人民幣匯率波動(dòng)與中國入境旅游收入的動(dòng)態(tài)關(guān)聯(lián)及實(shí)證研究一、引言1.1研究背景與意義在全球經(jīng)濟(jì)一體化進(jìn)程不斷加速的當(dāng)下，匯率作為兩國貨幣兌換的比率，在國際貿(mào)易和國際金融領(lǐng)域占據(jù)著核心地位。匯率的波動(dòng)并非孤立事件，其漣漪效應(yīng)廣泛波及到諸多經(jīng)濟(jì)層面，從國際貿(mào)易的收支平衡，到國際資本的流動(dòng)方向，再到國內(nèi)物價(jià)水平的穩(wěn)定以及就業(yè)市場的動(dòng)態(tài)，均受到不同程度的影響。例如，當(dāng)本國貨幣貶值時(shí)，出口商品在國際市場上的價(jià)格相對(duì)降低，這無疑增強(qiáng)了本國商品的競爭力，有利于擴(kuò)大出口；反之，若本國貨幣升值，出口商品價(jià)格相對(duì)升高，可能導(dǎo)致出口減少。與此同時(shí)，貨幣貶值可能引發(fā)進(jìn)口商品價(jià)格上升，進(jìn)而推動(dòng)國內(nèi)整體物價(jià)水平上漲，對(duì)于依賴進(jìn)口原材料和商品的企業(yè)和消費(fèi)者而言，成本會(huì)相應(yīng)增加。旅游業(yè)，作為服務(wù)貿(mào)易的重要組成部分，具有高度的關(guān)聯(lián)性和廣泛的涉及面，與匯率波動(dòng)之間存在著千絲萬縷的聯(lián)系。入境旅游，作為旅游業(yè)的關(guān)鍵分支，不僅能夠促進(jìn)國際文化交流，增進(jìn)各國人民之間的相互了解和友誼，還在增加外匯收入、平衡國際收支方面發(fā)揮著不可替代的作用，對(duì)國家的經(jīng)濟(jì)增長有著積極的推動(dòng)作用。2019年，中國入境旅游人數(shù)達(dá)到1.45億人次，入境旅游收入實(shí)現(xiàn)1136.3億美元，盡管2020-2022年期間，由于新冠疫情的沖擊，全球旅游業(yè)遭受重創(chuàng)，中國入境旅游人數(shù)和收入大幅下滑，但隨著疫情防控措施的優(yōu)化調(diào)整，2023年以來，中國入境旅游市場呈現(xiàn)出強(qiáng)勁的復(fù)蘇態(tài)勢，再次彰顯出其巨大的發(fā)展?jié)摿ΑR率變動(dòng)對(duì)入境旅游收入的影響機(jī)制較為復(fù)雜，主要通過價(jià)格效應(yīng)和收入效應(yīng)來實(shí)現(xiàn)。從價(jià)格效應(yīng)來看，當(dāng)人民幣貶值時(shí)，對(duì)于外國游客而言，中國的旅游產(chǎn)品和服務(wù)在價(jià)格上變得更具吸引力，他們可以用相同的貨幣兌換到更多的人民幣，從而降低了旅游成本，這往往會(huì)刺激更多的外國游客選擇中國作為旅游目的地，進(jìn)而增加入境旅游人數(shù)和旅游收入；反之，人民幣升值則會(huì)使中國旅游產(chǎn)品相對(duì)價(jià)格上升，可能抑制外國游客的旅游需求。從收入效應(yīng)角度分析，匯率變動(dòng)可能影響外國游客的實(shí)際收入水平和消費(fèi)能力，進(jìn)而對(duì)其旅游決策產(chǎn)生影響。深入研究匯率變動(dòng)與中國入境旅游收入之間的關(guān)系，無論是對(duì)于旅游行業(yè)的穩(wěn)健發(fā)展，還是對(duì)于國家宏觀經(jīng)濟(jì)政策的科學(xué)制定，都具有至關(guān)重要的現(xiàn)實(shí)意義。一方面，對(duì)于旅游行業(yè)而言，準(zhǔn)確把握匯率波動(dòng)對(duì)入境旅游收入的影響規(guī)律，有助于旅游企業(yè)增強(qiáng)市場敏感度，提前制定靈活的市場營銷策略和價(jià)格策略，以應(yīng)對(duì)匯率風(fēng)險(xiǎn)，提高經(jīng)營效益。例如，當(dāng)預(yù)期人民幣貶值時(shí)，旅游企業(yè)可以加大對(duì)海外市場的宣傳推廣力度，吸引更多游客；同時(shí)，合理調(diào)整旅游產(chǎn)品價(jià)格，充分利用價(jià)格優(yōu)勢吸引消費(fèi)者。另一方面，從國家宏觀經(jīng)濟(jì)決策層面來看，了解匯率與入境旅游收入的關(guān)聯(lián)，能夠?yàn)檎块T制定更加精準(zhǔn)的財(cái)政政策、貨幣政策以及旅游產(chǎn)業(yè)發(fā)展政策提供有力依據(jù)，促進(jìn)國際收支平衡，推動(dòng)經(jīng)濟(jì)的可持續(xù)增長。例如，政府可以根據(jù)匯率走勢和入境旅游市場的變化，適時(shí)出臺(tái)相關(guān)政策，鼓勵(lì)旅游企業(yè)創(chuàng)新產(chǎn)品和服務(wù)，提升旅游產(chǎn)業(yè)的競爭力，以更好地適應(yīng)國際市場的需求。1.2研究目標(biāo)與方法本研究旨在深入探究匯率變動(dòng)與中國入境旅游收入之間的協(xié)整關(guān)系，精準(zhǔn)量化匯率波動(dòng)對(duì)入境旅游收入的具體影響程度，揭示兩者之間的長期均衡關(guān)系以及短期動(dòng)態(tài)調(diào)整機(jī)制。通過對(duì)這一關(guān)系的深入剖析，為旅游企業(yè)制定科學(xué)合理的市場策略提供數(shù)據(jù)支持和理論指導(dǎo)，幫助企業(yè)更好地應(yīng)對(duì)匯率風(fēng)險(xiǎn)，提升經(jīng)營效益；同時(shí)，也為政府部門制定宏觀經(jīng)濟(jì)政策和旅游產(chǎn)業(yè)發(fā)展規(guī)劃提供決策依據(jù)，促進(jìn)旅游業(yè)的可持續(xù)發(fā)展和國際收支的平衡。為實(shí)現(xiàn)上述研究目標(biāo)，本研究將綜合運(yùn)用多種研究方法。首先，采用協(xié)整分析方法，該方法能夠有效檢驗(yàn)非平穩(wěn)時(shí)間序列之間是否存在長期穩(wěn)定的均衡關(guān)系。在本研究中，通過對(duì)匯率和入境旅游收入時(shí)間序列數(shù)據(jù)進(jìn)行協(xié)整檢驗(yàn)，確定兩者之間是否存在長期的協(xié)整關(guān)系，若存在，則進(jìn)一步確定協(xié)整方程，以量化這種長期關(guān)系。其次，運(yùn)用誤差修正模型（ECM），該模型可以在協(xié)整分析的基礎(chǔ)上，描述變量之間的短期動(dòng)態(tài)調(diào)整過程。通過建立誤差修正模型，分析當(dāng)短期波動(dòng)偏離長期均衡時(shí)，系統(tǒng)如何進(jìn)行調(diào)整，從而揭示匯率變動(dòng)與入境旅游收入之間的短期動(dòng)態(tài)關(guān)系。此外，還將使用格蘭杰因果檢驗(yàn)方法，用于判斷變量之間是否存在因果關(guān)系以及因果關(guān)系的方向。在本研究中，通過格蘭杰因果檢驗(yàn)，確定匯率變動(dòng)與入境旅游收入之間是否存在因果關(guān)系，是匯率變動(dòng)導(dǎo)致入境旅游收入變化，還是入境旅游收入變化引起匯率變動(dòng)，或者兩者之間存在雙向因果關(guān)系。1.3研究創(chuàng)新點(diǎn)在研究視角上，本研究打破了以往單一視角分析的局限，不僅深入剖析匯率變動(dòng)對(duì)入境旅游收入的直接影響，還全面考慮了其他諸多關(guān)鍵因素，如國內(nèi)外經(jīng)濟(jì)發(fā)展?fàn)顩r、重大政策調(diào)整、突發(fā)事件（如疫情）等對(duì)兩者關(guān)系的綜合作用，構(gòu)建了一個(gè)多維度、系統(tǒng)性的分析框架，從而更全面、準(zhǔn)確地揭示匯率變動(dòng)與中國入境旅游收入之間的復(fù)雜關(guān)系。例如，在分析過程中，將國內(nèi)外GDP增長率作為衡量經(jīng)濟(jì)發(fā)展?fàn)顩r的指標(biāo)，納入到研究模型中，探討其與匯率、入境旅游收入之間的相互作用機(jī)制。在數(shù)據(jù)運(yùn)用方面，本研究運(yùn)用了最新的時(shí)間序列數(shù)據(jù)，涵蓋了2010-2023年這一時(shí)間段。相較于以往研究，數(shù)據(jù)的時(shí)間跨度更新且更長，能夠更及時(shí)、全面地反映匯率變動(dòng)與入境旅游收入的最新動(dòng)態(tài)和發(fā)展趨勢。特別是包含了2020-2022年新冠疫情期間以及2023年疫情防控措施優(yōu)化調(diào)整后的相關(guān)數(shù)據(jù)，這使得研究能夠深入分析特殊時(shí)期及后疫情時(shí)代匯率與入境旅游收入關(guān)系的變化，為旅游行業(yè)在復(fù)雜多變的環(huán)境中制定應(yīng)對(duì)策略提供了更具時(shí)效性和針對(duì)性的參考依據(jù)。在研究方法上，本研究創(chuàng)新性地將多種計(jì)量經(jīng)濟(jì)學(xué)方法進(jìn)行有機(jī)結(jié)合。綜合運(yùn)用協(xié)整分析、誤差修正模型和格蘭杰因果檢驗(yàn)等方法，不僅能夠準(zhǔn)確檢驗(yàn)變量之間的長期均衡關(guān)系，還能細(xì)致描述短期動(dòng)態(tài)調(diào)整過程，同時(shí)明確因果關(guān)系的方向，彌補(bǔ)了單一方法分析的不足，為深入探究匯率變動(dòng)與中國入境旅游收入之間的關(guān)系提供了更強(qiáng)大、更精準(zhǔn)的分析工具。通過這種方法組合，能夠從多個(gè)角度對(duì)研究問題進(jìn)行剖析，提高研究結(jié)果的可靠性和科學(xué)性。二、理論基礎(chǔ)與文獻(xiàn)綜述2.1匯率相關(guān)理論2.1.1匯率決定理論匯率決定理論是國際金融領(lǐng)域的核心理論之一，旨在闡釋匯率的形成機(jī)制以及波動(dòng)原因，歷經(jīng)了漫長的發(fā)展歷程，涌現(xiàn)出多種理論學(xué)說，其中購買力平價(jià)理論和利率平價(jià)理論在匯率決定理論體系中占據(jù)著舉足輕重的地位，對(duì)解釋匯率現(xiàn)象以及分析其對(duì)旅游經(jīng)濟(jì)的影響具有重要意義。購買力平價(jià)理論最初由英國經(jīng)濟(jì)學(xué)家桑頓于1802年提出，后經(jīng)瑞典經(jīng)濟(jì)學(xué)家古斯塔夫?卡塞爾發(fā)展和充實(shí)，在其1922年出版的《1914年以后的貨幣與外匯》一書中作了詳細(xì)論述。該理論的核心觀點(diǎn)是，兩國貨幣的購買力之比是決定匯率的基礎(chǔ)，匯率的變動(dòng)是由兩國貨幣購買力之比變化引起的。從表現(xiàn)形式上來看，購買力平價(jià)說可分為絕對(duì)購買力平價(jià)和相對(duì)購買力平價(jià)。絕對(duì)購買力平價(jià)認(rèn)為，在一定的時(shí)點(diǎn)上，兩國貨幣匯率決定于兩國貨幣的購買力之比，即兩國一般物價(jià)水平之比，若用公式表示為E=P_{a}/P_，其中E表示兩國貨幣的匯率，P_{a}和P_分別表示本國和外國的物價(jià)水平。例如，假設(shè)在中國購買一籃子商品需要500元人民幣，在美國購買相同的一籃子商品需要100美元，按照絕對(duì)購買力平價(jià)理論，人民幣對(duì)美元的匯率應(yīng)為5:1。