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摘 要：通过国外游客的旅游消费带动本地区经济的增长是旅游刺激经济的一种溢出效应。以此为基础，可以通过构建面板数据模型来对京津冀三地区国际旅游收入与经济增长的关系进行实证分析。结果发现：三地区的国际旅游收入分别对本地区经济增长具有不同的溢出效应，但这种溢出效应都能促进其地区的经济发展。最后以此提出了通过促进国际旅游消费来拉动地区经济增长的建议。
关键词：京津冀；入境旅游；经济增长；面板模型
中图分类号：F127；F590 文献标识码：A 文章编号：1003-3890（2016）06-0018-04
一、引言
“十二五”旅游发展规划确立了要把旅游业培育成战略性支柱产业。随着国民收入的持续增长以及民众旅游意识的进一步提高，近几年来我国旅游业发展迅速。入境旅游作为衡量一国或地区旅游业国际化水平以及产业成熟度的标志，其是旅游业的重要组成部分。京津冀是我国的政治文化中心，是继“珠三角”“长三角”之后我国今后强力发展的第三极；同时它是我国北方最大和发达程度最高的经济核心区；因此，实现三地区协同发展是实现可持续发展的必然选择。
关于入境旅游与经济增长，许多学者已进行了相关研究并得出诸多结论。严伟宾 等（2013）通过对国外游客入境旅游消费与地区经济增长构建面板数据模型，发现不同地区的外国游客入境旅游消费对经济增长具有不同的溢出效应，这种溢出效应能促进北京、河北、内蒙古、安徽、广东和四川等省市的经济发展，但却恶化了天津、上海、重庆、云南和陕西等省市的经济发展[1]。庞丽 等（2006）分析了入境旅游发展的区域差异，发现在东部地区入境旅游是经济增长的Granger原因；但是对于全国和中西部地区来说，两者之间却不存在显著的因果关系[2]。厉新建 等（2015）通过计算京津冀入境旅游经济实际分布与理论分布的差距SKLD值，来测度三地之间的一体化水平；经计算發现，京津冀入境旅游经济的SKLD值从1995年的1.820下降到2013年的0.201，京津冀入境旅游经济一体化的实际分布与理论分布差距缩小，一体化水平提升[3]。邓丽芸（2013）对京津冀三地入境旅游经济和入境旅游消费结构两个方面的发展概况进行了对比分析，指出了三地入境旅游消费结构发展存在的差异与问题，并掌握了京津冀三地入境旅游各消费项目的发展趋势和优劣程度，进而明确了未来的调整方向[4]。
综上所述，前人主要是对我国不同地区国际旅游收入差距进行分析，或对入境旅游发展影响因素进行研究，或者用截面数据以全国入境旅游为对象进行宏观研究；而对京津冀地区入境旅游的研究还不多，运用定量方法对其进行实证分析的研究更是少见。因此，本文选取京津冀三地区近年来国际旅游消费与经济增长的面板数据，同时考虑时间与截面信息，对其建立面板模型，分析并对比京津冀三地区入境旅游对经济发展的效应，以更好地把握京津冀地区入境旅游与经济发展整体的关系。
二、现状分析
近年来，京津冀地区的国际旅游产业发展迅速。2013年，河北接待入境游客133.8万人次，创汇5.86亿美元，分别比2012年增长3.4%和7.5%。天津的旅游市场繁荣活跃，2013年全年接待国际旅客264.54万人次，国际旅游外汇收入25.91亿美元，分别比2012年增长13.0%和16.4%；其中，外国游客242.03万人次，增长13.3%。继而北京2013年入境旅游者人数和国际旅游外汇收入分别为450.1万人次和47.95亿美元，但与去年相比却分别下降了10.1%和6.9%。
我们利用2004—2013年京津冀地区入境游客人数和国际旅游外汇收入的数据分别做了折线图，以便于更清楚地来看近10年来这三地区入境旅游的发展情况。
从图1可看出，近10年来北京的入境游客人数在三地区中一直居于首位，但呈现一个较大的波动趋势，2004—2007年，其入境游客数近似呈直线上升趋势，而之后开始下降，2008年之后又开始上升，直至达到2011年的最高点后又呈现下降趋势。天津的入境游客人数在三地区中居于第二位，且一直呈现一个较稳定的上升趋势。近10年来河北的入境游客人数在三地区中居于末位，其变化趋势与北京有些相似，也呈现一个波动趋势，且2004—2006年，其入境游客数呈上升趋势，而之后其入境游客人数开始下降，2008—1012年呈直线上升趋势之后又开始上升，之后又急速下降。
