影响日本来华旅游人数变化的因素分析

影响日本来华旅游人数变化的因素分析 [摘要]: 随着我国改革开放以及市场经济建设地不断深入，我国的旅游业获得了高速发展，已成为国民经济发展的重要产业之一。因此我国政府十分重视对旅游的研究和政策引导。现阶段对旅游业的研究主要是供需两方面,就需求方面的研究将直接影响旅游业下一步的改革与发展。基于此,我们将对影响需求的因素进行讨论。

[关键词]：日本 来华旅游人数 旅游需求 日本GDP 在华总消费 政策建议

一、 背景简介

改革开放以来，我国的旅游业获得了高速发展，已成为国民经济发展的重要产业之一。而旅游业的持续稳步发展，又依赖于旅游资源的开发程度和旅游市场的开发规模。对旅游资源和市场的开发设计，又必须以影响市场需求的因素分析作为科学依据。这就要求旅游工作者不仅要从旅游资源、旅游产品的供给方面，而且要从市场需求方面进行研究。对制约旅游市场需求方面的因素加以分析，从而探索出切合我国市场旅游需求的规律，加快旅游业的发展。

要探索我国旅游市场的需求规律，外国来华人数应是最为关键的数据。因此接下来我们将对影响来华旅游人数变化的因素进行分析。同时为了使我们的讨论更有针对性，我们将以来华旅游人数最多的国家作为目标国进行研究。下图所示的是2002年入境旅游人数排名前十位的国家（注：选取2002年而非2003年的数据，是因为2003年受到SARS影响）。从图中我们可以发现日本是中国旅游的最大客源国，因此我们以下讨论将以日本为目标国。

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影响日本来华旅游人数变化的因素分析

2002年入境旅游人数（万人）4003002001000斯宾亚本国国古坡国英罗律西日韩美蒙加亚泰国俄菲二、 建立模型

（一）经济理论

随着世界经济一体化的不断发展，旅游产业已成为各国政府、经济学家较为关注的产业。经济学家对于旅游相关理论已有许多的研究成果。就需求方面的理论有以下几种：

(1)应用引力模型——齐普夫(G.H·Zipf)和斯图尔特(J·Q·Stewart)于1948年提出：

I=(P1*P2)/D

其中，I为吸引指数，P1、P2分别为两城市人口，D为两城市距离。 但是由于旅游现象的复杂性，此模型在研究旅游吸引力中有较大的局限性。其原因在于研究因子过于简单，因而常常得出与实际有较大出入的结论。

(2) 旅游引力模型——张凌云于1986年提出：

为介质函数。

此模型是应用引力模型的修正，以旅游引力发生的机理为客观依据，仿物理学上点电荷吸引公式，构造的模型。能定量描述旅游业空间布局的吸引力强弱。 （3）加以修正的基本引力模型

因为上述模型所提到的距离变量Dij不能充分反映随时间变化的趋势及其使

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PiAj Dij Tij=G 其中，Pi为旅游资源丰度指数，Aj为旅游客源丰度指数，Dij为距离函数，G

马

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用方式的不同，经济学家对基本引力模型修正为：

a. 以价格变量代替空间距离变量Dij，更能反映旅游产品作为一种特殊商品其价格对需求的影响。

b. 由于影响旅游需求变量的因素（即某客源地人均GDP）具有滞后性，故将其滞后一期作为单独变量考虑。

（二）理论模型设定

根据以上的经济理论研究以及旅游市场学的研究，影响旅游需求的因素一般涉及客源地和目的地方面的诸多因素。涉及客源地方面的主要是政治、社会、经济、文化等因素。如人口规模、个人可支配收入、带薪假期、年龄、职业、文化构成、就业率、城市化程度等。其中人口及经济收入是最主要的因素，从而构成了客源地潜在市场量。涉及目的地方面的主要是旅游资源的吸引力、供给形象、距离、旅游价格、货币汇率、国际及地区间交通费等。这两方面的共同作用，影响着客源地对目的地的旅游需求。

