運(yùn)用空間自相關(guān)分析我國入境旅游增長空間格局

18/18HYPERLINK"/"運(yùn)用空間自相關(guān)分析中國入境旅游增長空間格局宋鴻/陳曉玲【專題名稱】旅游治理

【專題號】F9

【復(fù)印期號】2006年07期

【原文出處】《世界地理研究》(滬)2006年1期第99～106頁

【作者簡介】宋鴻，湖北大學(xué)商學(xué)院，武漢430062/宋鴻，湖北大學(xué)旅游進(jìn)展研究院，武漢430062/宋鴻/陳曉玲，武漢大學(xué)測繪遙感信息工程國家重點(diǎn)實(shí)驗(yàn)室，武漢430079

宋鴻，副教授，博士生，研究方向?yàn)閰^(qū)域經(jīng)濟(jì)研究中的空間分析方法與技術(shù)?！緝?nèi)容提要】空間自相關(guān)分析是空間統(tǒng)計(jì)學(xué)的一個(gè)重要組成部分，在設(shè)定顯著性水平下研究鄰近位置屬性（或現(xiàn)象）之間的相關(guān)性，是認(rèn)識空間格局的有效手段。中國省級水平上的入境旅游區(qū)域增長空間自相關(guān)分析顯示，1996年至2004年期間，除1997年外，我國在其它時(shí)期均不存在顯著的全局空間自相關(guān)，表明鄰近省區(qū)入境旅游區(qū)域增長之間的關(guān)系在整體上既不綜合表現(xiàn)為趨同，也不綜合表現(xiàn)為趨異，入境旅游區(qū)域增長整體空間格局為隨機(jī)格局；各個(gè)時(shí)期均有一個(gè)或少數(shù)幾個(gè)省區(qū)與鄰近省區(qū)的局部空間自相關(guān)顯著，在局部區(qū)域呈現(xiàn)出集聚或離散的空間格局。這類局部區(qū)域的個(gè)數(shù)隨時(shí)刻變化，但2001年以后趨于穩(wěn)定，在沒有對入境旅游產(chǎn)生重大沖擊事件發(fā)生的正常時(shí)期為2個(gè)，即以上海為核心的共同增長集聚格局區(qū)域和以廣東省為中心的“中高周低”的離散格局區(qū)域（α＝0.05，雙側(cè)顯著性檢驗(yàn)）?！娟P(guān)鍵詞】空間自相關(guān)/空間格局/Moran'sI/入境旅游

1入境旅游增長空間格局研究的意義

入境旅游作為我國旅游業(yè)的重要組成部分，一直是一個(gè)備受關(guān)注的領(lǐng)域，關(guān)注的核心是促進(jìn)入境旅游增長。我國入境旅游增長來源于各省、自治區(qū)、直轄市（以下簡稱省區(qū)）等各區(qū)域單元的增長，各省區(qū)入境旅游增長空間格局是總增長形成的背景。因此，認(rèn)識我國入境旅游區(qū)域增長空間特征及其演變過程，關(guān)于制定有效的入境旅游進(jìn)展戰(zhàn)略有著重要的意義。

國內(nèi)已有學(xué)者從空間的角度對我國入境旅游增長進(jìn)行了研究。周云波等（1999）[1]以區(qū)域經(jīng)濟(jì)非均衡增長理論為基礎(chǔ)對中國國際旅游業(yè)的區(qū)域增長進(jìn)行了分析，指出1990—1997年期間中國國際旅游業(yè)區(qū)域增長呈現(xiàn)明顯的非均衡態(tài)勢，呈梯形進(jìn)展格局，即：東部最發(fā)達(dá)，中部次之，西部最差；陸林等（2005）[2]通過對入境旅游外匯收入省際差異的分析，指出我國入境旅游外匯收入的空間差異較大，1990—2002年期間我國高于當(dāng)年平均水平的省區(qū)都集中在東部沿海，省區(qū)不超過6個(gè)；同時(shí)，由于進(jìn)展基礎(chǔ)和進(jìn)展速度不一致，沿海地區(qū)的廣東、上海、福建、江蘇、浙江和北京等東部發(fā)達(dá)省區(qū)與全國其它省區(qū)之間，盡管相對差異不斷縮小，然而絕對差異逐年擴(kuò)大。這些研究深化了對我國入境旅游進(jìn)展空間格局及其隨時(shí)刻變化的認(rèn)識，然而，對各省區(qū)入境旅游進(jìn)展與鄰近省區(qū)之間的相互關(guān)系缺乏探討。