相對(duì)購買力平價(jià)則彌補(bǔ)了絕對(duì)購買力平價(jià)的一些不足，主要觀點(diǎn)是兩國貨幣的匯率水平將根據(jù)兩國通脹率的差異而進(jìn)行相應(yīng)地調(diào)整，即\frac{E_{1}}{E_{0}}=\frac{\pi_{a1}/\pi_{a0}}{\pi_{b1}/\pi_{b0}}，其中E_{1}和E_{0}分別表示變動(dòng)后的匯率和基期匯率，\pi_{a1}、\pi_{a0}以及\pi_{b1}、\pi_{b0}分別表示本國和外國在不同時(shí)期的物價(jià)指數(shù)。當(dāng)本國通貨膨脹率高于外國時(shí)，本國貨幣相對(duì)貶值，匯率上升；反之，本國貨幣相對(duì)升值，匯率下降。購買力平價(jià)理論在旅游經(jīng)濟(jì)領(lǐng)域具有一定的適用性。在國際旅游中，外國游客前往旅游目的地國家，其旅游消費(fèi)行為與購買力密切相關(guān)。當(dāng)旅游目的地國家貨幣根據(jù)購買力平價(jià)理論出現(xiàn)貶值時(shí)，意味著外國游客手中的貨幣在該國的購買力增強(qiáng)，他們可以用相同的貨幣購買到更多的旅游產(chǎn)品和服務(wù)，如住宿、餐飲、景點(diǎn)門票等，這會(huì)使得該國旅游產(chǎn)品在價(jià)格上更具吸引力，從而刺激外國游客的旅游需求，增加入境旅游人數(shù)和旅游收入；反之，若旅游目的地國家貨幣升值，外國游客的旅游成本相對(duì)增加，可能抑制其旅游意愿。例如，若人民幣對(duì)美元匯率按照購買力平價(jià)理論發(fā)生貶值，對(duì)于美國游客來說，來中國旅游的成本相對(duì)降低，原本需要花費(fèi)較多美元才能享受的旅游服務(wù)，現(xiàn)在花費(fèi)相對(duì)減少，這可能會(huì)促使更多美國游客選擇中國作為旅游目的地。利率平價(jià)理論則側(cè)重于從資本流動(dòng)的角度來解釋匯率的決定和變動(dòng)。該理論認(rèn)為，在資本自由流動(dòng)且不考慮交易成本的前提下，兩國之間的利率差異會(huì)導(dǎo)致資金在國際間流動(dòng)，從而影響外匯市場的供求關(guān)系，進(jìn)而決定匯率水平。具體可分為拋補(bǔ)利率平價(jià)和非拋補(bǔ)利率平價(jià)。拋補(bǔ)利率平價(jià)理論指出，投資者為了規(guī)避匯率風(fēng)險(xiǎn)，會(huì)在進(jìn)行套利交易的同時(shí)進(jìn)行遠(yuǎn)期外匯交易，最終使得遠(yuǎn)期匯率的升貼水率等于兩國貨幣利率之差，即F_{e}/E=(1+i_{a})/(1+i_)，其中F_{e}表示遠(yuǎn)期匯率，E表示即期匯率，i_{a}和i_分別表示本國和外國的利率。非拋補(bǔ)利率平價(jià)理論則假設(shè)投資者在進(jìn)行投資決策時(shí)不進(jìn)行遠(yuǎn)期外匯交易，完全根據(jù)對(duì)未來匯率變動(dòng)的預(yù)期來進(jìn)行投資，預(yù)期的匯率變動(dòng)率等于兩國貨幣利率之差，即(E_{e}-E)/E=i_{a}-i_，其中E_{e}表示預(yù)期的未來即期匯率。利率平價(jià)理論對(duì)旅游經(jīng)濟(jì)的影響主要體現(xiàn)在國際旅游投資和旅游企業(yè)的資金運(yùn)作方面。當(dāng)一國利率上升時(shí)，根據(jù)利率平價(jià)理論，會(huì)吸引外國資金流入，這可能會(huì)促進(jìn)該國旅游產(chǎn)業(yè)的投資增加，例如外國投資者可能會(huì)加大對(duì)該國旅游基礎(chǔ)設(shè)施建設(shè)、旅游酒店開發(fā)等方面的投資，從而提升旅游產(chǎn)業(yè)的發(fā)展水平和接待能力，進(jìn)一步吸引更多游客；同時(shí)，對(duì)于旅游企業(yè)來說，利率的變化會(huì)影響其融資成本和資金運(yùn)作策略。若本國利率下降，旅游企業(yè)的融資成本降低，可能會(huì)促使企業(yè)擴(kuò)大投資規(guī)模，開發(fā)新的旅游項(xiàng)目和產(chǎn)品，以滿足市場需求，增強(qiáng)市場競爭力。2.1.2匯率波動(dòng)對(duì)經(jīng)濟(jì)的影響機(jī)制匯率波動(dòng)猶如一顆投入經(jīng)濟(jì)湖面的石子，其漣漪效應(yīng)廣泛波及到貿(mào)易收支、資本流動(dòng)等諸多經(jīng)濟(jì)層面，對(duì)旅游業(yè)也產(chǎn)生著深遠(yuǎn)影響。從貿(mào)易收支角度來看，匯率波動(dòng)主要通過價(jià)格機(jī)制發(fā)揮作用。當(dāng)本國貨幣貶值時(shí)，以外幣表示的本國出口商品價(jià)格下降，這使得本國出口商品在國際市場上更具價(jià)格競爭力，外國消費(fèi)者購買本國出口商品的成本降低，從而刺激出口增加；與此同時(shí)，以本幣表示的進(jìn)口商品價(jià)格上升，本國消費(fèi)者購買進(jìn)口商品的成本增加，進(jìn)而抑制進(jìn)口。例如，假設(shè)人民幣對(duì)美元貶值前，一件中國出口的商品價(jià)格為100元人民幣，按照當(dāng)時(shí)1:6.5的匯率，換算成美元約為15.38美元；人民幣貶值后，匯率變?yōu)?:7，則該商品換算成美元的價(jià)格變?yōu)榧s14.29美元，價(jià)格的降低使得該商品在國際市場上更具吸引力，可能會(huì)促進(jìn)出口量的增加。相反，若本國貨幣升值，出口商品價(jià)格相對(duì)上升，進(jìn)口商品價(jià)格相對(duì)下降，會(huì)導(dǎo)致出口減少，進(jìn)口增加。在資本流動(dòng)方面，匯率波動(dòng)會(huì)影響投資者的預(yù)期收益和風(fēng)險(xiǎn)評(píng)估，從而改變資本的流動(dòng)方向。當(dāng)一國貨幣預(yù)期升值時(shí)，外國投資者為了獲取匯兌收益，會(huì)增加對(duì)該國的投資，包括直接投資和證券投資等；而本國投資者則可能減少對(duì)外投資，將資金留在國內(nèi)。反之，當(dāng)一國貨幣預(yù)期貶值時(shí)，外國投資者可能會(huì)撤回投資，本國投資者則可能增加對(duì)外投資。例如，若人民幣預(yù)期升值，外國投資者會(huì)更愿意將資金投入中國的房地產(chǎn)、股票等市場，以期待在貨幣升值后獲得資產(chǎn)增值和匯兌收益；而人民幣預(yù)期貶值時(shí)，外國投資者可能會(huì)減持在中國的資產(chǎn)，將資金轉(zhuǎn)移到其他貨幣相對(duì)穩(wěn)定或升值的國家和地區(qū)。匯率波動(dòng)對(duì)旅游業(yè)的影響是多維度的。從入境旅游來看，匯率波動(dòng)主要通過價(jià)格效應(yīng)和收入效應(yīng)影響外國游客的旅游決策。在價(jià)格效應(yīng)方面，若本國貨幣貶值，對(duì)于外國游客而言，旅游目的地國家的旅游產(chǎn)品和服務(wù)變得相對(duì)便宜，他們可以用相同的貨幣兌換到更多的當(dāng)?shù)刎泿?，從而降低了旅游成本，這會(huì)刺激外國游客增加對(duì)該國的旅游需求，入境旅游人數(shù)和旅游收入可能相應(yīng)增加。例如，當(dāng)人民幣對(duì)歐元貶值時(shí)，德國游客來中國旅游，原本需要花費(fèi)一定數(shù)量歐元才能享受到的旅游服務(wù)，現(xiàn)在花費(fèi)的歐元相對(duì)減少，這可能會(huì)吸引更多德國游客前來中國旅游。在收入效應(yīng)方面，匯率波動(dòng)會(huì)影響外國游客的實(shí)際收入水平和消費(fèi)能力。當(dāng)外國游客本國貨幣升值時(shí)，他們的實(shí)際收入相對(duì)增加，消費(fèi)能力增強(qiáng)，在旅游過程中可能會(huì)選擇更高檔次的旅游產(chǎn)品和服務(wù)，增加旅游消費(fèi)支出；反之，若本國貨幣貶值，外國游客的實(shí)際收入相對(duì)減少，可能會(huì)降低旅游消費(fèi)檔次或減少旅游消費(fèi)項(xiàng)目。對(duì)于出境旅游而言，匯率波動(dòng)同樣通過價(jià)格效應(yīng)和收入效應(yīng)產(chǎn)生影響。當(dāng)本國貨幣升值時(shí)，本國居民出境旅游的成本降低，因?yàn)樗麄兛梢杂孟嗤谋緡泿艃稉Q到更多的外國貨幣，這會(huì)刺激本國居民增加出境旅游的需求，出境旅游人數(shù)可能增多；同時(shí)，由于出境旅游成本降低，本國居民在境外旅游時(shí)的消費(fèi)能力相對(duì)增強(qiáng)，可能會(huì)增加旅游消費(fèi)支出。相反，若本國貨幣貶值，出境旅游成本上升，可能會(huì)抑制本國居民的出境旅游意愿，減少出境旅游人數(shù)和消費(fèi)。此外，匯率波動(dòng)還會(huì)對(duì)旅游企業(yè)的經(jīng)營產(chǎn)生影響。旅游企業(yè)在采購進(jìn)口物資、設(shè)備以及償還外債時(shí)，會(huì)受到匯率波動(dòng)的影響。若本國貨幣貶值，進(jìn)口成本上升，旅游企業(yè)的采購成本增加，可能會(huì)壓縮企業(yè)的利潤空間；同時(shí)，若旅游企業(yè)有外債，貨幣貶值會(huì)增加其償還外債的成本。反之，若本國貨幣升值，進(jìn)口成本降低，有利于旅游企業(yè)降低采購成本，提高利潤水平。2.2旅游經(jīng)濟(jì)學(xué)相關(guān)理論2.2.1旅游需求理論旅游需求是指在一定時(shí)期內(nèi)，旅游者在各種可能的旅游價(jià)格水平下，愿意并且能夠購買的旅游產(chǎn)品和服務(wù)的數(shù)量。它受到多種因素的綜合影響，其中可支配收入、閑暇時(shí)間以及價(jià)格是最為關(guān)鍵的因素?？芍涫杖胧侵競€(gè)人在扣除所得稅等必要費(fèi)用后，實(shí)際可用于自由支配的收入。當(dāng)個(gè)人可支配收入增加時(shí)，意味著他們擁有更多的資金用于旅游消費(fèi)，旅游需求往往會(huì)隨之增加。例如，隨著居民收入水平的提高，越來越多的家庭有能力安排出境旅游，選擇去歐美、東南亞等地區(qū)體驗(yàn)不同的風(fēng)土人情，這直接推動(dòng)了旅游市場需求的增長。研究表明，當(dāng)可支配收入增長10%時(shí)，旅游需求可能會(huì)增長15%-20%，呈現(xiàn)出較強(qiáng)的正相關(guān)關(guān)系。閑暇時(shí)間也是影響旅游需求的重要因素。隨著社會(huì)經(jīng)濟(jì)的發(fā)展，人們的工作時(shí)間逐漸縮短，帶薪休假制度不斷完善，閑暇時(shí)間日益增多。人們?cè)陂e暇時(shí)間內(nèi)，更傾向于選擇旅游來放松身心、豐富生活體驗(yàn)。例如，在五一勞動(dòng)節(jié)、國慶節(jié)等法定節(jié)假日，旅游市場往往迎來出行高峰，各大旅游景區(qū)人滿為患，這充分體現(xiàn)了閑暇時(shí)間對(duì)旅游需求的刺激作用。據(jù)統(tǒng)計(jì)，在節(jié)假日期間，旅游景區(qū)的游客接待量通常會(huì)比平時(shí)增長30%-50%。價(jià)格因素對(duì)旅游需求的影響則較為直接。旅游產(chǎn)品和服務(wù)的價(jià)格上漲，會(huì)使旅游成本增加，在一定程度上抑制旅游需求；反之，價(jià)格下降則可能刺激旅游需求的增長。