产业发展
国内旅游影响因素及其影响路径研究——基于旅游者微观视角
黄慧
郭健全
摘要：居民出行旅游受到多重因素影响。本文利用1994-2012年中国统计年鉴数据，构建相关时间序列，采用OLS回归方程、协整检验、格兰杰检验法，基于旅游者微观视角，分析了我国居民可支配收入、居民受教育程度对国内旅游发展的影响、影响路径和程度。结果表明，居民可支配收入的增加，通过提高游客在旅游过程中的人均花费、增加国内游客总人次两种路径增加国内旅游收入；而居民受教育程度的提高只是通过增加国内游客总人次一种途径，增加国内旅游收入；居民可支配收入的促进作用，大于居民受教育程度对国内旅游发展的作用。
关键词：国内旅游；影响因素；影响路径
在7%左右。
第二阶段：2004—2013年。这一阶段，国内旅游发展迅猛，增长速度明显提高，其中国内旅游收入平均增速为25%，2011年增长达到53.46%的峰值；平均游客出行人次增长率提高到15%，2011年游
客出行人次增长率为25.58%。到2013年国内旅游总收入达到26,276亿元，全国旅游人次达到32.62亿。
图1我国国内旅游总收入（Y：亿元）与国内游客总人次（YK：十万人次）
数据来源：国家旅游局
二、影响旅游需求发展的因素
分析
学术界研究国际旅游竞争力影响因主要集中在旅游目的素的文章较多①②③，
地偏宏观视角上，而基于旅游者微观视角上的影响因素及路径研究文献很少。郭亚军、曹卓（2008）等人基于波特钻石模型理论角度，以五座城市为例，分析了影响区域旅游竞争力的影响因素④。冯学钢、王琼英(2009)等从需求和供给视角，基于绎法的原理分析了旅游产业潜力影响因
一、我国旅游产业发展现状
从国内旅游收入角度分析，图1反映出，1994年以来，我国旅游业发展比较稳定，国内旅游收入和旅游人次都持续增加。2003年，受非典影响，我国旅游发展停滞甚至下降。非典期一过，从2004年开始，国内旅游有加速发展趋势。到2011年国内旅游发展达到顶峰，旅游收入增长
图2我国国内旅游人均花费情况
（数据来源：国家旅游局、国家旅游局与国
秦张平（2012）素及影响途径⑤。郭清霞、
等人选取旅游者的微观视角，以鄂西生态文化旅游圈为例，通过路径分析得出相关因素对区域旅游竞争力的影响程度，并得
）
率达53.46%，之后增长速度逐步放缓，但家统计年鉴。
[注：YP：国内旅游人均花费；CYP：城仍以平均16.67%的速度增长。
NYP：农村居民人均花出市场需求影响因素系数最大的结论⑥。从人均花费角度分析，图2显示出国镇居民人均花费；单位：元。]内旅游人均花费虽有小幅波动，但整体呈费，翁钢民、徐晓娜（2007）等选取了生活水近20年来，我国旅游业发展分两个平、上升趋势。城镇居民与农村居民人均花人口规模、文化水平、交通状况等指费差别很大。1994年，国内旅游人均花费阶段：
第一阶段：1994—2003年。这一阶仅195.3元，到2013年，人均花费提高到
标，构建评价指标体系，并利用因子分析方法提取了影响城市居内旅游需求的主因子。在此基础上，利用灰色关联分析方法分析了影响主因子与城市居内旅游需求的关联程度，确定了影响旅游需求的最主要的因素⑦。
分析已有研究成果，本文从旅游者微
-13-
国内旅游发展相对稳定，无论国内旅805.5元，翻了4倍多。20年以来，国内旅段，
游得以迅速发展，与国民经济发展、居民游收入还是国内游客总人次都以较平稳受非典影响，国内生活水平的提高分不开。只有经济发展速度增长。除2003年，
平均水平提高了，居民可支配收入增加了，居旅游收入和出行人次呈现负增长外，民才会拿出更多的钱去旅游消费。
2015年第01期总第406期
旅游收入增长不超过20%，出行人次增长
产业发展
观视角，分析影响我国国内旅游影响因素以及影响路径。根据活动内容将国内旅游分为休闲观光度假旅游、保健旅游、商务会议旅游，其中休闲观光旅游占我国国内旅游收入大部分。居民可支配收入的增加，消费观念的改变都是影响居民休闲观光旅游的主要因素。居民可支配收入的稳步增加，使得居民在满足基本需求之后，有能力支付享受型的旅游消费。随着国家经济的加速发展，国家在经济建设的同时，也加大了教育投入。居民受教育程度提高了，消费观念随之改变。居民接受更多教育后，在拓宽知识面的同时，也会激发自身对未知世界的求知欲，往往会选择出行旅游满足精神上的需求。
