過(guò)境免簽政策與入境旅游增長(zhǎng)
——基于PSM-DID方法的分析

宋昌耀 賈 然 厲新建

（1. 北京大學(xué)政府管理學(xué)院 北京 100871；2. 北京第二外國(guó)語(yǔ)學(xué)院旅游管理學(xué)院 北京 100024）

一、問(wèn)題的提出

進(jìn)入21世紀(jì)以來(lái)，我國(guó)入境旅游發(fā)展呈現(xiàn)出疲軟態(tài)勢(shì)。2001年至2005年我國(guó)入境旅游人次增長(zhǎng)率達(dá)到7.91%，2006年至2010年該項(xiàng)數(shù)據(jù)下降到2.21%，2011年至2013年則分別為1.24%、—2.2%和—2.51%（中國(guó)旅游研究院，2014），入境旅游從快速發(fā)展到發(fā)展速度放緩甚至停滯，與蓬勃發(fā)展的國(guó)內(nèi)旅游及出境旅游比較，顯得相形見(jiàn)絀。面對(duì)中國(guó)入境旅游發(fā)展的持續(xù)低迷問(wèn)題，不同機(jī)構(gòu)與專家提出各自見(jiàn)解。如中國(guó)旅游研究院認(rèn)為入境旅游不景氣是中國(guó)入境旅游在經(jīng)歷高速發(fā)展以后向常態(tài)復(fù)歸的現(xiàn)象（中國(guó)旅游研究院，2013），具體原因?yàn)槿刖陈糜慰驮磭?guó)市場(chǎng)與目的地選擇的結(jié)構(gòu)性調(diào)整及發(fā)展水分的擠出；魏小安（2014）認(rèn)為國(guó)內(nèi)部分旅游城市入境游客數(shù)量同比增速放緩或呈現(xiàn)負(fù)增長(zhǎng)態(tài)勢(shì)為發(fā)展常態(tài)，不僅符合事物發(fā)展的客觀規(guī)律，而且從側(cè)面彰顯出我國(guó)入境旅游市場(chǎng)發(fā)展的新機(jī)遇，作為排名全球入境目的地前五位的國(guó)家之一，中國(guó)具備進(jìn)一步發(fā)展的潛力，總體向好成為后續(xù)調(diào)整的必然方向。除對(duì)我國(guó)入境旅游發(fā)展內(nèi)在邏輯進(jìn)行宏觀分析外，面對(duì)入境旅游市場(chǎng)下滑的態(tài)勢(shì)，相關(guān)學(xué)者亦具體指出了與之構(gòu)成潛在因果關(guān)系的微觀要素，如旅游商業(yè)環(huán)境和基礎(chǔ)設(shè)施欠佳及旅游監(jiān)管架構(gòu)不完善（World Economic Forum，2017）、用卡環(huán)境限制（中國(guó)旅游研究院，2015）、營(yíng)銷乏力（吳必虎，2015）、簽證政策過(guò)緊（王興斌，2013）、匯率波動(dòng)（王良舉、李萬(wàn)蓮，2012）等。其中，簽證政策對(duì)我國(guó)入境旅游的制約已經(jīng)成為共識(shí)，影響甚至決定著入境旅游的進(jìn)一步發(fā)展。

國(guó)外學(xué)者較早關(guān)注到簽證政策對(duì)于入境旅游的作用（Neumayer，2010），例如學(xué)者們分別以美國(guó)（Neiman & Swagel，2009）、日本（Lee，Song &Bendle，2010）、土耳其（Balli，Balli & Cebeci，2013；Karaman，2016）為研究對(duì)象，測(cè)量了簽證政策對(duì)入境旅游的影響作用（Lawson & Roychoudhury，2016），反映出寬松的簽證政策所帶來(lái)的積極效益。同時(shí)，我國(guó)獨(dú)特的國(guó)情亦成為國(guó)際學(xué)者展開(kāi)簽證政策與入境旅游關(guān)系探討的研究對(duì)象，相關(guān)學(xué)者分別就我國(guó)內(nèi)地居民赴臺(tái)灣地區(qū)（Su，Lin & Liu，2012）、香港地區(qū)（Cheng，2012；Liu & McKercher，2014）簽證寬松度的演變開(kāi)展研究，分析積極的政策條件所帶來(lái)的正面影響。也有學(xué)者以中國(guó)特殊事件為背景，以標(biāo)準(zhǔn)旅游需求函數(shù)為研究起點(diǎn)，綜合考慮宏觀經(jīng)濟(jì)變量的多方面要素，得出簽證限制對(duì)國(guó)家級(jí)、地市級(jí)經(jīng)濟(jì)發(fā)展的雙重消極影響（Song，Gartner & Tasci，2012），并在后續(xù)研究中探討奧運(yùn)會(huì)期間入境旅游不升反降的現(xiàn)象，將其歸因于我國(guó)嚴(yán)格的簽證政策制約，再次反映出簽證政策對(duì)入境旅游的顯著影響（Li & Song，2013）。