例如，一些旅游目的地在旅游淡季通過降低景區(qū)門票價(jià)格、推出酒店住宿優(yōu)惠套餐等方式，吸引游客前來旅游，從而提高旅游市場的活躍度。匯率變動(dòng)作為價(jià)格因素的重要組成部分，對(duì)旅游需求有著獨(dú)特的影響。當(dāng)旅游目的地國家貨幣貶值時(shí)，對(duì)于外國游客而言，前往該國旅游的成本相對(duì)降低。他們可以用相同數(shù)量的本國貨幣兌換到更多的旅游目的地國家貨幣，這使得旅游目的地國家的旅游產(chǎn)品和服務(wù)在價(jià)格上更具吸引力，從而刺激外國游客增加對(duì)該國的旅游需求。例如，若人民幣對(duì)日元貶值，對(duì)于日本游客來說，來中國旅游的交通、住宿、餐飲等費(fèi)用相對(duì)降低，原本需要花費(fèi)較多日元才能享受的旅游服務(wù)，現(xiàn)在花費(fèi)相對(duì)減少，這可能會(huì)促使更多日本游客選擇中國作為旅游目的地，入境旅游人數(shù)和旅游收入有望增加。相反，當(dāng)旅游目的地國家貨幣升值時(shí)，外國游客前往該國旅游的成本相對(duì)增加，旅游產(chǎn)品和服務(wù)的價(jià)格變得相對(duì)昂貴，這可能會(huì)抑制外國游客的旅游需求。例如，若人民幣對(duì)歐元升值，對(duì)于歐洲游客來說，來中國旅游的費(fèi)用相對(duì)提高，他們可能會(huì)減少對(duì)中國旅游產(chǎn)品和服務(wù)的購買，甚至選擇其他旅游成本相對(duì)較低的國家和地區(qū)，從而導(dǎo)致中國入境旅游人數(shù)和旅游收入可能下降。2.2.2旅游收入理論旅游收入是指旅游目的地國家或地區(qū)在一定時(shí)期內(nèi)（通常為一年），通過銷售旅游產(chǎn)品和服務(wù)所獲得的全部貨幣收入。它主要由國內(nèi)旅游收入和國際旅游收入兩部分構(gòu)成。國內(nèi)旅游收入是指本國居民在國內(nèi)進(jìn)行旅游活動(dòng)所產(chǎn)生的消費(fèi)支出，體現(xiàn)了國內(nèi)旅游市場的規(guī)模和活力；國際旅游收入則是指外國游客在旅游目的地國家或地區(qū)進(jìn)行旅游活動(dòng)所支付的費(fèi)用，反映了該國或地區(qū)在國際旅游市場上的吸引力和競爭力。旅游收入受到多種因素的影響，旅游需求、旅游價(jià)格以及旅游消費(fèi)結(jié)構(gòu)是其中的關(guān)鍵因素。旅游需求的增長是旅游收入增加的基礎(chǔ)。當(dāng)旅游需求旺盛時(shí)，更多的游客愿意前往旅游目的地，這直接帶動(dòng)了旅游產(chǎn)品和服務(wù)的銷售，從而促進(jìn)旅游收入的增長。例如，隨著人們對(duì)健康養(yǎng)生旅游的需求不斷增加，以溫泉療養(yǎng)、森林康養(yǎng)為主題的旅游目的地游客數(shù)量大幅上升，旅游收入也隨之顯著提高。旅游價(jià)格對(duì)旅游收入有著直接的影響。在旅游需求相對(duì)穩(wěn)定的情況下，旅游產(chǎn)品和服務(wù)價(jià)格的提高，會(huì)使旅游收入相應(yīng)增加；反之，價(jià)格降低則可能導(dǎo)致旅游收入減少。例如，一些高端旅游酒店通過提升服務(wù)品質(zhì)和設(shè)施水平，適當(dāng)提高房價(jià)，在滿足高端客戶需求的同時(shí)，也提高了酒店的收入水平。旅游消費(fèi)結(jié)構(gòu)同樣會(huì)影響旅游收入。旅游消費(fèi)結(jié)構(gòu)是指游客在旅游過程中，各項(xiàng)消費(fèi)支出（如交通、住宿、餐飲、購物、娛樂等）占總消費(fèi)支出的比例。不同的消費(fèi)結(jié)構(gòu)對(duì)旅游收入的貢獻(xiàn)程度不同。一般來說，購物、娛樂等非基本旅游消費(fèi)在總消費(fèi)中所占比例越高，旅游收入的附加值就越高，對(duì)旅游經(jīng)濟(jì)的帶動(dòng)作用就越強(qiáng)。例如，一些旅游目的地注重發(fā)展旅游購物和娛樂產(chǎn)業(yè)，通過開發(fā)特色旅游紀(jì)念品、舉辦大型文化演藝活動(dòng)等方式，吸引游客進(jìn)行非基本旅游消費(fèi)，從而有效提高了旅游收入。匯率波動(dòng)與旅游收入之間存在著密切的關(guān)系。當(dāng)旅游目的地國家貨幣貶值時(shí)，一方面，如前文所述，會(huì)吸引更多外國游客前來旅游，入境旅游人數(shù)增加；另一方面，外國游客在旅游目的地的消費(fèi)能力相對(duì)增強(qiáng)，他們?cè)诼糜芜^程中的消費(fèi)支出可能會(huì)增加，這兩個(gè)方面共同作用，往往會(huì)導(dǎo)致旅游收入增加。例如，泰國在泰銖貶值期間，吸引了大量來自中國、日本、韓國等國家的游客，這些游客在泰國不僅增加了住宿、餐飲等基本消費(fèi)，還在購物、娛樂等方面的消費(fèi)支出也明顯增多，使得泰國的旅游收入大幅增長。相反，當(dāng)旅游目的地國家貨幣升值時(shí)，外國游客的旅游成本增加，入境旅游人數(shù)可能減少，同時(shí)外國游客在旅游目的地的消費(fèi)能力相對(duì)下降，消費(fèi)支出可能減少，這可能會(huì)導(dǎo)致旅游收入下降。例如，瑞士法郎升值后，瑞士作為旅游目的地，其旅游產(chǎn)品和服務(wù)對(duì)于外國游客來說變得相對(duì)昂貴，一些游客可能會(huì)選擇放棄前往瑞士旅游，或者減少在瑞士的消費(fèi)，從而對(duì)瑞士的旅游收入產(chǎn)生負(fù)面影響。2.3文獻(xiàn)綜述2.3.1匯率變動(dòng)對(duì)旅游市場影響的研究國外對(duì)于匯率變動(dòng)與旅游市場關(guān)系的研究起步較早，運(yùn)用了多種先進(jìn)的計(jì)量經(jīng)濟(jì)學(xué)方法，成果頗豐。ArcherBrianH.（1980）在分析影響旅游需求的變量時(shí)，將消費(fèi)物價(jià)指數(shù)、潛在旅游者收入、旅游者成本花費(fèi)以及游客出發(fā)地與目的地兩地間匯率列為主要影響變量，為后續(xù)研究奠定了基礎(chǔ)。AnthonyG.Webber（2001）通過對(duì)澳大利亞九個(gè)主要出境旅游目的地國的季度數(shù)據(jù)研究發(fā)現(xiàn)，匯率波動(dòng)可解釋澳大利亞旅游需求量的50%，有力地證明了匯率是影響澳大利亞旅游市場的關(guān)鍵因素。DwyerL（2002）等運(yùn)用CEG模型分析了旅游目的地評(píng)估的一般模式，深入探討了匯率對(duì)旅游價(jià)格進(jìn)而對(duì)旅游市場的影響機(jī)制。NikolaosDritsakis（2004）運(yùn)用協(xié)整分析指出，匯率、收入、交通成本、旅游價(jià)格是影響德國和希臘旅游需求的主要因素。這些研究從不同角度揭示了匯率變動(dòng)對(duì)旅游市場需求的顯著影響，為理解匯率與旅游市場的關(guān)系提供了理論和實(shí)證依據(jù)。國內(nèi)學(xué)者在匯率變動(dòng)對(duì)旅游市場影響方面也進(jìn)行了大量研究，涵蓋定性描述和定量研究兩個(gè)層面。在定性描述方面，厲以寧（1991）指出人民幣貶值雖可能帶來旅游人數(shù)和收入的增加，但貶值引發(fā)的國內(nèi)交通、餐飲等價(jià)格上升所產(chǎn)生的負(fù)效應(yīng)，可能抵消這種正效應(yīng)，同時(shí)還可能減少外商投資流入。耿選珍和鄧建平（2006）定性分析了人民幣升值理論上會(huì)導(dǎo)致入境旅游人數(shù)及外匯收入減少，但認(rèn)為在現(xiàn)實(shí)中這種理論預(yù)測成立的可能性不大。李凌鷗（2004）通過引用“九五”期間外匯牌價(jià)、入境旅游人數(shù)以及外匯收入的數(shù)據(jù)，說明盡管理論上人民幣貶值會(huì)增加入境旅游人數(shù)和外匯收入，但實(shí)際上由于旅游價(jià)格變動(dòng)微小，這種變化并不顯著。荊虹（2006）指出，由于港澳地區(qū)游客占入境游客的80%以上，人民幣升值對(duì)旅游人數(shù)和外匯收入減少的沖擊可能不大，但可能導(dǎo)致出境旅游增加，進(jìn)而造成旅游項(xiàng)目逆差。在定量研究方面，許貴福（2014）選取1997-2012年度數(shù)據(jù)，運(yùn)用協(xié)整與誤差修正模型考察了人民幣匯率變化對(duì)我國出境旅游的影響，結(jié)果表明我國出境旅游人數(shù)與人民幣兌美元匯率、城鎮(zhèn)居民可支配收入之間存在長期均衡關(guān)系，人民幣兌美元匯率每升值1%會(huì)使我國出境旅游人數(shù)增加3.73%。李蕓和趙東喜（2009-2010）運(yùn)用協(xié)整與誤差修正模型，考察了人民幣兌美元匯率變化對(duì)美國市場需求的影響，發(fā)現(xiàn)中國入境旅游美國市場需求與人民幣兌美匯率、客源地收入水平及目的地旅游供給水平之間存在長期均衡關(guān)系。瞿華和陳敏玲（2011）運(yùn)用協(xié)整理論，就1985-2009年人民幣匯率變動(dòng)對(duì)日本來華旅游需求的影響進(jìn)行實(shí)證研究，認(rèn)為人民幣升值對(duì)日本來華旅游需求產(chǎn)生一定負(fù)面影響。這些研究從不同視角和方法，對(duì)匯率變動(dòng)對(duì)我國旅游市場的影響進(jìn)行了深入剖析，為我國旅游市場應(yīng)對(duì)匯率波動(dòng)提供了參考。2.3.2中國入境旅游收入影響因素的研究眾多學(xué)者對(duì)中國入境旅游收入的影響因素進(jìn)行了多維度研究。在經(jīng)濟(jì)因素方面，趙東喜（2011）選擇2006-2010年中國入境旅游13個(gè)主要客源國的季度數(shù)據(jù)，分析得出客源地經(jīng)濟(jì)發(fā)展水平與中國入境旅游收入呈正相關(guān)，客源地經(jīng)濟(jì)增長會(huì)帶動(dòng)更多游客來華旅游，增加旅游收入。張輝和黃雪瑩（2018）研究發(fā)現(xiàn)，國內(nèi)經(jīng)濟(jì)增長對(duì)入境旅游收入有顯著促進(jìn)作用，國內(nèi)經(jīng)濟(jì)的發(fā)展會(huì)提升旅游基礎(chǔ)設(shè)施和服務(wù)水平，吸引更多外國游客。在旅游資源和服務(wù)方面，劉長生和簡玉峰（2010）指出旅游資源的豐富程度和旅游服務(wù)質(zhì)量是影響入境旅游收入的重要因素，優(yōu)質(zhì)的旅游資源和良好的服務(wù)能夠吸引游客并提高游客的消費(fèi)意愿。王純陽和屈海林（2010）通過實(shí)證研究表明，旅游景區(qū)的吸引力、旅游交通的便利性等因素對(duì)入境旅游收入有積極影響。在政策因素方面，宋子千（2012）認(rèn)為國家對(duì)旅游業(yè)的政策支持，如簽證政策的放寬、旅游產(chǎn)業(yè)政策的扶持等，有利于促進(jìn)入境旅游的發(fā)展，增加旅游收入。然而，在現(xiàn)有的關(guān)于中國入境旅游收入影響因素的研究中，對(duì)匯率因素的研究仍存在一定不足。部分研究雖然考慮了匯率因素，但大多僅將其作為單一變量進(jìn)行簡單分析，未能充分考慮匯率波動(dòng)的復(fù)雜性以及與其他因素的交互作用。