中國星級酒店的旅游經濟效應分異研究

朱茜

摘 要：依據2002年-2016年全國31省市區的星級酒店總收入和旅游總收入數據構建面板數據模型，用定量的方法測度全國31個省市區星級酒店的旅游經濟效應進行研究。研究結果表明：并不是所有地區的星級酒店對旅游經濟的增長影響顯著，中國星級酒店發展的經濟效應在東部、中部和西部西區域分異現象明顯，其中東部的經濟效應最明顯，其次是西部，中部最小。充分發揮旅游業的帶動作用，提高星級酒店的運營效率，限制星級酒店盲目擴張等措施是改善星級酒店的旅游經濟效應分異現象的有效途徑。

關鍵詞：星級酒店；經濟效應；分異；面板數據

中圖分類號：F2 文獻標識碼：Adoi：10.19311/j.cnki.1672-3198.2018.06.007

0 前言

星級飯店是旅游業的發展過程中不可或缺的一部分，其規模和檔次已成為衡量當地經濟發展水平的標尺。自2000年以來星級酒店一直處于快速發展時期，尤其是高檔酒店發展速度非?？欤刂?016年，在中國有11685家星級飯店，其中四星酒店數量為3201家，五星級酒店800家，星級酒店的總收入是2027.75億元。這些年我們更多的是關注星級酒店的等級和規模的發展，卻忽略了星級酒店的發展質量，楊振山等（2011）課題組認為，星級飯店不僅要關注等級和規模，更要關注的是運行效率的問題。近年來，一些學者已經認識到星級酒店發展中所存在的問題，彭建軍等（2004）在研究中指出北京和廣東的高星級酒店經濟效益不高，且規模效益也處于減速水平；方葉林（2013）認為規模效率對星級酒店發展效率具有很強的驅動效應，中國大部分的地區酒店規模效率持續減弱，影響了酒店的發展?，F有研究僅對星級酒店規模經濟現狀提出問題，并未就星級飯店的發展對旅游經濟增長的具體貢獻進行研究，這個問題值得學者們思考。因此，本文運用面板數據計量模型對31省市區的面板數據進行分析，試圖分析星級飯店對旅游經濟增長的貢獻狀況，這對于理論界和實務界來說都是值得研究的話題。

1 指標選擇與數據處理

為了分析我國星級酒店對旅游經濟增長的貢獻，本文選取了中國31個省市區作為研究單元（數據不包括臺灣、香港和澳門），選取各地市2002年-2016年的各地區旅游總收入（億元）和三星級及以上星級酒店的營業收入（億元），用CPI指數（以2000年為基期，上年=100）做不變價處理，本文以“TR”表示旅游總收入；HR表示酒店營業收入。研究數據主要來源于《中國統計年鑒》、《中國旅游統計年鑒》、個別數據是來源于地方統計年鑒。

2 實證分析與模型估計結果

2.1 星級酒店收入與旅游經濟增長的面板數據協整分析

2.1.1 單位根檢驗

單位根檢驗是檢測序列數據穩定性的一種特殊方法，單位根檢驗是變量間因果關系檢驗以及有關協整關系存在的討論基礎。本文分別用相同根檢驗（Levin，Lin&Chut;）和擴展單位根檢驗（ADF-FisherChi-square）等方法，對變量旅游總收入（TR）和星級酒店（HR）總收入進行檢驗，采用一階差分對數據進行處理，檢驗結果如表1所示。

分析結果顯示，在經過一階差分序列檢驗之后，顯著性系數P=0.000，表明變量TR和HR在檢驗中均拒絕“存在單位根”，變量TR和變量HR均為一階單整序列平穩，可以對著兩組變量做協整分析。

2.1.2 旅游總收入和星級酒店總收入的協整關系檢驗

單位根檢驗結果表明，旅游總收入（TR），和星級酒店收入（HR）這兩個變量都具有各自的長期波動規律，若這兩者之間存在協整關系，則兩者之間存在長期穩定的關系。因此，要對“TR”和“HR”進行協整關系檢驗，以了解二者之間是否存在長期均衡關系，檢驗結果如表2所示。檢驗結果顯示，全國各省的酒店總收入與旅游總收入之間存在協整關系，其概率小于0.05（P= 0.000）。其中內蒙古自治區、遼寧省、吉林省、上海市、江蘇省、安徽省、河南省、海南省、貴州省、陜西省、青海省、寧夏和新疆13省在0.5%顯著水平之下存在協整關系。

