2018年4月18日，公安部正式对外宣布在海南实施59国外国人入境旅游免签政策。这一政策是国务院特批给海南建设自由贸易试验区和中国特色自由贸易港的第一个重磅政策，同时也是2000年赋予海南的21国入境旅游免签政策、2009年提出建设国际旅游岛战略时赋予海南的26国入境旅游免签政策的延续升级版，其目的在于为全国探索和总结入境旅游免签政策的试点经验，发挥其在促进入境旅游方面的先行先试作用。可见，在旅游服务贸易逆差与中国服务贸易逆差之比高达90%^①的背景下，科学评估和总结已经在海南试点二十年的入境旅游免签政策的实施效果和潜在问题，能够为进一步扩大和更好实施入境旅游免签提供重要的参考依据。

从国内外相关研究来看，国外学者对于旅游政策的研究起步较早，主要在旅游政策制定与实施、定性评估旅游政策效果等方面取得了较为丰富的成果；而对于中国旅游政策的研究相对欠缺，并且集中在定性分析中国旅游政策的制定、演变及其影响。就入境游客人数的影响因素而言，已有文献主要从宏观旅游政策^[1]、文化距离^[2]、汇率波动^[3]等方面进行了研究，而关于签证政策对入境游客人数影响的研究更是凤毛麟角。Whyte研究发现签证是影响入境旅游发展的重要因素^[4]；刘祥艳等也发现在其他因素相似的情况下，国际游客会偏向选择去签证制度宽松的地区旅游^[2]。

进一步从签证制度与入境旅游人数的关系研究来看，一部分研究发现签证政策宽松化对入境旅游发展有正向作用^[5]，而另一部分研究发现签证制度宽松化并未提升入境旅游人数^[6]。本文发现导致研究结论不一致的原因可能在于不同学者采用的研究方法存在很大差异。具体来说，学者们主要采用了时间序列、虚拟变量回归法等研究方法，而采用目前流行且最为科学的准自然实验法的研究较为缺乏。其一，时间序列法。例如，Lee等利用日本的韩国游客的时间序列数据，通过使用ARIMA模型发现免签证可使韩国入境游客增长20%^[7]；Cheng运用误差修正模型研究发现签证政策变化的效果大于2003年非典事件的不利影响^[8]；Liu等以中国游客到香港旅游为例，研究了签证自由化对游客行为的影响，结果显示除了短期内促进入境旅游人数大幅增涨外并无其他影响^[9]。其二，虚拟变量回归法。例如，Neumayer采用旅游需求引力模型估计了签证限制对双边旅行的作用，结果显示签证限制将导致入境游客平均减少52%—63%^[5]；而Faruk等基于传统的旅游需求引力模型发现土耳其的免签政策使国际游客更便利地进入土耳其^[10]；Beenstock等更是发现部分免除签证限制将使旅游业增加48%，完全免除签证限制将使旅游业增加118%^[11]；刘祥艳等利用2007—2014年57个主要入境客源国的数据作为研究样本，采用GMM估计模型研究发现宽松的签证政策对出境旅游具有显著的正向作用^[2]；王亚辉等基于引力模型实证发现不同签证制度对中国入境游客的影响不尽相同^[12]。

综上可见，采用准自然实验法来科学评估入境旅游免签政策实施效果的研究较为缺乏。鉴于此，本文以2000年中国入境旅游免签试点政策作为一项准自然实验，采用1996—2016年中国53个城市作为研究样本，根据其是否属于入境旅游免签政策实施地区将其分为实验组和控制组，采用双重差分法以及识别条件检验、安慰剂检验、PSMDID、剔除干扰政策等研究入境旅游免签政策对入境游客人数的影响，并检验入境旅游免签政策对不同客源地游客的异质性影响和政策调整效应。相比以往研究，本文可能的边际贡献如下：第一，就中国入境旅游免签政策对入境旅游增长的影响进行政策评估，丰富了关于中国入境旅游政策的研究内容；第二，本文是为数不多采用双重差分法（DID）来评估中国旅游政策实施效果的文献，并且从多个视角进行了稳健性检验；第三，进一步检验了入境旅游免签政策对不同客源地游客的异质性影响和政策调整效应，为相关部门总结和调整入境旅游免签政策提供参考依据。