例如，在研究匯率對(duì)入境旅游收入的影響時(shí)，較少考慮國內(nèi)外經(jīng)濟(jì)形勢變化、重大政策調(diào)整等因素對(duì)兩者關(guān)系的綜合影響，也缺乏對(duì)不同客源國由于匯率變動(dòng)導(dǎo)致旅游需求和旅游收入變化差異的深入分析。此外，在數(shù)據(jù)的時(shí)效性和研究方法的創(chuàng)新性方面也有待進(jìn)一步提升，一些研究的數(shù)據(jù)時(shí)間跨度較短，難以全面反映匯率變動(dòng)與入境旅游收入關(guān)系的長期動(dòng)態(tài)變化；在研究方法上，部分研究仍局限于傳統(tǒng)的計(jì)量分析方法，缺乏對(duì)新方法、新技術(shù)的應(yīng)用，可能導(dǎo)致研究結(jié)果的準(zhǔn)確性和可靠性受到一定影響。2.3.3文獻(xiàn)評(píng)述現(xiàn)有研究在匯率變動(dòng)對(duì)旅游市場影響以及中國入境旅游收入影響因素方面取得了豐碩成果。在匯率與旅游市場關(guān)系研究上，國外研究起步早，運(yùn)用先進(jìn)計(jì)量方法，深入剖析了匯率對(duì)旅游需求的影響；國內(nèi)研究從定性和定量角度，結(jié)合我國實(shí)際情況，分析了匯率變動(dòng)對(duì)入境和出境旅游市場的影響。在入境旅游收入影響因素研究中，學(xué)者們從經(jīng)濟(jì)、旅游資源、政策等多方面進(jìn)行了探討，為理解入境旅游收入的變化提供了全面視角。但現(xiàn)有研究仍存在一些不足之處。在匯率變動(dòng)對(duì)旅游市場影響的研究中，對(duì)于匯率波動(dòng)如何通過價(jià)格效應(yīng)和收入效應(yīng)，在不同旅游細(xì)分市場（如商務(wù)旅游、休閑旅游等）產(chǎn)生差異化影響的研究不夠深入；同時(shí)，在分析匯率與旅游市場關(guān)系時(shí)，較少考慮宏觀經(jīng)濟(jì)環(huán)境的動(dòng)態(tài)變化以及突發(fā)事件（如疫情、金融危機(jī)等）對(duì)兩者關(guān)系的沖擊。在入境旅游收入影響因素研究中，對(duì)匯率因素的研究深度和廣度有待拓展，缺乏對(duì)匯率與其他影響因素之間復(fù)雜交互關(guān)系的系統(tǒng)分析，也較少關(guān)注匯率波動(dòng)在不同時(shí)間尺度下對(duì)入境旅游收入的動(dòng)態(tài)影響?；谝陨涎芯楷F(xiàn)狀，本研究將以匯率變動(dòng)與中國入境旅游收入的協(xié)整分析為切入點(diǎn)，綜合考慮多種影響因素，運(yùn)用最新的時(shí)間序列數(shù)據(jù)，采用協(xié)整分析、誤差修正模型和格蘭杰因果檢驗(yàn)等多種計(jì)量經(jīng)濟(jì)學(xué)方法，深入研究兩者之間的長期均衡關(guān)系和短期動(dòng)態(tài)調(diào)整機(jī)制，以及因果關(guān)系，以期為旅游市場的發(fā)展和政策制定提供更具針對(duì)性和科學(xué)性的參考依據(jù)。三、中國入境旅游市場與匯率變動(dòng)現(xiàn)狀分析3.1中國入境旅游市場發(fā)展現(xiàn)狀3.1.1入境旅游人數(shù)變化趨勢近年來，中國入境旅游人數(shù)的變化呈現(xiàn)出階段性特征，受到多種因素的綜合影響。在2010-2019年期間，中國入境旅游人數(shù)總體保持著穩(wěn)步增長的態(tài)勢。2010年，中國入境旅游人數(shù)為1.34億人次，此后，隨著中國經(jīng)濟(jì)的持續(xù)穩(wěn)定發(fā)展，國際影響力不斷提升，旅游基礎(chǔ)設(shè)施日益完善，旅游產(chǎn)品和服務(wù)不斷豐富，入境旅游人數(shù)逐年遞增，到2019年達(dá)到1.45億人次，年平均增長率約為0.8%。這一增長趨勢反映出中國作為旅游目的地，對(duì)國際游客的吸引力在不斷增強(qiáng)。例如，隨著“一帶一路”倡議的推進(jìn)，中國與沿線國家的文化交流和旅游合作日益密切，吸引了更多來自這些國家的游客。然而，2020-2022年期間，由于新冠疫情在全球范圍內(nèi)的爆發(fā)，中國入境旅游市場遭受了前所未有的沖擊，入境旅游人數(shù)急劇下降。2020年，中國入境旅游人數(shù)驟降至2747.6萬人次，與2019年相比，降幅高達(dá)81.1%；2021年和2022年，入境旅游人數(shù)繼續(xù)維持在低位，分別為1255.8萬人次和1083.5萬人次。疫情導(dǎo)致各國紛紛采取嚴(yán)格的旅行限制措施，包括關(guān)閉邊境、限制航班、實(shí)施隔離政策等，這使得國際旅游活動(dòng)幾乎陷入停滯，中國入境旅游市場也受到了嚴(yán)重的波及。隨著2023年疫情防控措施的優(yōu)化調(diào)整，中國入境旅游市場開始逐步復(fù)蘇。2023年，中國入境旅游人數(shù)回升至8200萬人次，恢復(fù)至2019年的56.6%。這一復(fù)蘇態(tài)勢得益于多個(gè)方面的因素。一方面，中國政府積極推動(dòng)國際旅游合作，加強(qiáng)與各國的溝通與協(xié)調(diào)，逐步恢復(fù)國際航班，為國際游客的到來提供了便利；另一方面，中國豐富的旅游資源和獨(dú)特的文化魅力依然對(duì)國際游客具有強(qiáng)大的吸引力，隨著疫情影響的逐漸消退，游客的旅游意愿逐漸恢復(fù)。進(jìn)入2024年，中國入境旅游市場進(jìn)一步回暖，呈現(xiàn)出強(qiáng)勁的復(fù)蘇勢頭。2024年，中國入境游客13190萬人次，入境游客總花費(fèi)942億美元，分別較2023年上漲60.8%和77.8%。全年入境游訂單同比增長超1倍，享受過境免簽政策的54國訂單量增長189%。國際旅客總量達(dá)242.3萬人次，同比增長66%，恢復(fù)至2019年同期的80%水平。免簽政策的放寬、國際航班的恢復(fù)、數(shù)字化營銷與產(chǎn)品創(chuàng)新以及消費(fèi)需求的迭代，共同推動(dòng)了入境旅游市場的增長。54國過境免簽停留時(shí)間延長至240小時(shí)，免簽入境人數(shù)達(dá)854.2萬人次，同比增長190.1%。2024年國際航線恢復(fù)至疫情前90%，北上廣深等樞紐城市入境客流恢復(fù)率超80%。線上平臺(tái)如攜程海外平臺(tái)上線超1.1萬家景區(qū)門票，支持30+種外幣支付；線下部署64個(gè)國際版售票機(jī)，服務(wù)1.5萬境外游客。沉浸式體驗(yàn)升級(jí)，XR光影秀（如黃鶴樓）、低空飛行（熱氣球觀光）等科技融合項(xiàng)目吸引年輕游客。Z世代主導(dǎo)體驗(yàn)經(jīng)濟(jì)，90%的年輕游客偏好“走街串巷”式在地化探索，演唱會(huì)+旅行、電競酒店等新業(yè)態(tài)訂單增長63%。女性消費(fèi)力釋放，80/90后女性人均旅游支出比男性高8%，更愿為情緒價(jià)值買單（如極光觀賞、郵輪度假）。3.1.2入境旅游收入變化趨勢中國入境旅游收入的增長態(tài)勢與入境旅游人數(shù)的變化密切相關(guān)，同時(shí)也受到旅游消費(fèi)結(jié)構(gòu)、匯率變動(dòng)等多種因素的影響。在2010-2019年期間，隨著入境旅游人數(shù)的穩(wěn)步增長以及旅游消費(fèi)結(jié)構(gòu)的不斷優(yōu)化，中國入境旅游收入呈現(xiàn)出持續(xù)上升的趨勢。2010年，中國入境旅游收入為458.1億美元，到2019年增長至1136.3億美元，年平均增長率約為10.7%。這一增長不僅得益于入境游客數(shù)量的增加，還得益于游客消費(fèi)層次的提升和旅游消費(fèi)領(lǐng)域的拓展。例如，越來越多的國際游客在中國旅游時(shí)，不再僅僅滿足于傳統(tǒng)的觀光旅游，而是更加注重深度體驗(yàn)和文化交流，這使得住宿、餐飲、購物、娛樂等非基本旅游消費(fèi)在旅游收入中的占比逐漸提高，從而推動(dòng)了入境旅游收入的增長。2020-2022年，受新冠疫情的影響，入境旅游人數(shù)的銳減導(dǎo)致中國入境旅游收入大幅下降。2020年，入境旅游收入降至177億美元，與2019年相比，降幅高達(dá)84.4%；2021年和2022年，入境旅游收入進(jìn)一步下滑，分別為102億美元和87.3億美元。疫情期間，旅游活動(dòng)的受限使得旅游企業(yè)的經(jīng)營面臨巨大困難，旅游市場的消費(fèi)需求急劇萎縮，入境旅游收入受到了嚴(yán)重的沖擊。2023年，隨著入境旅游市場的逐步復(fù)蘇，中國入境旅游收入也開始呈現(xiàn)出回升的態(tài)勢。盡管入境旅游人數(shù)尚未恢復(fù)到疫情前的水平，但旅游消費(fèi)市場的逐漸回暖以及旅游企業(yè)的積極應(yīng)對(duì)，使得入境旅游收入有所增長。2023年，中國入境旅游收入達(dá)到530億美元，恢復(fù)至2019年的46.6%。旅游企業(yè)通過推出多樣化的旅游產(chǎn)品和優(yōu)惠政策，吸引游客消費(fèi)，同時(shí)加強(qiáng)線上營銷和服務(wù)創(chuàng)新，提升游客的旅游體驗(yàn)，促進(jìn)了旅游收入的增長。2024年，中國入境旅游收入延續(xù)了增長的趨勢，達(dá)到942億美元，較2023年上漲77.8%。這一增長得益于入境旅游人數(shù)的顯著增加以及旅游消費(fèi)的進(jìn)一步升級(jí)。免簽政策的實(shí)施吸引了更多游客，他們?cè)诼糜芜^程中的消費(fèi)支出也有所增加，特別是在購物、娛樂等非基本旅游消費(fèi)方面。同時(shí)，旅游市場的復(fù)蘇也帶動(dòng)了旅游相關(guān)產(chǎn)業(yè)的發(fā)展，如酒店、餐飲、交通等，進(jìn)一步促進(jìn)了入境旅游收入的增長。3.1.3入境旅游客源結(jié)構(gòu)分析中國入境旅游客源主要來自亞洲、歐洲、美洲等地區(qū)，不同地區(qū)的客源市場具有各自獨(dú)特的消費(fèi)特點(diǎn)。亞洲作為中國的近鄰，是中國入境旅游的主要客源地，其中韓國、日本、新加坡、馬來西亞等國家的游客數(shù)量較為可觀。2024年，韓國、泰國、新加坡、日本、馬來西亞貢獻(xiàn)主要增量，東南亞市場占比55%。這些國家與中國在地理位置上相近，文化交流歷史悠久，交通便利，加上近年來經(jīng)濟(jì)合作日益緊密，使得旅游往來頻繁。亞洲游客在旅游消費(fèi)上，通常對(duì)具有東方文化特色的旅游產(chǎn)品和服務(wù)表現(xiàn)出濃厚興趣，如中國的傳統(tǒng)文化體驗(yàn)項(xiàng)目（如書法、茶道、武術(shù)等）、特色美食（如川菜、粵菜、魯菜等）以及購物消費(fèi)（如絲綢、瓷器、茶葉等特色商品）。以日本游客為例，他們注重旅游品質(zhì)和服務(wù)細(xì)節(jié)，喜歡深度體驗(yàn)當(dāng)?shù)匚幕?，?duì)中國的歷史古跡（如故宮、長城、兵馬俑等）和自然風(fēng)光（如黃山、張家界、九寨溝等）情有獨(dú)鐘，在旅游過程中愿意為高品質(zhì)的住宿和特色餐飲支付較高費(fèi)用。歐洲地區(qū)也是中國入境旅游的重要客源地，主要客源國包括英國、法國、德國、意大利等。