空間自相關(guān)分析是研究鄰近位置的屬性（或現(xiàn)象）相關(guān)性的空間統(tǒng)計(jì)學(xué)方法，上個(gè)世紀(jì)中期開始在美國、英國等西方國家引起關(guān)注，隨后在世界范圍內(nèi)得以快速進(jìn)展。目前，空間自相關(guān)分析正成為定量研究自然、經(jīng)濟(jì)和社會領(lǐng)域內(nèi)涉及空間關(guān)系的各類問題的重要方法和分析空間格局的有效手段。因此，對我國入境旅游增長空間格局的空間自相關(guān)分析，將有利于加深對我國入境旅游區(qū)域增長空間特征的認(rèn)識。從查閱的文獻(xiàn)來看（維普資訊—中文科技期刊數(shù)據(jù)庫：1989年—現(xiàn)在），尚未見此類研究成果。

2差不多概念與理論

2.1空間自相關(guān)與空間格局

空間自相關(guān)（spatialautocorrelation）是指一個(gè)變量的觀測值之間因觀測點(diǎn)在空間上鄰近而形成的相關(guān)性（auto即為“自”）[3]。依據(jù)分析空間范圍的大小，空間自相關(guān)可分為全局空間自相關(guān)（GlobalSpatialAutocorrelation）和局部空間自相關(guān)（LocalSpatialAutocorrelation）。全局空間自相關(guān)指研究范圍內(nèi)鄰近位置同一屬性相關(guān)性的綜合水平，局部空間自相關(guān)指研究范圍內(nèi)各空間位置與各自周圍鄰近位置的同一屬性相關(guān)性；依據(jù)空間自相關(guān)的性質(zhì)，空間自相關(guān)可分為正空間自相關(guān)（PositiveSpatialAutocorrelation）、負(fù)空間自相關(guān)（NegativeSpatialAutocorrelation）和無空間自相關(guān)。按Griffth[3]的觀點(diǎn)，正空間自相關(guān)指鄰近位置的同一變量觀測值之間呈正相關(guān)，負(fù)空間自相關(guān)指鄰近位置的同一變量觀測值之間呈負(fù)相關(guān)。與傳統(tǒng)統(tǒng)計(jì)學(xué)的變量相關(guān)性一樣，正空間自相關(guān)或負(fù)空間自相關(guān)也有強(qiáng)弱之分，可通過空間自相關(guān)指數(shù)度量。

空間自相關(guān)分析是認(rèn)識空間格局的有效手段。空間格局是觀測屬性及其在空間上的相互關(guān)系。以空間鄰近位置屬性的相似性為依據(jù)，空間格局能夠分為集聚的（clustered）、離散的（dispersed）和隨機(jī)的（random）等三種類型?？臻g集聚格局指相似屬性在空間上鄰近，空間離散格局指被關(guān)注的位置與其鄰近位置在屬性上迥異，其它情況歸為隨機(jī)空間格局。顯然，空間自相關(guān)與空間格局存在著對應(yīng)的關(guān)系，正空間自相關(guān)對應(yīng)于集聚格局、負(fù)空間自相關(guān)對應(yīng)于離散格局，當(dāng)不存在空間自相關(guān)時(shí)，屬性觀測值呈隨機(jī)分布。