为促进入境旅游发展，经国务院批准，中国第一个入境旅游免签政策于2000年10月31日在海南省试点实施。此后，这一政策先后经历了两次调整。

第一次调整是建立在2009年12月31日国务院批准的《关于推进海南国际旅游岛建设发展的若干意见》的基础上，经公安部批准之后调整的政策于2010年8月开始实施，其具体调整内容为：①在原有21国入境旅游免签的基础上，增加芬兰、丹麦、挪威、乌克兰、哈萨克斯坦5国为入境旅游免签证国家（使海南入境免签国家增加到26个）；②对俄罗斯、韩国、德国等3个国家旅游团组团人数放宽至2人以上（含2人），入境停留时间延长至21天。

第二次调整是于2018年5月1日开始在海南实施的59国人员入境旅游免签政策。这是迄今为止我国最便利、最开放的入境旅游免签政策，也是习近平总书记宣布在海南建设自由贸易试验区和探索建设中国自由贸易港背景下给予海南的第一个重磅政策。与2010年开始实施的26国入境旅游免签政策相比，此次调整主要有三个方面的升级：①来琼免签的国家数量从26个放宽至59个；②免签游客的入境停留时间从15天或21天统一延长至30天；③在保留旅行社邀请接待模式的情况下，由团队免签放宽为个人免签。简言之，此次调整可以概括为“国别范围扩大、停留时间延长、免签个体对象放宽”。

值得一提的是，除了海南拥有全国范围最为便利和开放的入境旅游免签政策外，截至目前中国大陆还实施了两项入境旅游免签政策：①2003年中国大陆地区对日本、文莱、新加坡三个国家的游客实行为期15日的免签政策；②国务院于2014年11月批复同意桂林机场口岸对东盟10国（马来西亚、泰国、印度尼西亚、越南、柬埔寨、老挝、缅甸、新加坡、文莱、菲律宾）旅游团实施6天入境旅游免签政策，并于2015年5月28日正式实施。由此可见，入境旅游免签政策的实施范围具有扩大的需求和趋势，并且习近平总书记在谋划海南自由试验区和中国特色自由贸易港时明确提出了“及时总结59国外国人入境旅游免签政策实施效果，为进一步扩大免签政策创造条件”。因此，客观评价入境旅游免签政策的实施效果具有研究必要性和紧迫性。表 1显示了中国入境旅游免签政策的演变情况。

表 1(Tab. 1

表 1 中国入境旅游免签政策演变情况 Tab.1 Evolution of China's Visa-free Entry Travel Policy

表 1 中国入境旅游免签政策演变情况 Tab.1 Evolution of China's Visa-free Entry Travel Policy

本文主要分析是否实施入境旅游免签政策对不同城市入境外国游客人数的影响差异，因此从旅游目的地供给角度选取控制变量来构建双重差分模型，模型具体如下：

(1)

其中，下标i和t分别代表地级市和年份；Y_it表示入境游客人数；DID_it为核心解释变量，DID_it=treatment_i×post_t，在样本范围内，如果地级市实施了入境旅游免签政策则变量treatment=1，否则为0，当t大于等于2001年时变量post= 1，否则为0；control_ijt为控制变量，包括经济发展水平、服务业发展水平、对外开放程度和基础设施建设；η_i表示城市固定效应；γ_t为时间固定效应；ε_it为随机误差项。

（1）被解释变量：入境游客人数（TOU）。考虑到数据的可获得性以及政策实施的国家范围，本文选取了11个免签国家的入境旅游人数之和作为被解释变量。需要说明的是，历年《中国旅游统计年鉴》公布了主要城市来自13个免签国家的入境旅游人数。考虑到2003年中国大陆所有地区对日本、新加坡等国家实行了入境旅游免签政策，为排除干扰，本文剔除了日本和新加坡两国。

（2）控制变量：参考以往研究和囿于数据的可获得性，本文选取经济发展水平（pgdp）、服务业发展水平（thirdindustry）、对外开放程度（fdi）和基础设施建设（far）作为控制变量。①经济发展水平（pgdp），经济发展水平是发展旅游业的基础，其决定了该地区的旅游供给水平^[13]。本文以地区人均实际国内生产总值表征经济发展水平。②服务业发展水平（thirdindustry），地区服务业发展水平能够为旅游发展提供便利^[14]。本文以第三产业产值占总GDP的比重表示服务业发展水平。③对外开放程度（fdi），对外开放程度越高的地区，其入境旅游发展越快^[15]。本文以实际利用外商直接投资额衡量对外开放程度。④基础设施建设（far），城市基础设施建设水平反映该地区的便利程度，城市基础设施建设越好，该地区的便利程度越高，越有利于吸引入境游客^[16]。本文以固定资产投资额衡量该地区基础设施建设水平。

