北京入境旅游需求与影响因素的长短期效应

李祗辉

(北京石油化工学院 人文社科学院，北京 102617)

一、引言

作为国际旅游的重要组成部分，入境旅游一直是我国旅游业发展的战略重点[1]。作为全国政治中心、文化中心、国际交往中心、科技创新中心的首都北京，其入境旅游发展对于全国入境旅游具有风向标作用。近年来，宏观经济形式的复杂、国际政治环境的变化以及环境污染、食品安全等多种因素的影响已经对入境旅游发展形成了挑战。北京入境旅游经过改革开放后30余年的快速发展，自2012年开始至2016年，已连续五年出现负增长，北京入境旅游已进入新常态[2]。针对北京入境旅游面临的新情况和新形势，为了提振入境旅游市场，有必要了解北京入境旅游需求究竟和哪些影响因素存在着长期稳定的均衡关系，又有哪些影响因素对北京入境旅游需求进行着短期动态调整？

误差修正模型能同时反映入境旅游需求与各个影响因素之间的长期和短期效应。本研究的主要目的是通过协整检验和误差修正模型，实证考察北京入境旅游需求与经济和非经济等影响因素的长短期效应。经济影响因素包含了收入、价格、交通状况等变量，而非经济影响因素包含了季节性、2001年“9·11”恐怖袭击、2003年“非典”(SARS)疫情、2008年开始的全球金融危机、2012年起恶化的雾霾等虚拟变量。建模时采用从一般到特殊的方法，最终得到适当的简化模型。

二、 研究背景

(一)北京入境旅游发展情况

北京入境旅游是伴随着中国改革开放的步伐发展起来的。1978—2016年间北京入境旅游人数的统计数据显示，在2012年之前(不含2012)，除个别年份外(1989、1998、2003、2008)，北京入境旅游人数一直保持增长态势，但自2012年以来，入境人数连年负增长，但降幅逐渐收窄。

从客源市场结构来看，长期以来，美国、韩国、日本、香港同胞和台湾同胞市场一直是北京入境旅游的主要客源市场。具体来说，对于美国市场，自2007—2016年，美国已连续十年保持北京第一大入境客源市场位置；对于韩国市场，自2011年以来一直占据着北京第二大入境客源市场的位置；对于香港同胞市场，自2013年以来，香港保持着北京第三大入境客源市场的位置；对于日本市场，其位置近年来逐步下滑，已从2000年的第一跌落至2016年的第五；对于台湾同胞市场，自2000年以来，除2013、2014和2016年外，台湾一直保持着北京第五大入境客源市场的位置。

(二) 相关理论

自上世纪60年代以来，西方学者依据发达国家市场环境对国际旅游需求影响因素进行了大量研究，研究中包含的影响国际旅游需求的主要因素有收入、价格、目的地营销、政策与事件、交通成本、汇率、人口统计特征、民族或移民因素、旅游吸引力、季节性、人口规模、收入分配及不公平程度、对外直接投资等[3]。在此基础上，国内学者结合我国实际情况，对我国及主要省市的入境旅游需求影响因素进行了研究。王纯阳、黄福才基于1979—2008年中国4个主要客源国的数据，分析了入境旅游需求的主要影响因素[4]。王铮等研究了重大事件对上海入境旅游需求的影响[5]。张金华、林秀梅根据中国1999—2009年的31个省区相关数据，分析了我国入境旅游需求影响因素[6]。高军依据北京1978—2012年入境旅游人数年度数据，对改革开放35年来北京入境旅游人数进行了动态分析[7]。郭向阳等以1996—2015年中国及云南省入境旅游数据为样本，对云南省入境旅游发展变化及其驱动因素进行研究[8]。方梦圆利用2000—2012年旅游总收入，对西部地区旅游经济差异及影响因素进行了分析[9]。刘霜、邱继勤利用重庆市1997—2010年统计数据,实证研究了重庆经济增长与旅游总收入以及入境旅游之间的关系[10]。然而，在研究的时间范围方面，目前国内的相关文献大多数都是基于2012年之前的数据，只有郭向阳等少量研究使用了较新的数据，但仍需各种实证检验。另外，对于需求函数的估计和模拟，应考虑在理论和估计方面没有重大缺陷的分析框架。一般来说，误差修正模型(ECM)能够较好地满足上述条件[11]。本研究将利用误差修正模型进行分析。

