中國省域旅游發(fā)展的空間特征及影響因素研究

中國省域旅游發(fā)展的空間特征及影響因素研究

1986年，旅游支出被列入國家經(jīng)濟(jì)和社會(huì)發(fā)展計(jì)劃。在不同的發(fā)展階段，旅游產(chǎn)業(yè)被確定為第三產(chǎn)業(yè)的重點(diǎn)產(chǎn)業(yè)和第三產(chǎn)業(yè)的新興產(chǎn)業(yè)序列的第一個(gè)，經(jīng)濟(jì)增長、重要經(jīng)濟(jì)行業(yè)和經(jīng)濟(jì)戰(zhàn)略分支機(jī)構(gòu)。旅游產(chǎn)業(yè)的貢獻(xiàn)不斷擴(kuò)大,在國民經(jīng)濟(jì)中的地位日益顯著。國家旅游局確定從2011年起,將每年的5月19日定為“中國旅游日”。這不僅體現(xiàn)了中國各級政府對旅游工作和旅游發(fā)展的高度重視,還表明了社會(huì)各界對旅游業(yè)及其戰(zhàn)略性支柱產(chǎn)業(yè)地位的認(rèn)同以及新時(shí)期人們對旅游休閑生活的憧憬和期待。近十年來,旅游業(yè)的發(fā)展非常迅猛,2000年國內(nèi)旅游收入和入境旅游外匯收入分別由3175.54億元和162.24億美元(1)劇增到2009年的10183.7億元和396.75億美元,年均增長速度分別高達(dá)22.07%和14.45%(2)。我國旅游業(yè)的快速發(fā)展也進(jìn)一步激發(fā)了不同省份對旅游產(chǎn)業(yè)進(jìn)行深度開發(fā)的動(dòng)力,而中國不同地區(qū)的旅游業(yè)發(fā)展水平十分不均衡[1,2,3,4,5,6,7,8,9,10]。旅游總收入在我國各省域之間存在著巨大差異,2009年江蘇省和廣東省旅游總收入分別達(dá)3723.83億元和3068.48億元,位居全國首位和第二位;寧夏、西藏旅游總收入分別為53.41億元、55.99億元,排名在末兩位(3)。我國省域之間旅游發(fā)展不均衡性的內(nèi)在變化規(guī)律及其主要影響因素不僅是學(xué)術(shù)界關(guān)注的熱點(diǎn),同時(shí)也是各級政府及旅游管理部門熱切關(guān)注的焦點(diǎn)。因此,探索我國省域之間旅游發(fā)展的空間異質(zhì)性以及研究旅游業(yè)發(fā)展的影響因素顯得十分有意義,對各省域旅游業(yè)的發(fā)展及制定客觀科學(xué)的策略具有重要的理論意義和實(shí)踐指導(dǎo)價(jià)值。國內(nèi)對旅游發(fā)展影響因素的實(shí)證研究較少。敖榮軍等運(yùn)用截面數(shù)據(jù)構(gòu)建了回歸模型,認(rèn)為區(qū)域國際旅游收入的決定因素主要是旅游資源和服務(wù)設(shè)施水平,基礎(chǔ)設(shè)施的影響并不顯著,區(qū)域差異與旅游資源稟賦呈負(fù)相關(guān)。趙東喜選用面板數(shù)據(jù),采用固定影響變截距模型,對中國省際入境旅游發(fā)展影響因素進(jìn)行研究,結(jié)果顯示經(jīng)濟(jì)增長、對外開放和交通設(shè)施是影響入境旅游發(fā)展的決定因素,旅游資源發(fā)展是入境旅游的客觀基礎(chǔ),服務(wù)設(shè)施對入境旅游的發(fā)展影響不顯著。蘇燕瑜采用截面數(shù)據(jù),分析了中國31個(gè)省市的入境旅游影響因素,認(rèn)為中國入境旅游業(yè)的影響因素重要性排名依次為經(jīng)濟(jì)環(huán)境、旅游交通通達(dá)度、旅游資本、旅游接待能力、政府支持力度、旅游企業(yè)競爭能力、旅游資源和人才資源。