中國—東盟自由貿(mào)易區(qū)背景下海南旅游業(yè)的發(fā)展研究
——基于東盟客源市場的分析

曾 巍, 許海平

(海南大學(xué) 經(jīng)濟(jì)與管理學(xué)院, 海南 海口 570228)

自2001年中國—東盟經(jīng)濟(jì)合作專家組正式成立，到2010年1月1日中國—東盟自由貿(mào)易區(qū)①的全面啟動(dòng)，關(guān)于中國與東盟②的問題，一直是備受關(guān)注的熱點(diǎn)問題。而海南處于自由貿(mào)易區(qū)的樞紐位置，關(guān)注自由貿(mào)易區(qū)的發(fā)展，抓住此契機(jī)如何發(fā)展海南經(jīng)濟(jì)成為人們關(guān)注的焦點(diǎn)問題。海南是中國最大的特別行政區(qū)，具有非常適合旅游的陽光、海水、沙灘以及其他豐富的旅游資源，目前著重發(fā)展第三產(chǎn)業(yè)，尤其以旅游業(yè)為重。 2009年，政府制定了建設(shè)海南國際旅游島的發(fā)展戰(zhàn)略，正力圖以旅游業(yè)帶動(dòng)海南整體經(jīng)濟(jì)的發(fā)展。

旅游業(yè)已成為世界經(jīng)濟(jì)發(fā)展最快、最具活力的產(chǎn)業(yè)之一[1]，而中國—東盟自由貿(mào)易區(qū)建成后，也明確把旅游業(yè)作為未來重點(diǎn)發(fā)展的領(lǐng)域[2]。 因此，在自由貿(mào)易區(qū)啟動(dòng)的背景下，分析東盟客源市場對(duì)海南旅游業(yè)發(fā)展的影響具有重大意義。 本文將通過比較分析來研究東盟客源市場在海南國際客源市場中的重要性，通過實(shí)證分析來研究東盟客源市場對(duì)海南旅游業(yè)發(fā)展的影響。

一、 文獻(xiàn)綜述

目前，研究海南與中國—東盟自由貿(mào)易區(qū)問題的文獻(xiàn)不多，而研究海南和東盟之間關(guān)于旅游業(yè)發(fā)展的問題也較為少見。 最早研究海南與東盟旅游業(yè)的是王鳳、張瑛和林紅(2003)[3]從旅游資源、人力資源、知識(shí)技術(shù)資源、需求條件和支持性相關(guān)產(chǎn)業(yè)等方面把海南與東盟主要旅游業(yè)國家做了一個(gè)比較完善的對(duì)比。 研究結(jié)果表明海南雖然與東盟國家具有相似的地理和人文環(huán)境，但從旅游業(yè)的發(fā)展?fàn)顩r來看，海南的旅游業(yè)還是相當(dāng)落后的。 孫家杰(2004)[4]同樣認(rèn)為，建立中國—東盟自由貿(mào)易區(qū)對(duì)海南來說，在一定時(shí)期內(nèi)，也是挑戰(zhàn)大于機(jī)遇，即降低了國內(nèi)游客去東盟旅游的壁壘，使海南在國內(nèi)獨(dú)特的旅游資源環(huán)境受到威脅，加之東盟國家的旅游業(yè)相對(duì)更發(fā)達(dá)，進(jìn)而會(huì)搶占很多的國內(nèi)客源。 而趙豫蒙(2011)[5]認(rèn)為“中國—東盟自由貿(mào)易區(qū)的建成對(duì)于海南的對(duì)外開放和經(jīng)濟(jì)發(fā)展是一個(gè)難得的契機(jī)。” 類似的，鄒蓉和明俁(2012)[6]用實(shí)證的方法，基于中國客源市場，從相對(duì)價(jià)格指數(shù)、相對(duì)匯率以及時(shí)間偏好等三個(gè)方面做了海南與東盟熱帶海濱旅游競爭力的比較分析，證明了中國與東盟合作背景下，中國客源市場對(duì)海南旅游的需求并沒有下降。