因此将对旅游需求因素分析模型初步设定为

Yi=β1+β2X2i+β3X3i+ β4X4i+βkXki+μ

i

(其中的解释变量如人口规模、个人可支配收入、旅游价格、货币汇率、国际及地区间交通费等)

（三）数据收集及整理

根据旅游引力模型和我国的实际情况，我们选取客源地日本人口（X2）、人均国内生产总值（X3）、日本到中国机票价格（X4）、日本游客在华总消费（X5）为建模解释变量，以此作为影响旅游需求的主要因素。

年份 1979 1980 1981 1982 1983 1984 1985 1986 日本在中国消费来华人数 人口 人均GDP 机票 总额 （千人） （千人） （美元） （美元） （美元） 145.783 118290 8180 118.62 18318813.9 169.308 116810 9290 118.62 22589658.3 223.511 117650 10040 118.62 26074139.0 245.100 118450 10430 118.62 26312651.7 265.000 119260 10470 118.62 32399055.3 368.169 120020 11330 118.62 32978842.7 470.492 120750 12310 118.62 32439326.8 483.507 141490 13430 113.18 39984727.1 计量经济学课程论文 - 3 -

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1987 1988 1989 1990 1991 1992 1993 1994 1995 1996 1997 1998 1999 2000 2001 2002

577.702 591.929 358.828 463.265 640.859 791.523 912.033 1141.225 1305.200 1548.843 1581.700 1572.100 1855.200 2201.500 2385.700 2925.600 122090 122610 123120 123540 123920 124320 124540 124767 125570 125940 126091 126410 126780 126926 127291 127481 15206 17270 17840 18860 19870 20710 21110 21640 22610 23500 23740 23230 23890 25280 25130 25594 113.18 118.14 118.14 118.14 146.28 146.28 146.28 175.33 175.33 175.33 175.33 207.98 207.98 228.54 228.54 232.16 41964753.3 27240079.3 37416402.8 54670308.5 81966403.7 102850213.7 191307916.4 245724760.4 308996109.7 331622542.2 312099930.1 359313815.7 428037711.6 476856437.7 609124619.7 646598676.0 (1)客源地人口（X2）、人均国内生产总值（X3）可以用来反映旅游客源丰度。 (2)在华总消费（X5）反映旅游资源丰度。其他因素，如旅游资源的吸引力、供给形象，由于主观性太强，也不太容易量化，暂时不予考虑。 (3)机票价格（X4）反映距离和交通费对旅游人数的影响。

同时因为本期人均国内生产总值变量（X3）和在华总消费(X5)不对本期旅游需求产生影响，而对后期的旅游需求产生影响，故取X3(-1)、X5(-1)进行分析。

数据来源：

今选取日本，1979~2002年间的数据资料为建模变量的样本数据。 其中：

日本来华旅游人次资料取自各期中国旅游统计年鉴； 日本的人口，人均国内生产总值资料取自世界经济年鉴； 日本来华机票价格取自世界航空协会价目表；

日本来华游客在华总消费取自国家旅游局海外旅游者抽样调查资料。

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（四）参数估计及检验

Dependent Variable: Y Method: Least Squares

Date: 12/11/04 Time: 13:44 Sample(adjusted): 1980 2002

Included observations: 23 after adjusting endpoints Variable C X2 X3(-1) X4 X5(-1) R-squared Adjusted R-squared S.E. of regression

Sum squared resid Log likelihood Durbin-Watson stat Coefficient

Std. Error t-Statistic -1.313090 1.431847 2.071955 0.310321 8.928458 Prob. 0.2056 0.1693 0.0529 0.7599 0.0000 -795.3518 605.7102 0.006572 0.004590 0.015171 0.007322 0.612092 1.972445 3.72E-06 4.17E-07 0.988574 Mean dependent var 1003.404 0.986034 S.D. dependent var 782.0852 92.42382 Akaike info criterion 153758.9 Schwarz criterion -133.9235 F-statistic 1.057593 Prob(F-statistic)

