為主，其次是 商務(wù)會議，這也與中國多年來以觀光為主的旅游產(chǎn)品結(jié)構(gòu)相對應(yīng)，盡管休閑度假有所增 長，但旅游需求仍以觀光為主，而目前中國開發(fā)成熟的旅游資源主要呈片狀或帶狀集中分 布于東南部地區(qū)，且與交通狀況等密切相關(guān)。再者商務(wù)會展旅游等也在對外開放度、城市 影響力更高的地區(qū)更為發(fā)達，故入境旅游收入多以東南部經(jīng)濟相對發(fā)達的沿海地區(qū)為高， 進而通過集聚作用更有力地推動了區(qū)域經(jīng)濟發(fā)展；另一方面，在以散客逐漸成為主體的入 境旅游市場，入境游客的消費以“吃、住、行、游”為主，同時“購、娛”等非基本旅游 消費的比重也有所上升，而交通區(qū)位及旅游服務(wù)配套設(shè)施等更有利的經(jīng)濟相對發(fā)達地區(qū)， 也更能滿足入境游客在旅游消費等方面的需求，旅游消費等需求的增長也將使入境旅游形 成更為顯著的經(jīng)濟推動效應(yīng)。 在局部區(qū)域上，入境旅游經(jīng)濟促進效應(yīng)的空間差異有所縮小，尤其是環(huán)渤海的遼中南 及山東半島等地區(qū)，發(fā)展至 2010 年其經(jīng)濟促進效應(yīng)的系數(shù)在 0.05~0.10 之間達到顯著；同 時，入境旅游的經(jīng)濟促進效應(yīng)在空間上向東部邊緣地帶的中部地區(qū)也在逐漸延伸。這表明 近 10 年來，經(jīng)濟相對欠發(fā)達地區(qū)的旅游服務(wù)基礎(chǔ)設(shè)施及市場環(huán)境等不斷趨向成熟，旅游 資源優(yōu)勢的日益凸現(xiàn)及旅游產(chǎn)品結(jié)構(gòu)的不斷優(yōu)化等，對入境游客在旅游需求與旅游消費等 方面逐漸形成了更強的吸引力，促進了這些地區(qū)入境旅游市場的需求增長，使得入境旅游 的經(jīng)濟促進效應(yīng)逐漸顯現(xiàn)出來。同時，隨著區(qū)域入境旅游業(yè)的空間集聚與擴散作用逐漸增 強，核心地區(qū)的入境旅游需求也帶動了邊緣地區(qū)的入境旅游需求增長，從而局部上入境旅 游擴大區(qū)域經(jīng)濟差異的空間效應(yīng)逐漸呈現(xiàn)出減弱的趨勢。 4.2 基于空間集中分布的分析 4.2.1 基尼系數(shù)及空間效應(yīng)分析 基尼系數(shù)是 20 世紀初意大利經(jīng)濟學(xué)家基尼，根據(jù)洛倫

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陳剛強 等： 基于空間集聚的中國入境旅游區(qū)域經(jīng)濟效應(yīng)分析