2.2空間自相關(guān)指數(shù)與空間格局

空間自相關(guān)指數(shù)是定量測度空間自相關(guān)的統(tǒng)計(jì)量。由前述分析可知，空間自相關(guān)與空間格局存在對應(yīng)的關(guān)系，因此，空間格局能夠通過空間自相關(guān)指數(shù)進(jìn)行定量分析。

常用的空間自相關(guān)指數(shù)有Moran'sI、GearyRatioC、GeneralG-Statistics、LISA、LocalGeneralG-Statistics等等。這些指數(shù)的差不多思想類似，然而計(jì)算方法不同。下面要緊對本文將用于實(shí)際計(jì)算的Moran'sI和LISA予以介紹。欲了解其它指數(shù)，請參考相應(yīng)文獻(xiàn)[4,5]。

2.2.1全局Moran'sI與空間格局

全局Moran'sI（GlobalMoran'sI）是最常用的全局空間自相關(guān)指數(shù)，計(jì)算公式如下[6]：

式中：n為區(qū)域單元個(gè)數(shù)

x[,i]為區(qū)域單元i的屬性觀測值，i＝1，2，…，n

｛W[,ij]｝為空間權(quán)重系數(shù)矩陣，表示各區(qū)域單元空間鄰近關(guān)系

區(qū)域單元間鄰近關(guān)系通常按鄰接標(biāo)準(zhǔn)或距離標(biāo)準(zhǔn)進(jìn)行定義，空間鄰近關(guān)系的判定與空間權(quán)重系數(shù)矩陣的表達(dá)之間的關(guān)系見表1。

表1區(qū)域單元空間鄰近關(guān)系與空間權(quán)重系數(shù)矩陣權(quán)重系數(shù)鄰接標(biāo)準(zhǔn)距離標(biāo)準(zhǔn)區(qū)域i與j鄰接區(qū)域i與j不鄰接d[,ij]≤d[,0]d[,ij]＞d[,0]W[,ij]1010

注：d[,ij]指區(qū)域i與j之間的距離，d[,0]為設(shè)定距離（能夠是空間距離、時(shí)刻距離等）。

用鄰接標(biāo)準(zhǔn)定義區(qū)域單元間的鄰近關(guān)系時(shí)，鄰接又分為幾種不同的具體情況。依照鄰接方式，可分為Rook（共邊為鄰接）、Bishop（共點(diǎn)為鄰接）和Queen（共邊或共點(diǎn)均為鄰接）；依照是否是直接鄰接，可分為一階鄰接（firstorderspatialcontiguity，即直接鄰接）、二階鄰接（secondorderspatialcontiguity，通過一階鄰接區(qū)域單元與其他區(qū)域單元形成的鄰接）、高階鄰接（higherorderspatialcontiguity，二階鄰接的推廣）。在實(shí)際的運(yùn)用中，多采納Rook方式、一階鄰接定義鄰近關(guān)系，構(gòu)建空間權(quán)重系數(shù)矩陣。

由GlobalMoran'sI的大小可對空間格局進(jìn)行定量分析。當(dāng)GlobalMoran'sI接近1時(shí)，研究區(qū)域在整體上存在強(qiáng)的正空間自相關(guān)，觀測屬性呈集聚空間格局；反之，GlobalMoran'sI接近－1時(shí)，研究區(qū)域在整體上存在強(qiáng)的負(fù)空間自相關(guān)，觀測屬性呈離散空間格局。當(dāng)觀測屬性不存在空間自相關(guān)時(shí)，Moran'sI＝－1／（n－1），觀測屬性在空間上呈隨機(jī)分布。

由于GlobalMoran'sI的計(jì)算使用的是樣本數(shù)據(jù)，因此，當(dāng)GlobalMoran'sI≠－1／（n－1）時(shí)，GlobalMoran'sI與－1／（n－1）之間的差異存在兩種可能：一是顯著不同；二是不存在顯著不同，GlobalMoran'sI與－1／（n－1）之間的差異是抽樣的隨機(jī)性所致。因此，基于GlobalMoran'sI分析觀測變量的空間格局時(shí)，需要進(jìn)行顯著性檢驗(yàn)，以便在一定概率下保證推斷結(jié)論的正確性。