12.08031 12.32715

389.3248 0.000000

1、经济意义检验

从上表中可以看出，各估计参数符号与现实生活中的通常情况相符，所估计结果没有与经济原理向悖，说明具有经济意义。

2、统计检验

1) 日本人口对日本来华人数的影响

R2=0.218321 模型整体拟合优度较差。

t=2.478817>t0.05=1.711 说明人口增加对来华人数影响显著。

2) 日本人均GDP对日本来华人数的影响

R2=0.751789 模型整体拟合优度较好。

t=7.9753>t0.05 说明日本人均GDP 对日本来华人数显著影响。

3) 日本来华机票价格对日本来华人数的影响

R2=0.929 模型整体拟合优度较好。

t=16.98209>t0.05 说明日本来华机票价格 对日本来华人数有显著影响。

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4) 日本旅客在华总消费对日本来华人数的影响

R2=0.981262 模型整体拟合优度较好。

t=33.16217>t0.05 说明日本来华机票价格对日本来华人数有显著影响。

3、计量检验

（1） 多重共线性检验

采用简单相关系数矩阵法对其进行检验 ： X2 X3(-1) X4 X5(-1) X2 1.000000 0.481730 0.368391 0.397468 X3(-1) 0.481730 1.000000 0.851916 0.835592 X4 0.368391 0.851916 1.000000 0.976024 X5(-1) 0.397468 0.835592 0.976024 1.000000 X2、X3(-1)、X4、X5（-1）系较高 存在多重共线性，需要修正, 经过修正,删除X2,X4。

Y = 30.99518464 + 0.01886854254*X3(-1) + 3.832195519e-06*X5(-1) t = (0.365203) (3.072558) (19.23502)

R2=0.987271 Adjusted— R2 =0.985998 DW=0.706767 F=775.5946

Dependent Variable: Y Method: Least Squares

Date: 12/11/04 Time: 13:46 Sample(adjusted): 1980 2002

Included observations: 23 after adjusting endpoints Variable C X3(-1) X5(-1) R-squared Adjusted R-squared S.E. of

Coeffici

ent Std. t-StatistError ic Prob.

30.99518 84.87122 0.365203 0.7188

0.018869 0.006141 3.072558 0.0060 3.83E-06 1.99E-07 19.23502 0.0000 0.987271 Mean dependent 1003.40

var 4

0.985998 S.D. dependent 782.085

var 2

92.54462 Akaike info 12.0143

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regression criterion Sum squared resid 171290.1 Schwarz

criterion

Log likelihood -135.165 F-statistic

2

Durbin-Watson 0.706767 stat Prob(F-statistic)

（2） 异方差检验

7

12.1624

7

775.594

6

0.00000

0

由于样本容量不大，不选用WHITE检验，而利用ARCH检验法检验模型是否存在异方差

ARCH Test: F-statistic Obs*R-squared 1.285942 Probability 3.885448 Probability 0.313128

0.274102

Test Equation:

Dependent Variable: RESID^2 Method: Least Squares

Date: 12/09/04 Time: 22:52 Sample(adjusted): 1983 2002

Included observations: 20 after adjusting endpoints Variable C

RESID^2(-1) RESID^2(-2) RESID^2(-3) CoefficienStd. Error t-Statistic

t 9149.807 0.240187 -0.101604 -0.325063 3084.610 0.236700 0.245747 0.239255 2.966276 1.014730 -0.413448 -1.358646 Prob. 0.0091 0.3253 0.6848 0.1931 7669.114 6642.597 20.57309 20.77224 1.285942 0.313128

R-squared 0.194272 Mean dependent var Adjusted 0.043198 S.D. dependent var R-squared S.E. of 6497.538 Akaike info criterion regression

Sum squared resid 6.75E+08 Schwarz criterion Log likelihood -201.7309 F-statistic Durbin-Watson 2.060031 Prob(F-statistic) stat

