我國入境旅游經(jīng)濟發(fā)展?fàn)顩r的多因素分析

1、我國入境旅游經(jīng)濟發(fā)展?fàn)顩r的多因素分析童心宇 40104187 李珍妮 40104188 英賽白姆 40104186 熊珊珊 40104176 石崇陽 40104155 郭陽 40104154【摘要】：本文主要通過對我國入境旅游經(jīng)濟進行多因素分析，建立以入境旅游經(jīng)濟發(fā)展?fàn)顩r為應(yīng)變量，以其它可量化影響因素為自變量的多元線性回歸模型，并利用模型對我國入境旅游經(jīng)濟發(fā)展?fàn)顩r這一問題進行數(shù)量化分析，就有關(guān)如何發(fā)展我國入境旅游提出一些可供參考的意見?！娟P(guān)鍵詞】：入境旅游 多因素分析 模型 計量經(jīng)濟學(xué) 檢驗一、引言部分20多年來，中國旅游業(yè)經(jīng)歷了從倔起到平穩(wěn)發(fā)展的過程。目前，旅游業(yè)作為初具規(guī)模的獨立產(chǎn)業(yè)，對國

2、民經(jīng)濟的貢獻(xiàn)日益顯現(xiàn)。特別是加人世貿(mào)組織后，旅游業(yè)已經(jīng)成為增加國家外匯收入、刺激公民消費、加速經(jīng)濟發(fā)展的新的經(jīng)濟增長點，同時也成為社會各界關(guān)注的熱點。景象。根據(jù)世界旅游組織的統(tǒng)計顯示，2001年我國接待入境過夜者人數(shù)和旅游外匯收入已同時高居世界第5位。二、文獻(xiàn)綜述1.中國旅游網(wǎng)2002年我國旅游業(yè)迎來入境、國內(nèi)、出境游3大市場蓬勃發(fā)展、全面繁榮的新景象。近20年來年均增長達(dá)20的我國入境旅游市場，繼6年前旅游外匯收入突破100億美元之后，2002年又將突破200億美元。我國入境旅游業(yè)日益興旺發(fā)達(dá)。據(jù)2002中國國際旅游交易會組委會提供的數(shù)據(jù)，2002年前3季度，我國共接待入境旅游者7287.8

3、2萬人次，比2001年同期增長10.78。這一時期，作為旅游業(yè)重要指標(biāo)的過夜旅游者人數(shù)和旅游外匯收入分別達(dá)2751.69萬人次和152.20億美元，分別比去年同期增長11.77和15.10。2. 中國統(tǒng)計局截止到2001年底，我國共有旅游飯店1萬多家，其中星級飯店7358家，全國旅游住宿設(shè)施從業(yè)人員達(dá)502萬人。世界上評價一個城市的繁榮程度都以五星級酒店的平均房價來衡量，目前，中國的五星級房價居于前列，這也從一個側(cè)面反映中國經(jīng)濟發(fā)展速度。目前我國百強國際旅行社在數(shù)量上占7%，截止到2001年底，全國共有旅行社10716家（其中國際旅行社1319家，國內(nèi)旅行社9397家），比1991年底增加了9

4、155家，擴大了近7倍，年均增長21.24%；全國旅行社直接從業(yè)人員為19.24萬人，比1991年底增加了13.72萬人，年均增長13.30%。3. 中經(jīng)專網(wǎng)數(shù)據(jù)庫根據(jù)2002年人境旅游者抽樣調(diào)查結(jié)果及12月份入境旅游人數(shù)的具體構(gòu)成，經(jīng)初步測算，2002年12月，全國旅游外匯收人為1723億美無比上年同期增長1311%，其中：過夜旅游者在華花費為1562億美元，占全國旅游外匯收人的9067%；一日游游客在華花費為161億美元，占933%。 按2002年人境旅游者抽樣調(diào)查結(jié)果測算并經(jīng)國家統(tǒng)計局審定，2002年全國旅游外匯收人為20385億美元，比上年增長1457%。其中：過夜旅游者入境花費為18