本文所使用的研究数据为中国1996—2016年53个地级市的面板数据。《中国旅游统计年鉴》公布了60个地级及以上城市的分国别入境旅游人数；但因为北京、上海、天津和重庆是直辖市，延边和拉萨数据缺失严重，桂林对东盟实施了入境免签政策等原因，本文以剩余53个地级市作为研究样本。实验组城市为海口和三亚，控制组为石家庄、秦皇岛、承德、太原、大同、呼和浩特、沈阳、大连、长春、吉林、哈尔滨、南京、无锡、苏州、南通、连云港、杭州、宁波、温州、合肥、黄山、福州、厦门、泉州、漳州、南昌、九江、济南、青岛、烟台、威海、郑州、洛阳、武汉、长沙、广州、深圳、珠海、汕头、湛江、中山、南宁、北海、成都、贵阳、昆明、西安、兰州、西宁、银川、乌鲁木齐等51个城市。各地级市的各国入境旅游人数这一指标主要来源于历年《中国旅游统计年鉴》；控制变量所选用的人均实际国内生产总值、第三产业产值占总GDP的比重、地区实际利用外商直接投资额、固定资产投资额等数据主要来源于《中国城市统计年鉴》、各地级市统计年鉴和国民经济和社会发展统计公报。此外，本文对部分缺失数据采用了插值法处理，并对非比值型变量做了对数化处理^②。

（1）政策随机性检验。本文借鉴周黎安和陈烨的思路^[17]，采用Logit模型来检验入境旅游免签政策实施地区的选取是否受到该地区的入境旅游人数的影响，以“是否为入境旅游免签政策实施地区”为因变量，选取经济发展水平、服务业发展水平、基础设施建设水平以及入境旅游人数作为解释变量，并采用入境旅游免签政策实施之前的样本数据进行检验，结果如表 2所示。发现：入境旅游人数TOU的估计系数均不显著，表明入境旅游发展并不是选择入境旅游免签政策实施地区的依据，即满足政策随机性。

表 2(Tab. 2

表 2 政策随机性检验结果 Tab.2 Test Results of Policy Randomness

表 2 政策随机性检验结果 Tab.2 Test Results of Policy Randomness

（2）平行趋势假设检验。借鉴付明卫等的思路^[18]，本文采用入境旅游免签政策实施前1996—2000年53个地级市的子样本，构建如下模型：

(2)

其中，trend_t在1996—2000年分别取值1、2、3、4、5，其他变量含义同模型（1）。平行趋势假设检验结果见表 3。

表 3(Tab. 3

表 3 平行趋势假设检验 Tab.3 Parallel Trend Hypothesis Test

表 3 平行趋势假设检验 Tab.3 Parallel Trend Hypothesis Test

表 3的检验结果显示，无论是否加入控制变量、是否控制城市固定效应和时间固定效应，交互项trend×treatment的估计系数均不显著。这表明实验组和控制组入境外国游客数的变化趋势在入境旅游免签政策实施之前不存在显著差异。由此可见，双重差分法的前提假设条件（平行趋势假设）亦得到满足。