在 H。成立的条件下，(n-p)R²服从自由度为P的χ²分布。给定显著性水平α=0.05得临界值为27.5871 n=23 p=3

(n-p) R²=3.885448 <χα² (3)=27.5871 接受原假设，则该模型不存在异方

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差。

（3） 自相关的检验： Ⅰ检验

 图示法 从下图可以看出模型具有自相关的趋势。

 DW检验

给定显著性水平α=0.05，查Durbin-Watson表n=22、k=2, 得：Dl=1.147， Du=1.541 DW=0.706767所以可判断模型具有自相关，需要进行修正。

Ⅱ自相关修正：

a. 广义差分法修正：

DW=0.706767 根据ρ=1-DW/2=0.6466165。用GENR分别对Y、X3(-1)、X5（-1）作广义差分。即：

DY=Y- 0.6466165*Y(-1)

DX3(-1)=X3(-1)- 0.6466165*X3(-2) DX5(-1)=X5(-1)- 0.6466165*X5(-2) 用OLS计其参数，结果如下

Dependent Variable: DY Method: Least Squares

Date: 12/11/04 Time: 13:49 Sample(adjusted): 1981 2002

Included observations: 22 after adjusting endpoints Variable C DX3(-1) DX5(-1) Coeffici

ent Std. t-StatistError ic Prob.

2.743411 86.93392 0.031557 0.9752

0.021710 0.006493 3.343611 0.0034 3.66E-06 2.40E-07 15.25850 0.0000 计量经济学课程论文 - 8 -

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R-squared

0.983454 Mean dependent

var

Adjusted 0.981713 S.D. dependent R-squared var S.E. of 91.40253 Akaike info regression criterion Sum squared resid 158734.0 Schwarz

criterion

Log likelihood -128.940 F-statistic

0

Durbin-Watson 0.769696 stat Prob(F-statistic) 916.031

5

675.900

7

11.9945

5

12.1433

3

564.667

5

0.00000

0

DY = 2.743411294 + 0.02170984261*DX3(-1) + 3.663532102e-06*DX5(-1) T= (0.031557) (3.343611) （15.25850） 2

R=0.983454 DW=0.769696 F-statistic=564.6675

经过广义差分法后，DW值有所提高，但仍然存在自相关。

b. Cochrane-Orcutt迭代法 Dependent Variable: Y Method: Least Squares

Date: 12/11/04 Time: 13:51 Sample(adjusted): 1981 2002

Included observations: 22 after adjusting endpoints Convergence achieved after 58 iterations Variable C X3(-1) X5(-1) AR(1) Coeffici

ent 11097.99 -0.06629

5

3.34E-06 0.990895 Std. t-Statistic Error 40132.56 0.276533 0.026805 -2.473221 5.66E-07 0.036570 5.900770 27.09616 Prob. 0.7853 0.0236 0.0000 0.0000 1041.318 778.5555 11.33793 11.53631 1010.072 0.000000

R-squared 0.994095 Mean dependent var Adjusted 0.993111 S.D. dependent var R-squared S.E. of 64.62141 Akaike info regression criterion Sum squared resid 75166.68 Schwarz criterion Log likelihood -120.717 F-statistic

3

Durbin-Watson 1.753237 Prob(F-statistic) stat Inverted AR Roots .99 计量经济学课程论文 - 9 -

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Y = 11097.98902 - 0.06629451169*X3(-1) + 3.337513346e-06*X5(-1) + [AR(1)=0.9908952872]

T=(0.276533) (-2.473221) (5.900770) (27.09616) R2=0.994095 DW=1.753237 F-statistic=1010.072

给定显著性水平α=0.05，查Durbin-Watson表n=22、k=2, 得：Dl=1.147， Du=1.541 DW=1.753237> Du=1.541

经过Cochrane-Orcutt迭代法修正后，不再存在自相关。

（4） 最终形成模型：

Y =11097.98902-0.06629451169*X3(-1)+3.337513346e-06*X5(-1)+[AR(1)=0.9908952872]

三、 模型预测

4000Forecast: YFActual: YForecast sample: 1979 2003Adjusted sample: 1981 2003Included observations: 22Root Mean Squared6 Erro9.71r 402Mean Absolute Erro5r 6.41068Mean Abs. Percent Erro8.076r 727Theil Inequality Co0.0effic26ie7n5t 5 Bias Proportion0.0 76862 Variance Propo0.0rtio7n1 160 Covariance Pro0.8portio519n7 830002000100008284868890929496980002YF?2 S.E.

