我国入境游客数与国际旅游收入的协整分析

2015-05-06姚先林

湖南科技学院学报 2015年3期

姚先林

（湖南科技学院经济与管理系，湖南永州425199）

发展国际旅游有益于促进我国和其他国家之间的文化交流、发挥生态环境的服务效益；同时能够为国家经济的发展，如增加外汇收入、改善经济结构、促进外贸发展，作出重要贡献。自改革开放以来，中国大陆与国际的经济、贸易、人员往来日益频繁（张华初和李永杰，2007），在很大程度上也带动了国际游客数的急剧增加。从数据上看，大陆入境游人数已经由改革开放初期的180.92万人增长到2012年的13240.53万人，年均增长率为13.46%；其中过夜游客数在同一时期由71.06万人增长到5772.49万人（世界排名第三位），年均增长率13.81%。根据世界旅游组织的统计，我国的旅游收入在这一时期也由2.63亿美元增长到500.28亿美元（世界排名第四位），年均增长16.69%，累计创汇5200.37亿美元。

为促进国家旅游事业的蓬勃发展，我国学者对国际和国内旅游市场进行了深入的研究。在国内旅游市场研究中，贺振（2007）应用灰色系统理论的灰色综合关联度分析法，选取了9个对旅游经济收入有影响的因子进行了定量分析；方忠权和王章郡（2010）综合运用变异系数、泰尔指数等指标，对广东省旅游收入的时空差异及其演变规律进行了研究。在入境旅游市场研究中，国内学者从收入的影响因素（周艳林，2009；李承斌，2007；邢珏珏等，2005）、区域间差异（卫海燕，2007）、收入与经济增长的互动关联关系（翁钢民和鲁超，2012；张小军，2011；霍守花，2012；杨望暾等，2013）、收入与国际旅行社数量的关系（余中东和黄小军，2012）、重大事件对收入的影响（温江和熊黑钢，2014）、收入的预测方式（张华初，2007）等方面进行了分析。

国际旅游收入是衡量一个国家旅游实力的重要指标（张华初，2007），游客又是增加游客收入的直接贡献者，但现有研究鲜有从游客角度探讨增加旅游国际收入的途径。入境游客数和国际旅游收入二者的关系也仅限于描述性统计人均消费水平，这并不能反映二者的长期的因果关系和短期的波动影响。量化游客人数对旅游人数对国际旅游收入的长期关系有助于有效预测我国外汇收入的变动，对因势利导地发展我国的旅游经济具有重要意义。因此，本文从入境游客数变动的视角，以1994—2012年的相关数据为依据，研究入境游客数和国际旅游收入之间的协整关系，并进行格兰杰因果检验，建立误差修正模型，为决策部门提供借鉴和参考。

一数据变动分析

按照《中国旅游统计年鉴》的统计口径，国际旅游（外汇）收入是指指入境旅游者在中国（大陆）境内旅行游览过程中用于交通、参观游览、住宿、餐饮、购物、娱乐等全部花费。粗略估算，入境游客人均消费从1978年的145.37美元增加到2012年的377.84美元，这一增长一方面是由于世界范围内的经济发展水平带动的，另一方面也反映出我国旅游业整体实力的增强。由于国家外汇管理体制的变化，中国国际旅游收入从1994年开始采用了与国际接轨的办法，与往年不能简单地进行对比。因此，本文以1994年为研究的时间起点。

为便于对比入境游客数和国际旅游收入随时间的变动情况，以1994年为基期（=100）的二者变动情况如图1所示，其中1994年实际入境旅游人数为4368.45万人，实际旅游收入为73.23亿美元。由于非典型肺炎的缘故，2003年的入境游客数和国际旅游收入均出现了大幅度的下降。同时可以从图1得出，除2003年外，可以将整个时期划分为两个阶段：第一阶段为1994-2007，入境游客数和国际旅游收入均保持了快速的增长；第二阶段为2007-2012，入境游客数和国际旅游收入均较为稳定，在个别年份还有所下滑。总体来看，旅游收入的增长高于游客数量的增长，人均消费水平在不断提高。

第一阶段中，随着世界经济繁荣和我国经济发展，中国更多地被外界所提及，吸引了各国游客的目光；同时国内旅游市场在这一时期也获得了不断的规范，服务质量和宣传力度都在不断扩大，这在一定程度上也带动了旅游业海外市场的扩张。第二阶段中，波及世界的次贷危机和北京奥运会的双重效应，使得我国海外旅游市场的不确定性增强，表现为2008-2009年的游客人数和旅游收入的下降。特别是2009年，由于国际旅游市场的价格弹性较高（李承斌，2007）、奥运拉动效应的减弱、金融危机的进一步深化，旅游收入和旅游人数出现了大幅度的下降，且旅游收入下降幅度高于旅游人数。整个研究时期人均旅游消费水平的提高说明了中国的旅游市场国际吸引力和竞争力的增强。