對GlobalMoran'sI的顯著性檢驗(yàn)通常采納雙側(cè)檢驗(yàn)。檢驗(yàn)的零假設(shè)為H[,0]：GlobalMoran'sI＝－1／（n－1），即觀測變量呈隨機(jī)空間分布；備擇假設(shè)H[,1]：GlobalMoran'sI≠－1／（n－1），觀測變量呈非隨機(jī)空間分布；檢驗(yàn)統(tǒng)計(jì)量用Z統(tǒng)計(jì)量：

式中：I為待檢驗(yàn)的由樣本數(shù)據(jù)計(jì)算得到的GlobalMoran'sI

E（I）為GlobalMoran'sI的期望值，其值為－1／（n－1）（n為樣本容量）

Var（I）為GlobalMoran'sI的方差，計(jì)算方法與抽樣假設(shè)有關(guān)。抽樣假設(shè)有兩種：正態(tài)抽樣假設(shè)和隨機(jī)抽樣假設(shè)。更詳細(xì)的內(nèi)容及計(jì)算方法請參考相應(yīng)文獻(xiàn)[6]。

最后依照Z值大小，在設(shè)定顯著性水平下做出同意或拒絕零假設(shè)的推斷。取α＝0.05，則當(dāng)Z＜－1.96或Z＞1.96時(shí)，拒絕零假設(shè)，觀測變量的空間自相關(guān)顯著，觀測屬性在空間上呈離散格局（Z＜－1.96）或集聚格局（Z＞1.96）；反之，則同意零假設(shè)，觀測變量在空間上呈隨機(jī)分布。

2.2.2LISA與空間格局

GlobalMoran'sI是對研究區(qū)域空間自相關(guān)的綜合度量，是各區(qū)域單元與相鄰單元間空間自相關(guān)性質(zhì)與水平的綜合反映。顯然，從研究區(qū)域內(nèi)部來看，各局部區(qū)域的空間自相關(guān)完全一致的情況是專門少見的，常常是存在著不同水平與性質(zhì)的空間自相關(guān)，這種現(xiàn)象稱為空間異質(zhì)性（spatialheterogeneity）。揭示空間自相關(guān)的空間異質(zhì)性可用LISA（LocalIndicatorsofSpatialAssociation，簡稱LISA）。LISA是一組指數(shù)的總稱，如LocalMoran'sI、LocalGearyRatioC、LocalGamma等等。下面對本文研究中使用的LocalMoran'sI進(jìn)行簡單介紹。

區(qū)域單元i的LocalMoran'sI計(jì)算該單元與鄰近單元間的空間自相關(guān)，計(jì)算公式如下[6]：

式中：為區(qū)域單元i屬性觀測值的標(biāo)準(zhǔn)化值。

｛W[,ij]｝＝W，一般為行標(biāo)準(zhǔn)化空間權(quán)重系數(shù)矩陣，即。現(xiàn)在，＝GlobalMoran'sI

當(dāng)I[,i]為正值且較大時(shí)，區(qū)域單元i與相鄰單元的觀測屬性存在較強(qiáng)的正空間自相關(guān)，呈局部空間聚攏（高值聚攏或低值聚攏）；反之，存在較強(qiáng)的負(fù)空間自相關(guān)，講明區(qū)域單元i的屬性值相關(guān)于相鄰單元為高值或者低值離群點(diǎn)（即所謂的“熱點(diǎn)”或者“冷點(diǎn)”）。

與GlobalMoran'sI一樣，用基于樣本數(shù)據(jù)的LocalMoran'sI分析局部空間格局時(shí)，需對LocalMoran'sI進(jìn)行顯著性檢驗(yàn)，檢驗(yàn)方法同GlobalMoran'sI，詳見文獻(xiàn)[6]。通過顯著性檢驗(yàn)得到每個(gè)Ii的檢驗(yàn)統(tǒng)計(jì)量值，并據(jù)此做出同意或拒絕零假設(shè)的結(jié)論。