不難發(fā)現(xiàn)，簽證政策已成為國(guó)內(nèi)外學(xué)者探討我國(guó)入境旅游問(wèn)題的主要關(guān)注點(diǎn)之一，其作用不容忽視。然而，以《全球旅游業(yè)競(jìng)爭(zhēng)力報(bào)告》為例，我國(guó)已連續(xù)在3個(gè)統(tǒng)計(jì)周期內(nèi)（2013年、2015年、2017年）在“簽證辦理”這一統(tǒng)計(jì)指標(biāo)上保持第129位，處在有統(tǒng)計(jì)的全球136個(gè)國(guó)家的尾部（World Economic Forum，2013/2015/2017），與全球一體化趨勢(shì)仍存在顯著差距，嚴(yán)重影響了我國(guó)在全球范圍內(nèi)旅游業(yè)的競(jìng)爭(zhēng)力表現(xiàn)。實(shí)際上，我國(guó)政策制定方在一定程度上已經(jīng)意識(shí)到簽證政策的局限與不足。自2013年起，我國(guó)在采取“規(guī)范簽證”等措施后，積極出臺(tái)簽證便利化與簡(jiǎn)化舉措，截至目前已有51個(gè)國(guó)家的公民具備72小時(shí)與144小時(shí)過(guò)境免簽政策資格。在此背景下，我國(guó)入境旅游發(fā)展也逐漸呈現(xiàn)企穩(wěn)回升的態(tài)勢(shì)。

那么，簽證政策在對(duì)促進(jìn)入境旅游增長(zhǎng)方面的有效性究竟如何？這需要采用科學(xué)的方法進(jìn)行驗(yàn)證。相比于中文文獻(xiàn)更多采用定性論述，英文文獻(xiàn)中已有研究基于時(shí)間序列數(shù)據(jù)（Lee，Song & Bendle，2010；Cheng，2012）或面板數(shù)據(jù)（Karaman，2016；Czaika & Neumayer，2017）進(jìn)行實(shí)證檢驗(yàn)，通過(guò)將簽證政策設(shè)為虛擬變量作為影響因素納入回歸方程中，分析其對(duì)國(guó)際旅游的影響。然而，多數(shù)研究都難以克服因遺漏變量和選擇性偏差而產(chǎn)生的內(nèi)生性問(wèn)題，因此不足以有力地證明二者間因果關(guān)系。實(shí)際上，研究者在對(duì)簽證政策有效性的評(píng)估過(guò)程中需要克服以下困難：第一，由于只能觀察到簽證政策發(fā)生后的入境旅游經(jīng)濟(jì)績(jī)效，無(wú)法觀測(cè)實(shí)施該項(xiàng)政策的地區(qū)不實(shí)施該項(xiàng)政策的“反事實(shí)情形”，故而導(dǎo)致難以對(duì)政策實(shí)施效果進(jìn)行直接測(cè)度。為此，本文將采用反事實(shí)檢驗(yàn)的方法進(jìn)行驗(yàn)證。反事實(shí)檢驗(yàn)旨在測(cè)度研究對(duì)象在有無(wú)外界沖擊兩種情形下的績(jī)效差別，由于外界沖擊已經(jīng)發(fā)生，尋找“真實(shí)的”如果沒(méi)有外界沖擊的情況下研究對(duì)象的發(fā)展結(jié)果最為關(guān)鍵。第二，即便能夠?qū)Ψe極的簽證政策進(jìn)行準(zhǔn)確評(píng)估，但由于政策實(shí)施行為是內(nèi)生的，政策實(shí)施地區(qū)的選擇存在挑選贏家的行為，亦即存在選擇偏差（selection bias），換句話說(shuō)，即便不采用積極的簽證政策，這些政策實(shí)施地區(qū)也會(huì)出現(xiàn)入境旅游績(jī)效的改善，內(nèi)生性的存在導(dǎo)致政策績(jī)效評(píng)估的偏誤。為評(píng)估簽證政策對(duì)入境旅游經(jīng)濟(jì)績(jī)效的影響，并在“反事實(shí)框架”下準(zhǔn)確評(píng)估這一政策效果，本文采用傾向得分匹配—雙重差分法（PSM-DID）進(jìn)行驗(yàn)證。其中，雙重差分法和傾向得分匹配法分別用來(lái)克服上述第一個(gè)和第二個(gè)困難。