本文选择居民可支配收入与受教育程度为自变量，国内旅游收入为因变量，分析居民可支配收入与受教育程度对国内旅游发展的影响及其影响路径，并根据研究结果提出相应建议。
LNY、LNYK、LNYP、LNEDU、LNDPI。
2.时间序列的平稳性检验
截距项与趋势项，滞后期为零的条件下进行的。通过协整检验结果发现，LNYP和
平稳数据变量基础上的，因此在回归之前回归后的残差在10%显著水平下是平稳需要先对时间序列进行平稳性检验。本的，LNYK和LNDPI、LNYK和LNEDU、文中采用Eviews6.0软件对各变量进行ADF单位检验，结果见表1。
检验类型ADF值(c,t,n)因为经典回归模型的应用是建立在LNDPI、LNYP和LNEDU、LNY和LNDPI
LNY和LNEDU在1%显著水平下也是平验，它们之间是存在长期的均衡关系的。
稳的，说明以上六组变量都通过了协整检
4.格兰杰因果关系检验
虽然以上实证表明，各变量之间满足协整关系，说明居民可支配收入和受教育程度分别与国内旅游总花费、国内游客总数存在长期均衡关系，但这种均衡关系仍需进一步检验。Granger因果关系检验是最常用检验方法，下面用Granger因果检验法对各变量间的关系进行因果关系检验，结果如下：（表3）
（1）计量结果分析。从以上结果
零假设LNDPI不是LNYP的格兰杰原因LNYP不是LNDPI的格兰杰原因LNDPI不是LNYK的格兰杰原因LNDPI不是LNY的格兰杰原因滞后期F统计量概率值结论2222221122333.304600.0719拒绝3.614080.0591拒绝7.695700.0071拒绝0.405520.6754接受9.112630.0039拒绝2.058040.1704接受0.694270.4178接受9.254560.0082拒绝4.519920.0344拒绝0.441580.6531接受4.581750.0328拒绝0.620800.6190接受表1各变量平稳性检验结果
临界值临界值5%1%临界值10%变量LnYProb.*结论ΔLnYLnYKΔLNYKLNYPΔLNYPLNDPIΔLNDPI(c,t,0)(c,t,1)(c,t,3)(c,t,0)(c,t,0)(c,0,0)-4.9108-3.886751-3.052169-2.6665930.0022平稳(c,0,0)-4.290994-3.886751-3.052169-2.6665930.0045平稳(0,0,0)-2.405559-2.708094-1.962813-1.6061290.0196平稳-4.753931-4.616209-3.710482-3.2977990.0078平稳-1.350705-4.571559-3.690814-3.2869090.8400非平稳-0.948310-4.616209-3.710482-3.2977990.9251非平稳-2.749796-4.728363-3.759743-3.3249760.2336非平稳-1.012801-4.571559-3.690814-3.2869090.9163非平稳-2.094226-4.571559-3.690814-3.2869090.5144非平稳LNDEDU(c,t,0)ΔLNDEDU(c,0,0)-4.228142-3.886751-3.052169-2.6665930.0051平稳注：c与t分别表示序列有截距项和趋势项，n表示滞后阶数（由AIC决定），Δ表示一阶差分序列。
三、实证分析
1.理论模型和假设
本文选取1994-2012年数据为样本
从表中可以看出，所有变量的原序列都是非平稳的；但经过一阶差分之后，ΔLNY、ΔLNYK、ΔLNDPI、ΔLNEDU在1%显著水平下是平稳的，ΔLNYP在5%显著
LNYK不是LNDPI的格兰杰原因LNY不是LNDPI的格兰杰原因数据，全部数据来源于《中国统计年鉴》。水平下平稳。故所有变量都是一阶单整满足变量之间协整关系的条件。在变量选取上，以国家教育经费（EDU）的的，投入作为衡量旅游者文化素养及受教育程度的指标，以城镇居民家庭人均可支配
3.协整检验
本文运用E-G两步法分别对LNYK
LNEDU不是LNYK的格兰杰原因LNYK不是LNEDU的格兰杰原因LNEDU不是LNY的格兰杰原因LNY不是LNEDU的格兰杰原因LNYP不是LNEDU的格兰杰原因LNEDU不是LNYP的格兰杰原因LNYP与LNDPI、LNY与LND⁃收入（DPI）作为衡量旅游支付能力指标；与LNDPI、