綜上所述,目前國內(nèi)大多數(shù)文獻(xiàn)主要集中在我國入境旅游業(yè)發(fā)展影響因素分析上,且多采用截面數(shù)據(jù)進(jìn)行簡單的普通最小二乘回歸或主成分分析。此類研究存在3點(diǎn)不足:1)忽視了旅游總體發(fā)展和國內(nèi)旅游發(fā)展。從2009年旅游統(tǒng)計(jì)數(shù)據(jù)來看,國內(nèi)旅游收入占旅游總收入的79%,而入境旅游外匯收入(匯率為6.831)僅占總收入的21%。因此,國內(nèi)旅游對影響我國未來旅游業(yè)發(fā)展起著至關(guān)重要的作用;2)忽略了經(jīng)濟(jì)的區(qū)域差異,尤其在理論模型設(shè)計(jì)和經(jīng)驗(yàn)估計(jì)中沒有或很少考慮區(qū)域間的空間關(guān)聯(lián)或溢出作用。雖然國內(nèi)已有學(xué)者關(guān)注旅游的區(qū)域溢出問題,但主要采用案例分析方法,研究對象主要集中在珠三角和長三角區(qū)域。雖然吳玉鳴采用空間計(jì)量模型分析了旅游企業(yè)投入產(chǎn)出的彈性及空間溢出效應(yīng),但對總體旅游發(fā)展,國內(nèi)旅游及入境旅游發(fā)展影響因素納入空間效應(yīng)的研究仍然鮮見。國內(nèi)旅游統(tǒng)計(jì)口徑雖然不統(tǒng)一,但各省統(tǒng)計(jì)公報(bào)的數(shù)據(jù)也具有一定的代表性,且現(xiàn)在國內(nèi)旅游發(fā)展速度很快,占據(jù)了旅游業(yè)發(fā)展的重要地位,因此研究國內(nèi)旅游的發(fā)展情況具有重要意義且具必要性;3)影響因素研究中對旅游設(shè)施因素考慮模糊、不全面,大部分僅考慮了旅游的上層設(shè)施影響,而忽略了旅游基礎(chǔ)設(shè)施對旅游發(fā)展的影響。本文基于我國省域存在空間異質(zhì)性的客觀事實(shí),采用Moran’I分析中國31個(gè)省域旅游總收入、國內(nèi)旅游收入和入境旅游收入的空間自相關(guān)現(xiàn)象,將其劃分為四類地區(qū)。在空間依賴性檢驗(yàn)之后,構(gòu)建空間計(jì)量經(jīng)濟(jì)學(xué)模型分析2009年經(jīng)濟(jì)發(fā)展水平、人力資本、對外開放程度、旅游上層設(shè)施與基礎(chǔ)設(shè)施對我國31個(gè)省域旅游總發(fā)展、國內(nèi)旅游發(fā)展及入境旅游發(fā)展的影響,以期為我國旅游業(yè)的發(fā)展及相關(guān)政策制定提供參考。1解釋變量的選擇。在需要對本研究使用的空間樣本數(shù)據(jù)為2009年我國31個(gè)省市自治區(qū)(簡稱省域)的截面數(shù)據(jù)。2009年的旅游收入數(shù)據(jù)及影響旅游收入因素?cái)?shù)據(jù)來源于國家旅游局《中國發(fā)展報(bào)告2010》、2010年各地統(tǒng)計(jì)年鑒及2010年各地的統(tǒng)計(jì)公報(bào)。被解釋變量旅游收入分別考慮了旅游總收入TR(億元)、國內(nèi)旅游收入DR(億元)、外匯收入FR(萬美元)。國內(nèi)相關(guān)學(xué)者主要考慮了人均GDP、旅游服務(wù)設(shè)施(星際飯店)、旅游資源、旅游基礎(chǔ)設(shè)施(交通指標(biāo))以及進(jìn)出口貿(mào)易等因素對旅游發(fā)展的影響。