本文的學(xué)術(shù)貢獻(xiàn)有3點(diǎn)：第一，研究視角上，專門(mén)論證了簽證政策對(duì)入境旅游的影響，從而為簽證政策的進(jìn)一步改革提供理論支撐；第二，研究?jī)?nèi)容上，對(duì)過(guò)境免簽政策進(jìn)行梳理并進(jìn)行有效性論證，分析過(guò)境免簽政策的動(dòng)態(tài)效應(yīng)及其在時(shí)間上的變化趨勢(shì)；第三，研究方法上，首次將更為前沿的傾向得分匹配—雙重差分法（PSM-DID）引入旅游政策的論證中，有助于推進(jìn)旅游管理與旅游經(jīng)濟(jì)研究的深入開(kāi)展。本文后續(xù)安排如下：第二部分概述過(guò)境免簽政策并確定研究對(duì)象；第三部分進(jìn)行研究設(shè)計(jì)；第四部分為實(shí)證結(jié)果；第五部分為結(jié)論和建議。

二、過(guò)境免簽政策概述

總體而言，我國(guó)過(guò)境免簽政策歷經(jīng)了24小時(shí)（48小時(shí)）—72小時(shí)—144小時(shí)的成倍式階段性發(fā)展過(guò)程。實(shí)行之初，除上海機(jī)場(chǎng)口岸于2000年率先針對(duì)20個(gè)國(guó)家的公民實(shí)施48小時(shí)過(guò)境免簽政策之外，我國(guó)其他城市在機(jī)場(chǎng)口岸普遍實(shí)施的是24小時(shí)過(guò)境免簽政策。隨著我國(guó)國(guó)際地位的不斷提高，更多游客選擇將中國(guó)作為國(guó)際航程的中轉(zhuǎn)地，24小時(shí)的免簽時(shí)長(zhǎng)顯然不足以滿足市場(chǎng)需求。在此背景下，2013年1月1日，北京、上海率先正式實(shí)施72小時(shí)過(guò)境免簽政策，拉開(kāi)了我國(guó)重點(diǎn)城市72小時(shí)免簽政策的序幕，隨后廣州、成都、重慶、沈陽(yáng)、大連、西安、桂林、昆明、廈門(mén)、武漢、天津、哈爾濱、南京、青島、長(zhǎng)沙等地先后申請(qǐng)并將此政策賦予實(shí)施，將我國(guó)過(guò)境免簽時(shí)長(zhǎng)順利延長(zhǎng)至72小時(shí)。為支持上?？苿?chuàng)中心建設(shè)，2016年1月30日起，上海各開(kāi)放口岸、江蘇南京航空口岸、浙江杭州航空口岸對(duì)51個(gè)國(guó)家的人員實(shí)施144小時(shí)過(guò)境免簽政策，以實(shí)現(xiàn)長(zhǎng)三角地區(qū)相關(guān)口岸過(guò)境免簽政策聯(lián)動(dòng)，我國(guó)過(guò)境免簽政策亦首次實(shí)現(xiàn)了時(shí)間、空間兩個(gè)維度的延伸。在長(zhǎng)三角地區(qū)過(guò)境免簽政策積極效應(yīng)的帶動(dòng)下，2017年12月28日起，京津冀地區(qū)144小時(shí)過(guò)境免簽政策也正式實(shí)施，來(lái)自全球53個(gè)國(guó)家、持有效國(guó)際旅行證件和前往第三國(guó)（地區(qū)）聯(lián)程客票的外國(guó)人可選擇在京津冀三地停留6天，從而促進(jìn)北京、天津、河北三地的協(xié)同發(fā)展。

北京作為我國(guó)入境旅游者首選的目的地之一，在過(guò)境免簽政策實(shí)施方面具有表率性意義。為進(jìn)一步貫徹落實(shí)“國(guó)務(wù)院關(guān)于加快發(fā)展旅游業(yè)、努力把旅游業(yè)培育成國(guó)民經(jīng)濟(jì)戰(zhàn)略性支柱產(chǎn)業(yè)”的重要指示精神，北京市政府提出了“在北京口岸實(shí)行對(duì)部分外國(guó)人適當(dāng)延長(zhǎng)過(guò)境免簽時(shí)限政策”的申請(qǐng)，并于2012年4月28日獲國(guó)務(wù)院批準(zhǔn)，自2013年1月1日起對(duì)45個(gè)國(guó)家持有第三國(guó)簽證和聯(lián)程機(jī)票的外國(guó)人在北京口岸實(shí)行72小時(shí)過(guò)境免簽政策。就政策效果而言，一方面，入境免簽政策的頒布著實(shí)具備了提升北京旅游吸引力、提振入境旅游市場(chǎng)的深遠(yuǎn)意義；但另一方面，該政策雖對(duì)國(guó)際旅客在北京中轉(zhuǎn)有所促進(jìn)，但效果遠(yuǎn)不如預(yù)期。以首都機(jī)場(chǎng)為例，2014年國(guó)際旅客量達(dá)到2 073萬(wàn)人次，僅約2萬(wàn)人次享受了入境免簽政策的便利，占中轉(zhuǎn)時(shí)間逾24小時(shí)的國(guó)際轉(zhuǎn)國(guó)際旅客總數(shù)的28%。究其原因，相關(guān)學(xué)者分別從宏觀背景、頂層設(shè)計(jì)、市場(chǎng)需求、限定條件、推廣力度、產(chǎn)品與服務(wù)配套6個(gè)方面給出了解釋（中國(guó)民航報(bào)，2015）。