LNYK与LNEDU、LNYP与LNEDU、选取国内旅游总花费（Y）作为衡量国内PI、旅游发展指标。由于国内旅游总花费与游客总人数、每位游客的消费情况密不可
然后对残差的平稳性进行检验，LNDPI与LNY同样也是LNDPI到LNY的分，为分析居民受教育程度与可支配收入系系数，
对国内旅游花费的影响路径，分别选取国判断变量是否存在协整关系。经过检验单向格兰杰原因。LNEDU与LNYP在滞
所涉及的变量序列都是一阶差分平后1期的条件下有从LNYP到LNEDU的单内旅游人均花费（YP）、国内游客总人次发现，
如果变量之间具有协整关系，则向格兰杰原因；（YK）作为衡量国内旅游发展的分指标。稳序列，滞后2期的条件下，LNEDU表3各变量因果关系检验结果
在数据选取上，为消除价格波动的影表明它们之间存在一种长期稳定的动态是引起LNYK的格兰杰原因；滞后3期的
（表2）响，本文以1994年为基期价格，用居民消比例关系。条件下，LNEDU是引起LNY的格兰杰原费价格指数对国内旅游总花费、教育经费以及人均可支配收入进行价格平减，剔除通货膨胀对数据波动的影响。为了消除异方差，我们对数据进行对数变换。对数变化不会改变变量间的协整关系，却能使其线性化，便于建立模型，也可减少数据波动，系数也是弹性系数。取对数后的国内旅游收入、游客总数量、旅游人均花费、教育经费、人均可支配收入分别表示为：-14-临界值标准ADFLNY与LNEDU进行协整检验。首先使用LNYP互为格兰杰原因；LNDPI与LNYK
最小二乘法求得变量之间的长期均衡关有从LNDPI到LNYK的单向格兰杰原因；
可看出，在滞后期为2条件下，LNDPI与
表2各变量间协整检验结果
LNYP和LNDPILNYP和LNEDU-1.6149LNYK和LNDPI-4.527058LNY和LNDPI1%临界值5%临界值-1.925555-3.690795-2.699769-1.961409-1.606610-1.652024以上因。
数据是对（2）影响路径的经济学分析。变量两两回归后的残差进行ADF检验的结果，其检验类型均是在无
图3因果关系简图
（3）所表示的变量间因果关系的经济
2015年第01期
总第406期
根据计量结果绘制出图
统计量LNYK和LNEDU-4.821919LNY和LNEDU10%临界值产业发展
学含义。居民可支配收入的增加与受教量系数的t统计量绝对值都明显大于临界国内旅游总收入提高0.96%。由此得出，居民可支配收入对居民出行旅游的影响
但是式（1）中D.W.值为0.6551，式育程度的提高能增加国内旅游总花费，但值，配收入的提高不仅可促使未曾旅游的人
两个式中的D.W.值都小于D-W检验下临
中D.W.值为0.687875，经过查表得知，程度要大于国民受教育情况的影响。提高总花费的路径是不同的。居民可支（2）
所以扰动项存在一阶正自相关。去旅游，增加旅游总人数；也可以刺激旅界值DL，得到修正游者在旅游过程中更多消费（提高人均花因此本文用迭代法消除自相关，费），从而增加国内旅游总收入。然而，国民受教育程度的提高只能促使更多人去
结果如下：
LNY=-5.215044+1.520017LNDPI+(-3.738171)
(9.817325)
(4)(3)
(3.254027)
四、研究结论分析及建议
本文以旅游者微观角度，选取居民可支配收入与受教育程度为变量，分析对国内旅游收入的影响及路径。经过实证研究得出以下结论：（1）1994-2012年以来，我国居民可支配收入与受教育程度均对我国国内旅游总花费有显著影响；（2）在影响路径上，国内旅游总收入与国内游客
旅游，却不能促使每个旅游者在旅游中更0.8551ar(1)多消费。即国民可支配收入的增加可通过提高旅游人数和人均花费两个方面增加国内旅游总收入，而国民受教育程度的提高只能通过增加游客人数的路径增加国内旅游总收入。
具体影响路径如下图：
0.688273ar(1)
LNY=-8.5818+0.9541LNED+(-4.558711)(8.8777)(3.131502)
，（4）可决系数R2=0.981199，调整的可决系每个游客在旅行过程中的花费有影响）-2
数R=0.978693。两个模型修正后的可决居民可支配收入从国内游客总人数与游系数与调整的可决系数值都较修正前有
客人均花费两个方面影响国内旅游总收