为了检验交互项系数的估计敏感性，本文采用逐步回归分析方法得到如表 4所示的估计结果。表 4第（1）—（5）列依次增加了控制变量，并控制了城市固定效应和时间固定效应。DID的估计系数均显著为正，表明入境旅游免签政策的实施显著地促进了入境旅游人数。表 4第（1）列表明：在未加入控制变量的情况下，在10%的显著性水平下，入境旅游免签政策对入境旅游人数产生了正向促进作用，即入境旅游免签政策会显著地促进入境旅游人数。表 4第（2）列表明：在加入了地区经济发展水平这一控制变量后，在5%的显著性水平下，入境旅游免签政策与入境旅游人数之间存在着显著的正向作用，且经济发展水平对入境旅游人数也存在着显著的正向作用。表 4第（3）列表明：随着控制变量的加入，在1%的显著性水平下，入境旅游免签政策对入境旅游人数产生了正向促进作用，经济发展水平对入境旅游人数也存在着显著正向作用，而服务业发展水平对入境旅游人数却存在着显著的负向作用；这可能与中国服务业发展水平过快引起的服务质量不高、欺骗国际游客等现象有关^[13]。表 4第（4）列表明：在加入一系列控制变量后，在1%的显著性水平下，入境旅游免签政策与入境旅游人数之间存在显著的正向作用，对外开放程度也对入境旅游人数产生了显著的正向作用。表 4第（5）列表明：在加入一系列控制变量后，在1%的显著性水平下，入境旅游免签政策与入境旅游人数之间存在显著的正向影响，基础设施建设水平也对入境旅游人数产生了显著的正向作用。综合表 4的回归结果可以发现，在（1）—（5）列中交互项的估计系数逐渐变大，且显著性水平也在增加。说明在控制其他影响因素后，入境旅游免签政策对入境旅游人数的影响作用更大。

表 4(Tab. 4

表 4 基准回归结果 Tab.4 Regression Results

表 4 基准回归结果 Tab.4 Regression Results

（1）安慰剂检验。本文参考Chetty等的做法进行安慰剂检验^[19]。具体步骤如下：①在全样本中随机抽取相同样本作为虚假实验组；②基于随机抽取之后的样本使用模型（1）进行检验。图 1报告了500次回归分析的估计系数分布情况。不难发现，基于随机样本估计得到的系数分布在0附近，而基准回归的估计系数（0.634）基本位于该系数分布之外。这表明了入境旅游免签政策实施对实验组入境旅游人数的显著促进作用确实存在，并未受到遗漏变量的干扰。

图 1(Fig. 1)

图 1 安慰剂检验结果 Fig.1 Placebo Test Results

（2）倾向得分匹配双重差分（PSM-DID）。为了确保前文基准回归结果的稳健性，本文进一步采用PSM-DID检验入境旅游免签政策实施的政策效果。参考张国建等的做法^[20]，具体步骤如下：①采用Logit模型回归，使用前文选择的控制变量来预测每个地级市实施入境旅游免签政策的概率，再分别运用半径匹配、核匹配方法为实施入境旅游免签政策的地级市（实验组）匹配控制组，使实验组和控制组在实施入境旅游免签政策前尽可能相似，以控制实验组和控制组之间存在的样本偏差问题；②基于PSM匹配之后的样本，采用DID方法来检验入境旅游免签政策对入境游客人数的政策净效应。由于倾向得分匹配可以最大化地控制可观测协变量的偏误问题，而双重差分法能够控制未观测变量所带来的影响，因此两种方法的结合（PSM-DID）能够更准确地检验政策净效应。PSM-DID的检验结果如表 5第（1）—（4）列所示。根据表 5第（1）—（4）列可以发现：无论是否加入控制变量，DID的估计系数均在1%水平下显著为正。从PSM-DID的估计结果来看，交互项的符号和显著性水平均与前文基准回归的结果一致，这一结果支持了前文基准回归的研究结论。

表 5(Tab. 5

表 5 稳健性检验结果 Tab.5 Test Results of Robustness

表 5 稳健性检验结果 Tab.5 Test Results of Robustness

（3）剔除过境免签政策的干扰。本文通过进一步梳理中国旅游签证政策，发现样本期内我国已经有多个城市先后实施了过境免签政策，具体如下：2000年开始，上海对17个国家（日本、韩国、新加坡、美国、加拿大、澳大利亚、新西兰、德国、法国、荷兰、比利时、卢森堡、葡萄牙、西班牙、意大利、奥地利和希腊）实行48小时过境免签；此后包括北京、广州、成都、西安、昆明、青岛、厦门、武汉、哈尔滨、长沙、南京、杭州、桂林等在内的城市陆续实施了过境免签政策，并且过境免签时限也不断变长（从最初的24小时增加至144小时）。为剔除过境免签政策对评估入境旅游免签政策可能带来的干扰效应，本文在已有的样本城市中剔除已实施过境免签政策的样本城市，然后采用模型（1）进行检验，估计结果如表 5第（5）、（6）列所示。可以看出：表 5第（5）列在未加入控制变量时入境旅游免签政策对入境旅游人数的正向作用不显著；表 5第（6）列在加入控制变量之后的回归结果与基准回归结果类似，入境旅游免签政策的实施显著地促进了入境旅游人数增长。可见，在剔除过境免签政策的潜在干扰影响之后，本文的研究结论依然成立。