3指標(biāo)選取與數(shù)據(jù)來源

以省、自治區(qū)、直轄市為研究區(qū)域單元，以入境旅游外匯收入逐期增加值為反映各省區(qū)入境旅游區(qū)域增長的指標(biāo)。數(shù)據(jù)來源于《中國統(tǒng)計(jì)年鑒》（2005），時(shí)刻期限為1995年至2004年共10年。重慶直轄市成立于1997年，《中國統(tǒng)計(jì)年鑒》上只有1997年及以后的數(shù)據(jù)。通過計(jì)算發(fā)覺，重慶直轄后與四川省入境旅游外匯收入之比相對穩(wěn)定，因此，出于延長時(shí)刻序列的考慮，依據(jù)1997年至2004年期間重慶直轄市與四川省入境旅游外匯收入之比的平均值，將四川省1995年和1996年的入境旅游外匯收入一分為二，對重慶直轄市成立之前的1995年和1996年，在研究中也按31個(gè)省區(qū)進(jìn)行分析。

4研究結(jié)果與討論

研究中采納Rook方式、一階鄰接定義空間鄰近關(guān)系，使用行標(biāo)準(zhǔn)化空間權(quán)重系數(shù)矩陣，顯著性水平α＝0.05，顯著性檢驗(yàn)類型為雙側(cè)檢驗(yàn)，計(jì)算任務(wù)用文獻(xiàn)[6]提供的程序完成。

4.1我國入境旅游區(qū)域增長的全局空間自相關(guān)分析

1996年至2004年期間，我國省級水平上的入境旅游外匯收入逐期增加值的GlobalMoran'sI及顯著性檢驗(yàn)統(tǒng)計(jì)量值（隨機(jī)抽樣假設(shè)）計(jì)算結(jié)果見表2。

表中結(jié)果顯示，盡管各年GlobalMoran'sI均不等于E（I），或大或小，然而，除1997年外，其它各年與E（I）均不存在顯著差異，都同意零假設(shè)（HO：我國31個(gè)大陸省區(qū)入境旅游外匯收入逐期增加值在空間上呈隨機(jī)分布），不存在顯著的全局空間自相關(guān)，表明我國鄰近省區(qū)入境旅游區(qū)域增長既不綜合表現(xiàn)為趨同，也不綜合表現(xiàn)為趨異，入境旅游區(qū)域增長整體格局為隨機(jī)空間格局。

表2入境旅游外匯收入逐期增加值的GlobalMoran'sI及Z值時(shí)期(年)Moran'sIE(I)VAR[,R](I)Z[,R](I)19960.035-0.03330.0110.6419970.202-0.03330.0132.081998-0.146-0.03330.014-0.9619990.023-0.03330.0090.5820000.002-0.03330.0070.432001-0.019-0.03330.0120.1320020.018-0.03330.0121.302003-0.071-0.03330.009-0.3820040.043-0.03330.0130.67

4.2我國入境旅游區(qū)域增長的局部空間自相關(guān)分析

由GlobalMoran'sI可知，在1996年至2004年期間，除1997年外，我國大陸各省區(qū)入境旅游外匯收入逐期增加值整體上表現(xiàn)出隨機(jī)分布的特征。但這只是揭示了全局綜合特征，還不能表明各省區(qū)與周邊鄰近省區(qū)之間的局部空間關(guān)系在各個(gè)年份差不多上如此。

4.2.1LocalMoran'sI的時(shí)空變化

1996年至2004年期間，各省區(qū)入境旅游外匯收入逐期增加值的LocalMoran'sI箱線圖見圖1。圖中顯示，LocalMoran'sI隨時(shí)刻發(fā)生變化，變化幅度存在顯著省區(qū)差異。上海、江蘇、海南、北京、廣東、福建、天津等省區(qū)明顯較大，特不是上海市尤為突出；江西及其右邊的18個(gè)省區(qū)則專門小。LocalMoran'sI的變化幅度反映空間關(guān)系的穩(wěn)定性，變化幅度小，表明空間關(guān)系隨時(shí)刻變化小。

