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国内旅游业发展影响因素分析

2017-09-02 11:10 来源:www.ejingxi.com 作者:靖西旅游资讯

  摘要:国内旅游的迅速发展主要得益于居民消费观念的改变、居民收入的稳步增长和居民可自由支配时间的增多。文章在理论分析的基础上,从旅游者需求的角度,归纳出国内旅游业迅速发展的三个最主要因素。然后从定量的角度,采用现有的统计数据,运用多元回归的方法,建立回归方程模型来评估这些影响因素对国内旅游业发展的影响程度,并对其影响程度进行定量评估,提出了相关建议。
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  关键词:国内旅游;影响因素;协整分析
  
  20世纪90年代以来,我国旅游业迅速发展,国内旅游收入从1989年的150亿元人民币增加到2005年的5285.9亿元人民币,旅游业作为朝阳产业,发展潜力巨大。但目前,国内对旅游业发展的影响因素的研究存在许多不足之处:其一,主要是套用国外大众旅游的理论,缺乏结合我国国情和居民实际情况的研究;其二,对国内旅游影响因素的评价以定性为主,缺少定量的评估研究。因此本文从定量的角度出发,建立回归方程模型来评估这些影响因素对国内旅游业发展的影响程度,并结合国内旅游业最近几年的实际发展情况,对这些影响因素进行评价分析。
  
  一、国内旅游业发展的影响因素
  
  影响旅游业发展的因素主要有两方面:一是旅游者的主观需求因素,包括旅游者的主观选择、可支配收入和闲暇时间等;二是旅游资源的客观供给因素,包括旅游资源及其设施、旅游中介和企业等。另外,外部环境因素影响对旅游业发展起着辅助作用,环境因素包括政治、经济、文化环境和突发事件等。从需求方面看,国内旅游业发展的影响因素包括:
  (一)居民旅游观念的变化
  国内旅游业发展的主要推动力量是我国社会经济的快速发展,我国经济的快速发展使居民逐步走向富裕,产生了旅游的强烈愿望。国内生产总值(GDP)是衡量社会经济发展水平的指标,它能衡量外界提供的旅游消费所需环境的完善程度:GDP指标越高,相应的交通运输、信息传递等基础公共设施越完善,国民的富裕程度越高,消费观念越强。
  (二)居民可支配收入增加
  居民收入的稳步增加,使得居民在满足了基本消费需求后,有能力支付发展型和享受型的消费需求。不过因为农村居民收入远低于城镇居民,他们的实际消费量受到较大的限制,但农村市场潜力巨大。农村居民在旅游花费方面低于城镇居民,除了受到人口基数大和经济收入较低两方面因素影响外,还受到农村居民消费观念低的制约。但随着农村居民收入开始增长,农民生活的改善、消费水平的提高,农村旅游市场巨大的开拓潜力已经日益凸显。
  (三)居民可支配时间增多
  1999年9月,国家出台了全国年节及纪念日放假办法。根据这一放假办法,形成了三个各约一周的集中假期,即“春节”、“五一”、“十一”旅游“黄金周”。这样的集中假日,职工自然可以自由支配做出各种安排。集中的假日,使出游者实施的中长距离旅游有了时间保证,人们有可能走得更远,逗留得更久,去更多的旅游景点,享受更多的旅游经历,也支出更多的费用。这是国内旅游在居民可自由支配时间增多的条件下获得的一次新的提升,使国内旅游迈向了一个新的高度。正是因为“黄金周”提供的机遇,旅游出行呈现出了整体的活跃性。总之,“黄金周”所反映的居民可自由支配时间的增加,已在我国的国内旅游发展方面起着十分良好的作用。
  