入境游客客源地在经济发展水平、经贸关系、文化特点、风俗习惯、地理距离等方面存在差异。例如，欧盟近十年都是中国最大的贸易伙伴；亚洲部分国家与中国接壤，文化习俗较为相近等。这些因素将使得入境旅游免签政策对不同客源地入境旅游的效果会产生差异。鉴于此，本文将进一步通过分组回归考察入境旅游免签政策效果的客源地异质性。本文按洲别这一传统分组方法，将基准回归模型中被解释变量所选用的11个免签国家划分为亚洲国家（韩国、菲律宾、泰国、马来西亚）、欧洲国家（俄罗斯、德国、法国、英国）、大洋洲国家（澳大利亚）和北美洲国家（美国、加拿大），然后分别以亚洲4国入境旅游人数之和、欧洲4国入境旅游人数之和、大洋洲1国入境旅游人数和北美洲2国入境旅游人数之和作为被解释变量，使用模型（1）检验入境旅游免签政策效果的客源地异质性，其他变量的含义不变。入境旅游免签政策的客源地异质性检验结果如表 6所示。由表 6可发现入境旅游免签政策对不同客源地区的政策效果确实存在显著差异。具体而言，入境旅游免签政策在1%的显著性水平促进了欧洲客源地的入境旅游人数增长，在5%的显著性水平促进了大洋洲客源地的入境旅游人数增长，在10%的显著性水平促进了亚洲客源地的入境旅游人数增长，但入境旅游免签政策并未对北美洲客源地的入境旅游人数产生促进作用。比较估计系数的大小，可以发现：入境旅游免签政策对来自欧洲的入境旅游增长有着更好的政策效果，对来自亚洲和大洋洲的入境旅游增长也存在着正向的显著影响，而对来自北美洲的入境旅游增长并未产生明显影响。这一研究结论基本符合理论预期。欧洲国家与中国常年保持良好密切的经贸关系，且其入境旅游结构中包含了部分商务入境旅游；亚洲国家与中国的距离相对更近，这为其民众到中国入境旅游提供了便利的条件；而文化差异、地理距离等因素共同导致了入境免签政策并未对来自北美洲客源地的入境旅游产生明显的提升作用。

表 6(Tab. 6

表 6 异质性检验 Tab.6 Heterogeneity Test

表 6 异质性检验 Tab.6 Heterogeneity Test

由于2010年国家对入境旅游免签政策进行了扩大调整，那么该调整的政策效果如何呢？由此本文进一步实证检验了入境旅游免签政策调整的效果。2009年12月31日，国务院在《关于推进海南国际旅游岛建设发展的若干意见》中明确赋予海南省26国免签证政策，即“在已有21国免签证的基础上，先期增加芬兰、丹麦、挪威、乌克兰、哈萨克斯坦5国为入境旅游免签证国家；并对俄罗斯、韩国、德国3国旅游团组团人数放宽至2人以上（含2人），且入境停留时间延长至21天”。一方面，《中国旅游统计年鉴》等公开统计资料并未公布各地市历年来自芬兰、丹麦、挪威、乌克兰和哈萨克斯坦等5国的入境游客数，故无法使用这5个国家的入境旅游人数来检验入境旅游免签政策扩大的政策效果。另一方面，这次政策调整对俄罗斯、韩国和德国等三个国家进一步放宽了入境停留时间（原可停留15天，现可停留21天）和组团入境旅游的限制人数（5人及以上放宽至2人及以上），而其他国家或地区仍享受原政策不变。因此，本文在参考Moser和Voena研究思路的基础上^[21]，以来自俄罗斯、韩国和德国的入境旅游人数之和作为被解释变量，然后采用如下模型来检验2010年入境旅游免签政策扩大的调整效应。

(3)

其中，被解释变量Y_it是来自俄罗斯、韩国和德国三个国家的入境旅游人数之和，核心解释变量为DID和DID × post2010，其中post2010为时间虚拟变量（当2010年入境旅游免签政策实施之后取值为1，其他年份为0），其余变量含义同模型（1）。表 7显示了2010年入境旅游免签政策调整效应的检验结果。