从图2可看出，近10年来北京的国际旅游外汇收入在三地区中一直居于首位，与其入境游客人数变化趋势相类似，也呈现波动趋势，2004—2007年，其近似呈直线上升趋势，而之后开始下降，2009—2011年呈现上升趋势，而之后又开始呈现下降趋势。天津的国际旅游外汇收入在三地区中一直居于第二位，在2004—2013年呈现一个较稳定的近似直线上升趋势。近10年来河北的国际旅游外汇收入在三地区中一直居于末位，但也呈现略微波动，2004—2007年，其国际旅游外汇收入呈缓慢上升趋势，而经过2008年这一下降转折点后，2009年其又呈现上升趋势。
综合图1和图2，我们可以看出，京津冀三地区的入境游客人数的变化与各自国际旅游外汇收入有着相似的变化趋势。
三、指标选择与数据来源
地区经济的发展其实是一个比较宽泛的概念，目前，还没有一个权威而且十分完美的经济统计指标来代表或诠释它。而且通过旅游业所拉动的经济增长也不应该仅仅局限在收入水平的提高上，而更应该是可持续经济整体实力的上升。因此对于因变量，暂选用大致能代表地区经济增长水平的指标——地区生产总值，这也符合目前大众学者关于经济指标选取的思维。
关于自变量国际旅游消费的指标，选用入境旅游者人均消费额，由国际旅游外汇收入与入境游客人数的比求得。再根据当年人民币对美元的平均汇率将入境旅游者人均消费数据的单位由美元/人折算为元/人。 因此，本文选取京津冀三地区2006—2013年的地区生产总值和入境旅游者人均消费额的面板数据，建立面板模型，来分析京津冀入境旅游与经济发展的的关系。为了消除异方差和数据波动带来影响，对原序列gdp和tour分别取自然对数，得到较平稳的序列，记为lgdp和ltour，这样便于进行弹性分析。数据来源于历年《中国统计年鉴》《中国旅游统计年鉴》。
四、实证研究
（一）单位根检验
在进行协整分析及建立模型之前，必须对数据进行单位根检验来判断其平稳性。对面板数据的单位根检验可分为两大类，分别是相同根情形下和不同根情形下的单位根检验，每一类又有各自的检验方法。为保证结论的可靠性，本文采用两种检验方法：相同根情形下LLC（Levin-Lin-Chu）检验和不同根情形下Fisher-ADF检验、Fisher-PP检验。如果两种方法均显示拒绝“存在单位根”的原假设这一结下果，则此序列是平稳的，反之则不平稳。
由表1可知，对原序列lgdp和ltour进行检验，在5%的显著性水平下三种方法都显示接受“存在单位根”的原假设的结果，则两个变量是非平稳的；当对一阶差分序列Δlgdp和Δltour进行检验时，三种检验方法的结果中只有一个可以拒绝原假设，则其是非平稳的；当对二阶差分序列ΔΔlgdp和ΔΔltour进行检验时，三种检验结果显示全部拒绝原假设，则ΔΔlgdp和ΔΔltour是不存在单位根的。因此判定序列lgdp和ltour同为二阶单整过程，则接下来可以对其进行协整分析。
（二）协整检验
面板数据模型的协整检验方法也有两种，分别是由E-G两步法推广而成的检验方法（如Pedroni协整检验法和Kao协整检验法）和由Johansen迹统计量推广而成的检验方法。
本文采用Pedroni检验和Kao检验，其检验结果如表2所示。由表2可见，Kao检验结果中，p值为0.0523；在Pedroni检验结果中，有四个统计量的p值小于0.05，因此，可以认为在5%的临界值水平下，lgdp和ltour存在协整关系。
（三）模型选择
1. 面板模型概述。设有因变量yit与k×1维解释变量xit=（x1，it，x2，it，…，xk，it）′，满足线性关系
yit=αit+x′itβit+uit，i=1，2，…，N（1）
