我國入境游客數(shù)與國際旅游收入的協(xié)整分析

姚先林

（湖南科技學(xué)院 經(jīng)濟(jì)與管理系，湖南 永州425199）

發(fā)展國際旅游有益于促進(jìn)我國和其他國家之間的文化交流、發(fā)揮生態(tài)環(huán)境的服務(wù)效益；同時(shí)能夠?yàn)閲医?jīng)濟(jì)的發(fā)展，如增加外匯收入、改善經(jīng)濟(jì)結(jié)構(gòu)、促進(jìn)外貿(mào)發(fā)展，作出重要貢獻(xiàn)。自改革開放以來，中國大陸與國際的經(jīng)濟(jì)、貿(mào)易、人員往來日益頻繁（張華初和李永杰，2007），在很大程度上也帶動(dòng)了國際游客數(shù)的急劇增加。從數(shù)據(jù)上看，大陸入境游人數(shù)已經(jīng)由改革開放初期的180.92萬人增長到2012年的13240.53萬人，年均增長率為13.46%；其中過夜游客數(shù)在同一時(shí)期由71.06萬人增長到5772.49萬人（世界排名第三位），年均增長率13.81%。根據(jù)世界旅游組織的統(tǒng)計(jì)，我國的旅游收入在這一時(shí)期也由2.63億美元增長到500.28億美元（世界排名第四位），年均增長16.69%，累計(jì)創(chuàng)匯5200.37億美元。

為促進(jìn)國家旅游事業(yè)的蓬勃發(fā)展，我國學(xué)者對(duì)國際和國內(nèi)旅游市場進(jìn)行了深入的研究。在國內(nèi)旅游市場研究中，賀振（2007）應(yīng)用灰色系統(tǒng)理論的灰色綜合關(guān)聯(lián)度分析法，選取了9個(gè)對(duì)旅游經(jīng)濟(jì)收入有影響的因子進(jìn)行了定量分析；方忠權(quán)和王章郡（2010）綜合運(yùn)用變異系數(shù)、泰爾指數(shù)等指標(biāo)，對(duì)廣東省旅游收入的時(shí)空差異及其演變規(guī)律進(jìn)行了研究。在入境旅游市場研究中，國內(nèi)學(xué)者從收入的影響因素（周艷林，2009；李承斌，2007；邢玨玨等，2005）、區(qū)域間差異（衛(wèi)海燕，2007）、收入與經(jīng)濟(jì)增長的互動(dòng)關(guān)聯(lián)關(guān)系（翁鋼民和魯超，2012；張小軍，2011；霍守花，2012；楊望暾等，2013）、收入與國際旅行社數(shù)量的關(guān)系（余中東和黃小軍，2012）、重大事件對(duì)收入的影響（溫江和熊黑鋼，2014）、收入的預(yù)測方式（張華初，2007）等方面進(jìn)行了分析。

國際旅游收入是衡量一個(gè)國家旅游實(shí)力的重要指標(biāo)（張華初，2007），游客又是增加游客收入的直接貢獻(xiàn)者，但現(xiàn)有研究鮮有從游客角度探討增加旅游國際收入的途徑。入境游客數(shù)和國際旅游收入二者的關(guān)系也僅限于描述性統(tǒng)計(jì)人均消費(fèi)水平，這并不能反映二者的長期的因果關(guān)系和短期的波動(dòng)影響。量化游客人數(shù)對(duì)旅游人數(shù)對(duì)國際旅游收入的長期關(guān)系有助于有效預(yù)測我國外匯收入的變動(dòng)，對(duì)因勢利導(dǎo)地發(fā)展我國的旅游經(jīng)濟(jì)具有重要意義。因此，本文從入境游客數(shù)變動(dòng)的視角，以1994—2012年的相關(guān)數(shù)據(jù)為依據(jù)，研究入境游客數(shù)和國際旅游收入之間的協(xié)整關(guān)系，并進(jìn)行格蘭杰因果檢驗(yàn)，建立誤差修正模型，為決策部門提供借鑒和參考。

