基于Eviews的我國(guó)入境旅游收入與相關(guān)因素的分析預(yù)測(cè)

(四川大學(xué) 四川 成都 610065)

一、研究回顧

對(duì)我國(guó)入境旅游，在入境旅游市場(chǎng)方面的研究比較多。孫根年構(gòu)建一個(gè)旅游市場(chǎng)競(jìng)爭(zhēng)態(tài)模型，為中國(guó)入境旅游30個(gè)客源市場(chǎng)和31個(gè)目的地市場(chǎng)在我國(guó)入境旅游業(yè)中所處的地位和態(tài)勢(shì)進(jìn)行定量劃分。郭峰，吳晉峰等應(yīng)用社會(huì)網(wǎng)絡(luò)分析法，研究西安與國(guó)內(nèi)主要旅游城市之間的入境旅游流關(guān)系，揭示西安入境旅游市場(chǎng)“倒二八”結(jié)構(gòu)成因和應(yīng)付措施。全華等運(yùn)用SSM分析方法，選取江蘇省2001-2009年相關(guān)入境旅游統(tǒng)計(jì)數(shù)據(jù)，對(duì)江蘇省入境旅游市場(chǎng)結(jié)構(gòu)變化進(jìn)行分析。在中國(guó)入境旅游需求方面，張郴等將BP神經(jīng)網(wǎng)絡(luò)和集成學(xué)習(xí)技術(shù)結(jié)合，構(gòu)成入境旅游需求預(yù)測(cè)的神經(jīng)網(wǎng)絡(luò)集成模型。王純陽(yáng)，黃福才采用“一般到簡(jiǎn)單”建模法分析了中國(guó)入境旅游需求的主要影響因素和客源國(guó)的旅游需求彈性，并預(yù)測(cè)2009-2017年各國(guó)旅華人數(shù)。吳江華，葛兆帥用人工神經(jīng)網(wǎng)絡(luò)模型的3層BP模型仿真模擬國(guó)際入境旅游需求，并以日本對(duì)香港的國(guó)際旅游需求為例進(jìn)行模型驗(yàn)證，結(jié)果與實(shí)際情況最為逼近。

在中國(guó)入鏡旅游與貿(mào)易方面，高楠等用耦合理論建構(gòu)入境旅游系統(tǒng)與進(jìn)口貿(mào)易系統(tǒng)耦合評(píng)價(jià)模型和指標(biāo)體系，結(jié)果表明兩者之間存在著相互影響。陳福義等認(rèn)為各國(guó)人均收入增長(zhǎng)帶來(lái)來(lái)華消費(fèi)傾向的提高，影響中國(guó)入境旅游貿(mào)易增長(zhǎng)。孫根年等以日本游客為對(duì)象，分析區(qū)位指數(shù)、貿(mào)易聯(lián)系度對(duì)日本游客到訪率有著更為直接影響。我國(guó)入境旅游創(chuàng)匯收入的研究較多。主要集中在影響我國(guó)入境旅游收入影響因素上，萬(wàn)榮國(guó)構(gòu)建了入境旅游人次與入境旅游收入一元線性模型；吳良平，張健剔除直接價(jià)格效應(yīng)因素后的危機(jī)事件及政策變動(dòng)對(duì)我國(guó)入境旅游收入影響；鄧祖濤，尹貽梅分析我國(guó)旅游資源區(qū)位和入境旅游收入的空間錯(cuò)位現(xiàn)象；瞿華等認(rèn)為日本經(jīng)濟(jì)發(fā)展水平、我國(guó)物價(jià)水平、兩國(guó)匯率、休假制度會(huì)影響到來(lái)華旅游的日本旅游者人次數(shù)。

以上可知，中國(guó)入境旅游收入的影響因素主要有入境人次數(shù)、匯率、客源國(guó)國(guó)民收入水平、國(guó)內(nèi)CPI、客源國(guó)休假制度、貿(mào)易、突發(fā)事件及滯后等?；韭糜问杖腚S著游客人次數(shù)和游客停留時(shí)間的增加而增加，顯示為正相關(guān)關(guān)系。而旅游人天數(shù)與游客人次數(shù)和平均停留時(shí)間相關(guān)，因此本文用eviews軟件，選取1994-2012的中國(guó)入境旅游收入和入境人天數(shù)，研究?jī)烧咧g線性回歸關(guān)系。

二、數(shù)據(jù)來(lái)源及分析

(一)具體數(shù)據(jù)來(lái)源

Eiews軟件就是計(jì)量經(jīng)濟(jì)學(xué)軟件包，它的本意是對(duì)社會(huì)經(jīng)濟(jì)關(guān)系與經(jīng)濟(jì)活動(dòng)的數(shù)量規(guī)律，采用計(jì)量經(jīng)濟(jì)學(xué)方法與技術(shù)進(jìn)行觀察。這里應(yīng)用此軟件是科學(xué)實(shí)驗(yàn)數(shù)據(jù)分析與評(píng)估、預(yù)測(cè)。本文數(shù)據(jù)為1994-2012年中國(guó)入境旅游接待收入Y與中國(guó)入境旅游接待人天數(shù)X。以下是數(shù)據(jù)部分：