  二、国内旅游业发展影响因素的定量分析
  
  (一)指标与模型选择
  1、指标选择。从数据的可获得性考虑,将国内旅游收入作为衡量我国国内旅游业发展水平的指标,作为自变量Y(单位:亿元)。因变量的选取考察:(1)居民消费观念变化对国内旅游业发展的影响,选取对居民消费观念变化有显著影响的社会经济发展(通过以上分析可知,社会经济发展水平可由GDP来衡量)作为解释变量X1(单位:亿元);(2)人民生活水平提高对国内旅游业发展的影响,选取代表人民生活水平提高的居民可支配收入(通过以上分析可知,旅游消费主要来自于城镇居民,这里用城镇居民可支配收入代替)作为解释变量X2(单位:元);(3)居民的可支配时间的影响,设置虚拟变量X3(1999年起我国实行长假制,故1999年前设置为0,1999年开始设置为1);(4)2003年我国爆发了全国性的“非典”疫情,对当年我国旅游业的发展起了极大的冲击,设置虚拟变量来X4衡量(2003年设置为-1,其余年份设置为0)。其中X1――国内生产总值;X2――城镇居民人均可支配收入;X3――代表长假制的虚拟变量;X4――代表“非典”的虚拟变量;Y――国内旅游收入。
  2、模型选择。我国国内旅游业的发展处于起步阶段,各因变量数值的增加使国内旅游业收入成指数倍增加,故设函数为:Y=e 。为了研究的方便,对函数两边取对数,将函数形式变为线性的:lnY=b0+b1X1+b2X2+b3X3+b4X4,使用1989年到2005年的数据。
  (二)协整检验
  如果在建立模型时没有考虑时间序列数据平稳性,而依据严重非平稳时间序列建立的模型,容易产生“伪回归”,在此基础上得出的分析结果是无效的。协整检验是用于检验非平稳时间序列之间是否存在长期均衡关系的方法,只有当各变量为同阶段整I(d),d相等时,才能对变量之间进行协整分析。协整用于分析同阶非稳定时间序列的长期均衡关系。在确定两时间序列之间是否存在协整关系之前,必须检验序列的非稳定性,即单位根检验。只有当两序列之间具有相同的单位根时,才能通过协整检验来确定它们之间是否具有长期均衡关系。利用Eviews3.1软件,采用ADF检验法对国内旅游收入、GDP、城镇居民可支配收入和两个虚拟变量的时间序列进行单位根检验。
  lnY的一阶差分的ADF检验值为-2.771,小于其在10%显著水平下的临界值-2.693,是平稳的。但GDP和城镇居民人均可支配收入的一、二阶差分的ADF检验值都大于其在10%的临界值,故考虑使用GDP每年的增量和城镇居民可支配收入每年的增量作为自变量代替原来的数值,再次进行单位根检验,即:X′1――国内生产总值;X′2――城镇居民人均可支配收入。从检验结果来看,DX′1的ADF检验值为-2.994,小于其在10%显著水平下的临界值-2.693;DX′2的ADF检验值为-2.188,小于其在10%显著水平下的临界值-2.693;DX3的ADF检验值为-2.449,小于其在5%显著水平下的临界值-1.968;DX4的ADF检验值为-4.695,小于其在1%显著水平下的临界值-4.011。因此,各变量一阶差分的ADF检验值均小于其在10%显著水平下的临界值,因此lnY、X′1、X′2、X3、X4都只含有一个单位根,为一阶段整I(1),是平稳的,可用于协整分析。
  协整关系分析。若两个同阶段整的序列之间存在协整关系,通过建立两变量的回归模型,其误差项序列必然为稳定序列,因此检验协整关系也即是检验回归方程中残差序列的平稳性。用数学公式可表示为:lnY=b0+b1X′1+b2X′2+b3X3+b4X4+ε。其中,ε为残差项,若ε为平稳序列,则可认为lny和X′1、X′2、X3、X4存在协整关系,否则不存在协整关系。对回归方程中的ε进行单位根检验,发现残差项为平稳序列。因此可认为它们存在协整关系,即长期均衡关系,可以建立协整方程。
  (三)建立回归模型
  利用Eviews3.1软件模拟出多元回归模型:lnY=5.812513+0.000063X′1+0.000525X′2+1.183495X3+0.231637X4+ε(R2=1)。

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