根据上述研究结果可知，包括入境旅游和出境旅游的国际旅游需求主要受两方面因素的影响：一是收入、价格、交通、汇率等经济因素的影响；二是重大事件、国内外环境、安全卫生、目的地营销宣传等非经济因素的影响。因此，入境旅游需求函数可以表示如下

Y=f(I，P，T，E，Xi)，

(1)

其中，Y是入境旅游需求，I是客源地国家(地区)居民收入的水平，P是目的地国家(地区)旅游产品价格水平，T表示客源地国家(地区)与目的地国家(地区)之间的交通状况，E是汇率，Xi是其他各种影响因素。

一般来说，入境旅游需求随客源地国家(地区)居民的收入增加而增加，随目的地国家(地区)旅游产品价格的增加而减少，客源地国家(地区)与目的地国家(地区)之间的交通状况越好则入境旅游需求越大，人民币贬值(直接标注法下的汇率数值增大)会导致入境旅游需求增加。通常，式(1)也可用对数的线性表达式表示。

三、 变量和数据

四、单整和协整检验

(一)单位根检验

对上述变量通过单位根检验进行时间序列的平稳性分析。对水平值、水平值的变化(一阶差分)进行单位根检验，以便确定时间序列是否为I(0)或I(1)。表2列出了ADF单位根检验结果。从统计上看，各变量都是一阶单整。

(二)协整检验

五、误差修正模型分析

(一)VEC模型建模

误差修正(EC)模型的基本思路是，若变量间存在协整关系，表明这些变量间存在着长期稳定的关系，而这种长期稳定的关系是在短期动态过程的不断调整下得以维持。因此，任何相互协整的时间序列变量都存在误差修正机制，反映短期调节行为[16]。

北京入境旅游需求的单方程误差修正模型可以通过EViews软件的向量误差修正(VEC)模型来估计。考虑到在上述协整检验过程中使用的变量及其滞后项的选择，本研究采用包含有y、g、c、a、e的四阶VAR作为建模的起点。同时，引入D1、D2、D3、D4以及季节性虚拟变量Q1、Q2、Q3等，尽量考虑重要定性因素的影响。按照从一般到特殊的思路，剔除不显著项，经过多次检验，最后得到的长短期方程在统计上适当且具有相应的经济解释，相应的长短期关系表达式见方程式(2)和(3)。

协整方程式表示如下

y(-1)=0.449562*a(-1)-3.271768*e(-1)+8.630091。

(2)

短期动态调整方程式表示如下

Δy= -0.893928*(y(-1)-0.449562*a(-1)+3.271768*e(-1)-8.630091)
-0.07391*Δ(y(-1)))-0.282754*Δ(y(-2)))-0.550091*Δ(a(-1)))
-1.108596*Δ(a(-2)))-3.042256*Δ(e(-1)))+1.706364*Δ(e(-2)))
+0.526533-0.431266*Q1-0.846678*D2-0.348386*D3-0.323039*D4。

(3)

(二)模型的经济解释和预测结果

从经济学意义上看，协整方程式(2)表明，长期来看，北京入境旅游需求受到国际航线数和汇率的影响，即北京入境旅游需求和国际航线数及汇率之间存在着长期稳定的均衡关系。与预期不同的是，GDP和CPI都没有进入最终的长期方程中。让人意外的是，在本研究的样本区间内，汇率影响系数为负值，与经济学常识不一致(从经济学常识来看，汇率系数应为正)。这反映了如下事实：改革开放后，我国汇率制度从单一汇率制开始，为了适应自身发展与对外贸易的需要，在不断改革中，汇率尚没有完全市场化。因此，随着我国汇率制度的不断完善，还需更长时间区间的后续研究。