參考已有研究,結(jié)合現(xiàn)有旅游的實(shí)際發(fā)展?fàn)顩r,選擇人均GDP(元/人)、高校旅游專業(yè)學(xué)生數(shù)STU、進(jìn)出口貿(mào)易總額OP(萬美元)、旅游上層設(shè)施TE(萬元)、旅游基礎(chǔ)設(shè)施PT(億元)5個(gè)影響因素作為解釋變量。GDP表示各省經(jīng)濟(jì)發(fā)展水平;STU表示人才資源;OP表示對外開放程度;旅游上層設(shè)施、旅游基礎(chǔ)設(shè)施兩變量的度量解釋如下。根據(jù)已有文獻(xiàn),大部分學(xué)者認(rèn)為旅行社或星級飯店的接待能力代表了旅游設(shè)施接待能力,這不僅忽視了旅游景點(diǎn)的接待能力,也與旅游接待設(shè)施的概念不相符合。旅游接待設(shè)施應(yīng)包括旅游上層設(shè)施和旅游基礎(chǔ)設(shè)施,前者主要為旅游者提供服務(wù)的相應(yīng)設(shè)施,包括旅行社、旅游飯店、旅游商店和景區(qū)等;后者主要為當(dāng)?shù)鼐用窈吐糜握叻?wù)。因此,本文既考慮了旅游上層設(shè)施的接待能力,也考慮了旅游的基礎(chǔ)設(shè)施接待能力。但由于旅游企業(yè)中旅行社、星級飯店、景區(qū)的投入主要是固定資產(chǎn)和勞動(dòng)力投資,而勞動(dòng)力的流動(dòng)性較大,難于獲得統(tǒng)計(jì)數(shù)據(jù)。因此,僅選用旅游企業(yè)中的固定資產(chǎn)投資作為衡量旅游企業(yè)接待能力的指標(biāo)。而我國的旅游統(tǒng)計(jì)未涉及固定資產(chǎn)投入數(shù)據(jù),只能用旅游企業(yè)的固定資產(chǎn)價(jià)值來代替資本投入。因此,本文采用旅游企業(yè)中旅行社、星級飯店、景區(qū)的年度固定資產(chǎn)投資額作為旅游上層設(shè)施接待能力的衡量指標(biāo),用郵電業(yè)務(wù)量(PT)作為旅游基礎(chǔ)設(shè)施接待能力變量。為盡量減少異方差,對各個(gè)變量進(jìn)行了對數(shù)化處理。2可視化統(tǒng)計(jì)分析方法探索性空間數(shù)據(jù)分析(ExploratorySpatialDataAnalysis,ESDA)是指對數(shù)據(jù)不施加任何先驗(yàn)的理論或假設(shè)前提下,利用統(tǒng)計(jì)學(xué)原理和地圖、圖形和圖表等可視化技術(shù)相結(jié)合的方式,對空間數(shù)據(jù)的性質(zhì)進(jìn)行鑒別和分析,并以一種歸納的方式提出假設(shè)。ESDA方法建立在地理學(xué)第一定理的空間自相關(guān)概念的基礎(chǔ)上,發(fā)現(xiàn)空間離群值或空間集聚的模式,通過Moran’sI、Geary’sC等統(tǒng)計(jì)量體現(xiàn)各地區(qū)的相關(guān)性及相關(guān)的程度。2.1rok權(quán)值矩陣在進(jìn)行空間分析時(shí),要對空間權(quán)值矩陣進(jìn)行選取,由于存在多種權(quán)值矩陣,而rook空間權(quán)值矩陣是最為常用的,因此本文選取rook權(quán)值矩陣一階進(jìn)行研究。rook一階權(quán)值矩陣W的定義如下:式中,i=1,2,…,n;j=1,2,…,m;m=n或m≠n。