從上述內(nèi)容可知，以往對(duì)中國—東盟自由貿(mào)易區(qū)和海南旅游業(yè)之間問題的研究集中在國內(nèi)客源市場方面，并且沒有相關(guān)的實(shí)證研究證明自由貿(mào)易區(qū)的建立會(huì)分流國內(nèi)客源市場。 對(duì)海南的國際客源市場的研究幾乎沒有，而自建設(shè)海南國際旅游島戰(zhàn)略提出之后，這方面的研究就顯得尤為重要。 因此，在中國—東盟自由貿(mào)易區(qū)建立的背景下，通過實(shí)證的方法研究東盟客源市場對(duì)海南旅游業(yè)發(fā)展的影響有著極為重要的意義。

二、自由貿(mào)易區(qū)的建立對(duì)海南旅游業(yè)的影響

為了分析中國—東盟自由貿(mào)易區(qū)的建立對(duì)海南旅游業(yè)的影響，我們選取海南省1998～2012年旅游總收入的數(shù)據(jù)進(jìn)行分析，并且為了剔除價(jià)格水平的影響，對(duì)數(shù)據(jù)進(jìn)行預(yù)處理：以1998年海南省的居民消費(fèi)價(jià)格水平為基期，計(jì)算以后各期的實(shí)際旅游收入，得散點(diǎn)圖如圖1所示。

圖1 1998～2012年海南省實(shí)際旅游收入

由圖1可知，海南省的實(shí)際旅游收入的增長速度越來越快，呈指數(shù)型增長。 從以上數(shù)據(jù)可以明顯看出，海南省的實(shí)際旅游收入并沒有因?yàn)樽杂少Q(mào)易區(qū)的建立分流國內(nèi)客源市場而下降，相反，海南旅游收入在自由貿(mào)易區(qū)建立后不斷上升。

三、東盟客源市場的分析

(一)東盟入境游客數(shù)量分析

圖2 中國2005～2012年外國入境游客數(shù)量

圖3 海南省2008～2012年外國入境游客數(shù)量

自由貿(mào)易區(qū)的建立是否促進(jìn)中國及海南旅游業(yè)的發(fā)展，很重要的一個(gè)指標(biāo)就是東盟游客數(shù)量是否增加。 根據(jù)中國統(tǒng)計(jì)局和海南旅游局的統(tǒng)計(jì)數(shù)據(jù)，可以得出圖2和圖3。 從圖2我們可以看出，2009年至2012年，東盟超過韓國，成為我國外國入境游客數(shù)量最多的地區(qū)，并且具有緩慢上升的趨勢(shì)，2005～2012年的年平均增長率約為4.8%； 從圖3看出，2009年開始，東盟是除俄羅斯以外海南入境游客數(shù)量最多的地區(qū)，2008～2012年的年平均增長速度約為13.7%，增長速度非?？?。 因此，自由貿(mào)易區(qū)建立促進(jìn)了中國及海南的東盟客源市場的發(fā)展。

(二)東盟客源市場的分布

由于東盟國家經(jīng)濟(jì)發(fā)展不平衡，旅游需求也存在差異，故探討東盟客源市場的分布也具有重要意義。 根據(jù)中國統(tǒng)計(jì)局和海南旅游局的統(tǒng)計(jì)數(shù)據(jù)，經(jīng)整理得出圖4和圖5。 由圖4可知，2012年在中國的東盟國家入境游客中人數(shù)最多的是馬來西亞、新加坡和菲律賓，均占20%以上，其次是泰國和印度尼西亞，其他五個(gè)東盟國家的入境游客數(shù)量非常少(沒有統(tǒng)計(jì)數(shù)據(jù))； 而由圖5可知，2012年在海南的東盟入境游客中，新加坡處于絕對(duì)領(lǐng)先的位置，所占比例為60.49%，其次是馬來西亞占23.19%，而印度尼西亞、泰國、菲律賓、越南、緬甸雖然也有統(tǒng)計(jì)數(shù)據(jù)，但均偏少。

圖4 中國2012年東盟各國入境旅游人數(shù)

圖5 海南省2012年東盟各國入境旅游人數(shù)