从表5和方程式(3)可知，短期来看，入境旅游需求的变化受到多种因素的影响。前两期的入境旅游需求变化对即期的入境旅游需求变化有影响，但系数很小。国际航线数的前两期变化对即期入境旅游需求变化的影响也显著。前两期汇率的影响都不显著。需要特别指出的是，SARS、全球金融危机和雾霾的影响显著，都是负值，系数也不小，表明入境旅游需求的变化对这些因素的变化较为敏感，这些因素的存在导致了入境旅游需求短期内的大幅降低。此外，短期影响中，1季度虚拟变量的影响显著，为负值，表明会导致1季度的北京入境旅游需求变小。

从协整关系看到，零值均线代表了变量之间的长期稳定均衡关系。2003年3季度误差修正值的绝对值达到最大，表明该时期短期波动偏离长期均衡关系的影响最大，但很快进行了调整，即在2004年1季度又回到长期均衡稳定状态，说明入境旅游需求调整到均衡稳定状态的过程很快(误差修正项系数为较大数值的-0.893 928也说明了这一点)。之后，短期波动偏离长期均衡关系的幅度比较小。

预测有助于评估模型是否适当。本研究采用VEC模型预测中的样本内静态预测，因为静态预测是使用样本实际观测值进行预测，效果要好于动态预测[17]。从真实序列与预测序列的对比中可以看到预测值与实际值的趋势一致。

总之，通过上述方法得到的北京入境旅游需求长短期模型在2001年1季度至2016年4季度的区间内有着特定的经济涵义，模型是适当的。

六、结论与建议

研究表明，通过协整方法和误差修正模型，可以提供一种确立北京入境旅游需求和影响因素长短期关系的建模思路。在本研究中，尽管还存在着样本区间不够长等限制性因素制约着研究结果的经济学解释，后续研究可以在此基础上做进一步探索。主要研究结论是：

第一，实证检验了北京入境旅游需求与影响因素的长期稳定关系。在本研究区间内，实证强烈支持了北京入境旅游需求和国际航线数以及汇率之间存在着长期稳定关系。当然，这种长期关系需要后续持续的实证检验。第二，实证检验了北京入境旅游需求调整到均衡稳定状态的过程是很快的。北京入境旅游需求对外界变化的各种因素较为敏感，极易引起需求的波动，但这种短期波动恢复到长期稳定关系的时间会很快。因此，旅游需求无论受到何种负面因素的冲击，旅游行政管理以及旅游业从业人员应保持信心。第三，GDP和CPI没有进入最终的长期方程中。在本研究的样本区间内，按照从一般到特殊的思路，通过向量误差修正模型(VEC)建模，剔除不显著变量，经过逐次检验后，模型估计结果显示，北京入境旅游需求对GDP以及CPI不敏感，它们之间不存在长期稳定的均衡关系。第四，实证检验了北京入境旅游需求受到SARS、全球金融危机、雾霾、季节性等定性因素的影响。SARS、全球金融危机、雾霾等因素对北京入境旅游需求的负面影响显著，特别是SARS的影响系数很大，为-0.846 678，全球金融危机和雾霾的影响系数也不低。北京入境旅游需求只受到1季度季节因素的负面影响，其他季度的影响并不显著。

基于以上结论，提出如下建议：一是要持续不断地考察北京入境旅游需求函数的变化。当前，国际政治、经济形势错综复杂，北京旅游供给侧结构性改革在向前迈进，由此带来的一系列变化会不断改变北京入境需求函数的构成，进而影响到北京入境旅游需求与影响因素的长短期关系。二是要完善应对疾病、雾霾、金融危机等各种影响因素的措施。应加强机制和体系建设，做好预案；同时要强化部门间合作，信息共享；另外，要做好与媒体的沟通，有效进行危机管理，使相关负面影响降至最低。三是要提升北京入境旅游产品的价格竞争力。长期来看，汇率是影响入境旅游需求的重要因素。应不断开发具有价格竞争力的入境旅游产品，以吸引更多游客来访。同时，丰富“北京游”的内涵，提高服务质量，让游客满意，期待游客再访。四是要加强旅游交通等旅游基础设施建设。长期来看，国际航线数与北京入境旅游需求之间存在着稳定的关系，航空运输业对旅游业的发展起着积极的推动作用。航空旅行是国际旅行的主要交通方式，日益频繁的飞往中国北京的国际航班会极大促进北京入境旅游的发展。