式（1）是考虑k个经济指标在N个截面成员以及T个时间点上的变动关系。其中N为截面成员的个数，T为每个截面成员的观测时期总数，参数αit为模型的常数项，βit为对应于解释变量向量xit的k×1维系数向量，k为解释变量的个数。随机误差项uit之间相互独立，且满足零均值、等方差为σ2u的假设。
根据截距项向量α和系数向量β中各分量的不同限制与要求，将（1）式所描述的面板模型划分为3种：无个体影响的不变系数模型、变截距模型和含有个体影响的变系数模型[5]。
2. 模型形式设定检验。在对面板模型进行估计时，使用的样本数据包含了截面、时期、变量3个方向上的信息。若模型形式选择有误，则估计结果将会与所要模拟的经济现象的现实偏离甚远。因此，建立面板模型之前必须进行模型形式设定的检验，避免由于模型的选择错误而导致参数估计无效。目前经常使用的方法是协方差分析检验，它主要检验以下两个假设：
其中，S1、S2和S3分别为变系数、变截距和不变系数模型的残差平方和，k为解释变量数，n为横截面数，T为时期数[6]。
根据前面构造的统计量，我们利用形式设定检验方法（N=3，k=1，T=8），还利用eviews8.0软件求得：S1=2.679 964，S2=3.897 544，S3=13.847 19，由式（2）和（3）计算得到两个F统计量分别为F1=0.608 79，F2=18.751 19。查F布表，在给定5%得显著性水平下，得到相应的临界值为F1（2，18）=3.555，F2（4，18）=2.928。因为F2>2.928，则拒绝假设H2；又F1>3.555，所以也拒绝假设H1。因此，本文中模型采用变系数的形式。即形式如下：
lgdpit=αi+βi×ltourit+uit，i=1，2，3，t=1，2，…，T（4）
（四）模型估计结果
北京、天津、河北三地区的国际旅游外汇收入与GDP间存在协整关系；根据上述模型形式设定检验的结果，应选择变系数模型对三地区的国际旅游收入和经济增长关系进行估计，结果见表3。
由表3可知，t统计量的p值均小于0.05，说明系数均显著。从估计结果看，入境旅游收入的系数均大于0，说明京津冀三地区的入境旅游收入对GDP均存在正向拉动的作用，但其作用系数存在差异。其中，北京的入境旅游收入每增长一个百分点，其GDP将增长0.938 233个百分点；天津的入境旅游收入每增长一个百分点，GDP将增长0.958 847个百分点；而对于河北来说，其入境旅游收入每增长一个百分点，其GDP将随之增长0.798 885个百分点。
从国外旅游收入来看，京津冀三地区的入境旅游消费确实能在一定程度上带动当地经济的发展，这从侧面反映了三地区的入境旅游发展大体还是不错的，说明其政府和旅游部门对入境旅游的规划也較为科学合理，且地区政府能够积极引导入境旅游发展模式，并通过吸引外国游客来拉动本地区的旅游消费。
五、结论及建议
本文以入境旅游者人均消费额与地区生产总值作为旅游经济效应的衡量指标，通过对京津冀三地区2006—2013年面板数据的协整检验以及面板模型的构建分析京津冀三地区旅游经济效应的差异与特征，主要得出以下结论与建议：
第一，尽管京津冀地区入境旅游者人均消费额和经济增长（GDP）的原时间序列及其一阶差分序列均不平稳，但其二阶差分序列趋于平稳；协整检验表明京津冀三地区入境旅游者人均消费额和经济增长（GDP）之间存在长期稳定的比例关系，即协整关系。 第二，由面板数据模型的构建可以看出，京津冀三地区的入境旅游者人均消费额对GDP的系数均大于零，说明入境旅游者消费对其地区经济增长均存在拉动作用。因此，政府可以通过促进入境旅游的发展来带动地区经济的增长。京津冀地区在大力发展国内旅游的同时，其政府部门还应积极制定发展入境旅游的相关政策，进一步开拓国际旅游市场，提升京津冀地区对外国游客的旅游吸引力，进而增加其国际旅游收入，并通过国际旅游消费对地区经济增长的拉动作用来增促进京津冀本地区经济发展[7]。