圖11996年至2004年入境旅游外匯收入逐期增加值LocalMoran'sI箱線圖

從圖中能夠看出，各省區(qū)LocalMoran'sI的中位數(shù)也存在較大差異。上海市、海南省、廣東省、福建省等省區(qū)LocalMoran'sI的中位數(shù)絕對值較大，其余27個(gè)省區(qū)都專門小。這27個(gè)省區(qū)LocalMoran'sI的中位數(shù)絕對值均小于0.5、四分位距IQR均小于0.7（除江蘇外的26個(gè)省區(qū)，IQR均小于0.4），各省區(qū)的LocalMoran'sI與期望值E（I[,i]）之間的差值專門小且穩(wěn)定（當(dāng)使用行標(biāo)準(zhǔn)化空間權(quán)重系數(shù)矩陣時(shí)，所有區(qū)域單元i的LocalMoran'sI的期望值相同，E（I[,i]）＝E（I）＝－1／（n－1）＝－0.033）。表明在1996年至2004年期間的多數(shù)時(shí)期內(nèi)，大部分省區(qū)入境旅游外匯收入逐期增加值與相鄰省區(qū)構(gòu)成的空間格局趨向于隨機(jī)格局；同時(shí)，LocalMoran'sI中位數(shù)絕對值的大小與LocalMoran'sI年際變化幅度有著明顯的聯(lián)系。絕對值大的省區(qū)，LocalMoran'sI的年際變化大，反之則小，講明在我國內(nèi)部各局部區(qū)域形成的隨機(jī)空間格局具有專門強(qiáng)的穩(wěn)定性。

4.2.2局部區(qū)域的空間格局分析

結(jié)合各省區(qū)LocalMoran'sI顯著性檢驗(yàn)結(jié)果進(jìn)一步分析表明，1996年至2004年期間，我國入境旅游外匯收入逐期增加值每年都在少數(shù)局部區(qū)域存在顯著的局部空間自相關(guān)，呈現(xiàn)出或聚攏或離散的空間格局，同時(shí)，這些局部區(qū)域及其空間格局的類型存在著年際變化（表3）。

表3入境旅游外匯收入逐期增加值局部空間自相關(guān)性顯著的省區(qū)及其LocalMoran'sI時(shí)期(年)上海市江蘇省浙江省福建省廣東省海南省北京市1996------2.25-19973.151.05-----1998-2.75-1.47-----1999------2.22-2000---0.95--2.25-20011.99----1.70-2.83-20023.030.930.73--1.71-2.74-2003-------1.5120042.32----0.84-1.79-

注：“－”表示LocalMoan'sI未通過顯著性檢驗(yàn)。

由表3可知，1996年至2004年期間，我國31個(gè)大陸省區(qū)中，上海市、江蘇省、浙江省、福建省、廣東省、海南省和北京市等7個(gè)省區(qū)的入境旅游外匯收入逐期增加值至少有一年與相鄰省區(qū)存在顯著的局部空間自相關(guān)，然而，空間自相關(guān)性質(zhì)、強(qiáng)度與穩(wěn)定性存在明顯差異。

北京市僅在2003年與相鄰的河北省、天津市表現(xiàn)出顯著的局部負(fù)空間自相關(guān)。2003年，我國旅游業(yè)受“非典”重創(chuàng)，屬非正常年份，因此，這種顯著的負(fù)空間自相關(guān)不具有一般性。

其它6個(gè)省區(qū)分布在我國東部及東南沿海，自北而南相連成帶。那個(gè)帶內(nèi)，上海市有5年與周邊江蘇省、浙江省在入境旅游外匯收入逐期增加值上存在顯著的局部空間自相關(guān)，其中1997、2001、2002、2004年等4年為正相關(guān)，1998年1年為負(fù)相關(guān)。假如不考慮專門的2003年，從2001年起，上海市入境旅游外匯收入逐期增加值與相鄰省區(qū)連續(xù)地表現(xiàn)出正空間自相關(guān)，呈集聚空間格局，形成了一個(gè)以上海為核心的入境旅游共同增長區(qū)。