可以發(fā)現(xiàn)，過(guò)境免簽政策的實(shí)施產(chǎn)生了一定的效果，但是并沒(méi)有達(dá)到政策制定者所設(shè)想的規(guī)模。為此，本文以2013年至2016年北京72小時(shí)過(guò)境免簽政策為案例，選取京津冀城市群作為研究樣本，驗(yàn)證過(guò)境免簽政策的實(shí)際效果。選擇京津冀地區(qū)作為研究樣本，一是因?yàn)榇说貐^(qū)是我國(guó)入境旅游經(jīng)濟(jì)一體化的樣板地區(qū)之一（厲新建、宋昌耀、張飛飛，2015），案例地本身具有一定的代表性；二是由于包括西城、東城、海淀、朝陽(yáng)等16區(qū)在內(nèi)的北京市是實(shí)施過(guò)境免簽政策的地區(qū)，而天津市以及河北省11個(gè)城市并沒(méi)有實(shí)施該項(xiàng)政策，這便于在比較中檢驗(yàn)過(guò)境免簽政策實(shí)施對(duì)入境旅游的提升作用。

三、研究設(shè)計(jì)

1. 研究方法

雙重差分法（Difference-in-differences，DID）是經(jīng)典的評(píng)估政策有效性的驗(yàn)證方法，在設(shè)定處理組（實(shí)施過(guò)境免簽政策）和對(duì)照組（未實(shí)施過(guò)境免簽政策）的基礎(chǔ)上通過(guò)差分的方法消除不同分組之間的共同特征并且控制不可觀測(cè)但不隨時(shí)間變動(dòng)的組間差異，得到兩組地區(qū)在政策實(shí)施后入境旅游績(jī)效的平均差異，進(jìn)而測(cè)度過(guò)境免簽政策對(duì)入境旅游的平均處理效應(yīng)（Average Treatment Effect on the Treated，ATT）。

雙重差分法的使用具有一定的前提條件，它要求政策變量與因變量變動(dòng)不相關(guān)，亦即在政策實(shí)施前實(shí)施地區(qū)與未實(shí)施地區(qū)的發(fā)展軌跡須是平行的（共同趨勢(shì)假定），否則會(huì)造成選擇偏誤問(wèn)題，導(dǎo)致估計(jì)結(jié)果有偏誤且偏向未知（Besley & Case，2000）。為滿足這一假定，可以采用傾向得分匹配法（Propensity Score Matching，PSM）與雙重差分法相結(jié)合來(lái)提高估計(jì)結(jié)果的準(zhǔn)確性（Heckman，Ichimura & Todd，1998）。

傾向得分匹配法可以控制處理組與對(duì)照組之間不可觀測(cè)且不隨時(shí)間變化的組間差異（Heckman，LaLonde & Smith，1999）。此方法的核心邏輯是針對(duì)樣本數(shù)據(jù)中不存在實(shí)施過(guò)境免簽政策地區(qū)在沒(méi)有實(shí)施此項(xiàng)政策情況下的入境旅游績(jī)效的“反事實(shí)情形”，采用半?yún)?shù)估計(jì)方法估計(jì)實(shí)施地區(qū)未實(shí)施該項(xiàng)政策的傾向得分值，進(jìn)而為實(shí)施地區(qū)選擇匹配特征盡可能接近的未實(shí)施地區(qū)，保證處理組與對(duì)照組在政策實(shí)施前的發(fā)展軌跡基本“平行”。

總之，本文采用PSM-DID方法對(duì)過(guò)境免簽政策的入境旅游增長(zhǎng)效應(yīng)進(jìn)行驗(yàn)證，能夠提高分析過(guò)程的有效性和科學(xué)性。

