中國各省市旅游業(yè)影響因素的實證分析

陳清娟 饒婉瑩

[摘 要]隨著居民生活水平的提高，旅游業(yè)迅猛發(fā)展并成為目前最具活力的產(chǎn)業(yè)之一。為了探究我國各省市旅游業(yè)影響因素的問題，文章利用國內(nèi)旅游業(yè)1998—2016年的相關(guān)數(shù)據(jù)建立多元線性模型并基于EViews軟件對模型進行回歸、估計、檢驗、修正以及預(yù)測。結(jié)果驗證了模型的有效性并得出了國內(nèi)游客人數(shù)，住宿和餐營業(yè)增加值，居民消費水平是影響國內(nèi)旅游業(yè)收入的主要因素的結(jié)論，從而為有關(guān)部門制定規(guī)劃提供參考。

[關(guān)鍵詞]旅游業(yè);多元線性回歸;影響因素

[中圖分類號]F592.7

1 前 言

旅游業(yè)作為我國最具朝氣的新興產(chǎn)業(yè)之一，在20世紀90年代中后期開始得到跨越式發(fā)展，目前已經(jīng)形成了世界上最大的國內(nèi)旅游市場。面對旅游業(yè)帶來的積極收益，地方政府期望通過加大投資旅游產(chǎn)業(yè)來帶動區(qū)域經(jīng)濟轉(zhuǎn)型升級。為了保證投資能帶來明顯的效益，使之成為各個省市新的經(jīng)濟增長點，需要找到影響旅游業(yè)發(fā)展的因素，對癥下藥，從而在激烈的旅游市場競爭中保持優(yōu)勢。

因此，文章對中國各省市的旅游業(yè)影響因素開展定量的研究對提升地方旅游產(chǎn)業(yè)質(zhì)量，實現(xiàn)資源要素的高效配置具有一定的現(xiàn)實意義。

2 文獻綜述

目前，國內(nèi)學者已經(jīng)采用了不同的模型方法對旅游業(yè)影響因素的相關(guān)問題展開了諸多研究。如黃芬芬和胡宏昌[1]利用主分量曲線回歸的方法建立了影響中國旅游收入因素的模型。具體到省份的研究，甘俊偉等[2]基于DEMATEL方法確定了對川藏旅游產(chǎn)業(yè)競爭力起關(guān)鍵性作用的因素。申鵬鵬等[3]等提出DEA-Malmquist指數(shù)二次分解模型并將其應(yīng)用于江蘇省旅游產(chǎn)業(yè)影響因素的探究。王兆峰和霍菲菲[4]基于VAR模型對湖南武陵山片區(qū)旅游產(chǎn)業(yè)生態(tài)效率影響因素進行了分析。

此外，就應(yīng)用研究方面而言，學者們已經(jīng)將多元線性回歸模型應(yīng)用在各個研究領(lǐng)域。比如，宋淑麗和齊偉娜[5]基于多元線性回歸對黑龍江省農(nóng)村剩余勞動力轉(zhuǎn)移的問題進行了研究。付倩嬈[6]通過在線樣本更新的多元線性回歸建立PM2.5含量預(yù)測模型。張朋遠[7]將它用來探究影響職工工資的內(nèi)部因素以及工資提升空間的影響因素。張福旺和苑會娟[8]通過散點圖對影響空腹血糖的主要因素進行分析和確定。

3 理論模型

本文采用多元線性回歸模型進行分析，它是由一組獨立解釋變量值X1，X2，…，XK預(yù)測一個或多個被解釋變量Y的一種統(tǒng)計工具，反映了因變量隨自變量變化時的平均變化程度。在滿足經(jīng)典假定的條件下，基于最小二乘法的原理可以建立有K-1個解釋變量的多元線性回歸模型的一般形式：

Yi=β0+β1X1i+β2X2i+…+βkXki+μi

i=1，2，…，n （1）

其中n是該多元回歸模型的樣本容量，k是它的解釋變量個數(shù)，當k=1時，它被稱為一元線性回歸模型;當k≥2時，它被稱為多元回歸模型。μ是隨機干擾項，代表了多數(shù)影響變化的微小因素集合，它是不能由現(xiàn)有變量決定的部分。β0是回歸常數(shù)，在參數(shù)估計過程中該變量的樣本觀測值一直取1，因此通常被看成是一個虛變量的系數(shù)。βk是偏回歸系數(shù)，可以解釋為在其他因素不變化的條件下，解釋變量Xj（對任意i的xji）的單位變動對被解釋變量產(chǎn)生βj個平均單位值的影響。