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茨曲線定義的判斷收入分配公平程度的指標(biāo)。洛倫茨曲線圖的縱軸上為收入累計百分數(shù)， 橫軸上為人數(shù)累計百分數(shù)，均勻分布線則為其中的對角線。依據(jù)基尼系數(shù)的含義有[29]： 均勻分布線和洛倫茨曲線之間的面積 G＝ （8） 均勻分布線下的面積 式中：基尼系數(shù) G 的值在 0 與 1 之間。G 值越大表明人均收入分配越不平衡。在此將以相 應(yīng)經(jīng)濟變量的累計百分數(shù)為縱軸，以地區(qū)數(shù)累計百分數(shù)為橫軸，來測度入境旅游及經(jīng)濟總 量的空間分布集中度[29,30]。 已有研究認為，動態(tài)上旅游業(yè)區(qū)域差異的逐漸降低能起到縮小區(qū)域經(jīng)濟發(fā)展差異的作 用。但在靜態(tài)上，如果旅游業(yè)的區(qū)域差異大于經(jīng)濟總量的，則不計入旅游業(yè)的區(qū)域差異， 總體經(jīng)濟的區(qū)域差異將更趨平衡，故在該時點上旅游業(yè)的發(fā)展將起到擴大區(qū)域經(jīng)濟差異的 效應(yīng)。如某時點上，假定旅游業(yè)的基尼系數(shù)為 0.8，總體經(jīng)濟的基尼系數(shù)為 0.5，此時如果 不計入旅游業(yè)來計算該年總體經(jīng)濟的基尼系數(shù)，則該區(qū)域經(jīng)濟的基尼系數(shù)將會小于 0.5； 假定區(qū)域經(jīng)濟的基尼系數(shù)為 0.49，則旅游業(yè)帶來的擴大效應(yīng)將為 0.01。而發(fā)展到下一時 點，如旅游業(yè)所占經(jīng)濟份額變化不大，假定總體經(jīng)濟的基尼系數(shù)仍為 0.5，旅游業(yè)的基尼 系數(shù)降為 0.7，則不計入旅游業(yè)來計算該年總體經(jīng)濟的基尼系數(shù)將會大于 0.49；假定為 0.495，此時旅游業(yè)帶來的擴大效應(yīng)將為 0.005。因此，在時間的動態(tài)變化上，旅游業(yè)區(qū)域 差異的降低只是表明了旅游業(yè)自身的區(qū)域差異在逐漸縮小，但并不能表明其起到了縮小區(qū) 域經(jīng)濟差異的作用，而是起到了擴大區(qū)域經(jīng)濟差異但在持續(xù)減弱的作用。 4.2.2 空間集中性擴大效應(yīng)與變化 在 Matlab 軟件中可分別求得 2001-2010 年全國及三大 地帶入境旅游與地區(qū)生產(chǎn)總值的基尼系數(shù) （圖 3） 。由分析結(jié)果可知，全國和東、中、西 部入境旅游的基尼系數(shù)都呈現(xiàn)降低的總體趨勢，即從 2001 年的 0.910、 0.837、 0.800 和 0.873 分別下降到 2010 年的 0.852、0.771、0.707 和 0.840，表明其自身的區(qū)域差異在總體上 和各地帶上都具縮小的變化趨勢；但從全國和東、中、西部地區(qū)生產(chǎn)總值的基尼系數(shù)及變 化來看，其從 2001 年的 0.552、 0.467、 0.394 和 0.520 分別變?yōu)?2010 年的 0.553、 0.491、 0.389 和 0.540。對比各時點的基尼系數(shù)可知，全國和東中西部入境旅游的基尼系數(shù)在各時 點上都要大于總體經(jīng)濟的，故全國和東中西部入境旅游業(yè)的發(fā)展都起到了擴大區(qū)域經(jīng)濟差 異的效應(yīng)。另一方面，全國和東中西部入境旅游的基尼系數(shù)都在總體上呈現(xiàn)出降低態(tài)勢， 表明入境旅游擴大區(qū)域經(jīng)濟差異的效應(yīng)也在不同程度上有所減弱。 這一實證結(jié)果進一步佐證了上述 GWR 分析的結(jié)論，即中國地市入境旅游發(fā)展在調(diào)整 東西部經(jīng)濟差異上具有擴大的總體效應(yīng)，而入境旅游區(qū)域經(jīng)濟促進效應(yīng)向中部地市的延伸 以及東部地帶內(nèi)局部區(qū)域上作用強度的提升，則在空間集中分布的效應(yīng)上也表現(xiàn)為擴大區(qū) 域經(jīng)濟差異的作用在不斷減弱。另一方面，對于 GWR 分析中未通過顯著性檢驗的中西部

圖 3 2001-2010 年中國及三大地帶入境旅游與地區(qū)生產(chǎn)總值的基尼系數(shù)與變化
Fig. 3 Gini coefficient and its changes of inbound tourism and GDP in China, 2001-2010

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地 理 研 究

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地區(qū)，基于空間集中分布的分析，表明了入境旅游在調(diào)整區(qū)域經(jīng)濟差異上具有類似的擴大 效應(yīng)不斷減弱的總體趨勢。

