李祗輝

(北京石油化工學(xué)院 人文社科學(xué)院，北京 102617)

一、引言

作為國(guó)際旅游的重要組成部分，入境旅游一直是我國(guó)旅游業(yè)發(fā)展的戰(zhàn)略重點(diǎn)[1]。作為全國(guó)政治中心、文化中心、國(guó)際交往中心、科技創(chuàng)新中心的首都北京，其入境旅游發(fā)展對(duì)于全國(guó)入境旅游具有風(fēng)向標(biāo)作用。近年來，宏觀經(jīng)濟(jì)形式的復(fù)雜、國(guó)際政治環(huán)境的變化以及環(huán)境污染、食品安全等多種因素的影響已經(jīng)對(duì)入境旅游發(fā)展形成了挑戰(zhàn)。北京入境旅游經(jīng)過改革開放后30余年的快速發(fā)展，自2012年開始至2016年，已連續(xù)五年出現(xiàn)負(fù)增長(zhǎng)，北京入境旅游已進(jìn)入新常態(tài)[2]。針對(duì)北京入境旅游面臨的新情況和新形勢(shì)，為了提振入境旅游市場(chǎng)，有必要了解北京入境旅游需求究竟和哪些影響因素存在著長(zhǎng)期穩(wěn)定的均衡關(guān)系，又有哪些影響因素對(duì)北京入境旅游需求進(jìn)行著短期動(dòng)態(tài)調(diào)整？

誤差修正模型能同時(shí)反映入境旅游需求與各個(gè)影響因素之間的長(zhǎng)期和短期效應(yīng)。本研究的主要目的是通過協(xié)整檢驗(yàn)和誤差修正模型，實(shí)證考察北京入境旅游需求與經(jīng)濟(jì)和非經(jīng)濟(jì)等影響因素的長(zhǎng)短期效應(yīng)。經(jīng)濟(jì)影響因素包含了收入、價(jià)格、交通狀況等變量，而非經(jīng)濟(jì)影響因素包含了季節(jié)性、2001年“9·11”恐怖襲擊、2003年“非典”(SARS)疫情、2008年開始的全球金融危機(jī)、2012年起惡化的霧霾等虛擬變量。建模時(shí)采用從一般到特殊的方法，最終得到適當(dāng)?shù)暮?jiǎn)化模型。

二、 研究背景

(一)北京入境旅游發(fā)展情況

北京入境旅游是伴隨著中國(guó)改革開放的步伐發(fā)展起來的。1978—2016年間北京入境旅游人數(shù)的統(tǒng)計(jì)數(shù)據(jù)顯示，在2012年之前(不含2012)，除個(gè)別年份外(1989、1998、2003、2008)，北京入境旅游人數(shù)一直保持增長(zhǎng)態(tài)勢(shì)，但自2012年以來，入境人數(shù)連年負(fù)增長(zhǎng)，但降幅逐漸收窄。

從客源市場(chǎng)結(jié)構(gòu)來看，長(zhǎng)期以來，美國(guó)、韓國(guó)、日本、香港同胞和臺(tái)灣同胞市場(chǎng)一直是北京入境旅游的主要客源市場(chǎng)。具體來說，對(duì)于美國(guó)市場(chǎng)，自2007—2016年，美國(guó)已連續(xù)十年保持北京第一大入境客源市場(chǎng)位置；對(duì)于韓國(guó)市場(chǎng)，自2011年以來一直占據(jù)著北京第二大入境客源市場(chǎng)的位置；對(duì)于香港同胞市場(chǎng)，自2013年以來，香港保持著北京第三大入境客源市場(chǎng)的位置；對(duì)于日本市場(chǎng)，其位置近年來逐步下滑，已從2000年的第一跌落至2016年的第五；對(duì)于臺(tái)灣同胞市場(chǎng)，自2000年以來，除2013、2014和2016年外，臺(tái)灣一直保持著北京第五大入境客源市場(chǎng)的位置。