5、586億美元，占全國旅游外匯收入的9117%；一日游游客人境花費為1799億美元，占883%。 三、研究目的本文主要對入境旅游發(fā)展?fàn)顩r（應(yīng)變量）進行多因素分析（具體分析見下圖），并搜集相關(guān)數(shù)據(jù)，建立模型，對此進行數(shù)量分析。在得到入境旅游經(jīng)濟發(fā)展?fàn)顩r與各主要因素間的數(shù)量關(guān)系后，據(jù)模型方程中的各因素系數(shù)大小，分析主要因素和次要因素，從而找出發(fā)展入境旅游經(jīng)濟的主要著手點，為發(fā)展入境旅游經(jīng)濟提出一些建議。*影響入境旅游經(jīng)濟發(fā)展的主要影響因素如下圖：政府支持方面有效經(jīng)費支出 政策支持力度宣傳力度（包括影視、傳單、公開活動等宣傳活動，制定相關(guān)政策等）個人家庭方面家庭富裕程度旅游偏好（包括地域偏好、旅游方式

6、偏好等） 旅游區(qū)方面 旅游區(qū)自身的發(fā)展程度 旅行社方面 旅游賓館發(fā)展情況（注*：由于宣傳力度、旅游偏好、人們的心理預(yù)期等是不可量化的因素，所以我們僅用旅游外匯收入、入境旅游者人數(shù)、旅游賓館數(shù)量、旅行社方面來進行回歸分析）四、建立模型y= 1+ 2x2+ 3x3+ 4 x4+其中，y國際旅游外匯收入 x2入境外國旅游者人數(shù) x3 國際旅行社數(shù)量x4旅游星級賓館數(shù)量 注：有關(guān)模型的一些假定：（1）假定政府有效經(jīng)費投入的有效系數(shù)為1，即投入全部有效。（2）無重大的國際國內(nèi)政治經(jīng)濟的變動。（3）各個旅游區(qū)處于正常接待狀態(tài)。五、數(shù)據(jù)搜集1. 數(shù)據(jù)說明一方面，模型中旅游外匯收入主要是受當(dāng)期各個自變量的影響

7、；另一方面，由于我國入境旅游經(jīng)濟發(fā)展起步較晚，早期的旅游經(jīng)濟發(fā)展?fàn)顩r有關(guān)數(shù)據(jù)不易收集且數(shù)量不會很多，若使用時間序列數(shù)據(jù)進行擬合，自由度很低。故在此我們采用了截面數(shù)據(jù)，試看一下效果。2.數(shù)據(jù)的搜集情況采用2002年統(tǒng)計年鑒上分地區(qū)截面數(shù)據(jù)，具體情況見附表一。六、模型的參數(shù)估計、檢驗及修正 1.模型的經(jīng)濟意義的檢驗 1=-79.1929 2=3.3972 3=0.15108 4=0.7128 從回歸模型的結(jié)果中我們可以看出與經(jīng)濟意義是相符合的，各個自變量與應(yīng)變量之間都是呈正相關(guān)關(guān)系，且截距系數(shù)為負(fù)，表明的是對國外旅游業(yè)的所有投資沒有得到回報。 2.模型的參數(shù)估計和統(tǒng)計推斷的檢驗 利用eviews軟

8、件，用ols方法估計得： dependent variable: ymethod: least squaresdate: 04/14/04 time: 14:39sample: 1901 1931included observations: 31variablecoefficientstd. errort-statisticprob. x40.7128380.8081540.8820570.3855x30.1510780.5385900.2805060.7812x23.3972140.4198258.0919810.0000c-79.19295136.7329-0.5791800.5673r-

9、squared0.843551 mean dependent var515.1290adjusted r-squared0.826167 s.d. dependent var948.4382s.e. of regression395.4347 akaike info criterion14.91776sum squared resid4221951. schwarz criterion15.10279log likelihood-227.2253 f-statistic48.52659durbin-watson stat1.319996 prob(f-statistic)0.000000 y

10、= 0.7128x4 + 0.15108x3 + 3.3972x2 - 79.1929 （0.882057）（0.280506）（0.8091981）（-0.579180）r2=0.843551 r2=0.826167 f=48.52659可見， x3 、x4的t值都不顯著。另外，可決系數(shù)為0.843551 修正可決系數(shù)為0.826167，f值為48.52659，通過檢驗。故我們對上述模型進行計量經(jīng)濟學(xué)的檢驗，并進行修正，看是否能使模型方程得到改進。3.計量經(jīng)濟學(xué)檢驗 （1）多重共線性檢驗用eviews軟件，得相關(guān)系數(shù)矩陣表：x2x3x4x2 1.000000 0.290115 0.61062

