山西省影響旅游業(yè)發(fā)展因素的實(shí)證分析——基于多重共線性的檢驗(yàn)

張 瑜，王艷萍

（太原師范學(xué)院 經(jīng)濟(jì)系，山西 太原030012）

山西擁有豐厚的歷史文化遺產(chǎn)，旅游業(yè)資源豐富.《2012年山西省統(tǒng)計(jì)年鑒》數(shù)據(jù)顯示，2012年，山西省接待海外旅游人數(shù)189.2萬人次，接待國(guó)內(nèi)旅游人數(shù)1.9億人次，旅游外匯收入7.2億美元，國(guó)內(nèi)旅游收入1 766.3億元，旅游總收入1 813.0億元，旅游收入占GDP的14.97%.可以看出，山西省旅游業(yè)發(fā)展?jié)摿薮?，?duì)經(jīng)濟(jì)發(fā)展有強(qiáng)大的帶動(dòng)力[1].

1 文獻(xiàn)綜述

縱觀國(guó)內(nèi)學(xué)者對(duì)旅游產(chǎn)業(yè)對(duì)經(jīng)濟(jì)發(fā)展的重大影響作用會(huì)發(fā)現(xiàn)，越來越多的學(xué)者從不同的角度去分析旅游業(yè)的發(fā)展.郭魯芳（2001）采用波特國(guó)家競(jìng)爭(zhēng)優(yōu)勢(shì)理論對(duì)我國(guó)旅游業(yè)國(guó)際競(jìng)爭(zhēng)力現(xiàn)狀進(jìn)行了分析，認(rèn)為我國(guó)旅游業(yè)雖具有某些優(yōu)勢(shì)，但現(xiàn)有的國(guó)際競(jìng)爭(zhēng)力較弱.同時(shí)作者認(rèn)為研究旅游業(yè)國(guó)際競(jìng)爭(zhēng)力應(yīng)具有多種測(cè)度[2].葉護(hù)平（2005）采用計(jì)量分析方法分析了中國(guó)區(qū)域旅游業(yè)的發(fā)展差異及其變遷，結(jié)果表明我國(guó)區(qū)域旅游業(yè)發(fā)展差異巨大，區(qū)域旅游收入絕對(duì)差異呈擴(kuò)大趨勢(shì)[3].黃金紅（2008）運(yùn)用計(jì)量經(jīng)濟(jì)軟件分析認(rèn)為，三個(gè)變量——國(guó)內(nèi)旅游人數(shù)、城鎮(zhèn)居民人均旅游支出、農(nóng)村居民人均旅游支出是影響旅游收入的主要因素[4].李仕柯、許建國(guó)（2009）則在黃金紅（2008）模型基礎(chǔ)上，保留原有三個(gè)自變量，新增公路里程和鐵路里程兩個(gè)變量以此建立計(jì)量模型，利用逐步回歸和主成分分析法消除了模型中出現(xiàn)的多重共線性問題，首次預(yù)測(cè)了國(guó)內(nèi)旅游收入[5].

除了采用經(jīng)典計(jì)量模型對(duì)我國(guó)整體旅游業(yè)發(fā)展進(jìn)行分析外，許多學(xué)者也采用其他統(tǒng)計(jì)方法對(duì)局部地區(qū)旅游業(yè)進(jìn)行針對(duì)性分析.張爭(zhēng)勝（2005）用主成分分析法和系統(tǒng)聚類法對(duì)廣東省21個(gè)地級(jí)市的旅游競(jìng)爭(zhēng)力進(jìn)行綜合評(píng)價(jià)，指出旅游業(yè)發(fā)展的規(guī)模與政府對(duì)旅游產(chǎn)業(yè)的組織能力是影響廣東旅游業(yè)發(fā)展的重要因素[6].賀振（2009）應(yīng)用灰色系統(tǒng)理論中的灰色綜合關(guān)聯(lián)度分析法對(duì)河南省旅游經(jīng)濟(jì)進(jìn)行研究，通過選取9個(gè)影響因子進(jìn)行的定量分析結(jié)果表明，社會(huì)經(jīng)濟(jì)的發(fā)展和基礎(chǔ)設(shè)施的不斷完善對(duì)旅游收入有較大的促進(jìn)作用[7].

現(xiàn)有研究?jī)?nèi)容上看，對(duì)旅游產(chǎn)業(yè)發(fā)展的各個(gè)問題均有涉及，本文選擇山西省為研究對(duì)象，縮小了研究范圍，更具針對(duì)性.