2.1.3 旅游總收入和星級酒店總收入的格蘭杰檢驗

在協整檢驗的基礎上，進一步作格蘭杰檢驗，試圖分析兩者間是否存在因果關系。本文選擇存在協整關系的13個省域進行格蘭杰檢驗。通過格蘭杰檢驗進行分析驗證的結果如表3。

根據表3所示，在選擇置信水平0.5%，滯后期為2 的情況下，遼寧、江蘇、河南、貴州、寧夏、安徽和陜西7個省的星級酒店經濟增長是旅游經濟增長原因，因此拒絕原假設。內蒙古、吉林、上海、海南、青海和新疆這幾個區域的星級酒店的總收入與旅游經濟的增長之間并沒有格蘭杰因果關系，因此接受原假設。

2.2 面板數據模型估計

在構建面板數據模型的時候，需要檢驗模型中是否存在個體固定效應，可運用F檢驗和Hausman檢驗兩種方法進行判別。通過F檢驗判斷究竟該建立何種模型，檢驗結果是否與原假設保持一致檢驗。判別的規則是，若FFa（m，N×T-K）則表明約束條件不成立。研究結果如表4所示。

結果顯示，F2=44.25>F0.05（30，621）=1，F1=48.25>F0.05（30，621）=1，F1和F2值大于相應的臨界值，所以選擇Hausman檢驗做進一步分析，檢驗結果表4顯示，H統計量為23.211，自由度為1，伴隨概率p=0.000，拒絕建立個體隨機效應模型的假設，應當建立固定效應模型。鑒于本文考察各省域的經濟效應分異，故建立變系數固定效應模型。

回歸分析結果顯示，面板數據模型擬合度為R2為0.955，對應的p值為0.000，檢驗數據表明模型檢驗效果較好。根據協整檢驗結果，對存在協整關系省域的星級酒店收入和旅游總收入建立隨機效應變系數模型，并對模型進行參數估計，研究結果如表5。

通過表5的結果顯示，中國西部的內蒙古、貴州、陜西、青海、新疆，中部的黑龍江、河南、安徽，吉林和東部的遼寧、上海、江蘇、海南這12個省星級酒店的經濟增長與旅游經濟增長關系的系數均為正，表明二者之間存在正相關關系，星級酒店的收入每發生1% 的變動將會帶動各地區旅游經濟的增長量，如遼寧省星級酒店的收入每增加1%，帶動旅游經濟增長0.214%。根據相關系數的大小可以判斷出星級酒店的經濟增長對旅游經濟增長貢獻度大小，東部區域的經濟貢獻度大于其他區域，近些年西部旅游業發展速度較快，西部區域的星級酒店對經濟增長的貢獻較中部明顯。

3 結論

本文以31省市區為研究對象，采用2000-2014年我國各省域星級酒店收入和旅游總收入數據，利用面板數據模型對數據進行實證分析，探析星級酒店的旅游經濟效應分異情況。

第一，從全局的角度來看，并不是所有的地區星級酒店的發展對旅游經濟的增長影響顯著。部分省域星級酒店的發展與旅游業的發展已經形成了良好的互動關系，遼寧、江蘇、安徽、河南、貴州、陜西、青海、寧夏這幾個區域，星級酒店的發展是當地旅游經濟的增長的原因；我國有13個省域的星級酒店的發展對旅游經濟的增長呈正相關關系，并能促進地區旅游經濟的增長。第二，從分區域角度來看，按東部、西部、中部三個部分來分析，各地區星級酒店發展的經濟效應分異現象明顯。東部地區星級酒店的經濟效應最優明顯，西部的經濟效應較中部明顯。

針對星級酒店的旅游經濟效應的空間分異現象，本文提出以下幾點建議：

第一，充分發揮旅游業的帶動作用。旅游業涉及面廣，聯動效應強，要充分開發和利用旅游資源，增強吸引力，通過區域間的合作，實發現旅游發展的優勢互補，實現東呼西應，中部崛起的聯動式發展，帶動酒店的高效發展。第二，提高星級酒店的運營效率。星級酒店的運營效率體現了酒店的獲利能力，酒店要加大投資水平，引進先進的酒店管理系統，挖掘中高級專業管理人才，提升酒店的競爭力水平。第三，限制星級酒店盲目擴張。酒店屬于資金密集型和勞動密集型的行業，盲目擴張將會帶來極大的經濟損失，應適當放慢星級酒店擴張的步伐，限制酒店盲目擴張行為。第四，充分發揮政府職能。用政府的投入來彌補市場發育的不足，可通國加大財政支出力度，調整稅收政策等手段促進星級酒店的發展，提高星級酒店的旅游經濟貢獻能力。

參考文獻

[1]楊振山，地方產業發展課題組. 中國飯店業運行效率的區域性評價[J]. 經濟管理，2016，（05）：143-152.

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