2.2oran’sisi地理學(xué)第一定律使得經(jīng)典統(tǒng)計(jì)學(xué)中有關(guān)測量值相互獨(dú)立的基本假設(shè)不再有效,從而使空間依賴性或稱空間相關(guān)性成為一種常態(tài)?？臻g統(tǒng)計(jì)分析Moran’sI是一種分析具有空間依賴性現(xiàn)象的統(tǒng)計(jì)分析技術(shù)。Moran’sI定義如下:其中,表示第i地區(qū)的觀測值;n為地區(qū)總數(shù),ijW為二進(jìn)制的鄰接空間權(quán)值矩陣,表示其中的任一元素,采用鄰接標(biāo)準(zhǔn)或距離標(biāo)準(zhǔn),其目的是定義空間對象的相互鄰接關(guān)系。Moran’sI可看作為各地區(qū)觀測值的乘積和,其取值范圍為-1≤I≤1,若各地區(qū)間為空間正相關(guān),I的數(shù)值應(yīng)當(dāng)較大;若為負(fù)相關(guān),其值則較小。當(dāng)目標(biāo)區(qū)域數(shù)據(jù)在空間區(qū)位上相似并有相似的屬性值時(shí),空間模式整體上顯示出正的空間相關(guān)性;而當(dāng)在空間上鄰接的目標(biāo)區(qū)域數(shù)據(jù)不同尋常地具有不相似的屬性值時(shí),就呈現(xiàn)為負(fù)的空間相關(guān)性;當(dāng)區(qū)域數(shù)據(jù)在空間區(qū)位上相似的屬性值為零時(shí),空間模式整體上出現(xiàn)相互獨(dú)立。2.3空間滯后與空間誤差模型空間計(jì)量經(jīng)濟(jì)學(xué)模型有多種。根據(jù)模型設(shè)定對“空間依賴性”的體現(xiàn)方法不同,空間計(jì)量模型主要分成2種:(1)空間滯后模型(SpatialLagModel,SLM)。主要探討各變量在一地區(qū)是否有擴(kuò)散現(xiàn)象(溢出效應(yīng)),其表達(dá)式為:式中,y為因變量,在本文中為旅游收入;X為n×k的外生解釋變量矩陣,ρ為空間回歸系數(shù);W為n×n階的空間權(quán)值矩陣,一般用鄰接矩陣(ContiguityMatrix);Wy為空間滯后因變量,ε為隨機(jī)誤差項(xiàng)向量;參數(shù)β反映了自變量對因變量的影響,空間滯后因變量Wy是一內(nèi)生變量,反映了空間距離對區(qū)域行為的作用。(2)空間誤差模型(SpatialErrorModel,SEM)。當(dāng)?shù)貐^(qū)間的相互作用因所處的相對位置不同而存在差異時(shí),則需要采用空間誤差模型解釋。其表達(dá)式為:式中,ε為隨機(jī)誤差項(xiàng)向量,λ為n×1階的截面因變量向量的空間誤差系數(shù),μ為正態(tài)分布的隨機(jī)誤差向量。SEM中參數(shù)β反映了自變量X對因變量y的影響。參數(shù)λ衡量了樣本觀察值中的空間依賴作用,即相鄰地區(qū)的觀察值y對本地區(qū)觀察值y的影響方向和程度。存在于擾動(dòng)誤差項(xiàng)之中的空間依賴作用,度量了鄰近地區(qū)關(guān)于因變量的誤差沖擊對本地區(qū)觀察值的影響程度。對于空間計(jì)量模型的估計(jì)若采用普通最小二乘法,系數(shù)的估計(jì)值會(huì)有偏離或無效,因此需要通過工具變量法、極大似然值法或廣義最小二乘估計(jì)等進(jìn)行估值,本文采用極大似然法對其進(jìn)行估計(jì)。