(二) 相關(guān)理論

自上世紀(jì)60年代以來，西方學(xué)者依據(jù)發(fā)達(dá)國(guó)家市場(chǎng)環(huán)境對(duì)國(guó)際旅游需求影響因素進(jìn)行了大量研究，研究中包含的影響國(guó)際旅游需求的主要因素有收入、價(jià)格、目的地營(yíng)銷、政策與事件、交通成本、匯率、人口統(tǒng)計(jì)特征、民族或移民因素、旅游吸引力、季節(jié)性、人口規(guī)模、收入分配及不公平程度、對(duì)外直接投資等[3]。在此基礎(chǔ)上，國(guó)內(nèi)學(xué)者結(jié)合我國(guó)實(shí)際情況，對(duì)我國(guó)及主要省市的入境旅游需求影響因素進(jìn)行了研究。王純陽、黃福才基于1979—2008年中國(guó)4個(gè)主要客源國(guó)的數(shù)據(jù)，分析了入境旅游需求的主要影響因素[4]。王錚等研究了重大事件對(duì)上海入境旅游需求的影響[5]。張金華、林秀梅根據(jù)中國(guó)1999—2009年的31個(gè)省區(qū)相關(guān)數(shù)據(jù)，分析了我國(guó)入境旅游需求影響因素[6]。高軍依據(jù)北京1978—2012年入境旅游人數(shù)年度數(shù)據(jù)，對(duì)改革開放35年來北京入境旅游人數(shù)進(jìn)行了動(dòng)態(tài)分析[7]。郭向陽等以1996—2015年中國(guó)及云南省入境旅游數(shù)據(jù)為樣本，對(duì)云南省入境旅游發(fā)展變化及其驅(qū)動(dòng)因素進(jìn)行研究[8]。方夢(mèng)圓利用2000—2012年旅游總收入，對(duì)西部地區(qū)旅游經(jīng)濟(jì)差異及影響因素進(jìn)行了分析[9]。劉霜、邱繼勤利用重慶市1997—2010年統(tǒng)計(jì)數(shù)據(jù),實(shí)證研究了重慶經(jīng)濟(jì)增長(zhǎng)與旅游總收入以及入境旅游之間的關(guān)系[10]。然而，在研究的時(shí)間范圍方面，目前國(guó)內(nèi)的相關(guān)文獻(xiàn)大多數(shù)都是基于2012年之前的數(shù)據(jù)，只有郭向陽等少量研究使用了較新的數(shù)據(jù)，但仍需各種實(shí)證檢驗(yàn)。另外，對(duì)于需求函數(shù)的估計(jì)和模擬，應(yīng)考慮在理論和估計(jì)方面沒有重大缺陷的分析框架。一般來說，誤差修正模型(ECM)能夠較好地滿足上述條件[11]。本研究將利用誤差修正模型進(jìn)行分析。

根據(jù)上述研究結(jié)果可知，包括入境旅游和出境旅游的國(guó)際旅游需求主要受兩方面因素的影響：一是收入、價(jià)格、交通、匯率等經(jīng)濟(jì)因素的影響；二是重大事件、國(guó)內(nèi)外環(huán)境、安全衛(wèi)生、目的地營(yíng)銷宣傳等非經(jīng)濟(jì)因素的影響。因此，入境旅游需求函數(shù)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是客源地國(guó)家(地區(qū))居民收入的水平，P是目的地國(guó)家(地區(qū))旅游產(chǎn)品價(jià)格水平，T表示客源地國(guó)家(地區(qū))與目的地國(guó)家(地區(qū))之間的交通狀況，E是匯率，Xi是其他各種影響因素。

一般來說，入境旅游需求隨客源地國(guó)家(地區(qū))居民的收入增加而增加，隨目的地國(guó)家(地區(qū))旅游產(chǎn)品價(jià)格的增加而減少，客源地國(guó)家(地區(qū))與目的地國(guó)家(地區(qū))之間的交通狀況越好則入境旅游需求越大，人民幣貶值(直接標(biāo)注法下的匯率數(shù)值增大)會(huì)導(dǎo)致入境旅游需求增加。通常，式(1)也可用對(duì)數(shù)的線性表達(dá)式表示。

三、 變量和數(shù)據(jù)

四、單整和協(xié)整檢驗(yàn)

(一)單位根檢驗(yàn)

對(duì)上述變量通過單位根檢驗(yàn)進(jìn)行時(shí)間序列的平穩(wěn)性分析。對(duì)水平值、水平值的變化(一階差分)進(jìn)行單位根檢驗(yàn)，以便確定時(shí)間序列是否為I(0)或I(1)。表2列出了ADF單位根檢驗(yàn)結(jié)果。從統(tǒng)計(jì)上看，各變量都是一階單整。

(二)協(xié)整檢驗(yàn)

五、誤差修正模型分析

(一)VEC模型建模

誤差修正(EC)模型的基本思路是，若變量間存在協(xié)整關(guān)系，表明這些變量間存在著長(zhǎng)期穩(wěn)定的關(guān)系，而這種長(zhǎng)期穩(wěn)定的關(guān)系是在短期動(dòng)態(tài)過程的不斷調(diào)整下得以維持。因此，任何相互協(xié)整的時(shí)間序列變量都存在誤差修正機(jī)制，反映短期調(diào)節(jié)行為[16]。