1994-2012年中國(guó)入境旅游接待收入與中國(guó)入境旅游接待人天數(shù)

年份(年) 1994 1995 1996 1997 1998 1999 2000 2001 2002 2003 2004 2005 2006 2007 2008 2009 2010 2011 2012

y收入(億美元) 73.22 87.33 102 120.74 126.02 140.99 263.24 177.92 203.85 174.86 257.39 292.96 339.49 419.19 408.43 396.75 458.14 484.64 500.28

x人天數(shù)(人天) 38708069 42828920 47340328 53200102 57921774 63103959 78309833 86765112 99359904 80121398 114231053 138411276 163679714 195080303 197911958 215660929 264123063 300203701 330079866

(二)模型構(gòu)建及分析

我們先分析Y與X的數(shù)據(jù)散點(diǎn)圖，以決定建立模型類別。

從散點(diǎn)圖我們可以看出我們所要建立的模型應(yīng)該是線性的，而且是一元線性模型，于是該模型的一般形式為：Y=β0+β1X+μ

(三)隨機(jī)誤差項(xiàng)μ檢驗(yàn)

對(duì)于線性回歸來(lái)說(shuō)，一般我們是用最小二乘法來(lái)進(jìn)行回歸的，但是最小二乘法其中有一個(gè)假設(shè)就是：假定隨機(jī)干擾項(xiàng)μ是正態(tài)的。對(duì)此，我們采用JB檢驗(yàn)殘差et來(lái)檢驗(yàn)μ的正態(tài)性。現(xiàn)在我們假設(shè)在a=0.05置信水平下，如果計(jì)算結(jié)果超過(guò)5.99147，則拒絕正態(tài)分布假設(shè)；否則就接受原假設(shè)。

由Eviews軟件，我們得出如下結(jié)果：偏度系數(shù)S=0.807647,峰度系數(shù)為K=2.425286。JB=2.327082。在a=0.05下。因此有JB=2.327082<χ2(2)=5.99147,這表明計(jì)算得到的JB統(tǒng)計(jì)量不是統(tǒng)計(jì)顯著的，因此接受原假設(shè)：入境旅游收入回歸的殘差服從正態(tài)分布。該模型滿足最小二乘法的基本假設(shè),即μ是符合正態(tài)分布。

(四)時(shí)間序列平穩(wěn)性檢驗(yàn)

1.單位根檢驗(yàn)

若兩個(gè)變量均為非平穩(wěn)時(shí)間序列時(shí)，這兩個(gè)變量間所進(jìn)行的回歸將可能導(dǎo)致偽回歸現(xiàn)象。因此，在對(duì)Y和X進(jìn)行回歸分析之前有必要對(duì)其平穩(wěn)性進(jìn)行檢驗(yàn)。這里采用單位根檢驗(yàn)方法。結(jié)果可知，變量Y和X是非平穩(wěn)序列，但ΔY和ΔX是平穩(wěn)時(shí)間序列，即ΔY～I(xiàn)(1)，ΔX～I(xiàn)(1),現(xiàn)在我們進(jìn)行下一步，協(xié)整檢驗(yàn)，以判斷非平穩(wěn)變量Y與X是否存在偽回歸現(xiàn)象。

2.協(xié)整檢驗(yàn)

雖然我們可以使用變量為差分形式的關(guān)系式描述兩者間關(guān)系，可是這種表達(dá)式所描述的是經(jīng)濟(jì)現(xiàn)象的短期狀態(tài)或非均衡狀態(tài)，而不是其長(zhǎng)期或均衡狀態(tài)，而我們描述所研究經(jīng)濟(jì)現(xiàn)象的長(zhǎng)期或均衡狀態(tài)應(yīng)用變量本身。因此這里應(yīng)用協(xié)整理論。若變量Y與X是協(xié)整的，則這兩者構(gòu)成的回歸方程必然不是偽回歸。

對(duì)殘差et進(jìn)行ADF檢驗(yàn)，結(jié)果如下：在顯著水平α﹦0.01下，tδ=-2.341403<-1.961409，這表明殘差et是平穩(wěn)序列，變量Y與X是協(xié)整關(guān)系，兩變量間存在長(zhǎng)期穩(wěn)定的關(guān)系。

(五)模型參數(shù)估計(jì)

在時(shí)間平穩(wěn)性檢驗(yàn)后，因此可以用Eiews軟件進(jìn)行回歸分析，軟件回歸分析結(jié)果如下：

計(jì)算得到標(biāo)準(zhǔn)格式如下：Y=1.53E-06+57.66573X；S=(324.5247)(15.20488)；t=(3.538566)(15.20488；R2=0.931504；DW=0.978063.