2 模型分析

2.1 變量選取說明

本文選擇山西省旅游收入作為因變量，選擇接待旅游總?cè)藬?shù)、山西省城鎮(zhèn)居民人均旅游支出、山西省農(nóng)村居民人均旅游支出、山西省內(nèi)公路里程、山西省內(nèi)鐵路里程、省內(nèi)星級(jí)賓館數(shù)6個(gè)變量作為自變量，以此建立線性回歸模型.

從《2012年山西省統(tǒng)計(jì)年鑒》收集變量數(shù)據(jù)，圖1－圖5顯示:1993－2003年，山西省旅游總收入、旅游人數(shù)增長(zhǎng)緩慢，從2003年開始，這兩項(xiàng)指標(biāo)開始呈指數(shù)型增長(zhǎng)；山西省星級(jí)酒店數(shù)量從2000年開始迅速增長(zhǎng)，2011年有所下滑；對(duì)于山西省城鎮(zhèn)居民人均旅游支出和農(nóng)村居民人均旅游支出而言，兩者一直存在較大差距，農(nóng)村居民旅游支出在逐年遞增，但仍與城鎮(zhèn)居民旅游支出存在較為明顯的差距；山西省內(nèi)公路公里數(shù)在1995年和2006年有兩次跨越式增長(zhǎng)，而鐵路公里數(shù)從1993至今都增長(zhǎng)緩慢.

圖1 1993－2011年山西省旅游總收入變化

圖2 1993－2011年山西省旅游人數(shù)的變化

圖3 1993－2011年山西省星級(jí)酒店數(shù)量變化

圖4 1993－2011年城鄉(xiāng)居民旅游支出差異圖

圖5 1993－2011年山西省內(nèi)鐵路公里數(shù)和公路公里數(shù)對(duì)比

2.2 模型的設(shè)定和說明

設(shè)定了時(shí)間序列數(shù)據(jù)的回歸模型如下:

式中:Yt表示第t年旅游收入；X1表示旅游接待總?cè)藬?shù)；X2表示山西省城鎮(zhèn)居民旅游支出；X3表示山西省農(nóng)村居民旅游支出；X4表示山西省公路里程公里數(shù)；X5表示山西省內(nèi)鐵路里程公里數(shù)；X6表示省內(nèi)星級(jí)賓館數(shù).

2.3 實(shí)證分析及相關(guān)性檢驗(yàn)

OLS回歸結(jié)果如下:

模型擬合結(jié)果顯示R2＝0.989 644，調(diào)整后的R2＝0.984 467，擬合系數(shù)較高，表明線性回歸方程較好解釋了模型，F(xiàn)檢驗(yàn)值191，F(xiàn)值較高，方程通過顯著性檢驗(yàn).

但問題出現(xiàn)在當(dāng)置信度1－α＝95%時(shí)（n－k）＝2.179，僅有一個(gè)變量x1t的系數(shù)通過T檢驗(yàn)，其他變量x2t，x3t，x4t，x5t，x6t的系數(shù)t檢驗(yàn)不能通過顯著性檢驗(yàn)，而且其中三個(gè)變量x2t，x3t，x6t的系數(shù)出現(xiàn)負(fù)值，城鎮(zhèn)居民旅游支出、農(nóng)村居民旅游支出、星級(jí)賓館數(shù)量三個(gè)變量對(duì)旅游收入的影響為負(fù)影響，這不合適實(shí)際情況，由此表明模型很可能存在嚴(yán)重的多重共線性問題.

為解決共線性問題，首先通過計(jì)算各自變量的相關(guān)系數(shù)，以此排除變量，簡(jiǎn)化模型.從表1可以看出，各解釋變量之間的相關(guān)系數(shù)r較高，證實(shí)確實(shí)存在嚴(yán)重的多重共線性.

表1 6個(gè)自變量的相關(guān)系數(shù)矩陣

2.4 修正多重共線性

確定存在共線性問題后，本文采用逐步回歸法，分別對(duì)單個(gè)變量進(jìn)行一元回歸，以此嘗試解決模型中的共線性問題.回歸結(jié)果見表2.

表2顯示，單變量回歸結(jié)果中，只有x1t對(duì)Y的作用最大，可決系數(shù)達(dá)到R2＝95%，意味著只有x1t的回歸方程對(duì)模型的解釋能力達(dá)到95%.

表2 單變量回歸結(jié)果

根據(jù)表2結(jié)果，逐步加入其他變量再進(jìn)行回歸.結(jié)果如表3.