北京入境旅游需求的單方程誤差修正模型可以通過EViews軟件的向量誤差修正(VEC)模型來估計(jì)。考慮到在上述協(xié)整檢驗(yàn)過程中使用的變量及其滯后項(xiàng)的選擇，本研究采用包含有y、g、c、a、e的四階VAR作為建模的起點(diǎn)。同時(shí)，引入D1、D2、D3、D4以及季節(jié)性虛擬變量Q1、Q2、Q3等，盡量考慮重要定性因素的影響。按照從一般到特殊的思路，剔除不顯著項(xiàng)，經(jīng)過多次檢驗(yàn)，最后得到的長(zhǎng)短期方程在統(tǒng)計(jì)上適當(dāng)且具有相應(yīng)的經(jīng)濟(jì)解釋，相應(yīng)的長(zhǎng)短期關(guān)系表達(dá)式見方程式(2)和(3)。

協(xié)整方程式表示如下

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

(2)

短期動(dòng)態(tài)調(diào)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)模型的經(jīng)濟(jì)解釋和預(yù)測(cè)結(jié)果

從經(jīng)濟(jì)學(xué)意義上看，協(xié)整方程式(2)表明，長(zhǎng)期來看，北京入境旅游需求受到國(guó)際航線數(shù)和匯率的影響，即北京入境旅游需求和國(guó)際航線數(shù)及匯率之間存在著長(zhǎng)期穩(wěn)定的均衡關(guān)系。與預(yù)期不同的是，GDP和CPI都沒有進(jìn)入最終的長(zhǎng)期方程中。讓人意外的是，在本研究的樣本區(qū)間內(nèi)，匯率影響系數(shù)為負(fù)值，與經(jīng)濟(jì)學(xué)常識(shí)不一致(從經(jīng)濟(jì)學(xué)常識(shí)來看，匯率系數(shù)應(yīng)為正)。這反映了如下事實(shí)：改革開放后，我國(guó)匯率制度從單一匯率制開始，為了適應(yīng)自身發(fā)展與對(duì)外貿(mào)易的需要，在不斷改革中，匯率尚沒有完全市場(chǎng)化。因此，隨著我國(guó)匯率制度的不斷完善，還需更長(zhǎng)時(shí)間區(qū)間的后續(xù)研究。

從表5和方程式(3)可知，短期來看，入境旅游需求的變化受到多種因素的影響。前兩期的入境旅游需求變化對(duì)即期的入境旅游需求變化有影響，但系數(shù)很小。國(guó)際航線數(shù)的前兩期變化對(duì)即期入境旅游需求變化的影響也顯著。前兩期匯率的影響都不顯著。需要特別指出的是，SARS、全球金融危機(jī)和霧霾的影響顯著，都是負(fù)值，系數(shù)也不小，表明入境旅游需求的變化對(duì)這些因素的變化較為敏感，這些因素的存在導(dǎo)致了入境旅游需求短期內(nèi)的大幅降低。此外，短期影響中，1季度虛擬變量的影響顯著，為負(fù)值，表明會(huì)導(dǎo)致1季度的北京入境旅游需求變小。

從協(xié)整關(guān)系看到，零值均線代表了變量之間的長(zhǎng)期穩(wěn)定均衡關(guān)系。2003年3季度誤差修正值的絕對(duì)值達(dá)到最大，表明該時(shí)期短期波動(dòng)偏離長(zhǎng)期均衡關(guān)系的影響最大，但很快進(jìn)行了調(diào)整，即在2004年1季度又回到長(zhǎng)期均衡穩(wěn)定狀態(tài)，說明入境旅游需求調(diào)整到均衡穩(wěn)定狀態(tài)的過程很快(誤差修正項(xiàng)系數(shù)為較大數(shù)值的-0.893 928也說明了這一點(diǎn))。之后，短期波動(dòng)偏離長(zhǎng)期均衡關(guān)系的幅度比較小。

預(yù)測(cè)有助于評(píng)估模型是否適當(dāng)。本研究采用VEC模型預(yù)測(cè)中的樣本內(nèi)靜態(tài)預(yù)測(cè)，因?yàn)殪o態(tài)預(yù)測(cè)是使用樣本實(shí)際觀測(cè)值進(jìn)行預(yù)測(cè)，效果要好于動(dòng)態(tài)預(yù)測(cè)[17]。從真實(shí)序列與預(yù)測(cè)序列的對(duì)比中可以看到預(yù)測(cè)值與實(shí)際值的趨勢(shì)一致。

總之，通過上述方法得到的北京入境旅游需求長(zhǎng)短期模型在2001年1季度至2016年4季度的區(qū)間內(nèi)有著特定的經(jīng)濟(jì)涵義，模型是適當(dāng)?shù)摹?/p>