(六)擬合優(yōu)度檢驗(yàn)

擬合優(yōu)度是指樣本回歸直線與樣本觀測(cè)值之間的擬合優(yōu)度，用可決系數(shù)的大小來(lái)表示。本模型中，R2=0.931504，說(shuō)明樣本回歸直線的解釋能力為93.15%，表示我國(guó)入境旅游收入的總變量中，有解釋變量人均停留天數(shù)解釋的部分占93.15%。模型擬合程度較好。

(七)參數(shù)顯著性檢驗(yàn)

對(duì)于參數(shù)β1，t統(tǒng)計(jì)量為15.20488，在給定a=0.05下查T分布表，在自由度自由度n-2=16下，t0.025(16)=2.1199<15.20488,所以拒絕原假設(shè)：β1=0，表明入境旅游者人均停留天數(shù)對(duì)我國(guó)入境旅游收入有顯著影響。

(八)預(yù)測(cè)

我們還可以通過(guò)軟件計(jì)算出樣本估計(jì)期內(nèi)的被解釋變量的擬合值，擬合變量記為YF，顯示模型的擬合圖和殘差圖：由圖可見(jiàn)，大部分殘差值都落在了正、負(fù)一個(gè)標(biāo)準(zhǔn)差之內(nèi)，即圖中兩條虛線之間。而實(shí)際值和擬合值曲線大部分趨勢(shì)一致且貼合較接近，可見(jiàn)，該模型擬合程度較好。

現(xiàn)在如果給出2013年的入境旅游人天數(shù)是320054308，我們來(lái)預(yù)測(cè)2013年入境旅游收入的預(yù)測(cè)值(給定顯著性水平=0.05)。結(jié)果顯示，點(diǎn)估計(jì)Y2013=548.4583，實(shí)際2013年的入境旅游收入是516.64億美元。

三、結(jié)論

本文通過(guò)Eiews軟件利用1994-2012中國(guó)入境旅游收入和入境旅游人天數(shù)數(shù)據(jù)，構(gòu)建了影響我國(guó)入境旅游外匯收入的兩大影響因素入境旅游收入和入境旅游人天數(shù)間的一元回歸模型線性關(guān)系。因?yàn)橥话l(fā)事件因素并沒(méi)有考慮進(jìn)去，比如2003年“非典”，2008、2009年的全球經(jīng)濟(jì)危機(jī)，而這些突發(fā)因素實(shí)質(zhì)上對(duì)入境旅游收入和到訪人天數(shù)有很大的影響，所以使模型擬合程度并不最優(yōu)，但在某種程度上還是可以用來(lái)進(jìn)行大致預(yù)測(cè)。

[1]孫根年.新世紀(jì)中國(guó)入境旅游市場(chǎng)競(jìng)爭(zhēng)態(tài)分析[J].經(jīng)濟(jì)地理,2005,01.

[2]郭峰,吳晉峰,王鑫,李蕾.基于SNA的西安入境旅游市場(chǎng)“倒二八”結(jié)構(gòu)研究[J].人文地理,2011,05.

[3]全華,趙磊,陳田,楊竹莘.入境旅游客源市場(chǎng)結(jié)構(gòu)實(shí)證分析——以江蘇省為例[J].經(jīng)濟(jì)地理,2012,01

[4]吳良平,張健.入境游客在中國(guó)區(qū)域的動(dòng)態(tài)分布及其預(yù)測(cè)研究——基于帶虛擬變量的ARIMA模型[J].旅游學(xué)刊,2015,11

[5]張郴,張捷.中國(guó)入境旅游需求預(yù)測(cè)的神經(jīng)網(wǎng)絡(luò)集成模型研究[J].地理科學(xué),2011,10

[6]王純陽(yáng),黃福才.基于“一般到簡(jiǎn)單”建模法的入境旅游需求研究[J].統(tǒng)計(jì)研究,2010,05

[7]吳江華,葛兆帥,楊達(dá)源.基于人工神經(jīng)網(wǎng)絡(luò)的國(guó)際入境旅游需求的定量分析與預(yù)測(cè)——以日本對(duì)香港的國(guó)際旅游需求分析為例[J].旅游學(xué)刊,2002,03

[8]劉長(zhǎng)生,簡(jiǎn)玉峰.中國(guó)入境旅游市場(chǎng)需求的影響因素研究[J].產(chǎn)業(yè)經(jīng)濟(jì)研究,2006,04.

[9]高楠,馬耀峰,李天順,趙多平,林志慧.1993—2010年中國(guó)入境旅游與進(jìn)口貿(mào)易耦合關(guān)系時(shí)空分異研究[J].經(jīng)濟(jì)地理,2012,11