11、0x3 0.290115 1.000000 0.749035x4 0.610620 0.749035 1.000000由上表可以看出，解釋變量x3與x4 、x2與x4之間的相關(guān)系數(shù)都較大，可見存在顯著的多重共線性。在經(jīng)濟意義上：在旅行社與星級賓館之間是一種客源供求合作的關(guān)系，一般一家旅行社確定了客源后必定與星級賓館簽訂入住合同，各家旅行社有自己的合作伙伴，因此二者的相關(guān)性較高下面我們利用逐步回歸法進行修正 通過ols方法逐一求y對各個解釋變量的回歸。結(jié)合經(jīng)濟意義及統(tǒng)計檢驗選出擬合效果最好的一元線形回歸方程，經(jīng)分析在三個一元回歸模型中y（國際旅游外匯收入）對x2（入境外國旅游者人數(shù)）的線性關(guān)系強

12、，擬和程度好，即：y = 3.764667836*x2 + 100.358575 （11.77398） （1.251145） r2=0.826997 r2=0.821031 f=138.6267dependent variable: ymethod: least squaresdate: 04/14/04 time: 15:29sample: 1901 1931included observations: 31variablecoefficientstd. errort-statisticprob. x23.7646680.31974511.773980.0000c100.358680.213

13、371.2511450.2209r-squared0.826997 mean dependent var515.1290adjusted r-squared0.821031 s.d. dependent var948.4382s.e. of regression401.2343 akaike info criterion14.88931sum squared resid4668681. schwarz criterion14.98182log likelihood-228.7843 f-statistic138.6267durbin-watson stat1.208100 prob(f-sta

14、tistic)0.000000dependent variable: ymethod: least squaresdate: 04/14/04 time: 15:29sample: 1901 1931included observations: 31variablecoefficientstd. errort-statisticprob. x31.6388970.7668852.1370830.0412c-36.38620304.1930-0.1196160.9056r-squared0.136059 mean dependent var515.1290adjusted r-squared0.

15、106268 s.d. dependent var948.4382s.e. of regression896.6286 akaike info criterion16.49750sum squared resid23314344 schwarz criterion16.59002log likelihood-253.7113 f-statistic4.567123durbin-watson stat1.805084 prob(f-statistic)0.041153dependent variable: ymethod: least squaresdate: 04/14/04 time: 15

16、:30sample: 1901 1931included observations: 31variablecoefficientstd. errort-statisticprob. x43.6178530.7734334.6776550.0001c-343.5858225.4107-1.5242660.1383r-squared0.430037 mean dependent var515.1290adjusted r-squared0.410383 s.d. dependent var948.4382s.e. of regression728.2729 akaike info criterio

17、n16.08157sum squared resid15381062 schwarz criterion16.17408log likelihood-247.2643 f-statistic21.88046durbin-watson stat1.842983 prob(f-statistic)0.000062 逐步回歸。將其余解釋變量逐一帶入上式，可得如下幾個模型：dependent variable: ymethod: least squaresdate: 04/14/04 time: 15:50sample: 1901 1931included observations: 31variab

18、lecoefficientstd. errort-statisticprob. x23.6269290.32797711.058490.0000x30.5095640.3520111.4475810.1588c-55.94259133.6352-0.4186220.6787r-squared0.839042 mean dependent var515.1290adjusted r-squared0.827545 s.d. dependent var948.4382s.e. of regression393.8641 akaike info criterion14.88165sum square

19、d resid4343610. schwarz criterion15.02043log likelihood-227.6656 f-statistic72.97943durbin-watson stat1.254348 prob(f-statistic)0.000000 y = 3.62692894* x2 + 0.5095639447* x3 - 55.94259492 （11.05849） （1.447581） （-0.418622） r2=0.839042 r2=0.827545 f=72.97943dependent variable: ymethod: least squaresd

20、ate: 04/14/04 time: 15:51sample: 1901 1931included observations: 31variablecoefficientstd. errort-statisticprob. x23.3596720.3913198.5855030.0000x40.8839000.5215001.6949170.1012c-64.81908124.6648-0.5199470.6072r-squared0.843095 mean dependent var515.1290adjusted r-squared0.831887 s.d. dependent var9