由表3可以看出，加入新變量后建立的二元回歸模型結(jié)果顯示，加入x2t，x5t，x6t的方程擬合系數(shù)有所提高，調(diào)整后的可決系數(shù)R2比單變量的擬合效果要好，但其參數(shù)的t值未能通過t檢驗(yàn)，t值不僅較低，而且估計(jì)的系數(shù)為負(fù)值，這與實(shí)際情況不吻合.而加入x3t時(shí)，不僅可決系數(shù)R2比之前低，而且變量的參數(shù)值也不能通過t檢驗(yàn).加入x4t出現(xiàn)同樣的問題，x4t變量對(duì)Y的影響微弱，而且T值不顯著.表三的回歸結(jié)果說明在首次回歸中出現(xiàn)的問題是因?yàn)閤2t，x3t，x4t，x5t，x6t與x1t存在多重共線性問題，故模型予以剔除x2t，x3t，x4t，x5t，x6t，只保留一個(gè)變量x1t，即旅游接待總?cè)藬?shù).

表3 加入一個(gè)新變量建立二元回歸模型的結(jié)果

最后修正結(jié)果為:

其他回歸參數(shù)為:擬合優(yōu)度R2＝95%，F(xiàn)＝324.609 2.t值和F值均通過顯著性檢驗(yàn)，表明系數(shù)和方程均能較好解釋模型.

2.5 結(jié)果分析

在滿足基本假設(shè)的前提下，當(dāng)省內(nèi)旅游人數(shù)x1t增加1萬人，山西省旅游收入Y會(huì)增長(zhǎng)904.75萬元.而最初被引入的其他變量:x2t，x3t，x4t，x5t，x6t均與解釋變量x1t存在較強(qiáng)相關(guān)性，引入到模型中不僅加重了模型負(fù)荷，而且?guī)砹藝?yán)重的多重共線性問題，故模型對(duì)這些變量予以舍棄.從現(xiàn)實(shí)考慮，山西省內(nèi)旅游人數(shù)之所以會(huì)增加，根源在于城鄉(xiāng)居民用于旅游方面的支出增加x2t，x3t、城市基礎(chǔ)設(shè)施的完善x5t，x6t以及旅游業(yè)的發(fā)展，而后者則通過星級(jí)賓館數(shù)量x4t的增加得以表現(xiàn).

3 政策建議

山西省旅游資源豐富，對(duì)大同、平遙、介休等旅游基礎(chǔ)較好的城市，應(yīng)充分利用多種途徑，綜合各方優(yōu)勢(shì)，借助經(jīng)濟(jì)社會(huì)發(fā)展和人才資源，深度開發(fā)都市旅游、休閑旅游等專項(xiàng)旅游，重點(diǎn)扶持一批突出三晉文化、優(yōu)勢(shì)明顯的民間活動(dòng)等旅游項(xiàng)目，開發(fā)高質(zhì)量的旅游產(chǎn)品.

旅游業(yè)的競(jìng)爭(zhēng)力最終體現(xiàn)在旅游資源和文化的挖掘上.這種挖掘除了政府的力量，更重要的是應(yīng)當(dāng)積極引進(jìn)企業(yè)的力量.山西旅游業(yè)已落后于全國(guó)旅游業(yè)，具有競(jìng)爭(zhēng)力的旅游企業(yè)在山西更是鳳毛麟角.政府應(yīng)放寬市場(chǎng)準(zhǔn)入機(jī)制，簡(jiǎn)化審批手續(xù)，鼓勵(lì)多種形式的資本參與到旅游業(yè)的競(jìng)爭(zhēng)中，鼓勵(lì)具有競(jìng)爭(zhēng)力的旅游企業(yè)在旅游業(yè)發(fā)展中起到示范作用，帶動(dòng)山西省旅游業(yè)的繁榮.

[1]山西省統(tǒng)計(jì)局.2012山西省統(tǒng)計(jì)年鑒[M].北京:中國(guó)出版社，2012

[2]郭魯芳.關(guān)于我國(guó)旅游業(yè)國(guó)際競(jìng)爭(zhēng)力的思考[J].旅游科學(xué)，2010（2）:40－43

[3]葉護(hù)平，韋燕生.中國(guó)旅游業(yè)發(fā)展區(qū)域差異的系統(tǒng)分析[J].華中師范大學(xué)學(xué)報(bào):自然科學(xué)版，2005（3）:25－29

[4]黃金紅.對(duì)影響國(guó)內(nèi)旅游收入因素的實(shí)證分析[J].全國(guó)商情，2008（8）:172－174

[5]李仕柯，許建國(guó).對(duì)國(guó)內(nèi)旅游收入的影響因素分析[J].江西農(nóng)業(yè)學(xué)報(bào)，2009，21（6）:172－174

[6]張爭(zhēng)勝，周永章.城市旅游競(jìng)爭(zhēng)力的實(shí)證研究[J].資源開發(fā)與市場(chǎng)，2005，21（1）:13－16

[7]賀 振.旅游收入影響因素研究——以河南為例[J].經(jīng)濟(jì)問題，2009（8）:30－33