4 數(shù)據(jù)來源及指標選取

該部分選取的1998—2016年的樣本數(shù)據(jù)主要分為兩種，其中宏觀經(jīng)濟類數(shù)據(jù)來自《中國統(tǒng)計年鑒》，旅游類相關(guān)數(shù)據(jù)主要來自國家旅游局。另外，選取國內(nèi)旅游收入Y（億元）為被解釋變量并選取幾個相對重要的指標作為解釋變量。它們分別是：

（1）鐵路營運里程X1（萬公里）：國內(nèi)旅游中占據(jù)主導地位的是鐵路交通，因此本文選擇鐵路營運里程來描述國內(nèi)旅客的遠途出行情況和旅游目的地的可到達程度。

（2）就業(yè)人數(shù)X2（萬人）：就業(yè)人口表示有經(jīng)濟來源的人口數(shù)量，這些人更有能力承擔旅游的花費，所以也將它作為一個解釋變量。

（3）國內(nèi)游客人數(shù)X3（萬人次）：國內(nèi)游客人數(shù)指我國大陸游客一年內(nèi)在國內(nèi)旅游的總?cè)舜?，它從?shù)量上直接表現(xiàn)了國內(nèi)旅游的規(guī)模和水平。

（4）住宿和餐營業(yè)增加值X4（億元）：旅途中的衣食住行是消費者必須支付的并且占據(jù)很大比重的花費。

（5）居民消費水平X5（元）：居民的消費水平被認為是居民出游次數(shù)以及出游時消費能力高低的決定性因素。

（6）城鎮(zhèn)人口X6（萬人）：城鎮(zhèn)居民便捷的交通條件以及日益增長的精神需求增加了出行旅游的概率。

5 實證分析

5.1 模型的建立

為了研究影響旅游業(yè)發(fā)展的因素，收集了1998—2014年的相關(guān)旅游數(shù)據(jù)進行實證分析。根據(jù)Y與X1近似呈現(xiàn)線性關(guān)系的散點圖，其余5個變量的散點圖與X1類似，構(gòu)建多元線性回歸分析模型：

Y=C+β1X1+β2X2+β3X3+β4X4+β5X5+β6X6+μ （2）

利用EViews軟件進行參數(shù)估計，可以得到模型估計的結(jié)果為：

Y= -136282.2+295.2786X1+2.291275X2+0.063358X3-1.938149X4+2.640438X5-0.826431X6

s=（22025.78）（258.7339）（0.386828）（0.008299）（0.312751）（0.227058）（0.141686）

t=（-6.187396）（1.141244）（5.923242）（7.634534）（-6.197094）（11.62894）（-5.832820）

R2=0.999794 S.E=162.4829 F=8083.889 DW=2.071798

由估計結(jié)果可以得出擬合系數(shù)R2為0.999794，修正的擬合系數(shù)為0.999670，F(xiàn)統(tǒng)計值為8083.889，這說明模型總體是顯著的而且擬合的效果較好。當給定顯著性水平α=0.05時，t分布表顯示其臨界值t0.025（10）=2.2281，可以看出X2，X3，X4，X5，X6都通過了t檢驗，這表明選定的這5個變量對國內(nèi)旅游收入具有較好的解釋作用。但是X1沒有通過t檢驗，這種結(jié)果可能是由多重共線性引起的。

5.2 多重共線性檢驗

文章利用相關(guān)系數(shù)矩陣法來判斷該模型是否存在多重共線性，可以發(fā)現(xiàn)各個解釋變量的相關(guān)系數(shù)都在0.85以上（>0.8），因此可以判定該模型確實存在多重共線性。因此，采用逐步回歸法對多重共線性進行修正，解釋變量X1，X2，X6被剔除，因此模型修正為：

Y=C+β3X3+β4X4+β5X5+μ （3）

5.3 異方差檢驗

基于懷特檢驗法，本文對修正后的模型進行異方差檢驗。得到檢驗結(jié)果為nR2=15.87685，由于χ20.05（9）=6.919，χ20.05（9）=16.919>nR2=15.87685，因此模型中的隨機誤差項沒有異方差性。另外，可以觀察到nR2的相伴概率P值為0.0695，它大于給定的顯著性水平α=0.05，則接受不存在異方差的原假設(shè)，因此無須用加權(quán)最小二乘法對其進行修正。