年份 年份 年份 1981 1989 1997 1982 1990 1998 1983 1991 1999 1984 1992 2000 1985 1993 2001 1986 1994 2002 1987 1995 2003 1988 1996 日本来华人数 205.097 261.261 329.600 439.809 476.435 500.536 541.511 519.603 日本来华人数 422.037 505.818 582.590 692.751 791.998 1145.167 1375.337 1605.127 日本来华人数 1703.813 1704.169 1976.239 2241.799 2391.803 2921.693 3093.787 （单位：千人）

根据2003年的资料预测得到2003年的来华人数为3093787人，但实际为2254000人，这是因为2003年中国遭受了非典的影响，旅游业遭到了巨大的冲击，所以预测的和实际的有一定的偏差。

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四、 经济意义浅析及政策建议

（一）经济意义

由以上最终构成的模型可得出，影响日本来华旅游人数最主要的因素是：日本的人均GDP和日本人在中国的总消费。

一、日本人在中国的总消费 同期的日本来华旅游人数与其在华消费总额同比增加。即当在华总消费额增加一百万美元时，来华人数平均增加3.34千人。

二、日本人均GDP 当期来华人数与前一期的人均GDP呈负增长趋势。当前一期人均GDP每增加100美元，旅游人数平均减少6.63千人。即随着日本本国经济的增长，来华日本游客相应减少。

对于此种现象进行针对性的资料采集。由最终结果分析发现，随着日本人均GDP的增长，日本游客更多的是选择欧洲，美国等国家进行旅游。与中国相比较，欧美等国属于旅游高消费国家。当日本国民经济水平相对较低时，多数日本游客选择入中国等相对较消费档次较低的国家游玩，随着其经济的增长，收入的增加，越来越多的日本游客倾向选择欧美等相对高消费的国家进行旅游。

我国旅游资源多以旅游景点为主，较大程度上依赖自然资源。如下为我国1994年全国旅游外汇收入构成：

从上图，可看出我国旅游收入来源主要依赖交通餐饮及住宿这些基本设施。娱乐等其他服务在总体旅游收入中占有比重极小。我国当前旅游业结构单一，市场开发潜力巨大。

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（二）政策建议

1、提升我国旅游产业的档次

针对日本来华旅游人数与其本国人均国民生产总值之间呈负向增长的现实情况，我国应该不断提升旅游产业的消费档次，不能只停留在完全依靠自然风光旅游拉动交通、住宿行业的经济增长。应增加我国旅游产业的多元化发展扩大旅游收入来源范围。增强其他方面设施建设，使娱乐等方面收入占总收入比重增加。 2、优化旅游发展环境基础，全面提升旅游业发展水平。

2003年“非典”使消费者的自我保护意识提高，形成新的旅游观念和旅游方式，这对培育新的旅游产品起到积极推动作用。

3、推进新旅游观念形成，加快新产品建设和结构升级

一是度假型旅游有望取代观光旅游成为主流；二是更多人会关注旅游的健康和养生功能，与康体保健相关的旅游活动备受青睐，生态旅游前景看好。 4、推进与世界的接轨，迅速提高旅游业国际化水平

我们应根据旅游业的内在要求及加入WTO后的形势，以资源优化配置为原则，以提高产业运行质量为标准，培育带动性强、效益明显、规模经营的产业链，提高旅游企业在国际旅游市场上的竞争力和抵御风险的能力。

参考文献: 《海外旅游抽样调查资料》 国家旅游局 1998年 《中国入境旅游研究》 科学出版社 马耀峰等 1999年 《中国旅客流动模式系统研究》 高等教育出版社 刘新平等 2001年 《中国旅游业对外开放战略研究》 中国旅游出版社 高舜礼著 2004年 《计量经济学》 西南财经大学出版社 庞皓等著 2002年 《中国对外经济统计年鉴》

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