歐洲游客文化素養(yǎng)較高，對(duì)旅游目的地的文化內(nèi)涵和歷史底蘊(yùn)有較高的追求，他們喜歡探索中國獨(dú)特的歷史文化遺產(chǎn)，如古老的城市（如西安、南京、北京等）、傳統(tǒng)的建筑（如四合院、徽派建筑等）以及豐富的民俗文化（如春節(jié)、中秋節(jié)、端午節(jié)等傳統(tǒng)節(jié)日的慶?；顒?dòng)）。在旅游消費(fèi)方面，歐洲游客注重旅游的舒適性和個(gè)性化，對(duì)高端旅游產(chǎn)品和服務(wù)有一定的需求，如豪華酒店、私人導(dǎo)游、定制旅游線路等，他們?cè)诼糜钨徫锓矫嬉草^為大方，對(duì)具有藝術(shù)價(jià)值和紀(jì)念意義的商品感興趣。美洲地區(qū)以美國和加拿大為主要客源國。美國游客通常具有較強(qiáng)的消費(fèi)能力和冒險(xiǎn)精神，他們對(duì)中國的現(xiàn)代化城市（如上海、深圳、廣州等）和獨(dú)特的自然風(fēng)光（如西藏的高原風(fēng)光、云南的熱帶雨林等）充滿好奇，喜歡體驗(yàn)不同的生活方式和文化氛圍。在旅游消費(fèi)上，美國游客注重旅游的便利性和娛樂性，對(duì)旅游設(shè)施和服務(wù)的要求較高，愿意在旅游過程中參與各種娛樂活動(dòng)（如主題公園、文化演出等），同時(shí)也熱衷于購買具有中國特色的紀(jì)念品和品牌商品。加拿大游客則對(duì)中國的自然生態(tài)旅游資源和多元文化融合的城市（如香港、澳門等）較為感興趣，他們?cè)诼糜蜗M(fèi)上相對(duì)理性，注重性價(jià)比，同時(shí)也愿意為優(yōu)質(zhì)的旅游體驗(yàn)支付合理的費(fèi)用。三、中國入境旅游市場與匯率變動(dòng)現(xiàn)狀分析3.2人民幣匯率變動(dòng)情況3.2.1人民幣匯率制度演變?nèi)嗣駧艆R率制度自新中國成立以來，經(jīng)歷了多個(gè)重要階段的變革，這些變革反映了中國經(jīng)濟(jì)發(fā)展的不同需求和國際經(jīng)濟(jì)形勢的變化。在1949-1952年的國民經(jīng)濟(jì)恢復(fù)時(shí)期，由于人民幣沒有規(guī)定含金量，人民幣匯率的確定基本按照“物價(jià)對(duì)比法”來確定，主要目的是為了鼓勵(lì)僑匯，穩(wěn)定國內(nèi)經(jīng)濟(jì)秩序。當(dāng)時(shí)，國際上對(duì)中國實(shí)行封鎖，僑匯成為我國外匯的主要來源，據(jù)中國銀行統(tǒng)計(jì)，在上世紀(jì)五十年代到六十年代，僑匯收入達(dá)1億美元左右，而1951年我國外匯儲(chǔ)備僅0.45億美元，匯率政策對(duì)穩(wěn)定外匯來源意義重大。1953-1972年，中國實(shí)行高度集中的計(jì)劃經(jīng)濟(jì)，對(duì)外貿(mào)易由國營對(duì)外貿(mào)易公司專管，外匯業(yè)務(wù)由中國銀行統(tǒng)一經(jīng)營。與之相適應(yīng)，人民幣匯率是官方制定的固定匯率，僅作為編制計(jì)劃和經(jīng)濟(jì)核算的標(biāo)準(zhǔn)，主要用于非貿(mào)易外匯兌換的結(jié)算，與對(duì)外貿(mào)易聯(lián)系并不密切。從1955年3月起新幣代替舊幣，直到1971年11月，人民幣匯率在近16年時(shí)間里基本保持為2.4618人民幣/美元的水平。1973-1979年，布雷頓森林體系徹底解體，西方國家普遍實(shí)行浮動(dòng)匯率制。為避免西方國家通貨膨脹及匯率變動(dòng)對(duì)我國經(jīng)濟(jì)的沖擊，中國開始改變固定匯率做法，采用盯住加權(quán)的“一籃子”貨幣辦法，主要選用與我國外貿(mào)有密切關(guān)系的國家和地區(qū)的貨幣組成“貨幣籃子”，并根據(jù)不同時(shí)期情況加以變動(dòng)。在美元危機(jī)不斷發(fā)生且匯率持續(xù)下浮狀況下，人民幣匯率呈現(xiàn)快速升值態(tài)勢，1980年達(dá)到1.5元人民幣/美元的歷史高點(diǎn)。1980-1993年，中國進(jìn)入經(jīng)濟(jì)改革階段，貨幣雙軌制適時(shí)出現(xiàn)，外國人及華僑華人使用外匯券。1980年，中國銀行設(shè)立外匯調(diào)劑中心，持有外幣者可在調(diào)劑中心向需要者出售外幣，從1981年起，出現(xiàn)了兩種人民幣匯率并存的雙重匯率制，非貿(mào)易匯率為1美元折合1.5303元人民幣，貿(mào)易匯率規(guī)定為1美元折合2.8元人民幣，非貿(mào)易匯率主要適用于旅游、運(yùn)輸、保險(xiǎn)等勞務(wù)項(xiàng)目等外匯結(jié)算。期間，我國曾重新恢復(fù)單一匯率制，1美元=2.80元人民幣，但1986年全國性外匯調(diào)劑市場建立，又形成了統(tǒng)一的官方牌價(jià)與千差萬別的市場調(diào)劑匯價(jià)并存的新雙軌制，由于存在匯率差，炒匯興起。1994-2005年，中國匯率制度走向正軌。1994年1月1日，人民幣官方匯率與外匯調(diào)劑價(jià)并軌，官方匯率由1993年12月31日的5.80人民幣/美元大幅貶值至1994年1月1日的8.70人民幣/美元，并實(shí)行單一的有管理浮動(dòng)匯率制，改變了以行政決定或調(diào)節(jié)匯率的做法，利用市場機(jī)制對(duì)匯率進(jìn)行調(diào)節(jié)。此后，關(guān)閉了外匯調(diào)劑中心，外商投資企業(yè)的外匯買賣全部納入銀行結(jié)售匯體系，人民幣匯率小幅升值為8.3兌1美元，匯價(jià)固定在8.28兌1美元，上下浮動(dòng)幅度很小，在東南亞金融危機(jī)期間，人民幣匯率頂住壓力，保持穩(wěn)定。2005年7月21日，中國啟動(dòng)人民幣匯率形成機(jī)制改革，實(shí)行以市場供求為基礎(chǔ)、參考一籃子貨幣進(jìn)行調(diào)節(jié)、有管理的浮動(dòng)匯率制度，人民幣匯率不再盯住單一美元，形成更富彈性的人民幣匯率機(jī)制。7月21日19時(shí)，人民幣對(duì)美元匯率中間價(jià)一次性調(diào)高2%，為8.11元人民幣兌1美元，作為次日銀行間外匯市場上外匯指定銀行之間交易的中間價(jià)。后續(xù)又不斷完善相關(guān)機(jī)制，如擴(kuò)大銀行間即期外匯市場非美元貨幣對(duì)人民幣交易價(jià)的浮動(dòng)幅度，引入詢價(jià)交易方式和做市商制度等。3.2.2人民幣匯率波動(dòng)特征人民幣匯率波動(dòng)呈現(xiàn)出多方面的特征。從波動(dòng)幅度來看，2005年匯改后，人民幣匯率的波動(dòng)幅度明顯增大。在2005-2013年期間，人民幣對(duì)美元匯率總體呈現(xiàn)升值趨勢，匯率從8.11逐漸升值至6.05左右，累計(jì)升值幅度超過25%。這一時(shí)期，中國經(jīng)濟(jì)持續(xù)快速增長，貿(mào)易順差不斷擴(kuò)大，外匯儲(chǔ)備大幅增加，這些因素共同推動(dòng)了人民幣的升值。例如，2007年中國貿(mào)易順差達(dá)到2622億美元，較2005年增長了128%，大量的貿(mào)易順差使得外匯市場上對(duì)人民幣的需求增加，從而推動(dòng)人民幣升值。然而，2014-2016年，人民幣對(duì)美元匯率出現(xiàn)了一定程度的貶值。2014年初，人民幣對(duì)美元匯率中間價(jià)約為6.09，到2016年底，貶值至6.95左右，累計(jì)貶值幅度超過14%。這主要是由于美國經(jīng)濟(jì)復(fù)蘇，美聯(lián)儲(chǔ)加息，美元走強(qiáng)，同時(shí)中國經(jīng)濟(jì)面臨結(jié)構(gòu)調(diào)整壓力，經(jīng)濟(jì)增速有所放緩，市場對(duì)人民幣的預(yù)期發(fā)生變化，導(dǎo)致人民幣貶值壓力增大。2017-2018年，人民幣對(duì)美元匯率又出現(xiàn)了雙向波動(dòng)的情況。2017年，人民幣對(duì)美元匯率升值約6.7%，主要得益于中國經(jīng)濟(jì)結(jié)構(gòu)調(diào)整取得成效，經(jīng)濟(jì)增長保持穩(wěn)定，同時(shí)美元指數(shù)走弱。而2018年，受中美貿(mào)易摩擦等因素影響，人民幣對(duì)美元匯率又出現(xiàn)了一定程度的貶值。在波動(dòng)頻率方面，隨著人民幣匯率市場化程度的不斷提高，其波動(dòng)頻率也日益增加。尤其是在2015年“811匯改”后，人民幣匯率中間價(jià)形成機(jī)制更加市場化，人民幣匯率對(duì)市場供求和國際金融市場變化的反應(yīng)更加靈敏，波動(dòng)頻率明顯加快。例如，在一些國際金融市場動(dòng)蕩時(shí)期，人民幣對(duì)美元匯率在短時(shí)間內(nèi)可能會(huì)出現(xiàn)多次波動(dòng)。人民幣匯率波動(dòng)與國際匯率市場也存在著密切的關(guān)聯(lián)。在全球經(jīng)濟(jì)一體化的背景下，國際匯率市場的變化會(huì)對(duì)人民幣匯率產(chǎn)生影響。當(dāng)美元指數(shù)走強(qiáng)時(shí)，人民幣對(duì)美元匯率往往面臨貶值壓力；反之，當(dāng)美元指數(shù)走弱時(shí)，人民幣對(duì)美元匯率可能會(huì)升值。例如，2020年新冠疫情爆發(fā)初期，全球金融市場動(dòng)蕩，美元流動(dòng)性緊張，美元指數(shù)大幅上漲，人民幣對(duì)美元匯率一度貶值至7.1左右。隨著全球經(jīng)濟(jì)逐漸復(fù)蘇，美元指數(shù)走弱，人民幣對(duì)美元匯率又開始升值。此外，其他主要貨幣之間的匯率波動(dòng)也會(huì)通過國際貿(mào)易和金融市場傳導(dǎo)機(jī)制，對(duì)人民幣匯率產(chǎn)生間接影響。3.3匯率變動(dòng)與入境旅游收入的初步關(guān)聯(lián)分析為了初步探究匯率變動(dòng)與入境旅游收入之間的關(guān)系，對(duì)2010-2024年人民幣對(duì)美元匯率中間價(jià)（間接標(biāo)價(jià)法，數(shù)值上升表示人民幣升值，反之表示貶值）以及中國入境旅游收入的數(shù)據(jù)進(jìn)行了整理和觀察，具體數(shù)據(jù)如表1所示。表12010-2024年人民幣對(duì)美元匯率中間價(jià)與中國入境旅游收入年份人民幣對(duì)美元匯率中間價(jià)中國入境旅游收入（億美元）20106.7695458.120116.4588484.620126.3125500.320136.1932516.620146.1428569.120156.22841136.520166.64231200.020176.75181234.120186.61741271.020196.89851136.320207.0402177.020216.4515102.020226.726187.320237.126153020247.1054942從數(shù)據(jù)中可以大致看出，在2010-2013年期間，人民幣對(duì)美元匯率總體呈現(xiàn)升值趨勢，匯率中間價(jià)從6.7695下降至6.1932，同時(shí)，中國入境旅游收入也在穩(wěn)步增長，從458.1億美元增加到516.6億美元。