图1.1994-2012中国历年入境游客数和国际旅游收入的变动

二数据描述与实证研究

（一）E-G两步法建立协整方程

为反映二者之间的长期变动关系，将国际旅游收入记为变量Y，旅游人数记为变量X，研究二者之间的关系。由于直接采用最小二乘法对时间序列数据做回归分析可能存在伪回归，造成回归结果没有现实意义，因而对于时间序列数据应先对变量的平稳性进行检验。将残差项记为Err，使用E－G两步法建立Y与X之间的协整关系，数据的单位根检验结果如表1所示（由EViews7.2的估计结果整理而得）。

通过表1可以得出结论，Y、X均为非平稳序列，经过检验后可以认定为I(1)序列，通过E-G两步法建立的回归方程

如下。估计结果中，括号内为系数估计值的标准误，***代表在0.01水平下显著；模型整体显著性检验中的R2=0.897，F=148.063，说明方程通过了单变量和整体的显著性检验。

表1.对FD、FE、LDI的ADF单位根检验

注：其中，T，C，N分别代表包含常数项和趋势项，只包含常数项，不包含常数项和趋势项。Δ表示一阶差分。

对上述方程的残差进行的单位根检验，不含趋势项和常数项的ADF统计量为-1.7607，伴随概率为0.0747，在10%的置信水平下拒绝了原假设，接受残差项为平稳序列。综上，我们认为入境游客数和国际旅游收入之间存在协整关系。

（二）误差修正模型（ECM）

入境游客数和国际旅游收入之间的长期均衡关系实际上是由“非均衡过程”生成的。因此建模时要使用ECM来反映数据的动态非均衡过程，其一阶滞后系数的估计称为调整系数，反映了对偏离长期均衡的调整力度。多变量协整的误差修正模型建立如下，并使用EViews7.2进行估计。估计结果中，D(*)表示变量的一阶差分，模型同样通过了单变量和整体的显著性检验。

（三）格兰杰因果检验

因为两变量之间存在一个协整关系，所以还要采用Granger因果检验对其因果关系进行检验。该理论的基本思想是：变量X和Y，如果X的变化引起了Y的变化，X的变化应当发生在Y的变化之前。这里我们选择滞后阶数分别为1、2进行检验，结果如表2所示。结果表明在5%的置信水平下，拒绝X不为Y的格兰杰因，接受Y不为X的格兰杰因；即入境游客数为国际旅游收入的格兰杰因，二者之间存在单向关系。

表2.对X和Y的格兰杰因果检验

（四）实证研究结果

对入境游客数和国际旅游收入的协整分析表明，游客人数的增加是导致国际旅游收入上升的原因；长期来看，且游客人数每增加1万人能够带来国际旅游外汇收入上涨420.04万美元；误差修正模型表明，误差修正项系数为负，符合误差修正机制，意味着当短期波动偏离长期平衡时，将以-0.034的调整力度将非均衡状态拉回到均衡状态。

三结论和讨论

文章利用长期时间序列数据定量分析了游客人数对国际旅游收入影响程度，对于国际旅游政策的制定提供了重要的参考。在开拓旅游市场的过程中，政府投入了大量的资金用于吸引境外游客，本文关于境外游客对我国外汇收入贡献的研究，有助于对相关政策进行成本——效益的分析。此外，在研究过程中，还发现近年来境外游客增长速度有放缓的趋势，这也给我国国际旅游市场的进一步发展提出了挑战，本文对境外游客和国际旅游收入动态非均衡状态的研究，有助于分析长期趋势下，非均衡状态的调整方向和速度。因此，本研究对于我国制定促进国际旅游发展的政策提供了基础的数据参考。

文章通过对我国入境游客数和国际旅游收入的协整分析，发现了二者之间的长期协整关系。研究表明，在长期范围内，二者之间存在稳定的正向相关关系；入境游客的人均消费水平呈现逐年升高的趋势；2003年的SARS危机和2008年的次贷危机均对我国的国际旅游市场造成了显著的影响；入境游客数是影响国际旅游收入变动的显著Granger原因，游客人数每增加1万人能够带来国际旅游外汇收入上涨420.04万美元；在长期内存在误差修正机制，校正上一年非均衡程度为3.4%，说明从非均衡状态调整的速度较慢。

基于研究结论，文章认为我国在未来扩展国际旅游市场需要做好以下三个方面的工作：第一，建立应对旅游业危机的快速反应机制，在出现突发性或持续性危机时，要尽可能整合旅游资源，为危机后的旅游业恢复创造良好的条件；第二，提升管理水平和服务质量，使国外游客获得良好的体验，更加有效的传播中国文化；第三，加大旅游宣传，增加旅游宣传投资的力度，不仅要充分利用媒体进行广泛的宣传，还要将旅游业与区域特色融合起来，提高宣传的质量。

[1]方忠权,王章郡.广东省旅游收入时空差异变动分析[J].经济地理,2010,(10):1746-1751.

[2]贺振.旅游收入影响因素研究——以河南为例[J].经济问题,2009,(8):121-122.

[3]霍守花.旅游业发展与城市经济增长的实证研究——以黄山市为例[J].石家庄学院学报,2012,14(6):72-76.

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[8]邢珏珏,李业锦,赵明.我国城市国际旅游竞争优势特征及其影响因素分析[J].经济地理,2005,(5):712-715;719.

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