而国家教育经费支出仅是通过影响国所提高，说明修正后模型的拟合效果提高入，（3）了。各变量P值都小于0.01，各变量系数内游客总人数影响国内旅游总收入；人均可支配收入对国内旅的t统计量绝对值都明显大于临界值，可在影响程度上，
修正后的回归结果式（3）中R=总人数、游客人均花费有关（居民可支配
-2
0.979613，调整可决系数R=0.9765；式收入不仅可以影响国内游客总人数，还对
2
图4可支配收入与受教育水平
的影响路径
5.回归结果分析
以认为各变量都通过检验。所有参数都显著地不为零，对模型具有显著影响。而且作为促进国内旅游总收入的影响因素，
游总收入的影响要大于国民受教育情况对总收入的影响。
以上格兰杰因果关系检验结果表明，变量前的系数也是符合现实经济意义的。参考文献
居民可支配收入与受教育程度的提高都修正后模型中：式（3）中D.W.值为[1]邢珏珏,李业锦,赵明.我国城市国际旅游竞是引起国内旅游收入增加的格兰杰原0.6551，模式（4）中D.W.值为1.828651，因。下面进一步观察居民可支配收入与型调整后有2个自变量，18个观测值，在
理，2005,25(5):712-716.
争优势特征及其影响因素分析[J].经济地
受教育程度对国内旅游影响程度的大小，K=2，n=18的情况下查D-W分布表可知首先设立模型分别为：道，DL=1.05，DU=1.53。由于上述两个回归
LNY=α1+β1LNDPI+μ1LNY=α2+β2LNEDU+μ2
[2]周经,吕计跃.中国旅游服务贸易竞争力影响因素的实证分析[J].国际贸易问题,2008(4):71-75.[3]GEOFFREYI,CROUCH.DestinationCompet⁃ternationalConferenceofTrends,Impactand
所以接受零假设，扰动项不存在一阶正自相关。而且两个DW都很接近2，扰动项
方程中的D.W.值都满足DUitiveness:InsightintottributeImportance,In⁃PoliciesonTourismDevelopment[J].Hellen⁃LNDPI、LNEDU与LNY都是一阶单整的，无自相关性把握很大。经过white检验，icOpenUniversityinHeraklioncrete,2006.并且LNY与LNDPI、LNY与LNEDU分别发现以怀特检验的F统计量对应的P值分[4]郭亚军,曹卓,杜跃平.区域旅游竞争力影通过了协整检验，因此可直接对两组变量别为0.4949、0.5773，都大于拒绝原假设的响因素分析：基于案例比较研究的视角[J].进行回归分析。本文采用Eviews6.0进行置信区间5%，旅游科学:2008,22(4):65-69.所以我们接受残差序列是回归，得到结果如下：
LNY=-5.5049+1.562756LNDPILNY=-8.579277+0.944602LNED
(-12.62523)
(24.58321)
(-9.103485)(22.21269)
(1)(2)
同方差的原假设，即不存在异方差。
经过修正后的模型不仅消除了自相关，而且拟合度明显提高。从回归结果来看，国民可支配收入与受教育程度分别与国内旅游总收入存在一个长期均衡的关系，这种关系是正相关的，具体表现为国民可支配收入对国内旅游总收入的弹性为1.52%，即居民可支配收入每提高1%，国内旅游总收入提高1.52%；国家教育经费支出对国内旅游总收入的弹性为0.96%，即国家教育经费支出每增加1%，
经过上述计量检验与分析，我们得出
[5]冯学钢,王琼英,于秋阳.需求和供给视角与管理,2009,212(6):66-73.
下旅游产业潜力影响因素研究[J].商业经济
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[7]翁钢民,徐晓娜,尚雪梅.我国城市居内旅游需求影响因素分析[J].城市问题,2007(4):31-37.
下的鄂西圈旅游竞争力影响因素研究[J].世
（2）可决系数R2=0.9720，调整可决系数-2R=0.971030。两个式中的可决系数与调整的可决系数值都说明模型的拟合效果
2015年第01期总第406期
其中：式（1）中可决系数R2=
-2
0.966693，调整可决系数R=0.9734；式
（作者单位：上海理工大学管理学院）
很好，并且各变量P值都小于0.01，各变
-15-