針對空間滯后和空間誤差計(jì)量模型做出實(shí)踐檢驗(yàn),并判斷地區(qū)間的空間相關(guān)存在與否,空間相關(guān)性的檢驗(yàn)主要有Moran’sI檢驗(yàn)、極大似然LM-Error檢驗(yàn)、極大似然LM-Lag檢驗(yàn)等,同時(shí),這些統(tǒng)計(jì)檢驗(yàn)方法也可以用于診斷所估計(jì)的空間計(jì)量模型結(jié)果。另外,除了擬合優(yōu)度檢驗(yàn)R2以外,常用的檢驗(yàn)準(zhǔn)則還有:自然對數(shù)似然函數(shù)值(Loglikelihood)、赤池信息準(zhǔn)則(Akaikeinformationcriterion,AIC)、施瓦茨準(zhǔn)則(Schwartzcriterion,SC)。對數(shù)似然值越大,AIC和SC值越小,模型擬合效果則越好。3示范分析3.1主要省域的空間依賴關(guān)系為描述我國省域旅游收入的空間分布情況,先以我國大陸31個(gè)省域作為空間觀測單元,進(jìn)行空間自相關(guān)檢驗(yàn),用來判斷旅游收入是否存在空間聚集情況(圖1)。空間自相關(guān)檢驗(yàn)(見圖1)發(fā)現(xiàn),旅游總收入、國內(nèi)旅游收入和入境旅游外匯收入的空間Moran指數(shù)分別為0.4127、0.4108和0.3834,均通過了1%顯著性水平的檢驗(yàn)。由此可見被解釋變量TR、DR、FR在空間分布上存在明顯的空間聚集行為。盡管空間自相關(guān)檢驗(yàn)支持了空間依賴性的判斷,但從圖中無法獲知具體哪些省域?qū)儆诤畏N類型,為更清晰地識(shí)別各個(gè)地區(qū)及其與鄰近地區(qū)的關(guān)系,表1作了進(jìn)一步的補(bǔ)充。由表1可知,旅游總收入和國內(nèi)旅游收入的地區(qū)分類是完全相同的,而入境旅游外匯收入的分類情況則略有變動(dòng),說明國內(nèi)旅游占旅游總收入的比重非常大,而入境游的收入對旅游總收入的影響不大。從圖1可以看出,2009年,總體旅游和國內(nèi)旅游有21個(gè)省域顯示了相似的空間關(guān)聯(lián),其中,14個(gè)省域在第Ⅰ象限,7個(gè)省域在第Ⅲ象限;10個(gè)省域顯示了非相似值的空間關(guān)聯(lián),其中6個(gè)省域在第Ⅱ象限,4個(gè)省域在第Ⅳ象限;入境旅游有18個(gè)省域顯示了相似的空間關(guān)聯(lián),其中12個(gè)省域在第Ⅰ象限,6個(gè)省域在第Ⅲ象限,13個(gè)省域顯示了非相似值的空間關(guān)聯(lián),其中7個(gè)省域在第Ⅱ象限,6個(gè)省域在第Ⅳ象限。部分省域的入境旅游外匯收入與國內(nèi)旅游收入的空間分布并非一致。例如,廣西地區(qū)的入境游外匯收入分屬于高-高地區(qū),國內(nèi)旅游收入分屬于低-高地區(qū),說明其入境游外匯收入要遠(yuǎn)遠(yuǎn)高于國內(nèi)旅游收入;山西、貴州和河南地區(qū)則在入境游分類屬于低-高區(qū)域,其國內(nèi)旅游收入屬于高-高地區(qū),表明此類地區(qū)的國內(nèi)旅游收入要遠(yuǎn)高于入境旅游外匯收入;重慶地區(qū)的入境旅游外匯收入屬于高-低區(qū)域,其國內(nèi)旅游收入屬于低-高區(qū)域,因此,重慶旅游外匯收入也要高于國內(nèi)旅游收入。這表明各省總體旅游、國內(nèi)旅游及入境旅游同時(shí)存在空間局域上的依賴性和差異性。3.2空間滯后模型的檢驗(yàn)和模型擬合從旅游收入的空間依賴性看,旅游區(qū)域并非孤立存在,其在空間上與相鄰或鄰近區(qū)域緊密相關(guān),區(qū)域之間有很強(qiáng)的影響力。