2. 計(jì)量模型

本文的基本計(jì)量模型為：

式（1）中，被解釋變量inboundit表示i地區(qū)t時(shí)期入境旅游人次的對(duì)數(shù)；policyit是政策虛擬變量，如果樣本屬于處理組（實(shí)施過(guò)境免簽政策地區(qū)）取值為1，相反，如果樣本屬于對(duì)照組（未實(shí)施過(guò)境免簽政策地區(qū)）取值為0；timeit為時(shí)間虛擬變量，政策實(shí)施前取值為0，政策實(shí)施后取值為1；Xit為控制變量；αi和γt分別表示個(gè)體效應(yīng)和時(shí)間效應(yīng)；Vit為隨機(jī)干擾項(xiàng)。PSM-DID方法重點(diǎn)關(guān)注估計(jì)系數(shù)β3，衡量的是過(guò)境免簽政策的凈效應(yīng)，即過(guò)境免簽政策對(duì)入境旅游的促進(jìn)作用。

為確保估計(jì)模型的穩(wěn)健性，在借鑒已有理論與文獻(xiàn)的基礎(chǔ)上，本文設(shè)定的控制變量Xit包括：（1）旅游資源稟賦（resource）。入境游客更傾向于選擇高等級(jí)旅游吸引物，如國(guó)家級(jí)及以上的旅游資源和世界遺產(chǎn)、國(guó)家歷史文化名城、國(guó)際風(fēng)景名勝區(qū)、國(guó)家自然保護(hù)區(qū)等。計(jì)算各地區(qū)旅游資源稟賦的豐度以及品位（權(quán)重分別為18、7、4、2）的加權(quán)對(duì)數(shù)值，豐度及品位的權(quán)重分別為50%。（2）生態(tài)環(huán)境（pollution）。生態(tài)環(huán)境是影響入境旅游的重要因素，特別是近些年的霧霾天氣成為制約入境旅游發(fā)展的主要因素（唐承財(cái)、劉霄泉、宋昌耀，2016；唐承財(cái)、馬蕾、宋昌耀，2017）。由于霧霾主要由二氧化硫、可吸入顆粒物等物質(zhì)組成，選取各地區(qū)二氧化硫排放量和工業(yè)粉塵排放量的加權(quán)對(duì)數(shù)值作為生態(tài)環(huán)境的負(fù)向指標(biāo)，權(quán)重分別為50%。（3）對(duì)外聯(lián)系程度（FDI）。入境旅游既包括消遣型旅游也包括事務(wù)型旅游，吸引外資水平可以反映一個(gè)地區(qū)的對(duì)外經(jīng)濟(jì)聯(lián)系程度，選取地區(qū)實(shí)際利用外商投資額的對(duì)數(shù)表征對(duì)外聯(lián)系程度。（4）基礎(chǔ)設(shè)施（investment）?；A(chǔ)設(shè)施反映一個(gè)地區(qū)的設(shè)施水平和服務(wù)能力，直接影響入境游客滿意度，選取固定資產(chǎn)投資的對(duì)數(shù)值表征基礎(chǔ)設(shè)施發(fā)展水平。（5）經(jīng)濟(jì)發(fā)展水平（GDP）。該項(xiàng)指標(biāo)是地區(qū)知名度、吸引力的綜合體現(xiàn)，采用地區(qū)生產(chǎn)總值的對(duì)數(shù)值作為表征。

需要指出的是，根據(jù)Abadie（2005）的研究，用于估計(jì)傾向得分的協(xié)變量既應(yīng)影響地區(qū)的入境旅游水平，同時(shí)也應(yīng)影響地區(qū)過(guò)境免簽政策的實(shí)施，以降低樣本自選擇效應(yīng)對(duì)實(shí)證結(jié)果的影響。為此，本文將上述控制變量作為傾向得分匹配法的協(xié)變量進(jìn)行匹配。

為考察過(guò)境免簽政策實(shí)施的動(dòng)態(tài)效果，本文引入多期DID模型，將政策虛擬變量與政策實(shí)施后的年份的虛擬變量構(gòu)造交乘項(xiàng)，從而判斷政策實(shí)施的階段性效果。修正后的計(jì)量模型如下：

其中，T為過(guò)境免簽政策開(kāi)始實(shí)施的時(shí)期，policyit×timeit表示政策與年份的交乘項(xiàng)，考察該年度過(guò)境免簽政策的實(shí)施效果。

3. 數(shù)據(jù)來(lái)源與描述性統(tǒng)計(jì)

本文使用2008年至2016年的面板數(shù)據(jù)進(jìn)行實(shí)證分析，在一定程度上可以解決遺漏變量所導(dǎo)致的內(nèi)生性問(wèn)題。其中，2008年至2012年為政策未實(shí)施期，2013年至2016年為政策實(shí)施期，與實(shí)施該項(xiàng)政策的處理組（北京16區(qū)）以及未實(shí)施該項(xiàng)政策的對(duì)照組（天津及河北11市）共同構(gòu)成雙重差分方法的使用前提。