第三，由京津冀面板模型的结果可得，北京、天津及河北三地区的入境旅游者人均消费额对GDP的系数分别为0.938 233、0.958 847和0.798 885，从中可看出，京津冀三地区的国际旅游收入对GDP的拉动作用存在明显的差异；即天津的国际旅游收入对GDP的拉动作用最大，北京次之，而河北的国际旅游收入对GDP的拉动作用最小，且与其他两地区相差较大。可见，河北入境旅游经济效应较弱，对经济的带动力度不够大；这反映出目前河北的国际旅游发展还不足，其旅游业的发展可能更加依赖于国内旅游部分。针对于此，应深入了解河北省入境旅游客流的消费结构，进而合理的调整旅游产品，促使旅游消费由不合理状态逐渐趋于合理。另外，河北的旅游服务项目要不断拓新，在国家有关宏观政策的引导下，要逐步开发农业旅游、森林旅游、生态旅游以及扶贫旅游等多类型的旅游项目，以吸引外国游客的到来[8]。
第四，京津冀三地区在加强各自旅游发展的基础上，还应推进地区间国内外旅游业的交流与协作。我国应进一步加强文化上的沟通，促进与国际组织以及部门间的交流与协作，消除隔阂与偏见，从而促进京津冀整体形象的确立与改善。交流能加深彼此之间的了解，还可以学习一些国外旅游发展的先进模式，进而促进本地区国际旅游的发展，可以促使入境旅游溢出效应小的地区向效应大的方向前进。最终以期达到通过入境旅游对国内地区经济发展的正向溢出效应来带动京津冀整体经济的增长的目的。
参考文献：
[1]严伟宾，张运.入境旅游对中国区域经济发展的溢出效应分析[J].中国农学学报，2013（2）：59-64.
[2]庞丽，王铮，刘清春.我国入境旅游和经济增长关系分析[J].地域研究与开发，2006（3）：26-29.
[3]厉新建，宋昌耀，张飞飞.京津冀入境旅游经济一体化水平测度及提升策略[J].燕山大学学报：哲学社会科学版，2015（2）：151-121.
[4]邓丽芸.京津冀入境旅游消费结构动态差异分析及优化对策研究[D].燕山大学，2013.
[5]高铁梅.计量经济分析方法与建模EViews应用及实例（第二版）[M].北京：清华大学出版社，2009.
[6]于璇.基于面板数据模型的辽宁省域旅游消费影响因素研究[J].综合论坛，2013（10）：124-127.
[7]張娜，佟连军.基于面板数据的黑龙江省旅游经济效应分异研究[J].经济地理，2013（2）：172-178.
[8]赵东喜.中国省际入境旅游发展影响因素研究——基于分省面板数据分析[J].旅游学刊，2008（1）：41-44.
责任编辑：高钟庭
关键词：京津冀；入境旅游；经济增长；面板模型
中图分类号：F127；F590 文献标识码：A 文章编号：1003-3890（2016）06-0018-04
一、引言
“十二五”旅游发展规划确立了要把旅游业培育成战略性支柱产业。随着国民收入的持续增长以及民众旅游意识的进一步提高，近几年来我国旅游业发展迅速。入境旅游作为衡量一国或地区旅游业国际化水平以及产业成熟度的标志，其是旅游业的重要组成部分。京津冀是我国的政治文化中心，是继“珠三角”“长三角”之后我国今后强力发展的第三极；同时它是我国北方最大和发达程度最高的经济核心区；因此，实现三地区协同发展是实现可持续发展的必然选择。
关于入境旅游与经济增长，许多学者已进行了相关研究并得出诸多结论。严伟宾 等（2013）通过对国外游客入境旅游消费与地区经济增长构建面板数据模型，发现不同地区的外国游客入境旅游消费对经济增长具有不同的溢出效应，这种溢出效应能促进北京、河北、内蒙古、安徽、广东和四川等省市的经济发展，但却恶化了天津、上海、重庆、云南和陕西等省市的经济发展[1]。庞丽 等（2006）分析了入境旅游发展的区域差异，发现在东部地区入境旅游是经济增长的Granger原因；但是对于全国和中西部地区来说，两者之间却不存在显著的因果关系[2]。厉新建 等（2015）通过计算京津冀入境旅游经济实际分布与理论分布的差距SKLD值，来测度三地之间的一体化水平；经计算發现，京津冀入境旅游经济的SKLD值从1995年的1.820下降到2013年的0.201，京津冀入境旅游经济一体化的实际分布与理论分布差距缩小，一体化水平提升[3]。邓丽芸（2013）对京津冀三地入境旅游经济和入境旅游消费结构两个方面的发展概况进行了对比分析，指出了三地入境旅游消费结构发展存在的差异与问题，并掌握了京津冀三地入境旅游各消费项目的发展趋势和优劣程度，进而明确了未来的调整方向[4]。