因此,在討論旅游收入的影響因素時(shí)就不得不考慮空間效應(yīng)問題。在進(jìn)行空間計(jì)量估計(jì)之前,先不考慮空間因素,而對模型作普通最小二乘估計(jì),用來與空間計(jì)量經(jīng)濟(jì)模型估計(jì)的參數(shù)進(jìn)行對比分析(表2)。由表2可知,3個(gè)模型都通過了1%顯著性水平的檢驗(yàn)?？偸杖肽Ｐ秃蛧鴥?nèi)收入模型中,經(jīng)濟(jì)發(fā)展水平、旅游企業(yè)、學(xué)生、郵電業(yè)均通過了1%或5%的顯著性水平檢驗(yàn),而對外開放則沒有通過10%水平的顯著性檢驗(yàn)。入境旅游外匯收入模型中,只有經(jīng)濟(jì)發(fā)展水平變量通過了10%的顯著性水平的檢驗(yàn),其他變量均不顯著。實(shí)際上,空間統(tǒng)計(jì)的Moran指數(shù)檢驗(yàn)已經(jīng)證明了我國31個(gè)省域的3種旅游具有明顯的空間自相關(guān)性,經(jīng)典線性回歸模型的OLS估計(jì)可能存在忽略了空間效應(yīng)的模型設(shè)定不恰當(dāng)問題。為進(jìn)一步做出3種旅游存在空間滯后模型和空間誤差模型的選擇問題,需作進(jìn)一步的判斷。從表3結(jié)果來看,旅游總收入和國內(nèi)收入LM-Lag和RobustLM-Lag均十分顯著,而LM-error和RobustLM-Error沒有通過顯著性檢驗(yàn),因此,判斷應(yīng)選擇空間滯后模型;外匯收入都沒有通過檢驗(yàn),未能建立空間計(jì)量模型。由于OLS模型遺漏了空間自相關(guān)問題,導(dǎo)致了估計(jì)的結(jié)果可能不夠可靠。而SLM模型考慮了空間效應(yīng),因此估計(jì)出來的結(jié)果更為穩(wěn)健。本文以下的分析以SLM的結(jié)果為主。為進(jìn)行對比,外匯收入模型同樣給出SLM的結(jié)果(表4)。由表4可知,旅游總收入模型和國內(nèi)旅游收入模型中的ρ、經(jīng)濟(jì)發(fā)展水平、旅游企業(yè)和學(xué)生變量均通過了1%顯著性水平的檢驗(yàn),而郵電業(yè)變量則通過了5%顯著性水平的檢驗(yàn)。結(jié)合OLS的結(jié)果來看,R2和極大似然值也比OLS估計(jì)的大,同時(shí)模型沒有異方差現(xiàn)象,說明這兩個(gè)空間滯后模型的結(jié)果很好。而入境旅游外匯收入模型存在嚴(yán)重的異方差現(xiàn)象,因此不能建立空間計(jì)量模型。旅游總收入和國內(nèi)旅游收入中,空間滯后模型的誤差參數(shù)ρ值分別為0.1341和0.1391,顯著為正,均通過了5%的檢驗(yàn)。這表明臨近省域旅游的總體發(fā)展和國內(nèi)旅游發(fā)展對本地區(qū)總體旅游和國內(nèi)旅游發(fā)展存在明顯的空間溢出效應(yīng),且這種國內(nèi)旅游的溢出效應(yīng)大于總體旅游的溢出效應(yīng)。經(jīng)濟(jì)發(fā)展水平是影響旅游總收入和國內(nèi)旅游收入最重要的因素,人均GDP每增加1%,能帶動(dòng)旅游總收入增加0.61%,國內(nèi)旅游收入增加0.62%。這表明我國國內(nèi)旅游業(yè)發(fā)展占據(jù)總體旅游發(fā)展的重要地位,同時(shí),我國居民生活水平極大地改善會(huì)促使居民更為偏好外出旅游。從以往每年的春節(jié)、五一、國慶等黃金周來看,旅游景點(diǎn)旅客爆滿的現(xiàn)狀也充分地表明了居民對旅游的熱愛和喜好。