關(guān)于分析所使用的的數(shù)據(jù)來(lái)源，入境旅游人次指標(biāo)主要來(lái)自各地區(qū)統(tǒng)計(jì)公報(bào)①需要說(shuō)明的是，京津冀三地統(tǒng)計(jì)的入境游客中包括一定比例的來(lái)自我國(guó)港澳臺(tái)地區(qū)的游客，然而這部分游客并不受過(guò)境免簽政策的影響。但由于難以獲取京津冀地區(qū)外國(guó)人入境旅游數(shù)據(jù)，故而采用總體的入境旅游數(shù)據(jù)作為替代。，旅游資源稟賦指標(biāo)主要來(lái)自各類型景區(qū)的統(tǒng)計(jì)網(wǎng)站，生態(tài)環(huán)境、外商投資額、固定資產(chǎn)投資、地區(qū)生產(chǎn)總值指標(biāo)則來(lái)自《中國(guó)城市統(tǒng)計(jì)年鑒》和《北京區(qū)域統(tǒng)計(jì)年鑒》。

表1報(bào)告了計(jì)量模型中參與回歸分析的各變量的描述性統(tǒng)計(jì)結(jié)果，包括樣本量、均值、標(biāo)準(zhǔn)差、最小值和最大值。

表1 描述性統(tǒng)計(jì)結(jié)果Tab.1 Descriptive statistics

四、實(shí)證檢驗(yàn)

1. 基于PSM-DID的過(guò)境免簽政策效應(yīng)評(píng)估

為考察數(shù)據(jù)集是否符合共同趨勢(shì)假設(shè)，本文以入境旅游人次作為被解釋變量，以政策虛擬變量作為解釋變量，驗(yàn)證處理組與對(duì)照組的差異是否影響入境旅游人次。表2模型（1）表明，是否為政策實(shí)施組（policy）對(duì)入境旅游人次具有顯著影響，在0.01顯著性水平下顯著表明政策的實(shí)施效果并非隨機(jī)的，亦即原始數(shù)據(jù)并不滿足共同趨勢(shì)假設(shè)。

為構(gòu)造“反事實(shí)情形”從而使實(shí)施過(guò)境免簽政策的分組與對(duì)照組具有共同趨勢(shì)，本文采用傾向得分匹配法進(jìn)行匹配。采用馬氏距離方法進(jìn)行一對(duì)一的傾向得分匹配，結(jié)果如表3，即模型（2）所示。比較匹配前后結(jié)果可以發(fā)現(xiàn)，相比匹配前的數(shù)據(jù)，匹配后的數(shù)據(jù)的均值偏差、中位數(shù)偏差均顯著降低，匹配效果較好（表4）。進(jìn)而采用匹配后的數(shù)據(jù)再次進(jìn)行共同趨勢(shì)檢驗(yàn)，表2模型（3）表明依據(jù)匹配后的數(shù)據(jù)，政策虛擬變量并不顯著影響入境旅游人次，即匹配后的數(shù)據(jù)滿足共同趨勢(shì)假定。

表2 共同趨勢(shì)檢驗(yàn)Tab. 2 Common trend hypothesis test

表3 匹配回歸結(jié)果［模型（2）］Tab. 3 Regression results of matching［model（2）］

表4 匹配前后結(jié)果比較Tab. 4 The results of before and after the matching

采用匹配后的數(shù)據(jù)和雙重差分法對(duì)過(guò)境免簽政策的入境旅游增長(zhǎng)效應(yīng)進(jìn)行檢驗(yàn)（表5），結(jié)果顯示，平均處理效應(yīng)為0.679，在0.05的顯著性水平下正向顯著，即過(guò)境免簽政策顯著促進(jìn)了北京入境旅游人次的增長(zhǎng)，實(shí)施過(guò)境免簽政策平均能使地區(qū)入境旅游人次增加0.679%。這一數(shù)值雖小，但顯示出過(guò)境免簽政策的有效性。這一結(jié)論與Song、Gartner和Tasci（2012）對(duì)中國(guó)簽證政策的研究結(jié)果一致。采用時(shí)間—個(gè)體雙固定效應(yīng)模型的回歸結(jié)果依然穩(wěn)健。

表5 基于雙重差分法的平均處理效應(yīng)檢驗(yàn)［模型（4）結(jié)果］Tab. 5 Average treatment effect test based on DID method［results of model（4）］