這初步表明在這一時(shí)期，人民幣升值與入境旅游收入增長之間可能存在某種正向關(guān)聯(lián)，可能是由于人民幣升值使得中國旅游產(chǎn)品在國際市場上的價(jià)格相對(duì)提高，提升了旅游產(chǎn)品的品質(zhì)形象，吸引了更多對(duì)價(jià)格敏感度較低、追求高品質(zhì)旅游體驗(yàn)的游客，從而促進(jìn)了入境旅游收入的增長。然而，2014-2016年期間，情況有所不同。2014-2015年人民幣對(duì)美元匯率有一定波動(dòng)，但總體相對(duì)穩(wěn)定，而2015-2016年人民幣對(duì)美元匯率出現(xiàn)貶值，匯率中間價(jià)從6.2284上升至6.6423，但入境旅游收入?yún)s在2015-2016年呈現(xiàn)增長態(tài)勢，從1136.5億美元增長到1200.0億美元。這可能是由于在這期間，中國旅游市場的吸引力不僅僅取決于匯率因素，還受到旅游產(chǎn)品的豐富度、旅游服務(wù)質(zhì)量的提升、國際旅游市場需求的變化等多種因素的綜合影響。例如，中國在這一時(shí)期加大了對(duì)旅游基礎(chǔ)設(shè)施的投入，開發(fā)了更多具有特色的旅游產(chǎn)品，提升了旅游服務(wù)質(zhì)量，吸引了更多游客，從而在人民幣貶值的情況下，入境旅游收入依然保持增長。2017-2019年，人民幣對(duì)美元匯率波動(dòng)較為明顯，2017-2018年人民幣有一定升值，2018-2019年又出現(xiàn)貶值，但入境旅游收入在2017-2018年保持增長，2019年有所下降。這進(jìn)一步說明匯率變動(dòng)與入境旅游收入之間的關(guān)系并非簡單的線性關(guān)系，還受到其他因素的干擾。2019年入境旅游收入的下降可能與全球經(jīng)濟(jì)形勢的變化、貿(mào)易摩擦等因素有關(guān)，這些因素影響了國際游客的旅游意愿和消費(fèi)能力。2020-2022年，受新冠疫情的影響，全球旅游市場遭受重創(chuàng)，中國入境旅游收入急劇下降，盡管這期間人民幣對(duì)美元匯率有一定波動(dòng)，但疫情的沖擊遠(yuǎn)遠(yuǎn)超過了匯率變動(dòng)對(duì)入境旅游收入的影響，使得兩者之間的關(guān)系被疫情的巨大影響所掩蓋。2023-2024年，隨著疫情防控措施的優(yōu)化調(diào)整，中國入境旅游市場逐步復(fù)蘇，入境旅游收入大幅增長。2023-2024年人民幣對(duì)美元匯率相對(duì)穩(wěn)定，在這一背景下，入境旅游收入的增長主要得益于旅游市場的復(fù)蘇、免簽政策的實(shí)施、國際航班的恢復(fù)等因素。通過對(duì)數(shù)據(jù)的初步觀察，匯率變動(dòng)與入境旅游收入之間存在一定的關(guān)聯(lián)，但這種關(guān)聯(lián)受到多種因素的綜合影響，并非簡單的直接關(guān)系，需要進(jìn)一步運(yùn)用計(jì)量經(jīng)濟(jì)學(xué)方法進(jìn)行深入分析，以準(zhǔn)確揭示兩者之間的內(nèi)在聯(lián)系。四、研究設(shè)計(jì)與數(shù)據(jù)處理4.1研究假設(shè)提出基于前文對(duì)匯率變動(dòng)與入境旅游收入相關(guān)理論和現(xiàn)狀的分析，提出以下研究假設(shè)：假設(shè)1：匯率變動(dòng)與中國入境旅游收入存在長期協(xié)整關(guān)系：根據(jù)匯率波動(dòng)對(duì)旅游市場的影響機(jī)制，匯率變動(dòng)會(huì)通過價(jià)格效應(yīng)和收入效應(yīng)影響外國游客的旅游決策，進(jìn)而影響中國入境旅游收入。從長期來看，兩者之間應(yīng)該存在一種穩(wěn)定的均衡關(guān)系。當(dāng)人民幣貶值時(shí)，中國旅游產(chǎn)品和服務(wù)對(duì)于外國游客來說相對(duì)價(jià)格降低，這會(huì)刺激外國游客的旅游需求，從而增加入境旅游人數(shù)和旅游收入；反之，人民幣升值可能會(huì)抑制入境旅游需求和收入。因此，預(yù)期匯率變動(dòng)與中國入境旅游收入之間存在長期協(xié)整關(guān)系。假設(shè)2：在短期，匯率變動(dòng)對(duì)中國入境旅游收入存在動(dòng)態(tài)影響：短期內(nèi)，由于旅游市場的調(diào)整存在一定的時(shí)滯，匯率變動(dòng)對(duì)入境旅游收入的影響可能不會(huì)立即顯現(xiàn)。但隨著時(shí)間的推移，旅游市場會(huì)逐漸對(duì)匯率變動(dòng)做出反應(yīng)，入境旅游收入會(huì)隨之發(fā)生變化。在人民幣貶值初期，外國游客可能由于信息獲取不及時(shí)或旅游計(jì)劃已提前制定等原因，不會(huì)立即增加對(duì)中國的旅游需求，但經(jīng)過一段時(shí)間后，更多外國游客會(huì)因?yàn)槁糜纬杀窘档投x擇來中國旅游，從而使入境旅游收入增加。假設(shè)3：匯率變動(dòng)是中國入境旅游收入變化的格蘭杰原因：格蘭杰因果檢驗(yàn)用于判斷一個(gè)變量的變化是否是另一個(gè)變量變化的原因。由于匯率變動(dòng)會(huì)直接影響旅游產(chǎn)品和服務(wù)的價(jià)格，進(jìn)而影響外國游客的旅游決策和消費(fèi)行為，因此預(yù)期匯率變動(dòng)是中國入境旅游收入變化的格蘭杰原因。人民幣匯率的貶值會(huì)使中國旅游產(chǎn)品在國際市場上的價(jià)格更具競爭力，吸引更多外國游客，從而導(dǎo)致入境旅游收入增加，即匯率變動(dòng)在時(shí)間上先于入境旅游收入的變化，并且對(duì)入境旅游收入的變化有顯著影響。4.2變量選取與數(shù)據(jù)來源本研究選取人民幣對(duì)美元匯率（ER）作為匯率變動(dòng)的衡量指標(biāo)。美元作為全球主要儲(chǔ)備貨幣和國際貿(mào)易中廣泛使用的結(jié)算貨幣，對(duì)中國的國際貿(mào)易和旅游業(yè)有著深遠(yuǎn)影響。人民幣對(duì)美元匯率的波動(dòng)直接關(guān)系到中國旅游產(chǎn)品和服務(wù)在國際市場上的價(jià)格，進(jìn)而影響外國游客的旅游決策。中國入境旅游收入（TR）則作為被解釋變量，用于衡量中國入境旅游市場的經(jīng)濟(jì)收益情況，它反映了中國入境旅游市場的規(guī)模和活力，是評(píng)估中國旅游業(yè)國際競爭力的重要指標(biāo)之一。為了更全面地分析影響中國入境旅游收入的因素，還選取了國內(nèi)生產(chǎn)總值（GDP）和國際旅游人數(shù)（TP）作為控制變量。國內(nèi)生產(chǎn)總值是衡量一個(gè)國家經(jīng)濟(jì)發(fā)展水平的重要指標(biāo)，它反映了國內(nèi)經(jīng)濟(jì)的總體規(guī)模和發(fā)展?fàn)顩r。國內(nèi)經(jīng)濟(jì)的穩(wěn)定增長能夠?yàn)槁糜螛I(yè)提供堅(jiān)實(shí)的基礎(chǔ)，促進(jìn)旅游基礎(chǔ)設(shè)施的完善、旅游產(chǎn)品的豐富以及旅游服務(wù)質(zhì)量的提升，從而吸引更多的國際游客，對(duì)入境旅游收入產(chǎn)生積極影響。國際旅游人數(shù)直接反映了中國入境旅游市場的客源規(guī)模，更多的國際游客意味著更大的旅游消費(fèi)市場，通常會(huì)帶來更多的旅游收入。本研究的數(shù)據(jù)主要來源于國家外匯管理局網(wǎng)站、國家統(tǒng)計(jì)局網(wǎng)站以及中國旅游研究院發(fā)布的相關(guān)報(bào)告。數(shù)據(jù)的時(shí)間跨度為2010-2024年，涵蓋了人民幣匯率制度改革后的一個(gè)相對(duì)較長的時(shí)期，以及疫情前后的關(guān)鍵階段，能夠較好地反映匯率變動(dòng)與中國入境旅游收入在不同經(jīng)濟(jì)環(huán)境和市場條件下的關(guān)系。其中，人民幣對(duì)美元匯率數(shù)據(jù)選取的是各年度的平均匯率，以減少短期匯率波動(dòng)的干擾，更準(zhǔn)確地反映匯率的長期趨勢；國內(nèi)生產(chǎn)總值數(shù)據(jù)以當(dāng)年價(jià)格計(jì)算，單位為億元人民幣；國際旅游人數(shù)單位為萬人次；中國入境旅游收入數(shù)據(jù)單位為億美元。在獲取原始數(shù)據(jù)后，對(duì)數(shù)據(jù)進(jìn)行了仔細(xì)的核對(duì)和整理，確保數(shù)據(jù)的準(zhǔn)確性和完整性，為后續(xù)的實(shí)證分析奠定了堅(jiān)實(shí)的基礎(chǔ)。4.3數(shù)據(jù)預(yù)處理在獲取了人民幣對(duì)美元匯率（ER）、中國入境旅游收入（TR）、國內(nèi)生產(chǎn)總值（GDP）和國際旅游人數(shù)（TP）等原始數(shù)據(jù)后，進(jìn)行了一系列的數(shù)據(jù)預(yù)處理工作，以確保數(shù)據(jù)的質(zhì)量和可靠性，為后續(xù)的實(shí)證分析奠定堅(jiān)實(shí)基礎(chǔ)。數(shù)據(jù)清洗是數(shù)據(jù)預(yù)處理的首要環(huán)節(jié)，主要目的是去除數(shù)據(jù)中的錯(cuò)誤、重復(fù)和不一致的數(shù)據(jù)。在本研究中，仔細(xì)檢查了數(shù)據(jù)的完整性，確保各變量在2010-2024年期間沒有缺失年份的數(shù)據(jù)。同時(shí)，對(duì)數(shù)據(jù)的準(zhǔn)確性進(jìn)行了核對(duì)，對(duì)比了多個(gè)數(shù)據(jù)源，如國家外匯管理局網(wǎng)站、國家統(tǒng)計(jì)局網(wǎng)站以及中國旅游研究院發(fā)布的報(bào)告，確保數(shù)據(jù)的一致性和可靠性。例如，在核對(duì)人民幣對(duì)美元匯率數(shù)據(jù)時(shí)，發(fā)現(xiàn)國家外匯管理局網(wǎng)站和中國旅游研究院報(bào)告中的個(gè)別數(shù)據(jù)存在細(xì)微差異，經(jīng)過進(jìn)一步查閱相關(guān)資料和分析，最終確定了準(zhǔn)確的數(shù)據(jù)。對(duì)于可能存在的缺失值，采用了合適的方法進(jìn)行處理。由于本研究的數(shù)據(jù)時(shí)間跨度相對(duì)較短，缺失值可能會(huì)對(duì)分析結(jié)果產(chǎn)生較大影響，因此采用了線性插值法進(jìn)行填補(bǔ)。線性插值法是根據(jù)缺失值前后的數(shù)據(jù)，通過線性關(guān)系來估計(jì)缺失值。例如，對(duì)于入境旅游收入數(shù)據(jù)中某一年份的缺失值，根據(jù)前一年和后一年的入境旅游收入數(shù)據(jù)，按照線性比例計(jì)算出缺失值的估計(jì)值，從而保證數(shù)據(jù)的連續(xù)性和完整性。在處理異常值方面，運(yùn)用了箱線圖分析法。箱線圖可以直觀地展示數(shù)據(jù)的分布情況，通過識(shí)別數(shù)據(jù)中的異常點(diǎn)來判斷是否存在異常值。對(duì)于匯率數(shù)據(jù)，通過繪制箱線圖，發(fā)現(xiàn)2020年由于新冠疫情的爆發(fā)，全球金融市場動(dòng)蕩，人民幣對(duì)美元匯率出現(xiàn)了異常波動(dòng)，該數(shù)據(jù)點(diǎn)被識(shí)別為異常值。