四、東盟入境游客消費(fèi)量對(duì)海南旅游收入影響的實(shí)證分析

(一)數(shù)據(jù)的獲取及預(yù)處理

本文選取海南省1998～2012年相關(guān)數(shù)據(jù)，以東盟入境游客消費(fèi)量和海南旅游總收入作為衡量東盟入境游客對(duì)海南旅游業(yè)貢獻(xiàn)的指標(biāo)。 樣本數(shù)據(jù)(見表1)均來源于國家外匯管理局網(wǎng)站、海南旅游局網(wǎng)站、海南統(tǒng)計(jì)局網(wǎng)站和鳳凰網(wǎng)。STi表示當(dāng)年東盟入境游客人次(人次)，F(xiàn)Ti表示當(dāng)年入境游客人次(萬人次)，IRi表示當(dāng)年海南旅游外匯收入(萬美元)，Ri表示當(dāng)年美元兌人民幣的匯率，GPIi表示當(dāng)年海南省的居民消費(fèi)價(jià)格水平，TRi表示當(dāng)年海南名義旅游總收入(億元)。 通過公式(1)，可以估算出當(dāng)年東盟入境游客在海南的名義消費(fèi)量CSi(億元)。

(1)

對(duì)樣本數(shù)據(jù)進(jìn)行預(yù)處理：為了剔除價(jià)格變動(dòng)的影響因素，把東盟入境游客的名義消費(fèi)量CSi和海南名義旅游收入TRi轉(zhuǎn)換成實(shí)際消費(fèi)量ACSi和實(shí)際旅游收入ATRi。 由于數(shù)據(jù)的自然對(duì)數(shù)變換不影響協(xié)整關(guān)系，能使趨勢(shì)線性化，并且可以消除異方差，故對(duì)兩指標(biāo)進(jìn)行對(duì)數(shù)變換，定義新變量序列LACS、LATR，其相應(yīng)的一階差分序列記為DLACS、DLATR。

(二)平穩(wěn)性檢驗(yàn)

在進(jìn)行變量協(xié)整分析之前須判斷變量序列的平穩(wěn)性。 我們采用ADF單位根檢驗(yàn)法以判斷其平穩(wěn)性。 水平序列選擇有時(shí)間項(xiàng)和常數(shù)項(xiàng)的檢驗(yàn)方法，而一階差分同時(shí)選擇含有常數(shù)項(xiàng)而不含有趨勢(shì)項(xiàng)的檢驗(yàn)方法，滯后階數(shù)以AIC和SC信息準(zhǔn)則最小確定。[7]檢驗(yàn)結(jié)果見表2。

表1 樣本數(shù)據(jù)(1998～2012年)

表2 單位根檢驗(yàn)

通過ADF檢驗(yàn)，發(fā)現(xiàn)LCS和LTR均在10%顯著水平上接受原假設(shè)，即序列存在單位根，是不平穩(wěn)的。 而DLCS和DLTR在5%顯著性水平上拒絕原假設(shè)，即序列的一階差分沒有單位根，是平穩(wěn)的。 所以，LTR、LCS都是一階單整Ⅰ(1)序列，均通過單位根檢驗(yàn)，可以進(jìn)一步檢驗(yàn)它們之間是否存在長期協(xié)整關(guān)系。

(三)協(xié)整檢驗(yàn)

LTR、LCS為一階單整Ⅰ(1)序列，滿足協(xié)整檢驗(yàn)前提，我們采用Engle-Granger兩步法，檢驗(yàn)海南旅游收入與東盟入境游客消費(fèi)量之間是否存在協(xié)整關(guān)系。

第一步：用普通最小二乘法(OLS)對(duì)變量進(jìn)行協(xié)整回歸，得到估計(jì)方程為

LATR=-1.195 203+0.656 459LACS+et

(-2.319 367)(11.764 50)

(2)