過(guò)境免簽政策對(duì)入境旅游增長(zhǎng)效應(yīng)的有效性主要來(lái)自兩個(gè)方面：第一，符合過(guò)境免簽政策的國(guó)際旅客轉(zhuǎn)化為入境游客。依據(jù)北京首都國(guó)際機(jī)場(chǎng)股份有限公司的數(shù)據(jù)統(tǒng)計(jì)，2013年72小時(shí)過(guò)境免簽政策實(shí)施后，截至2016年，國(guó)際旅客年均增長(zhǎng)25.1%（杜強(qiáng)，2018）?？梢源_定，這些國(guó)際旅客中有相當(dāng)一部分轉(zhuǎn)化成為北京市的入境游客（2014年這一比例為28%），促進(jìn)了北京市入境旅游經(jīng)濟(jì)績(jī)效的增長(zhǎng)。第二，進(jìn)行過(guò)境免簽政策宣傳的同時(shí)加大了對(duì)北京旅游形象的宣傳。過(guò)境免簽政策的制定者在宣傳該項(xiàng)政策的過(guò)程中向潛在國(guó)際旅客進(jìn)行北京旅游產(chǎn)品的推廣，間接激發(fā)潛在目標(biāo)群體的旅游動(dòng)機(jī)，進(jìn)而促使其在北京開(kāi)展旅游活動(dòng)?？傮w而言，過(guò)境免簽政策顯著推動(dòng)了北京入境旅游的增長(zhǎng)，雖然這一效應(yīng)在絕對(duì)值上相對(duì)較小，但這與能夠享受這一政策的國(guó)際旅客總體規(guī)模有關(guān)（楊波，2015），因此啟示政策制定方對(duì)該項(xiàng)政策進(jìn)行修訂以覆蓋更多的群體。

2. 過(guò)境免簽政策的時(shí)間效應(yīng)

考慮到公共政策實(shí)施的時(shí)間效應(yīng)問(wèn)題，本文將2013年過(guò)境免簽政策實(shí)施以來(lái)的各年份納入回歸方程中，結(jié)果如表6所示。其中，模型（5）（6）（7）分別是混合回歸模型（OLS）、固定效應(yīng)模型（FE）和隨機(jī)效應(yīng)模型（RE）。基于面板數(shù)據(jù)，綜合F檢驗(yàn)和Hausman檢驗(yàn)（Hausman檢驗(yàn)P值為0.095 2），可知固定效應(yīng)更佳。模型（6）中交叉項(xiàng)系數(shù)是本文關(guān)注的重點(diǎn)。可以發(fā)現(xiàn)，自2013年過(guò)境免簽政策實(shí)施以來(lái)，交叉項(xiàng)系數(shù)大小呈現(xiàn)倒U型變化，2016年該政策的估計(jì)系數(shù)不顯著。這反映出過(guò)境免簽政策的實(shí)施具有以下特征：第一，過(guò)境免簽政策的入境旅游增長(zhǎng)效應(yīng)顯著。雖然個(gè)別年份估計(jì)系數(shù)不顯著，但總體來(lái)看，過(guò)境免簽政策顯著地促進(jìn)了入境旅游的增長(zhǎng)。政策效應(yīng)是當(dāng)即有效的，這也符合該項(xiàng)政策的特點(diǎn)；并且在實(shí)施的第二年達(dá)到最大值（2014年享受免簽的旅客量較上年有較大幅度的增長(zhǎng)）（史博利，2015），這是由于政策的宣傳和實(shí)施具有一定的遲滯性。72小時(shí)過(guò)境免簽政策的推介主要依賴旅游企業(yè)，缺乏政府層面統(tǒng)一制定的有針對(duì)性的宣傳方案，單純依靠企業(yè)行為推廣這一政策，效果顯現(xiàn)較慢（中國(guó)民航報(bào)，2015）。第二，該項(xiàng)政策的實(shí)施效果具有一定的短期性特征。雖然總體而言是顯著的，但是從總體趨勢(shì)上看，估計(jì)系數(shù)越來(lái)越小，甚至在2016年已經(jīng)不顯著。換句話說(shuō)，該政策存在一定的缺陷致使其難以持續(xù)發(fā)揮預(yù)期效應(yīng)。究其原因，這既與宏觀環(huán)境有關(guān)，也與該項(xiàng)政策本身的局限性有關(guān)。宏觀層面，不景氣的全球經(jīng)濟(jì)走勢(shì)制約著我國(guó)入境旅游的發(fā)展；微觀層面，對(duì)免簽游客嚴(yán)格限定區(qū)域及時(shí)間，免簽國(guó)家的航線與我國(guó)航空公司航線網(wǎng)絡(luò)匹配程度較低，較為粗放和滯后的政策宣傳策略，以及缺乏相應(yīng)的旅游產(chǎn)品開(kāi)發(fā)與服務(wù)配套，都體現(xiàn)出該項(xiàng)政策在頂層架構(gòu)層面未集成合力，從而造成了在持續(xù)吸引入境旅游上的乏力。這就有待在政策后續(xù)實(shí)施中進(jìn)一步改進(jìn)，以形成更強(qiáng)的拉動(dòng)力。