一 數(shù)據(jù)變動(dòng)分析

按照《中國旅游統(tǒng)計(jì)年鑒》的統(tǒng)計(jì)口徑，國際旅游（外匯）收入是指指入境旅游者在中國（大陸）境內(nèi)旅行游覽過程中用于交通、參觀游覽、住宿、餐飲、購物、娛樂等全部花費(fèi)。粗略估算，入境游客人均消費(fèi)從1978年的145.37美元增加到2012年的377.84美元，這一增長一方面是由于世界范圍內(nèi)的經(jīng)濟(jì)發(fā)展水平帶動(dòng)的，另一方面也反映出我國旅游業(yè)整體實(shí)力的增強(qiáng)。由于國家外匯管理體制的變化，中國國際旅游收入從1994年開始采用了與國際接軌的辦法，與往年不能簡單地進(jìn)行對(duì)比。因此，本文以1994年為研究的時(shí)間起點(diǎn)。

為便于對(duì)比入境游客數(shù)和國際旅游收入隨時(shí)間的變動(dòng)情況，以1994年為基期（=100）的二者變動(dòng)情況如圖1所示，其中1994年實(shí)際入境旅游人數(shù)為4368.45萬人，實(shí)際旅游收入為73.23億美元。由于非典型肺炎的緣故，2003年的入境游客數(shù)和國際旅游收入均出現(xiàn)了大幅度的下降。同時(shí)可以從圖1得出，除2003年外，可以將整個(gè)時(shí)期劃分為兩個(gè)階段：第一階段為1994-2007，入境游客數(shù)和國際旅游收入均保持了快速的增長；第二階段為2007-2012，入境游客數(shù)和國際旅游收入均較為穩(wěn)定，在個(gè)別年份還有所下滑?？傮w來看，旅游收入的增長高于游客數(shù)量的增長，人均消費(fèi)水平在不斷提高。

第一階段中，隨著世界經(jīng)濟(jì)繁榮和我國經(jīng)濟(jì)發(fā)展，中國更多地被外界所提及，吸引了各國游客的目光；同時(shí)國內(nèi)旅游市場在這一時(shí)期也獲得了不斷的規(guī)范，服務(wù)質(zhì)量和宣傳力度都在不斷擴(kuò)大，這在一定程度上也帶動(dòng)了旅游業(yè)海外市場的擴(kuò)張。第二階段中，波及世界的次貸危機(jī)和北京奧運(yùn)會(huì)的雙重效應(yīng)，使得我國海外旅游市場的不確定性增強(qiáng)，表現(xiàn)為2008-2009年的游客人數(shù)和旅游收入的下降。特別是2009年，由于國際旅游市場的價(jià)格彈性較高（李承斌，2007）、奧運(yùn)拉動(dòng)效應(yīng)的減弱、金融危機(jī)的進(jìn)一步深化，旅游收入和旅游人數(shù)出現(xiàn)了大幅度的下降，且旅游收入下降幅度高于旅游人數(shù)。整個(gè)研究時(shí)期人均旅游消費(fèi)水平的提高說明了中國的旅游市場國際吸引力和競爭力的增強(qiáng)。

圖1.1994-2012中國歷年入境游客數(shù)和國際旅游收入的變動(dòng)

二 數(shù)據(jù)描述與實(shí)證研究

（一）E-G兩步法建立協(xié)整方程

為反映二者之間的長期變動(dòng)關(guān)系，將國際旅游收入記為變量Y，旅游人數(shù)記為變量X，研究二者之間的關(guān)系。由于直接采用最小二乘法對(duì)時(shí)間序列數(shù)據(jù)做回歸分析可能存在偽回歸，造成回歸結(jié)果沒有現(xiàn)實(shí)意義，因而對(duì)于時(shí)間序列數(shù)據(jù)應(yīng)先對(duì)變量的平穩(wěn)性進(jìn)行檢驗(yàn)。將殘差項(xiàng)記為Err，使用E－G兩步法建立Y與X之間的協(xié)整關(guān)系，數(shù)據(jù)的單位根檢驗(yàn)結(jié)果如表1所示（由EViews7.2的估計(jì)結(jié)果整理而得）。

通過表1可以得出結(jié)論，Y、X均為非平穩(wěn)序列，經(jīng)過檢驗(yàn)后可以認(rèn)定為I(1)序列，通過E-G兩步法建立的回歸方程

如下。估計(jì)結(jié)果中，括號(hào)內(nèi)為系數(shù)估計(jì)值的標(biāo)準(zhǔn)誤，***代表在0.01水平下顯著；模型整體顯著性檢驗(yàn)中的R2=0.897，F(xiàn)=148.063，說明方程通過了單變量和整體的顯著性檢驗(yàn)。

表1.對(duì)FD、FE、LDI的ADF單位根檢驗(yàn)