就此可以判斷,隨著我國經(jīng)濟(jì)發(fā)展水平的不斷提高,居民對旅游的需求將會(huì)越來越大。如何充分滿足其對旅游日益增長的需求,同時(shí)在保證旅游質(zhì)量的前提下提供更多的旅游服務(wù),成為擺在學(xué)者和決策者面前的難題。旅游上層設(shè)施的接待能力是影響總體旅游發(fā)展和國內(nèi)旅游發(fā)展的第二作用力。旅游上層設(shè)施每增加1%,能使總體旅游和國內(nèi)旅游發(fā)展分別增加0.38%和0.39%。這表明國內(nèi)旅游者越來越重視旅游的質(zhì)量,對旅游個(gè)性化服務(wù)的要求越來越高。2009年城鎮(zhèn)居民的出游率高達(dá)212.5%,總花費(fèi)7233.79億元,人均花費(fèi)801.1元。隨著人們出游次數(shù)的增多,旅游經(jīng)驗(yàn)越豐富,對旅游目的地及旅游商品的選擇變得越來越理性,從而對旅游接待設(shè)施要求也會(huì)提高。因此,旅游上層設(shè)施應(yīng)該進(jìn)一步完善自身的接待能力,適應(yīng)我國現(xiàn)有旅游市場的需求。隨著人們出游動(dòng)機(jī)的增強(qiáng),出游經(jīng)驗(yàn)的豐富,其個(gè)性化服務(wù)的需求也越強(qiáng)烈。因此,要求旅游接待的人力資本更高,從而使得人力資源成為影響國內(nèi)旅游發(fā)展的第三大重要因素。人力資源每增加1%,國內(nèi)旅游發(fā)展將分別增加0.35%;相對其他影響因素來說,對于旅游基礎(chǔ)設(shè)施的要求稍低,從表4看,旅游基礎(chǔ)設(shè)施對于國內(nèi)旅游發(fā)展的影響相對最小,其每提高1%,國內(nèi)旅游增加0.32%。人力資源和旅游基礎(chǔ)設(shè)施是影響總體旅游發(fā)展的第三重要因素,這兩個(gè)因素分別每增加1%,總體旅游將都增加0.34%。而對外開放程度未通過假設(shè)檢驗(yàn),表明進(jìn)出口貿(mào)易對我國總體旅游和國內(nèi)旅游發(fā)展影響不顯著,這符合我國旅游業(yè)的現(xiàn)狀,再一次證明了當(dāng)前應(yīng)該更加重視國內(nèi)旅游發(fā)展的重要性。中國政府在應(yīng)對國際金融危機(jī)的過程中,提出要把旅游業(yè)建設(shè)成為國民經(jīng)濟(jì)的戰(zhàn)略性支柱產(chǎn)業(yè)和讓人民群眾更加滿意的現(xiàn)代化服務(wù)業(yè)。進(jìn)一步印證了對外開放程度對中國的旅游發(fā)展和國內(nèi)旅游發(fā)展影響相對較小,但仍然不能忽視入境旅游發(fā)展的重要性。入境旅游收入僅有人均GDP通過了10%的假設(shè)檢驗(yàn),表明人均GDP是影響我國入境旅游發(fā)展的最為重要的因素。也就是說海外游客趨向于選擇經(jīng)濟(jì)發(fā)展比較好的城市出游,且要求高質(zhì)量的服務(wù)和接待設(shè)施。4結(jié)論和討論4.1空間自相關(guān)作用的空間滯后模型隨著各大旅游經(jīng)濟(jì)圈的形成,區(qū)域間旅游業(yè)發(fā)展的綜合性與關(guān)聯(lián)度表現(xiàn)得更為明顯,即競爭與合作并存。各國都非常重視中國出境旅游潛在市場,而旅游者的出游態(tài)勢首先是國內(nèi)旅游,然后為出境旅游。因此,不僅要看到入境旅游對旅游發(fā)展的重要性,更要看到國內(nèi)旅游