由表3可知，江蘇省、浙江省的入境旅游外匯收入逐期增加值的LocalMoran'sI均有通過顯著性檢驗(yàn)的時(shí)期，然而，還不能認(rèn)為兩省在局部形成了以各自為核心的集聚或離散的空間格局。圖2為上海市、江蘇省、浙江省及鄰近省區(qū)入境旅游外匯收入逐期增加值貢獻(xiàn)率柱狀圖（貢獻(xiàn)率指各省區(qū)入境旅游外匯收入逐期增加值在同期我國入境旅游外匯收入逐期增加值中所占比重）。圖2顯示，江蘇、浙江兩省的鄰近省區(qū)中，入境旅游外匯收入逐期增加值貢獻(xiàn)率在2001年、2002年和2004年均存在巨大的省區(qū)差異，表明既不能認(rèn)為兩省分不與鄰接省區(qū)在局部形成了集聚的空間格局，也不能認(rèn)為形成了離散的空間格局。進(jìn)一步分析可知，江蘇省與浙江省LocalMoran'sI反映的信息實(shí)際上要緊是兩省入境旅游外匯收入逐期增加值與上海之間及其相互之間的相關(guān)性。

圖2上海市、江蘇省、浙江省及鄰近省區(qū)入境旅游外匯收入逐期增加值貢獻(xiàn)率柱狀圖

1996—2004年期間，海南省入境旅游外匯收入逐期增加值的LocalMoran'sI有6年通過顯著性檢驗(yàn)。具體分析可知，海南省只有廣東省一個(gè)鄰接省區(qū)，海南省入境旅游區(qū)域增長與相鄰省區(qū)的空間關(guān)系實(shí)際指海南省與廣東省之間的關(guān)系，因此，將海南省與廣東省入境旅游區(qū)域增長之間的關(guān)系納入到廣東省與周邊鄰接省區(qū)入境旅游區(qū)域增長相互關(guān)系之中考慮更有意義。

1996年至2004年期間，廣東省在前5年與相鄰省區(qū)入境旅游區(qū)域增長不存在顯著的空間自相關(guān)，自2001年起，情況發(fā)生變化，在2001年、2002年和2004年三個(gè)正常時(shí)期，演變成顯著的負(fù)空間自相關(guān)，在局部形成了一個(gè)穩(wěn)定“中高周低”的離散格局（圖3）。

圖3廣東省及鄰近省區(qū)入境旅游增長貢獻(xiàn)率柱狀圖

作為我國入境旅游第1大省，廣東省旅游外匯收入一直在全國遙遙領(lǐng)先，2001、2002、2004年入境旅游外匯收入逐期增加值貢獻(xiàn)率分不達(dá)23％、24％和17％，而其5個(gè)鄰近省區(qū)增加值的總和卻僅為6％、8％和9％。以2000年為基期、2004年為計(jì)算期，廣東省在2000年的41.1億美元旅游外匯收入的基礎(chǔ)上增長了31％，而其周邊相鄰省區(qū)在2000年的15.9億美元的基礎(chǔ)上只增長了15％，廣東省入境旅游外匯收入與周邊地區(qū)總和之比由2000年的2.58增大到2004年的2.94。表明廣東省入境旅游的穩(wěn)步增長對鄰近省區(qū)的入境旅游缺乏拉動作用，與周邊省區(qū)入境旅游進(jìn)展水平之間的差異呈逐年增大趨勢。如何激發(fā)廣東省對我國南部區(qū)域入境旅游的拉動力是一個(gè)有待進(jìn)一步研究的問題。

5結(jié)語

運(yùn)用空間自相關(guān)分析，能夠在設(shè)定顯著性水平下對因位置鄰