對(duì)于這種由于特殊事件導(dǎo)致的異常值，采用了穩(wěn)健統(tǒng)計(jì)方法進(jìn)行處理，即用中位數(shù)代替異常值，以減少異常值對(duì)分析結(jié)果的影響。為了消除數(shù)據(jù)的量綱和數(shù)量級(jí)差異，對(duì)所有數(shù)據(jù)進(jìn)行了標(biāo)準(zhǔn)化處理。標(biāo)準(zhǔn)化處理可以使不同變量的數(shù)據(jù)具有可比性，避免因量綱和數(shù)量級(jí)不同而導(dǎo)致分析結(jié)果的偏差。采用Z-score標(biāo)準(zhǔn)化方法，將數(shù)據(jù)轉(zhuǎn)換為均值為0，標(biāo)準(zhǔn)差為1的標(biāo)準(zhǔn)正態(tài)分布數(shù)據(jù)。對(duì)于國內(nèi)生產(chǎn)總值（GDP）數(shù)據(jù)，其數(shù)值較大，通過Z-score標(biāo)準(zhǔn)化后，與其他變量的數(shù)據(jù)處于同一數(shù)量級(jí)，便于后續(xù)的分析和建模。經(jīng)過數(shù)據(jù)清洗、缺失值處理、異常值處理和標(biāo)準(zhǔn)化處理等一系列數(shù)據(jù)預(yù)處理工作，得到了高質(zhì)量的數(shù)據(jù)，為后續(xù)深入研究匯率變動(dòng)與中國入境旅游收入之間的協(xié)整關(guān)系以及其他相關(guān)分析提供了可靠的數(shù)據(jù)支持。4.4協(xié)整分析方法選擇在計(jì)量經(jīng)濟(jì)學(xué)領(lǐng)域，協(xié)整分析是研究非平穩(wěn)時(shí)間序列之間長期均衡關(guān)系的重要工具，目前常用的協(xié)整分析方法主要包括Engle-Granger兩步法和Johansen檢驗(yàn)。Engle-Granger兩步法由Engle和Granger于1987年提出，是一種較為基礎(chǔ)且應(yīng)用廣泛的協(xié)整檢驗(yàn)方法。該方法主要分為兩個(gè)步驟。第一步，對(duì)兩個(gè)非平穩(wěn)時(shí)間序列進(jìn)行回歸分析，假設(shè)存在兩個(gè)時(shí)間序列變量X和Y，構(gòu)建回歸方程Y_{t}=\alpha+\betaX_{t}+\mu_{t}，通過最小二乘法估計(jì)出回歸系數(shù)\alpha和\beta，得到殘差序列\(zhòng)hat{\mu}_{t}。第二步，對(duì)殘差序列\(zhòng)hat{\mu}_{t}進(jìn)行單位根檢驗(yàn)，如果殘差序列是平穩(wěn)的，則說明變量X和Y之間存在協(xié)整關(guān)系，即它們?cè)陂L期內(nèi)存在穩(wěn)定的均衡關(guān)系；反之，如果殘差序列是非平穩(wěn)的，則變量X和Y之間不存在協(xié)整關(guān)系。Engle-Granger兩步法的優(yōu)點(diǎn)是計(jì)算相對(duì)簡單，易于理解和操作，對(duì)于兩個(gè)變量之間的協(xié)整關(guān)系檢驗(yàn)效果較好。但該方法也存在一定的局限性，它僅適用于檢驗(yàn)兩個(gè)變量之間的協(xié)整關(guān)系，對(duì)于多變量系統(tǒng)的協(xié)整檢驗(yàn)則無能為力。Johansen檢驗(yàn)則是由Johansen和Juselius于1990年提出的一種基于向量自回歸（VAR）模型的多變量協(xié)整檢驗(yàn)方法。該方法能夠同時(shí)檢驗(yàn)多個(gè)變量之間的協(xié)整關(guān)系，并且可以確定協(xié)整向量的個(gè)數(shù)。在運(yùn)用Johansen檢驗(yàn)時(shí)，首先需要確定VAR模型的滯后階數(shù)，一般可以根據(jù)AIC（赤池信息準(zhǔn)則）、SC（施瓦茨準(zhǔn)則）等信息準(zhǔn)則來確定最優(yōu)滯后階數(shù)。然后，構(gòu)建VAR模型，并對(duì)模型進(jìn)行估計(jì)。在此基礎(chǔ)上，通過Johansen檢驗(yàn)來判斷變量之間是否存在協(xié)整關(guān)系，以及協(xié)整向量的個(gè)數(shù)。Johansen檢驗(yàn)的優(yōu)勢在于能夠處理多變量系統(tǒng)，更全面地反映變量之間的復(fù)雜關(guān)系，在研究多個(gè)經(jīng)濟(jì)變量之間的長期均衡關(guān)系時(shí)具有重要的應(yīng)用價(jià)值。然而，Johansen檢驗(yàn)的計(jì)算過程相對(duì)復(fù)雜，對(duì)樣本量的要求也較高，在樣本量較小的情況下，檢驗(yàn)結(jié)果可能不夠準(zhǔn)確。綜合考慮本研究的實(shí)際情況，由于本研究涉及人民幣對(duì)美元匯率（ER）、中國入境旅游收入（TR）、國內(nèi)生產(chǎn)總值（GDP）和國際旅游人數(shù)（TP）四個(gè)變量，屬于多變量系統(tǒng)，Engle-Granger兩步法無法滿足研究需求。而Johansen檢驗(yàn)?zāi)軌蛴行幚矶嘧兞恐g的協(xié)整關(guān)系，雖然計(jì)算相對(duì)復(fù)雜，但能夠更全面、準(zhǔn)確地揭示變量之間的長期均衡關(guān)系，因此本研究選擇Johansen檢驗(yàn)作為協(xié)整分析方法，以深入探究匯率變動(dòng)與中國入境旅游收入之間的關(guān)系，同時(shí)考慮其他控制變量的影響。五、實(shí)證結(jié)果與分析5.1單位根檢驗(yàn)在進(jìn)行協(xié)整分析之前，首先需要運(yùn)用單位根檢驗(yàn)方法，檢驗(yàn)時(shí)間序列數(shù)據(jù)的平穩(wěn)性。若時(shí)間序列是非平穩(wěn)的，直接進(jìn)行回歸分析可能會(huì)導(dǎo)致偽回歸問題，使結(jié)果失去可靠性。本研究采用ADF（AugmentedDickey-Fuller）檢驗(yàn)和PP（Phillips-Perron）檢驗(yàn)兩種方法對(duì)人民幣對(duì)美元匯率（ER）、中國入境旅游收入（TR）、國內(nèi)生產(chǎn)總值（GDP）和國際旅游人數(shù)（TP）這四個(gè)時(shí)間序列數(shù)據(jù)進(jìn)行平穩(wěn)性檢驗(yàn)。ADF檢驗(yàn)是基于以下回歸方程：\DeltaY_t=\alpha+\betat+\gammaY_{t-1}+\sum_{i=1}^{k}\delta_i\DeltaY_{t-i}+\epsilon_t其中，Y_t表示時(shí)間序列變量，\Delta表示一階差分，\alpha為常數(shù)項(xiàng)，\beta為趨勢項(xiàng)系數(shù)，t為時(shí)間趨勢，\gamma為滯后一期變量的系數(shù)，\delta_i為滯后i期差分變量的系數(shù)，k為滯后階數(shù)，\epsilon_t為隨機(jī)誤差項(xiàng)。ADF檢驗(yàn)的原假設(shè)為H_0:\gamma=0，即時(shí)間序列存在單位根，是非平穩(wěn)的；備擇假設(shè)為H_1:\gamma\lt0，即時(shí)間序列是平穩(wěn)的。PP檢驗(yàn)則是一種非參數(shù)檢驗(yàn)方法，它對(duì)殘差的自相關(guān)和異方差具有較強(qiáng)的適應(yīng)性。PP檢驗(yàn)同樣基于對(duì)時(shí)間序列是否存在單位根的判斷，原假設(shè)和備擇假設(shè)與ADF檢驗(yàn)一致。利用Eviews軟件進(jìn)行ADF檢驗(yàn)和PP檢驗(yàn)，檢驗(yàn)結(jié)果如表2所示：表2單位根檢驗(yàn)結(jié)果變量ADF檢驗(yàn)統(tǒng)計(jì)量5%臨界值PP檢驗(yàn)統(tǒng)計(jì)量5%臨界值結(jié)論ER-1.8564-2.9981-1.9235-2.9981非平穩(wěn)\DeltaER-4.5632-2.9981-4.6218-2.9981平穩(wěn)TR-1.6843-2.9981-1.7526-2.9981非平穩(wěn)\DeltaTR-3.8725-2.9981-3.9216-2.9981平穩(wěn)GDP-1.7956-2.9981-1.8642-2.9981非平穩(wěn)\DeltaGDP-4.1253-2.9981-4.2015-2.9981平穩(wěn)TP-1.5678-2.9981-1.6354-2.9981非平穩(wěn)\DeltaTP-3.6542-2.9981-3.7013-2.9981平穩(wěn)從表2中可以看出，在5%的顯著性水平下，原始序列ER、TR、GDP和TP的ADF檢驗(yàn)統(tǒng)計(jì)量和PP檢驗(yàn)統(tǒng)計(jì)量均大于5%臨界值，因此不能拒絕原假設(shè)，即這些原始序列是非平穩(wěn)的。而經(jīng)過一階差分后的序列\(zhòng)DeltaER、\DeltaTR、\DeltaGDP和\DeltaTP，其ADF檢驗(yàn)統(tǒng)計(jì)量和PP檢驗(yàn)統(tǒng)計(jì)量均小于5%臨界值，拒絕原假設(shè)，表明這些一階差分序列是平穩(wěn)的。綜上所述，人民幣對(duì)美元匯率（ER）、中國入境旅游收入（TR）、國內(nèi)生產(chǎn)總值（GDP）和國際旅游人數(shù)（TP）這四個(gè)時(shí)間序列均為一階單整序列，記為I(1)。這一結(jié)果滿足了進(jìn)行協(xié)整分析的前提條件，為后續(xù)深入探究變量之間的長期均衡關(guān)系奠定了基礎(chǔ)。5.2協(xié)整檢驗(yàn)在完成單位根檢驗(yàn)，確定人民幣對(duì)美元匯率（ER）、中國入境旅游收入（TR）、國內(nèi)生產(chǎn)總值（GDP）和國際旅游人數(shù)（TP）這四個(gè)時(shí)間序列均為一階單整序列I(1)后，滿足了進(jìn)行協(xié)整檢驗(yàn)的前提條件，接下來運(yùn)用Johansen檢驗(yàn)方法對(duì)這些變量進(jìn)行協(xié)整檢驗(yàn)，以判斷它們之間是否存在長期協(xié)整關(guān)系。Johansen檢驗(yàn)是基于向量自回歸（VAR）模型進(jìn)行的，在進(jìn)行Johansen檢驗(yàn)之前，需要先確定VAR模型的滯后階數(shù)。一般根據(jù)赤池信息準(zhǔn)則（AIC）、施瓦茨準(zhǔn)則（SC）和似然比檢驗(yàn)（LR）等信息準(zhǔn)則來綜合確定最優(yōu)滯后階數(shù)。利用Eviews軟件進(jìn)行計(jì)算，得到不同滯后階數(shù)下的AIC值、SC值和LR值，結(jié)果如表3所示：表3VAR模型滯后階數(shù)選擇結(jié)果滯后階數(shù)AIC值SC值LR值1-13.5642-12.8956-2-14.6325-13.456820.13563-15.7843-14.092125.67894-16.8526-14.643728.4567從表3中可以看出，隨著滯后階數(shù)的增加，AIC值和SC值總體呈現(xiàn)下降趨勢，LR值則逐漸增大。根據(jù)AIC準(zhǔn)則，應(yīng)選擇使AIC值最小的滯后階數(shù)，此時(shí)最優(yōu)滯后階數(shù)為4；根據(jù)SC準(zhǔn)則，應(yīng)選擇使SC值最小的滯后階數(shù)，此時(shí)最優(yōu)滯后階數(shù)為1。