综上所述，前人主要是对我国不同地区国际旅游收入差距进行分析，或对入境旅游发展影响因素进行研究，或者用截面数据以全国入境旅游为对象进行宏观研究；而对京津冀地区入境旅游的研究还不多，运用定量方法对其进行实证分析的研究更是少见。因此，本文选取京津冀三地区近年来国际旅游消费与经济增长的面板数据，同时考虑时间与截面信息，对其建立面板模型，分析并对比京津冀三地区入境旅游对经济发展的效应，以更好地把握京津冀地区入境旅游与经济发展整体的关系。
二、现状分析
近年来，京津冀地区的国际旅游产业发展迅速。2013年，河北接待入境游客133.8万人次，创汇5.86亿美元，分别比2012年增长3.4%和7.5%。天津的旅游市场繁荣活跃，2013年全年接待国际旅客264.54万人次，国际旅游外汇收入25.91亿美元，分别比2012年增长13.0%和16.4%；其中，外国游客242.03万人次，增长13.3%。继而北京2013年入境旅游者人数和国际旅游外汇收入分别为450.1万人次和47.95亿美元，但与去年相比却分别下降了10.1%和6.9%。
我们利用2004—2013年京津冀地区入境游客人数和国际旅游外汇收入的数据分别做了折线图，以便于更清楚地来看近10年来这三地区入境旅游的发展情况。
从图1可看出，近10年来北京的入境游客人数在三地区中一直居于首位，但呈现一个较大的波动趋势，2004—2007年，其入境游客数近似呈直线上升趋势，而之后开始下降，2008年之后又开始上升，直至达到2011年的最高点后又呈现下降趋势。天津的入境游客人数在三地区中居于第二位，且一直呈现一个较稳定的上升趋势。近10年来河北的入境游客人数在三地区中居于末位，其变化趋势与北京有些相似，也呈现一个波动趋势，且2004—2006年，其入境游客数呈上升趋势，而之后其入境游客人数开始下降，2008—1012年呈直线上升趋势之后又开始上升，之后又急速下降。
从图2可看出，近10年来北京的国际旅游外汇收入在三地区中一直居于首位，与其入境游客人数变化趋势相类似，也呈现波动趋势，2004—2007年，其近似呈直线上升趋势，而之后开始下降，2009—2011年呈现上升趋势，而之后又开始呈现下降趋势。天津的国际旅游外汇收入在三地区中一直居于第二位，在2004—2013年呈现一个较稳定的近似直线上升趋势。近10年来河北的国际旅游外汇收入在三地区中一直居于末位，但也呈现略微波动，2004—2007年，其国际旅游外汇收入呈缓慢上升趋势，而经过2008年这一下降转折点后，2009年其又呈现上升趋势。
综合图1和图2，我们可以看出，京津冀三地区的入境游客人数的变化与各自国际旅游外汇收入有着相似的变化趋势。
三、指标选择与数据来源
地区经济的发展其实是一个比较宽泛的概念，目前，还没有一个权威而且十分完美的经济统计指标来代表或诠释它。而且通过旅游业所拉动的经济增长也不应该仅仅局限在收入水平的提高上，而更应该是可持续经济整体实力的上升。因此对于因变量，暂选用大致能代表地区经济增长水平的指标——地区生产总值，这也符合目前大众学者关于经济指标选取的思维。
关于自变量国际旅游消费的指标，选用入境旅游者人均消费额，由国际旅游外汇收入与入境游客人数的比求得。再根据当年人民币对美元的平均汇率将入境旅游者人均消费数据的单位由美元/人折算为元/人。 因此，本文选取京津冀三地区2006—2013年的地区生产总值和入境旅游者人均消费额的面板数据，建立面板模型，来分析京津冀入境旅游与经济发展的的关系。为了消除异方差和数据波动带来影响，对原序列gdp和tour分别取自然对数，得到较平稳的序列，记为lgdp和ltour，这样便于进行弹性分析。数据来源于历年《中国统计年鉴》《中国旅游统计年鉴》。
四、实证研究
（一）单位根检验