注：其中，T，C，N分別代表包含常數(shù)項(xiàng)和趨勢項(xiàng)，只包含常數(shù)項(xiàng)，不包含常數(shù)項(xiàng)和趨勢項(xiàng)。Δ表示一階差分。

對(duì)上述方程的殘差進(jìn)行的單位根檢驗(yàn)，不含趨勢項(xiàng)和常數(shù)項(xiàng)的ADF統(tǒng)計(jì)量為-1.7607，伴隨概率為0.0747，在10%的置信水平下拒絕了原假設(shè)，接受殘差項(xiàng)為平穩(wěn)序列。綜上，我們認(rèn)為入境游客數(shù)和國際旅游收入之間存在協(xié)整關(guān)系。

（二）誤差修正模型（ECM）

入境游客數(shù)和國際旅游收入之間的長期均衡關(guān)系實(shí)際上是由“非均衡過程”生成的。因此建模時(shí)要使用ECM來反映數(shù)據(jù)的動(dòng)態(tài)非均衡過程，其一階滯后系數(shù)的估計(jì)稱為調(diào)整系數(shù)，反映了對(duì)偏離長期均衡的調(diào)整力度。多變量協(xié)整的誤差修正模型建立如下，并使用EViews7.2進(jìn)行估計(jì)。估計(jì)結(jié)果中，D(*)表示變量的一階差分，模型同樣通過了單變量和整體的顯著性檢驗(yàn)。

（三）格蘭杰因果檢驗(yàn)

因?yàn)閮勺兞恐g存在一個(gè)協(xié)整關(guān)系，所以還要采用Granger因果檢驗(yàn)對(duì)其因果關(guān)系進(jìn)行檢驗(yàn)。該理論的基本思想是：變量X和Y，如果X的變化引起了Y的變化，X的變化應(yīng)當(dāng)發(fā)生在Y的變化之前。這里我們選擇滯后階數(shù)分別為1、2進(jìn)行檢驗(yàn)，結(jié)果如表2所示。結(jié)果表明在5%的置信水平下，拒絕X不為Y的格蘭杰因，接受Y不為X的格蘭杰因；即入境游客數(shù)為國際旅游收入的格蘭杰因，二者之間存在單向關(guān)系。

表2.對(duì)X和Y的格蘭杰因果檢驗(yàn)

（四）實(shí)證研究結(jié)果

對(duì)入境游客數(shù)和國際旅游收入的協(xié)整分析表明，游客人數(shù)的增加是導(dǎo)致國際旅游收入上升的原因；長期來看，且游客人數(shù)每增加1萬人能夠帶來國際旅游外匯收入上漲420.04萬美元；誤差修正模型表明，誤差修正項(xiàng)系數(shù)為負(fù)，符合誤差修正機(jī)制，意味著當(dāng)短期波動(dòng)偏離長期平衡時(shí)，將以-0.034的調(diào)整力度將非均衡狀態(tài)拉回到均衡狀態(tài)。

三 結(jié)論和討論

文章利用長期時(shí)間序列數(shù)據(jù)定量分析了游客人數(shù)對(duì)國際旅游收入影響程度，對(duì)于國際旅游政策的制定提供了重要的參考。在開拓旅游市場的過程中，政府投入了大量的資金用于吸引境外游客，本文關(guān)于境外游客對(duì)我國外匯收入貢獻(xiàn)的研究，有助于對(duì)相關(guān)政策進(jìn)行成本——效益的分析。此外，在研究過程中，還發(fā)現(xiàn)近年來境外游客增長速度有放緩的趨勢，這也給我國國際旅游市場的進(jìn)一步發(fā)展提出了挑戰(zhàn)，本文對(duì)境外游客和國際旅游收入動(dòng)態(tài)非均衡狀態(tài)的研究，有助于分析長期趨勢下，非均衡狀態(tài)的調(diào)整方向和速度。因此，本研究對(duì)于我國制定促進(jìn)國際旅游發(fā)展的政策提供了基礎(chǔ)的數(shù)據(jù)參考。