R2=0.914 137,Adj-R2=0.907 532,

F=138.403 5,DW=0.978 413

據(jù)上可知，回歸方程(公式(2))解釋能力較好，擬合優(yōu)度較高，LCS的系數(shù)符號(hào)為正，通過經(jīng)濟(jì)檢驗(yàn)。DW等于0.978 413，屬于(0.95～1.54)的不確定區(qū)域，不能判斷上式是否存在自相關(guān)，故采用LM法，Obs×R2=1.956 010，P值為0.161 9，故公式(2)不存在自相關(guān)。

第二步：檢驗(yàn)殘差序列的平穩(wěn)性。 如果殘差值不存在單位根，那么回歸方程(公式(2))就是海南旅游收入與東盟入境游客消費(fèi)量之間的協(xié)整方程，否則就不是。

同樣采用ADF檢驗(yàn)，由于殘差序列以零為中心波動(dòng)，檢驗(yàn)方程中不含常數(shù)項(xiàng)和趨勢(shì)項(xiàng)，按照SIC準(zhǔn)則確定的滯后階數(shù)為0。 結(jié)果見表3。

表3 殘差序列的單位根檢驗(yàn)③

通過對(duì)殘差序列的ADF單位根檢驗(yàn)，結(jié)果表明殘差序列在5%的顯著性水平下不存在單位根，即殘差是平穩(wěn)的。 因此，LTR和LCS之間具有協(xié)整關(guān)系，表明東盟入境游客的消費(fèi)量每增加1個(gè)百分點(diǎn)，能拉動(dòng)海南旅游收入約0.66個(gè)百分點(diǎn)的增長，說明東盟入境游客的消費(fèi)量對(duì)海南旅游業(yè)具有顯著的拉動(dòng)效應(yīng)，同時(shí)說明東盟旅游消費(fèi)量和海南旅游收入之間存在長期穩(wěn)定的關(guān)系。

(四)誤差修正模型

經(jīng)過協(xié)整檢驗(yàn)，驗(yàn)證了東盟游客消費(fèi)量和海南旅游收入之間存在著某種長期的均衡關(guān)系，我們有必要進(jìn)一步論證變量之間短期波動(dòng)與長期均衡的關(guān)系。 因此，在協(xié)整檢驗(yàn)的基礎(chǔ)上，將誤差修正項(xiàng)看作一個(gè)解釋變量，連同其他反應(yīng)短期波動(dòng)的解釋變量一起，建立誤差修正模型，它既能反映變量之間的長期均衡關(guān)系，又能反映短期偏離長期均衡的修正機(jī)制。[8]構(gòu)建誤差修正模型如公式(3)：

DLATRt=0.090 193+0.101 965DLACSt-0.089 519ecmt-1

(5.083 798)(1.254 704) (-2.613 639)

(3)

其中：ecmt=LATR-0.656 459LACS+1.195 203

誤差修正模型(公式(3))表明：在短期內(nèi)，海南旅游收入的變動(dòng)受到東盟入境游客消費(fèi)量的影響。ecm是誤差修正項(xiàng)，誤差修正項(xiàng)系數(shù)符合誤差反向修正機(jī)制，當(dāng)短期波動(dòng)偏離長期均衡時(shí)，系統(tǒng)將以0.089 519的調(diào)整力度將非均衡狀態(tài)拉回到均衡狀態(tài)。 短期內(nèi)，東盟入境游客的消費(fèi)量對(duì)海南旅游收入具有促進(jìn)作用，東盟入境游客的消費(fèi)量變化1%，海南旅游收入同方向變化約0.101 965%，兩變量之間具有較強(qiáng)的相關(guān)性。

(五)格蘭杰(Granger)因果檢驗(yàn)

東盟入境游客的消費(fèi)量與海南旅游總收入之間存在長期均衡關(guān)系，但是這種均衡關(guān)系是否構(gòu)成因果關(guān)系，還需要進(jìn)行格蘭杰(Granger)因果關(guān)系檢驗(yàn)，分別取滯后1～4期來進(jìn)行檢驗(yàn)。 結(jié)果見表4。