21、48.4382s.e. of regression388.8745 akaike info criterion14.85616sum squared resid4234255. schwarz criterion14.99493log likelihood-227.2704 f-statistic75.22578durbin-watson stat1.335883 prob(f-statistic)0.000000 y = 3.35967215*x2 + 0.8838996584*x4 - 64.8190821 （8.585503） （1.694917） （-0.519947）r2=0.843

22、095 r2=0.831887 f=75.22578從上述幾個模型中可以看出，在原模型中加入變量x3、x4以后，模型的統(tǒng)計檢驗效果并沒有得到較好的改善，模型的f值沒有得到較大的提高，故應(yīng)該把這兩個影響因素從模型中剔除。 此時的模型為：y = 3.764667836*x2 + 100.358575 （11.77398） （1.251145） r2=0.826997 r2=0.821031 f=138.6267（2）異方差檢驗（white檢驗）white heteroskedasticity test:f-statistic10.11369 probability0.000494obs*r-squ

23、ared13.00192 probability0.001502test equation:dependent variable: resid2method: least squaresdate: 05/19/04 time: 15:10sample: 1901 1931included observations: 31variablecoefficientstd. errort-statisticprob. c-291629.6127906.8-2.2800160.0304x26843.2701532.0294.4668030.0001x22-4.9531331.174720-4.21643

24、60.0002r-squared0.419417 mean dependent var150602.6adjusted r-squared0.377947 s.d. dependent var575896.2s.e. of regression454211.4 akaike info criterion28.98228sum squared resid5.78e+12 schwarz criterion29.12105log likelihood-446.2253 f-statistic10.11369durbin-watson stat1.324120 prob(f-statistic)0.

25、000494由擬合的數(shù)據(jù)可知，n* r2=31*0.419417=13.00192720.05（2）=0.102587，故拒絕原假設(shè)，表明模型中隨機誤差項存在異方差。下面用去對數(shù)法對模型進行修正dependent variable: lymethod: least squaresdate: 05/19/04 time: 18:58sample: 1901 1931included observations: 31variablecoefficientstd. errort-statisticprob. lx1.1187860.04976922.479490.0000c0.8860900.203

26、7964.3479310.0002r-squared0.945726 mean dependent var5.235897adjusted r-squared0.943855 s.d. dependent var1.502757s.e. of regression0.356078 akaike info criterion0.835009sum squared resid3.676961 schwarz criterion0.927524log likelihood-10.94263 f-statistic505.3276durbin-watson stat1.690927 prob(f-st

27、atistic)0.000000修正后的方程如下：ly = 1.118786368*lx + 0.886090126(22.47949) ( 4.347931)r2= 0.945726 r2=0.943855 f=505.3276再對此方程進行異方差檢驗white heteroskedasticity test:f-statistic3.114504 probability0.060075obs*r-squared5.641392 probability0.059564test equation:dependent variable: resid2method: least squaresda

28、te: 05/19/04 time: 19:11sample: 1901 1931included observations: 31variablecoefficientstd. errort-statisticprob. c0.0977210.1161600.8412600.4073lx-0.0465870.058209-0.8003450.4302lx20.0120480.0077351.5576200.1306r-squared0.181980 mean dependent var0.118612adjusted r-squared0.123550 s.d. dependent var0

29、.151504s.e. of regression0.141837 akaike info criterion-0.976517sum squared resid0.563293 schwarz criterion-0.837744log likelihood18.13601 f-statistic3.114504durbin-watson stat1.587378 prob(f-statistic)0.060075 由此可見，模型表明國際旅游外匯收入和入境旅游者人數(shù)呈高度線形相關(guān)，并且修正后的模型在=0.05的情況下無異方差性，參數(shù)估計精度有所提高，修正可決系數(shù)和f值得到極大提高。（3）自相

30、關(guān)檢驗（d-w檢驗） 下面用修正后的對數(shù)線性回歸模型進行自相關(guān)檢驗。從下表中可以看出d=1.690927。因為dl=1.363 du=1.496 4-dl=2.637 4-du=2.504 所以該對數(shù)模型不存在自相關(guān)性。dependent variable: lymethod: least squaresdate: 05/19/04 time: 14:34sample: 1901 1931included observations: 31variablecoefficientstd. errort-statisticprob. lx1.1187860.04976922.479490.0000c