表 7(Tab. 7

表 7 政策调整的检验结果 Tab.7 Test Results of Policy Adjustment

表 7 政策调整的检验结果 Tab.7 Test Results of Policy Adjustment

表 7第（1）列至第（4）列均控制了城市固定效应和时间固定效应。表 7第（1）列显示了未加入控制变量的估计结果，此时在5%的显著性水平下2000年入境旅游免签政策的实施对来自俄罗斯、韩国和德国的入境旅游人数增长产生了正向影响；表 7第（2）列为加入一系列控制变量的估计结果，此时在1%的显著性水平下2000年入境旅游免签政策的实施对来自俄罗斯、韩国和德国的入境旅游人数产生了正向的影响；表 7第（3）列为加入DID × post2010但未加入控制变量的估计结果，2010年入境旅游免签政策的扩大实施对来自俄罗斯、韩国和德国的入境旅游人数产生了显著的负向作用；表 7第（4）列为加入DID × post2010和控制变量后的估计结果，2010年入境旅游免签政策的扩大实施对来自俄罗斯、韩国和德国的入境旅游人数的政策效果不显著，这表示2010年入境旅游免签政策的扩大没有对入境旅游人数产生显著促进作用。其原因可能是：全球经济受金融危机影响而复苏乏力，导致中国入境市场持续低迷^[22]。这一点可以从《中国入境旅游发展年度报告2014》中得以体现：2011年至2013年，中国入境旅游人次增长率分别为1.24%、-2.2%和-2.51%。

本文利用中国1996—2016年53个地级市的面板数据，采用双重差分法对入境旅游免签政策是否促进入境旅游人数增长这一问题进行了检验，并对入境旅游免签政策效果的客源地异质性以及2010年入境旅游免签政策进一步扩大调整的政策效果进行了检验。研究发现：第一，入境旅游免签政策的实施显著地促进了入境旅游人数增长，且通过了一系列稳健性检验的印证；第二，入境旅游免签政策对来自欧洲的入境旅游人数增长有着更好的政策效果，对来自亚洲和大洋洲的入境旅游人数增长也存在着正向的显著影响，而对来自北美洲的入境旅游人数增长无显著影响；第三，2010年入境旅游免签政策的扩大调整对入境旅游人数增长无显著促进作用，这可能受限于世界上发达国家的经济疲软，中国当时的入境旅游市场持续低迷。

基于上述研究结果，本文得到如下政策启示。第一，继续坚持以入境旅游免签政策为主要抓手，进一步争取在全球范围扩大免签客源国。虽然入境旅游免签政策能够显著吸引免签国的游客，但相比旅游发达地区，海南入境旅游免签国家数量还相对较少。此外2010年入境旅游免签政策的调整力度不够，其未对入境旅游人数增长产生预期效果。因而在建设国际旅游消费中心的大背景下海南应进一步扩大免签范围，最大限度地争取“全球”免签。第二，在具体实施过程中，注重入境旅游免签政策对不同客源地的差异化影响。例如，在欧洲和亚洲等客源国积极提升入境旅游服务质量，丰富旅游产品体系，提升旅游产品的内在价值；在北美等客源国应从客源国的旅游需求出发，强化国际旅游营销意识，创新宣传形式，树立“便捷中国”的形象，从而全面提高我国对北美游客的吸引力。第三，在中国旅游服务贸易逆差不断扩大的背景下，中国政府应在其他旅游城市积极推广入境旅游免签政策。积极推动入境旅游发展既有利于平衡服务贸易逆差，也是新时期深化改革开放的重要举措，在加强国际友好往来、传播中华文明、构建开放型经济新体制等方面都具有重要意义。由于新冠肺炎疫情的爆发使得入境旅游基本处于停滞状态，政府可以利用国外疫情仍在肆行的这一窗口期，加快调研和总结入境旅游免签政策对各客源地游客的实施情况及潜在问题（例如2010年入境免签调整效果不佳），有针对性地提前调整入境旅游免签政策，以便在全球疫情结束后迅速推动我国入境旅游发展，将中国打造成为世界旅游强国。

注释：

①《中国统计年鉴（2018）》第374页。

② 限于篇幅，未报告各变量的描述性统计，如有需要，可向作者索取。