六、結(jié)論與建議

研究表明，通過協(xié)整方法和誤差修正模型，可以提供一種確立北京入境旅游需求和影響因素長(zhǎng)短期關(guān)系的建模思路。在本研究中，盡管還存在著樣本區(qū)間不夠長(zhǎng)等限制性因素制約著研究結(jié)果的經(jīng)濟(jì)學(xué)解釋，后續(xù)研究可以在此基礎(chǔ)上做進(jìn)一步探索。主要研究結(jié)論是：

第一，實(shí)證檢驗(yàn)了北京入境旅游需求與影響因素的長(zhǎng)期穩(wěn)定關(guān)系。在本研究區(qū)間內(nèi)，實(shí)證強(qiáng)烈支持了北京入境旅游需求和國(guó)際航線數(shù)以及匯率之間存在著長(zhǎng)期穩(wěn)定關(guān)系。當(dāng)然，這種長(zhǎng)期關(guān)系需要后續(xù)持續(xù)的實(shí)證檢驗(yàn)。第二，實(shí)證檢驗(yàn)了北京入境旅游需求調(diào)整到均衡穩(wěn)定狀態(tài)的過程是很快的。北京入境旅游需求對(duì)外界變化的各種因素較為敏感，極易引起需求的波動(dòng)，但這種短期波動(dòng)恢復(fù)到長(zhǎng)期穩(wěn)定關(guān)系的時(shí)間會(huì)很快。因此，旅游需求無論受到何種負(fù)面因素的沖擊，旅游行政管理以及旅游業(yè)從業(yè)人員應(yīng)保持信心。第三，GDP和CPI沒有進(jìn)入最終的長(zhǎng)期方程中。在本研究的樣本區(qū)間內(nèi)，按照從一般到特殊的思路，通過向量誤差修正模型(VEC)建模，剔除不顯著變量，經(jīng)過逐次檢驗(yàn)后，模型估計(jì)結(jié)果顯示，北京入境旅游需求對(duì)GDP以及CPI不敏感，它們之間不存在長(zhǎng)期穩(wěn)定的均衡關(guān)系。第四，實(shí)證檢驗(yàn)了北京入境旅游需求受到SARS、全球金融危機(jī)、霧霾、季節(jié)性等定性因素的影響。SARS、全球金融危機(jī)、霧霾等因素對(duì)北京入境旅游需求的負(fù)面影響顯著，特別是SARS的影響系數(shù)很大，為-0.846 678，全球金融危機(jī)和霧霾的影響系數(shù)也不低。北京入境旅游需求只受到1季度季節(jié)因素的負(fù)面影響，其他季度的影響并不顯著。

基于以上結(jié)論，提出如下建議：一是要持續(xù)不斷地考察北京入境旅游需求函數(shù)的變化。當(dāng)前，國(guó)際政治、經(jīng)濟(jì)形勢(shì)錯(cuò)綜復(fù)雜，北京旅游供給側(cè)結(jié)構(gòu)性改革在向前邁進(jìn)，由此帶來的一系列變化會(huì)不斷改變北京入境需求函數(shù)的構(gòu)成，進(jìn)而影響到北京入境旅游需求與影響因素的長(zhǎng)短期關(guān)系。二是要完善應(yīng)對(duì)疾病、霧霾、金融危機(jī)等各種影響因素的措施。應(yīng)加強(qiáng)機(jī)制和體系建設(shè)，做好預(yù)案；同時(shí)要強(qiáng)化部門間合作，信息共享；另外，要做好與媒體的溝通，有效進(jìn)行危機(jī)管理，使相關(guān)負(fù)面影響降至最低。三是要提升北京入境旅游產(chǎn)品的價(jià)格競(jìng)爭(zhēng)力。長(zhǎng)期來看，匯率是影響入境旅游需求的重要因素。應(yīng)不斷開發(fā)具有價(jià)格競(jìng)爭(zhēng)力的入境旅游產(chǎn)品，以吸引更多游客來訪。同時(shí)，豐富“北京游”的內(nèi)涵，提高服務(wù)質(zhì)量，讓游客滿意，期待游客再訪。四是要加強(qiáng)旅游交通等旅游基礎(chǔ)設(shè)施建設(shè)。長(zhǎng)期來看，國(guó)際航線數(shù)與北京入境旅游需求之間存在著穩(wěn)定的關(guān)系，航空運(yùn)輸業(yè)對(duì)旅游業(yè)的發(fā)展起著積極的推動(dòng)作用。航空旅行是國(guó)際旅行的主要交通方式，日益頻繁的飛往中國(guó)北京的國(guó)際航班會(huì)極大促進(jìn)北京入境旅游的發(fā)展。