31、0.8860900.2037964.3479310.0002r-squared0.945726 mean dependent var5.235897adjusted r-squared0.943855 s.d. dependent var1.502757s.e. of regression0.356078 akaike info criterion0.835009sum squared resid3.676961 schwarz criterion0.927524log likelihood-10.94263 f-statistic505.3276durbin-watson stat1.690

32、927 prob(f-statistic)0.000000七、模型的分析 我們進行了一系列檢驗和修正后的最終結(jié)果如下： ly = 1.118786368*lx + 0.886090126(22.47949) ( 4.347931)r2= 0.945726 r2=0.943855 f=505.3276從模型中可以看出：1. lx符合經(jīng)濟意義的檢驗，即，從經(jīng)濟意義上講，國際旅游外匯收入隨入境旅游外國旅游者人數(shù)的增加而增加，隨入境旅游外國人數(shù)的 減少而減少。即呈正相關(guān)關(guān)系。2. 由模型中數(shù)據(jù)可以看出，可決系數(shù)以及f值都較高，且通過t檢驗，故該模型是一個成功的模型。3. 就我們的初始模型而言，考慮到了

33、國際旅行社的數(shù)量以及旅游星級賓館的數(shù)量，而到最后的模型，這兩個因素已經(jīng)被剔除了，這原因在于我國旅游企業(yè)的規(guī)模大，但是競爭力差。國際旅行社：在旅行社領(lǐng)域，與境外旅行商接觸和合作較多的是入境旅游，中外旅行社之間基本上是客源供求的合作關(guān)系，近年來隨著中國旅游業(yè)的高速發(fā)展，非但沒有形成中外旅行社在開辟入境客源方面的競爭，相反中方對境外旅行社的客源依賴進一步加劇，對外競爭實際難以開展，其次盡管有跨國的旅行社，但是數(shù)量少，業(yè)務(wù)范圍的狹窄，企業(yè)的結(jié)構(gòu)單一，限制了其在對旅游創(chuàng)匯中的貢獻(xiàn)。星級賓館：90年代以前，我國旅游業(yè)基本上是等客上門，入境客源增長的機緣性因素比較多，先是對外開放的空前吸引力，接著是周邊客源

34、市場的及時崛起，由于當(dāng)時我國旅游基礎(chǔ)設(shè)施和接待配套條件比較落后，基本處于客源供過于求的狀況，無需再到境外開拓市場。90年代以后，這種環(huán)境和形勢逐步發(fā)生了一些變化，最突出的就是市場供求關(guān)系的變化，以及隨之而來的市場競爭加劇。為了占領(lǐng)市場分額，很多企業(yè)不惜成本進行低價競爭，破壞了行業(yè)的健康發(fā)展，也導(dǎo)致旅游收入的減少。八.政策建議1. 模型直觀來說，我們要想方設(shè)法的擴大入境旅游人數(shù)，中國有著悠久的歷史，多彩的民族文化，奇異的自然資源，相對安全的政治社會環(huán)境，具備了吸引游客的硬件。但是軟件上仍然存在欠缺。這一點上，國家政府要做好整體的對外旅游宣傳，文化交流活動，地方政府也要在積極對外開展交流，宣傳，推介。既要注意做到一個整體的形象的推廣，又要推出各具特色的風(fēng)味。2.相對于擴大入境旅游人數(shù)，我們還要想到另外一個與之相關(guān)甚緊的因素入境旅游者旅游消費總體水平較低，徘徊不前。入境旅游者旅游消費水平仍維持在90年代中期的水平，在135美元左右。這與進入90年代以來，我國旅游業(yè)強勁增勢形成較為明顯的反差。，旅游外匯收入和入境旅游者人次規(guī)模是不對稱的，旅游者人均消費水平低于世界發(fā)達(dá)國家平均水平，參考入境旅游者旅游消費基本維持不變的事實，可以得出，“九五”期間我國旅游業(yè)快速發(fā)展主要是通過量的擴張來完成。根據(jù)魏小安旅游市場發(fā)展的“三階段理論”(旅游市場發(fā)育大體分為貴族化旅游階段、大眾化旅游階段和細(xì)