在进行协整分析及建立模型之前，必须对数据进行单位根检验来判断其平稳性。对面板数据的单位根检验可分为两大类，分别是相同根情形下和不同根情形下的单位根检验，每一类又有各自的检验方法。为保证结论的可靠性，本文采用两种检验方法：相同根情形下LLC（Levin-Lin-Chu）检验和不同根情形下Fisher-ADF检验、Fisher-PP检验。如果两种方法均显示拒绝“存在单位根”的原假设这一结下果，则此序列是平稳的，反之则不平稳。
由表1可知，对原序列lgdp和ltour进行检验，在5%的显著性水平下三种方法都显示接受“存在单位根”的原假设的结果，则两个变量是非平稳的；当对一阶差分序列Δlgdp和Δltour进行检验时，三种检验方法的结果中只有一个可以拒绝原假设，则其是非平稳的；当对二阶差分序列ΔΔlgdp和ΔΔltour进行检验时，三种检验结果显示全部拒绝原假设，则ΔΔlgdp和ΔΔltour是不存在单位根的。因此判定序列lgdp和ltour同为二阶单整过程，则接下来可以对其进行协整分析。
（二）协整检验
面板数据模型的协整检验方法也有两种，分别是由E-G两步法推广而成的检验方法（如Pedroni协整检验法和Kao协整检验法）和由Johansen迹统计量推广而成的检验方法。
本文采用Pedroni检验和Kao检验，其检验结果如表2所示。由表2可见，Kao检验结果中，p值为0.0523；在Pedroni检验结果中，有四个统计量的p值小于0.05，因此，可以认为在5%的临界值水平下，lgdp和ltour存在协整关系。
（三）模型选择
1. 面板模型概述。设有因变量yit与k×1维解释变量xit=（x1，it，x2，it，…，xk，it）′，满足线性关系
yit=αit+x′itβit+uit，i=1，2，…，N（1）
式（1）是考虑k个经济指标在N个截面成员以及T个时间点上的变动关系。其中N为截面成员的个数，T为每个截面成员的观测时期总数，参数αit为模型的常数项，βit为对应于解释变量向量xit的k×1维系数向量，k为解释变量的个数。随机误差项uit之间相互独立，且满足零均值、等方差为σ2u的假设。
根据截距项向量α和系数向量β中各分量的不同限制与要求，将（1）式所描述的面板模型划分为3种：无个体影响的不变系数模型、变截距模型和含有个体影响的变系数模型[5]。
2. 模型形式设定检验。在对面板模型进行估计时，使用的样本数据包含了截面、时期、变量3个方向上的信息。若模型形式选择有误，则估计结果将会与所要模拟的经济现象的现实偏离甚远。因此，建立面板模型之前必须进行模型形式设定的检验，避免由于模型的选择错误而导致参数估计无效。目前经常使用的方法是协方差分析检验，它主要检验以下两个假设：
其中，S1、S2和S3分别为变系数、变截距和不变系数模型的残差平方和，k为解释变量数，n为横截面数，T为时期数[6]。
根据前面构造的统计量，我们利用形式设定检验方法（N=3，k=1，T=8），还利用eviews8.0软件求得：S1=2.679 964，S2=3.897 544，S3=13.847 19，由式（2）和（3）计算得到两个F统计量分别为F1=0.608 79，F2=18.751 19。查F布表，在给定5%得显著性水平下，得到相应的临界值为F1（2，18）=3.555，F2（4，18）=2.928。因为F2>2.928，则拒绝假设H2；又F1>3.555，所以也拒绝假设H1。因此，本文中模型采用变系数的形式。即形式如下：
lgdpit=αi+βi×ltourit+uit，i=1，2，3，t=1，2，…，T（4）
（四）模型估计结果
北京、天津、河北三地区的国际旅游外汇收入与GDP间存在协整关系；根据上述模型形式设定检验的结果，应选择变系数模型对三地区的国际旅游收入和经济增长关系进行估计，结果见表3。
由表3可知，t统计量的p值均小于0.05，说明系数均显著。从估计结果看，入境旅游收入的系数均大于0，说明京津冀三地区的入境旅游收入对GDP均存在正向拉动的作用，但其作用系数存在差异。其中，北京的入境旅游收入每增长一个百分点，其GDP将增长0.938 233个百分点；天津的入境旅游收入每增长一个百分点，GDP将增长0.958 847个百分点；而对于河北来说，其入境旅游收入每增长一个百分点，其GDP将随之增长0.798 885个百分点。