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結(jié)論與討論

（1） 傳統(tǒng)回歸模型、SEM 和 GWR 模型的分析表明，近 10 年來，中國地市旅游業(yè)得以 快速發(fā)展，入境旅游規(guī)模的不斷擴大對區(qū)域經(jīng)濟產(chǎn)生了持續(xù)增強的總體促進效應(yīng)；但 SEM 和 GWR 的分析進一步表明，，地市入境旅游的空間集聚性對區(qū)域經(jīng)濟也具持續(xù)而顯著 的促進效應(yīng)，表明各地區(qū)大力發(fā)展旅游業(yè)并形成區(qū)域聯(lián)動發(fā)展趨勢的集聚經(jīng)濟效應(yīng)正日益 增強。 （2） 分析結(jié)果表明，傳統(tǒng)回歸模型、SEM 和 GWR 分析對入境旅游經(jīng)濟促進效應(yīng)的解 釋能力依次增強，表明基于空間集聚視角的分析能更準確、深入地刻畫入境旅游的區(qū)域經(jīng) 濟效應(yīng)。而 GWR 分析通過刻畫入境旅游在不同區(qū)位上經(jīng)濟促進效應(yīng)的空間差異和變化， 為進一步探討入境旅游調(diào)整區(qū)域經(jīng)濟差異的空間效應(yīng)與變化提供了客觀依據(jù)。 （3） 局部上地市入境旅游區(qū)域經(jīng)濟促進效應(yīng)的穩(wěn)健性檢驗表明，入境旅游經(jīng)濟促進效 應(yīng)的空間結(jié)構(gòu)變化在總體上較為穩(wěn)定，且隨著局部上旅游業(yè)發(fā)展的區(qū)域聯(lián)動性不斷提升， 空間集聚下的入境旅游區(qū)域經(jīng)濟促進效應(yīng)正呈現(xiàn)不斷強化的態(tài)勢。 （4） 2001-2010 年全國入境旅游對區(qū)域經(jīng)濟的促進效應(yīng)體現(xiàn)出較強的空間差異性，具 顯著促進效應(yīng)的地市主要分布在東部沿海地帶及其邊緣的中部地區(qū)，而中西部絕大多數(shù)地 市及其鄰近地區(qū)入境旅游的空間集聚經(jīng)濟效應(yīng)與經(jīng)濟促進效應(yīng)的作用尚未顯現(xiàn)。 （5） 入境旅游區(qū)域經(jīng)濟促進效應(yīng)的不斷增強，在局部上不僅體現(xiàn)在經(jīng)濟促進效應(yīng)作用 強度的提升上，也體現(xiàn)在空間作用范圍的不斷擴大上，入境旅游的集聚作用效應(yīng)在空間分 布上也表現(xiàn)出明顯的空間集聚與擴散特征，體現(xiàn)了入境旅游的集聚發(fā)展也是一個內(nèi)生過 程，即集聚產(chǎn)生集聚。同時作用強度的提升與集聚范圍的不斷擴大也體現(xiàn)了這種促進效應(yīng) 下東部核心區(qū)的輻射帶動功能正日益凸現(xiàn)，且具較強結(jié)構(gòu)性變化的轉(zhuǎn)型特征。 （6） 入境旅游區(qū)域經(jīng)濟促進效應(yīng)的空間格局與變化表明，其對中西部大部分地區(qū)并未 產(chǎn)生顯著的經(jīng)濟促進效應(yīng)，故入境旅游在調(diào)整東西部經(jīng)濟差異上具有總體上的擴大效應(yīng)， 而局部上作用強度的提升差異與集聚范圍的不斷擴大，表明這種擴大效應(yīng)具逐漸減弱的趨 勢；基于空間集中性的分析也佐證了總體上存在的擴大效應(yīng)及其不斷減弱的趨勢，且在各 地帶的內(nèi)部區(qū)域上，其效應(yīng)與變化也具有類似的結(jié)構(gòu)性變化特征。這在一定程度上表明， 中國地市入境旅游區(qū)域經(jīng)濟效應(yīng)的發(fā)揮主要體現(xiàn)了市場經(jīng)濟運行規(guī)律的作用，同時政府的 宏觀調(diào)控以及促進區(qū)域經(jīng)濟與旅游業(yè)平衡協(xié)調(diào)發(fā)展的戰(zhàn)略與政策作用正日益凸現(xiàn)。 政府鼓勵旅游業(yè)發(fā)展的初衷在于促進各地區(qū)尤其是落后地區(qū)的社會經(jīng)濟發(fā)展，盡管總 體上這種成效已逐步顯現(xiàn)，但發(fā)揮旅游業(yè)的產(chǎn)業(yè)帶動作用及各地帶核心地區(qū)的輻射帶動作 用，以進一步提升相對落后地區(qū)旅游業(yè)發(fā)展的推動作用，促進區(qū)域經(jīng)濟持續(xù)協(xié)調(diào)發(fā)展，仍 將是旅游業(yè)發(fā)展面臨的重要現(xiàn)實問題，而對區(qū)域旅游業(yè)發(fā)展及其效應(yīng)機制的探討也是進一 步研究的重要主題。 參考文獻(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



  本文關(guān)鍵詞：基于空間集聚的中國入境旅游區(qū)域經(jīng)濟效應(yīng)分析，由筆耕文化傳播整理發(fā)布。