表4結(jié)果表明，在10%的顯著性水平下，當(dāng)滯后期為1、2和3時(shí)，“ATR不是ACS的Granger原因”與“ACS不是ATR的Granger原因”的零假設(shè)均被接受，說明東盟入境游客的消費(fèi)量和海南旅游收入之間不存在因果關(guān)系； 當(dāng)滯后期為4時(shí)，“ACS不是ATR的Granger原因”的零假設(shè)被拒絕，而“ATR不是ACS的Granger原因”的零假設(shè)被接受，說明東盟入境游客的消費(fèi)量與海南旅游收入之間存在單向因果關(guān)系，即東盟入境游客的消費(fèi)量能夠促進(jìn)海南旅游收入的增長。 而海南旅游收入的增長對(duì)東盟入境游客的消費(fèi)量沒有顯著的促進(jìn)作用。

表4 ATR和ACS的格蘭杰因果檢驗(yàn)

(六)脈沖響應(yīng)分析

脈沖響應(yīng)函數(shù)是用于衡量來自隨機(jī)擾動(dòng)項(xiàng)(新息)的一個(gè)標(biāo)準(zhǔn)差沖擊對(duì)變量當(dāng)前和未來取值的影響軌跡，它能夠比較直觀的刻畫出變量之間的動(dòng)態(tài)交互作用及其效應(yīng)。 圖6和圖7分別給出了變量一個(gè)標(biāo)準(zhǔn)差大小的沖擊對(duì)另一個(gè)變量的脈沖響應(yīng)函數(shù)曲線。

圖6 LATR對(duì)LACS的響應(yīng)

圖7 LACS對(duì)LATR的響應(yīng)

圖6是東盟游客消費(fèi)量的沖擊引起海南旅游收入變化的脈沖響應(yīng)圖。 從圖6中可以看出，海南旅游收入在受到東盟消費(fèi)量一個(gè)單位正向的標(biāo)準(zhǔn)差的沖擊后，在滯后期內(nèi)的沖擊效應(yīng)為正，并且持續(xù)緩慢增加，這意味著東盟游客消費(fèi)量的增長對(duì)海南旅游收的增長具有推動(dòng)作用，且作用不斷增強(qiáng)。

圖7是海南旅游收入的沖擊引起的東盟游客消費(fèi)量變化的脈沖響應(yīng)圖。從圖7可以看出，東盟客源市場在海南的消費(fèi)量在受到海南旅游業(yè)水平提高的沖擊后，在滯后期內(nèi)的沖擊效應(yīng)為正，并且持續(xù)上升，說明海南旅游業(yè)水平的提高對(duì)東盟客源市場的發(fā)展有非常顯著的影響，而且這種影響是持續(xù)上升的，對(duì)促進(jìn)東盟客源市場的發(fā)展具有持續(xù)的推動(dòng)作用。

五、結(jié)論與對(duì)策建議

本文基于1998～2012年海南省旅游數(shù)據(jù)，運(yùn)用ADF單位根檢驗(yàn)、協(xié)整檢驗(yàn)、誤差修正模型、格蘭杰因果檢驗(yàn)、脈沖響應(yīng)分析等方法，深入考察了東盟游客消費(fèi)量對(duì)海南旅游收入的影響。 研究發(fā)現(xiàn)：

第一，協(xié)整檢驗(yàn)表明海南旅游收入與東盟游客消費(fèi)量之間存在長期穩(wěn)定的均衡關(guān)系。 東盟入境游客的消費(fèi)量每增加1個(gè)百分點(diǎn)，能拉動(dòng)海南旅游收入約0.66個(gè)百分點(diǎn)的增長，東盟入境游客的消費(fèi)量對(duì)海南旅游業(yè)具有顯著的拉動(dòng)效應(yīng)。

第二，誤差修正模型表明，從短期看來，海南旅游收入的波動(dòng)受東盟入境游客的消費(fèi)量的波動(dòng)以及誤差修正項(xiàng)ecm的影響。誤差修正項(xiàng)系數(shù)符合誤差反向修正機(jī)制，當(dāng)短期波動(dòng)偏離長期均衡時(shí)，系統(tǒng)將以0.089 519的調(diào)整力度將非均衡狀態(tài)拉回到均衡狀態(tài)。 短期內(nèi)，東盟入境游客的消費(fèi)量對(duì)海南旅游收入具有促進(jìn)作用，東盟入境游客的消費(fèi)量變化1%，海南旅游收入同方向變化約0.101 965%，東盟游客的消費(fèi)量的增長對(duì)海南旅游收入具有較大的影響。