表6 過(guò)境免簽政策的時(shí)間效應(yīng)檢驗(yàn)Tab. 6 Time effect test for visa-free policy

續(xù)表

自2011年起，北京和上海開(kāi)始積極申請(qǐng)實(shí)行72小時(shí)過(guò)境免簽政策，2012年獲國(guó)務(wù)院批準(zhǔn)，2013年開(kāi)始實(shí)施。因此作為穩(wěn)健性檢驗(yàn)，將2011年和2012年的交叉項(xiàng)納入回歸方程中，其估計(jì)系數(shù)并不顯著，表明過(guò)境免簽政策有效性的回歸結(jié)果并不具有隨機(jī)性。綜上，可以認(rèn)為本文的回歸結(jié)果是顯著且穩(wěn)健的。

五、結(jié)論與建議

本文以京津冀地區(qū)為例，基于2008年至2016年的面板數(shù)據(jù)，創(chuàng)新性地采用傾向得分匹配—雙重差分方法對(duì)過(guò)境免簽政策的入境旅游增長(zhǎng)效應(yīng)進(jìn)行驗(yàn)證。結(jié)果顯示，過(guò)境免簽政策顯著地促進(jìn)了入境旅游的發(fā)展，且此項(xiàng)政策的促進(jìn)效應(yīng)當(dāng)即有效。但是隨著時(shí)間的推移，礙于宏觀經(jīng)濟(jì)形勢(shì)不景氣以及該項(xiàng)政策的缺陷，使得過(guò)境免簽政策促進(jìn)入境旅游增長(zhǎng)的有效性有所下降。

基于以上結(jié)論，本文提出以下建議：第一，實(shí)施更為積極的簽證政策。簽證政策的積極作用不言而喻，過(guò)境免簽政策有效地推動(dòng)了入境旅游的增長(zhǎng)。（1）政府層面應(yīng)當(dāng)積極推動(dòng)過(guò)境免簽政策的宣傳，促使更多的潛在國(guó)際旅客了解該項(xiàng)政策。（2）延長(zhǎng)旅客過(guò)境期間在境內(nèi)的停留時(shí)間，如韓國(guó)對(duì)擁有指定第三國(guó)簽證的旅客實(shí)施停留長(zhǎng)達(dá)30天的過(guò)境免簽。（3）優(yōu)化進(jìn)出口岸規(guī)定。實(shí)現(xiàn)全口岸開(kāi)放，并實(shí)現(xiàn)政策實(shí)施地區(qū)內(nèi)不同口岸的進(jìn)出，從而實(shí)現(xiàn)不同地區(qū)和口岸之間的聯(lián)動(dòng)。第二，提升對(duì)外聯(lián)系程度。（1）堅(jiān)持?jǐn)U大開(kāi)放力度，加強(qiáng)與國(guó)外在經(jīng)濟(jì)、貿(mào)易、文化方面的往來(lái)，提升目的地知名度和美譽(yù)度。（2）處理好航線與航權(quán)的關(guān)系，實(shí)現(xiàn)航權(quán)與航線的匹配。積極開(kāi)拓具有過(guò)境免簽資格國(guó)家的航線，同時(shí)擴(kuò)大過(guò)境免簽政策國(guó)家的范圍。第三，加強(qiáng)旅游品牌推廣力度。在打造旅游目的地吸引力的同時(shí)，更應(yīng)該加強(qiáng)旅游目的地的品牌推廣。（1）優(yōu)化目的地營(yíng)銷策略，有針對(duì)性地對(duì)中轉(zhuǎn)型國(guó)際旅客進(jìn)行目的地推廣。（2）積極開(kāi)發(fā)與過(guò)境免簽政策相符合的入境旅游產(chǎn)品，充分考慮過(guò)境免簽旅客的時(shí)間限制、口岸要求和旅游偏好，提高過(guò)境免簽旅客的轉(zhuǎn)化率。

本文具有一定局限性。由于數(shù)據(jù)可獲得性的限制，本文未將天津市各區(qū)作為獨(dú)立個(gè)體進(jìn)行分析，使得文章在對(duì)直轄市市轄區(qū)的處理上有所差別，此外，也難以將我國(guó)港澳臺(tái)地區(qū)游客從入境游客總量中剝離。以全國(guó)尺度為研究對(duì)象，將所有實(shí)施過(guò)境免簽政策的城市作為處理組，其他城市作為對(duì)照組進(jìn)行雙重差分分析，是未來(lái)研究進(jìn)一步探討的方向。