文章通過對(duì)我國入境游客數(shù)和國際旅游收入的協(xié)整分析，發(fā)現(xiàn)了二者之間的長期協(xié)整關(guān)系。研究表明，在長期范圍內(nèi)，二者之間存在穩(wěn)定的正向相關(guān)關(guān)系；入境游客的人均消費(fèi)水平呈現(xiàn)逐年升高的趨勢；2003年的SARS危機(jī)和2008年的次貸危機(jī)均對(duì)我國的國際旅游市場造成了顯著的影響；入境游客數(shù)是影響國際旅游收入變動(dòng)的顯著Granger原因，游客人數(shù)每增加1萬人能夠帶來國際旅游外匯收入上漲420.04萬美元；在長期內(nèi)存在誤差修正機(jī)制，校正上一年非均衡程度為3.4%，說明從非均衡狀態(tài)調(diào)整的速度較慢。

基于研究結(jié)論，文章認(rèn)為我國在未來擴(kuò)展國際旅游市場需要做好以下三個(gè)方面的工作：第一，建立應(yīng)對(duì)旅游業(yè)危機(jī)的快速反應(yīng)機(jī)制，在出現(xiàn)突發(fā)性或持續(xù)性危機(jī)時(shí)，要盡可能整合旅游資源，為危機(jī)后的旅游業(yè)恢復(fù)創(chuàng)造良好的條件；第二，提升管理水平和服務(wù)質(zhì)量，使國外游客獲得良好的體驗(yàn)，更加有效的傳播中國文化；第三，加大旅游宣傳，增加旅游宣傳投資的力度，不僅要充分利用媒體進(jìn)行廣泛的宣傳，還要將旅游業(yè)與區(qū)域特色融合起來，提高宣傳的質(zhì)量。

[1]方忠權(quán),王章郡.廣東省旅游收入時(shí)空差異變動(dòng)分析[J].經(jīng)濟(jì)地理,2010,(10):1746-1751.

[2]賀振.旅游收入影響因素研究——以河南為例[J].經(jīng)濟(jì)問題,2009,(8):121-122.

[3]霍守花.旅游業(yè)發(fā)展與城市經(jīng)濟(jì)增長的實(shí)證研究——以黃山市為例[J].石家莊學(xué)院學(xué)報(bào),2012,14(6):72-76.

[4]李承斌.匯率變動(dòng)對(duì)我國國際旅游收入影響的實(shí)證分析[J].華商,2007,(30):32-33.

[5]衛(wèi)海燕,吳璞周,李乃偉.中國大陸國際旅游收入地區(qū)競爭差異研究[J].西北大學(xué)學(xué)報(bào)(自然科學(xué)版),2007,37(6):917-920.

[6]溫江,熊黑鋼.重大事件對(duì)新疆不同地區(qū)國際旅游業(yè)影響的空間差異研究[J].干旱區(qū)資源與環(huán)境,2014,(1):163-168.

[7]翁鋼民,魯超.我國旅游業(yè)發(fā)展與經(jīng)濟(jì)增長的相互關(guān)系研究[J].燕山大學(xué)學(xué)報(bào)(哲學(xué)社會(huì)科學(xué)版),2012,13(1):54-57.

[8]邢玨玨,李業(yè)錦,趙明.我國城市國際旅游競爭優(yōu)勢特征及其影響因素分析[J].經(jīng)濟(jì)地理,2005,(5):712-715;719.

[9]楊望暾,張陽,孫瑩,査方勇.VAR模型視角下的國際旅游與宏觀經(jīng)濟(jì)間的動(dòng)態(tài)影響研究[J].統(tǒng)計(jì)與決策,2013,(15):93-96.

[10]余中東,黃小軍.國際旅行社的發(fā)展對(duì)入境旅游影響的實(shí)證研究[J].統(tǒng)計(jì)與決策,2012,(3):126-129.

[11]張華初.中國國際旅游收入的時(shí)間序列模型[J].經(jīng)濟(jì)評(píng)論,2007,(2):140-145.

[12]張華初,李永杰.中國旅游業(yè)產(chǎn)業(yè)關(guān)聯(lián)的定量分析[J].旅游學(xué)刊,2007,22(4):15-19.

[13]朱吉玉,李劍.基于GDP和旅游收入相關(guān)分析看旅游經(jīng)濟(jì)發(fā)展[J].邵陽學(xué)院學(xué)報(bào)(社會(huì)科學(xué)版),2013,(6):63-67.

[14]張小軍.河南國際旅游收入與經(jīng)濟(jì)增長因果關(guān)系分析[J].安徽農(nóng)業(yè)科學(xué),2011,39(9):5471-5473.

[15]周艷林.影響重慶國際旅游收入因素的灰色關(guān)聯(lián)動(dòng)態(tài)分析[J].消費(fèi)導(dǎo)刊,2009,(16):9.