从国外旅游收入来看，京津冀三地区的入境旅游消费确实能在一定程度上带动当地经济的发展，这从侧面反映了三地区的入境旅游发展大体还是不错的，说明其政府和旅游部门对入境旅游的规划也較为科学合理，且地区政府能够积极引导入境旅游发展模式，并通过吸引外国游客来拉动本地区的旅游消费。
五、结论及建议
本文以入境旅游者人均消费额与地区生产总值作为旅游经济效应的衡量指标，通过对京津冀三地区2006—2013年面板数据的协整检验以及面板模型的构建分析京津冀三地区旅游经济效应的差异与特征，主要得出以下结论与建议：
第一，尽管京津冀地区入境旅游者人均消费额和经济增长（GDP）的原时间序列及其一阶差分序列均不平稳，但其二阶差分序列趋于平稳；协整检验表明京津冀三地区入境旅游者人均消费额和经济增长（GDP）之间存在长期稳定的比例关系，即协整关系。 第二，由面板数据模型的构建可以看出，京津冀三地区的入境旅游者人均消费额对GDP的系数均大于零，说明入境旅游者消费对其地区经济增长均存在拉动作用。因此，政府可以通过促进入境旅游的发展来带动地区经济的增长。京津冀地区在大力发展国内旅游的同时，其政府部门还应积极制定发展入境旅游的相关政策，进一步开拓国际旅游市场，提升京津冀地区对外国游客的旅游吸引力，进而增加其国际旅游收入，并通过国际旅游消费对地区经济增长的拉动作用来增促进京津冀本地区经济发展[7]。
第三，由京津冀面板模型的结果可得，北京、天津及河北三地区的入境旅游者人均消费额对GDP的系数分别为0.938 233、0.958 847和0.798 885，从中可看出，京津冀三地区的国际旅游收入对GDP的拉动作用存在明显的差异；即天津的国际旅游收入对GDP的拉动作用最大，北京次之，而河北的国际旅游收入对GDP的拉动作用最小，且与其他两地区相差较大。可见，河北入境旅游经济效应较弱，对经济的带动力度不够大；这反映出目前河北的国际旅游发展还不足，其旅游业的发展可能更加依赖于国内旅游部分。针对于此，应深入了解河北省入境旅游客流的消费结构，进而合理的调整旅游产品，促使旅游消费由不合理状态逐渐趋于合理。另外，河北的旅游服务项目要不断拓新，在国家有关宏观政策的引导下，要逐步开发农业旅游、森林旅游、生态旅游以及扶贫旅游等多类型的旅游项目，以吸引外国游客的到来[8]。
第四，京津冀三地区在加强各自旅游发展的基础上，还应推进地区间国内外旅游业的交流与协作。我国应进一步加强文化上的沟通，促进与国际组织以及部门间的交流与协作，消除隔阂与偏见，从而促进京津冀整体形象的确立与改善。交流能加深彼此之间的了解，还可以学习一些国外旅游发展的先进模式，进而促进本地区国际旅游的发展，可以促使入境旅游溢出效应小的地区向效应大的方向前进。最终以期达到通过入境旅游对国内地区经济发展的正向溢出效应来带动京津冀整体经济的增长的目的。
参考文献：
[1]严伟宾，张运.入境旅游对中国区域经济发展的溢出效应分析[J].中国农学学报，2013（2）：59-64.
[2]庞丽，王铮，刘清春.我国入境旅游和经济增长关系分析[J].地域研究与开发，2006（3）：26-29.
[3]厉新建，宋昌耀，张飞飞.京津冀入境旅游经济一体化水平测度及提升策略[J].燕山大学学报：哲学社会科学版，2015（2）：151-121.
[4]邓丽芸.京津冀入境旅游消费结构动态差异分析及优化对策研究[D].燕山大学，2013.
[5]高铁梅.计量经济分析方法与建模EViews应用及实例（第二版）[M].北京：清华大学出版社，2009.
[6]于璇.基于面板数据模型的辽宁省域旅游消费影响因素研究[J].综合论坛，2013（10）：124-127.
[7]張娜，佟连军.基于面板数据的黑龙江省旅游经济效应分异研究[J].经济地理，2013（2）：172-178.
[8]赵东喜.中国省际入境旅游发展影响因素研究——基于分省面板数据分析[J].旅游学刊，2008（1）：41-44.
责任编辑：高钟庭