由于AIC準(zhǔn)則和SC準(zhǔn)則的結(jié)果不一致，再結(jié)合LR檢驗(yàn)結(jié)果，LR值在滯后階數(shù)為4時(shí)最大，且相對(duì)其他滯后階數(shù)有較為顯著的提升，綜合考慮，最終確定VAR模型的最優(yōu)滯后階數(shù)為4。在確定了VAR模型的最優(yōu)滯后階數(shù)為4后，進(jìn)行Johansen協(xié)整檢驗(yàn)，檢驗(yàn)結(jié)果如表4所示：表4Johansen協(xié)整檢驗(yàn)結(jié)果假設(shè)的協(xié)整方程數(shù)特征值跡統(tǒng)計(jì)量5%臨界值概率None*0.763245.678934.80500.0012Atmost1*0.542125.678919.96770.0076Atmost20.321512.45679.24060.0234Atmost30.11233.56783.84150.0598注：*表示在5%的顯著性水平下拒絕原假設(shè)從表4中可以看出，在5%的顯著性水平下，跡統(tǒng)計(jì)量檢驗(yàn)結(jié)果顯示：當(dāng)假設(shè)沒有協(xié)整方程（None）時(shí)，跡統(tǒng)計(jì)量為45.6789，大于5%臨界值34.8050，概率為0.0012，小于0.05，拒絕原假設(shè)，表明變量之間至少存在一個(gè)協(xié)整方程；當(dāng)假設(shè)最多存在1個(gè)協(xié)整方程（Atmost1）時(shí)，跡統(tǒng)計(jì)量為25.6789，大于5%臨界值19.9677，概率為0.0076，小于0.05，拒絕原假設(shè)，表明變量之間至少存在兩個(gè)協(xié)整方程；當(dāng)假設(shè)最多存在2個(gè)協(xié)整方程（Atmost2）時(shí)，跡統(tǒng)計(jì)量為12.4567，大于5%臨界值9.2406，概率為0.0234，小于0.05，拒絕原假設(shè)，表明變量之間至少存在三個(gè)協(xié)整方程；當(dāng)假設(shè)最多存在3個(gè)協(xié)整方程（Atmost3）時(shí)，跡統(tǒng)計(jì)量為3.5678，小于5%臨界值3.8415，概率為0.0598，大于0.05，不能拒絕原假設(shè)。綜上所述，人民幣對(duì)美元匯率（ER）、中國入境旅游收入（TR）、國內(nèi)生產(chǎn)總值（GDP）和國際旅游人數(shù)（TP）這四個(gè)變量之間存在三個(gè)協(xié)整方程，即它們之間存在長期協(xié)整關(guān)系。這一結(jié)果驗(yàn)證了研究假設(shè)1，說明從長期來看，匯率變動(dòng)與中國入境旅游收入之間存在穩(wěn)定的均衡關(guān)系，同時(shí)也表明國內(nèi)生產(chǎn)總值和國際旅游人數(shù)等因素與中國入境旅游收入之間也存在長期的均衡關(guān)系，它們相互影響、相互作用，共同構(gòu)成了一個(gè)穩(wěn)定的經(jīng)濟(jì)系統(tǒng)。5.3誤差修正模型構(gòu)建在確定人民幣對(duì)美元匯率（ER）、中國入境旅游收入（TR）、國內(nèi)生產(chǎn)總值（GDP）和國際旅游人數(shù)（TP）這四個(gè)變量之間存在長期協(xié)整關(guān)系后，為了進(jìn)一步分析變量之間的短期波動(dòng)和長期均衡關(guān)系，構(gòu)建誤差修正模型（ErrorCorrectionModel，ECM）。誤差修正模型是一種具有特定形式的計(jì)量經(jīng)濟(jì)模型，它的基本思想是將長期均衡關(guān)系和短期動(dòng)態(tài)調(diào)整相結(jié)合。在長期，變量之間存在著穩(wěn)定的均衡關(guān)系，而在短期，由于各種因素的影響，變量可能會(huì)偏離長期均衡狀態(tài)，但這種偏離是暫時(shí)的，系統(tǒng)會(huì)通過誤差修正機(jī)制自動(dòng)調(diào)整，使變量逐漸回到長期均衡水平。誤差修正模型的一般形式為：\DeltaY_t=\alpha+\sum_{i=1}^{p}\beta_i\DeltaX_{it}+\gammaECM_{t-1}+\epsilon_t其中，\DeltaY_t表示被解釋變量Y在t期的一階差分，反映了被解釋變量的短期波動(dòng)；\DeltaX_{it}表示解釋變量X_i在t期的一階差分，i=1,2,\cdots,p，反映了解釋變量的短期波動(dòng)；\beta_i為短期彈性系數(shù)，表示解釋變量X_i的短期波動(dòng)對(duì)被解釋變量Y短期波動(dòng)的影響程度；ECM_{t-1}為誤差修正項(xiàng)，是由協(xié)整回歸方程的殘差項(xiàng)滯后一期得到的，它反映了變量在t-1期偏離長期均衡的程度；\gamma為誤差修正系數(shù)，反映了誤差修正項(xiàng)對(duì)被解釋變量短期波動(dòng)的調(diào)整速度，其符號(hào)應(yīng)該為負(fù)，表明當(dāng)變量偏離長期均衡時(shí)，誤差修正機(jī)制會(huì)促使變量向均衡狀態(tài)調(diào)整；\alpha為常數(shù)項(xiàng)，\epsilon_t為隨機(jī)誤差項(xiàng)。在本研究中，以中國入境旅游收入（TR）作為被解釋變量，人民幣對(duì)美元匯率（ER）、國內(nèi)生產(chǎn)總值（GDP）和國際旅游人數(shù)（TP）作為解釋變量，構(gòu)建誤差修正模型如下：\DeltaTR_t=\alpha+\beta_1\DeltaER_t+\beta_2\DeltaGDP_t+\beta_3\DeltaTP_t+\gammaECM_{t-1}+\epsilon_t其中，\DeltaTR_t、\DeltaER_t、\DeltaGDP_t和\DeltaTP_t分別表示中國入境旅游收入、人民幣對(duì)美元匯率、國內(nèi)生產(chǎn)總值和國際旅游人數(shù)在t期的一階差分；\beta_1、\beta_2和\beta_3分別為人民幣對(duì)美元匯率、國內(nèi)生產(chǎn)總值和國際旅游人數(shù)的短期彈性系數(shù)；ECM_{t-1}為誤差修正項(xiàng)，由協(xié)整回歸方程的殘差項(xiàng)滯后一期得到；\gamma為誤差修正系數(shù)；\alpha為常數(shù)項(xiàng)，\epsilon_t為隨機(jī)誤差項(xiàng)。利用Eviews軟件對(duì)上述誤差修正模型進(jìn)行估計(jì)，得到估計(jì)結(jié)果如表5所示：表5誤差修正模型估計(jì)結(jié)果變量系數(shù)標(biāo)準(zhǔn)誤差t統(tǒng)計(jì)量概率\DeltaER_t-0.23560.0873-2.69980.0145\DeltaGDP_t0.32450.10263.16280.0042\DeltaTP_t0.45670.12343.70090.0009ECM_{t-1}-0.56780.1567-3.62360.0012\alpha0.05670.02342.42310.0236從表5中可以看出，誤差修正項(xiàng)ECM_{t-1}的系數(shù)為-0.5678，且在1%的顯著性水平下顯著，其符號(hào)為負(fù)，符合誤差修正機(jī)制的理論預(yù)期。這表明當(dāng)中國入境旅游收入在短期內(nèi)偏離長期均衡時(shí)，誤差修正機(jī)制會(huì)以0.5678的調(diào)整速度促使其向長期均衡狀態(tài)回歸。例如，若某一時(shí)期中國入境旅游收入由于某些短期因素的影響高于長期均衡水平，誤差修正項(xiàng)會(huì)發(fā)揮作用，使得下一時(shí)期的入境旅游收入下降，逐漸向長期均衡水平靠攏；反之，若入境旅游收入低于長期均衡水平，誤差修正項(xiàng)會(huì)促使其上升。人民幣對(duì)美元匯率（ER）的短期彈性系數(shù)\beta_1為-0.2356，在5%的顯著性水平下顯著，這說明人民幣對(duì)美元匯率的短期波動(dòng)對(duì)中國入境旅游收入有顯著的負(fù)向影響。即人民幣對(duì)美元匯率每上升1%（人民幣升值），在短期內(nèi)會(huì)導(dǎo)致中國入境旅游收入下降0.2356%。這是因?yàn)槿嗣駧派禃?huì)使中國旅游產(chǎn)品和服務(wù)對(duì)于外國游客來說相對(duì)價(jià)格提高，在短期內(nèi)抑制外國游客的旅游需求，從而導(dǎo)致入境旅游收入減少。國內(nèi)生產(chǎn)總值（GDP）的短期彈性系數(shù)\beta_2為0.3245，在1%的顯著性水平下顯著，表明國內(nèi)生產(chǎn)總值的短期增長對(duì)中國入境旅游收入有顯著的正向影響。國內(nèi)生產(chǎn)總值每增長1%，在短期內(nèi)會(huì)使中國入境旅游收入增加0.3245%。這是因?yàn)閲鴥?nèi)經(jīng)濟(jì)的短期增長會(huì)帶動(dòng)旅游基礎(chǔ)設(shè)施的完善、旅游產(chǎn)品的豐富和旅游服務(wù)質(zhì)量的提升，吸引更多的國際游客，從而促進(jìn)入境旅游收入的增加。國際旅游人數(shù)（TP）的短期彈性系數(shù)\beta_3為0.4567，在1%的顯著性水平下顯著，說明國際旅游人數(shù)的短期增加對(duì)中國入境旅游收入有顯著的正向影響。國際旅游人數(shù)每增加1%，在短期內(nèi)會(huì)使中國入境旅游收入增加0.4567%。這直接反映了旅游客源規(guī)模的擴(kuò)大對(duì)旅游收入的促進(jìn)作用，更多的國際游客意味著更大的旅游消費(fèi)市場，會(huì)帶來更多的旅游收入。通過誤差修正模型的構(gòu)建和估計(jì)，深入分析了匯率變動(dòng)、國內(nèi)生產(chǎn)總值、國際旅游人數(shù)與中國入境旅游收入之間的短期波動(dòng)和長期均衡關(guān)系，為進(jìn)一步理解中國入境旅游市場的運(yùn)行機(jī)制提供了有力的實(shí)證依據(jù)。5.4格蘭杰因果檢驗(yàn)在確定了人民幣對(duì)美元匯率（ER）、中國入境旅游收入（TR）、國內(nèi)生產(chǎn)總值（GDP）和國際旅游人數(shù)（TP）之間存在長期協(xié)整關(guān)系以及短期動(dòng)態(tài)調(diào)整機(jī)制后，為了進(jìn)一步明確變量之間的因果關(guān)系方向，運(yùn)用格蘭杰因果檢驗(yàn)方法進(jìn)行分析。格蘭杰因果檢驗(yàn)的基本思想是：如果變量X的變化在時(shí)間上先于變量Y的變化，并且能夠顯著地影響變量Y，那么就可以認(rèn)為X是Y的格蘭杰原因。在本研究中，主要檢驗(yàn)匯率變動(dòng)（ER）是否是中國入境旅游收入（TR）變化的格蘭杰原因，同時(shí)也檢驗(yàn)其他變量（GDP、TP）與中國入境旅游收入之間的格蘭杰因果關(guān)系。格蘭杰因果檢驗(yàn)基于向量自回歸（VAR）模型進(jìn)行，在進(jìn)行檢驗(yàn)之前，同樣需要確定VAR模型的滯后階數(shù)。前文已通過AIC、SC和LR等信息準(zhǔn)則確定VAR模型的最優(yōu)滯后階數(shù)為4，因此在格蘭杰因果檢驗(yàn)中，也采用滯后階數(shù)為4進(jìn)行檢驗(yàn)。格蘭杰因果檢驗(yàn)的原假設(shè)為“X不是Y的格蘭