第三，在滯后4期的情況下，東盟客源市場發(fā)展是海南旅游收入增長的Granger原因，但海南旅游收入增長并不是東盟客源市場發(fā)展的原因，說明東盟客源市場發(fā)展對(duì)海南旅游收入增長的正向作用要強(qiáng)于海南旅游業(yè)發(fā)展對(duì)東盟客源市場發(fā)展的反向作用。

第四，脈沖響應(yīng)分析表明，東盟消費(fèi)量的增長對(duì)海南旅游收入具有推動(dòng)作用，且作用不斷增強(qiáng)； 同時(shí)，海南旅游業(yè)水平的提高對(duì)東盟客源市場的發(fā)展也具有非常顯著的影響，這種影響是持續(xù)上升的，對(duì)促進(jìn)東盟客源市場的發(fā)展具有持續(xù)的推動(dòng)作用。

結(jié)合本文分析得出的結(jié)論，提出以下建議：

第一，維護(hù)好中國與東盟之間的國際關(guān)系，保證自由貿(mào)易區(qū)和諧、健康、穩(wěn)定的發(fā)展。 雖然自由貿(mào)易區(qū)已經(jīng)在2010年全面啟動(dòng)，但是東盟內(nèi)部以及中國與東盟之間存在著內(nèi)部成員國之間的領(lǐng)土主權(quán)爭端、經(jīng)濟(jì)發(fā)展不平衡以及美日等發(fā)達(dá)國家的干預(yù)等不穩(wěn)定因素。 另外，東南亞聯(lián)盟在中國的政治和經(jīng)濟(jì)外交中都具有舉足輕重的地位，而旅游業(yè)作為對(duì)外交往的重要組成部分，將有利于加深中國與東盟國家之間的聯(lián)系與了解，更好地團(tuán)結(jié)東盟國家，改善我國的外部環(huán)境。

第二，發(fā)揮海南省在自由貿(mào)易區(qū)中的樞紐作用，加強(qiáng)與東盟的旅游合作。 旅游業(yè)是自由貿(mào)易區(qū)重點(diǎn)發(fā)展的領(lǐng)域，我們應(yīng)當(dāng)利用海南省優(yōu)越的地理位置以及豐富的旅游資源，更好地發(fā)揮海南省在自由貿(mào)易區(qū)的樞紐作用。同時(shí)，東盟客源市場是海南旅游業(yè)的重要組成部分，建設(shè)海南省國際旅游島離不開東盟客源市場的發(fā)展，我們應(yīng)抓住自由貿(mào)易區(qū)建立的機(jī)會(huì)，加強(qiáng)與東盟的旅游合作，促進(jìn)雙方旅游業(yè)的共同發(fā)展。

第三，提高海南旅游業(yè)自身的發(fā)展水平，加快海南國際旅游島建設(shè)的步伐。海南旅游業(yè)在發(fā)展過程中存在著基礎(chǔ)設(shè)施不完善、服務(wù)質(zhì)量不高等問題，此外，建設(shè)國際旅游島的戰(zhàn)略提出后，國外游客在海南客源市場中的比重一直很低。 因此，我們應(yīng)該從提高自身的旅游服務(wù)水平出發(fā)，提升海南旅游業(yè)的國際競爭力。

注釋：

①縮寫CAFTA，是目前世界人口最多的自貿(mào)區(qū)，涵蓋11個(gè)國家、19億人口、GDP達(dá)6萬億美元的巨大經(jīng)濟(jì)體。

②“東南亞國家聯(lián)盟”，簡稱東盟(ASEAN)，目前成員國包括：新加坡、馬來西亞、泰國、印度尼西亞、菲律賓、文萊、緬甸、越南、老撾和柬埔寨等十個(gè)國家。

③根據(jù)Mackinnon(1996)臨界值確定。

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