5.4 自相關(guān)檢驗

本研究利用杜賓—沃森檢驗法進行一階自相關(guān)的檢驗可知DW值為1.957324。在給定顯著性水平為α=0.05的條件下，因為dL=0.90

為了進一步驗證結(jié)果，采用拉格朗日乘數(shù)檢驗法進行模型二階自相關(guān)的檢驗，可以得出nR2的相伴概率（即P值）=0.8101>α=0.05的顯著性水平，因此隨機干擾項不存在自相關(guān)。此外，又因為RESID（-1）和RESID（-2）對應(yīng)的P值分別為0.8711和0.8101，都大于顯著性水平，也說明該模型不存在一階和二階自相關(guān)，因此不需要對其進行修正。綜上，本文修正后的模型為：

5.5 經(jīng)濟意義檢驗

進一步對模型參數(shù)估計量在經(jīng)濟意義上的合理性進行檢驗。文章估計的參數(shù)β3=0.075891，表示國內(nèi)游客每增加1萬人，國內(nèi)旅游收入增加0.075891億元，說明游客數(shù)量對旅游收入的影響力度不大。β4=-3.271604表示當住宿和餐飲業(yè)增加值每增加1億元，則旅游收入會減少3.271604億元。說明旅游市場競爭激烈，投入過于飽和，反而會降低旅游業(yè)的收入。β5=2.440327表示居民消費水平每增加1元，會帶動旅游收入增加2.440327億元，說明消費對國內(nèi)旅游收入的拉動作用很明顯。

5.6 擬合優(yōu)度檢驗

文章中可決系數(shù)0.999032和調(diào)整后的可決系數(shù)0.998809都比較高，說明該模型擬合的較好，即國內(nèi)旅游收入的變動99.88%可以用國內(nèi)游客人數(shù)，住宿和餐營業(yè)增加值，居民消費水平作出解釋。

5.7 統(tǒng)計意義檢驗

可以看出F統(tǒng)計量的值為4473.347大于臨界值F0.05（3，13）=3.41，故模型總體是顯著的。但是這并不表示模型中每個變量的影響都是顯著的，因此，有必要對每個解釋變量進行顯著性檢驗，即t檢驗。模型中X3，X4，X5的t統(tǒng)計量分別為5.012425，-18.24872以及7.332611，它們的絕對值都大于臨界值t0.025（13）=2.1604，并且它們對應(yīng)的P值分別為0.0002，0.0000，0.0000小于給定的顯著性水平α=0.05。因此這幾個解釋變量都通過了t檢驗，說明國內(nèi)游客人數(shù)X3，住宿和餐營業(yè)增加值X4，居民消費水平X5都對國內(nèi)旅游收入Y具有重要影響，應(yīng)保持在模型中。

5.8 模型預(yù)測

為了進一步檢驗該模型的準確性，本文利用我國旅游業(yè)2015—2016的數(shù)據(jù)進行預(yù)測，并與實際值進行比較。結(jié)合表1可以發(fā)現(xiàn)我國2015—2016年的旅游收入保持增長的趨勢，并在2015，2016年分別達到33514.02億元與37381.15億元，這與實際值較為接近。因此該模型可以被認為是有效的并可以用來預(yù)估未來幾年的旅游收入。

6 結(jié)論及建議

文章利用多元線性回歸模型來研究我國旅游收入的影響因素并得到相關(guān)結(jié)論。

（1）國內(nèi)游客人數(shù)，居民消費水平都與旅游收入呈現(xiàn)正相關(guān)的關(guān)系，而住宿和餐飲營業(yè)增加值則顯示負相關(guān)，這顯示了旅游業(yè)競爭激烈化，投入冗余的現(xiàn)象。

（2）鐵路營運里程，就業(yè)人數(shù)，城鎮(zhèn)人口這3個變量對旅游收入沒有重要影響。因此各個省市在制定旅游業(yè)發(fā)展計劃時可以降低在這些方面的投入。

（3）模型Y=-4415.391+0.075891X3-3.271604X4+2.440327X5對國內(nèi)旅游收入具有較好的擬合效果，可以為相關(guān)人員在未來進行旅游收入預(yù)測時提供參考。

當然本文還存在一些不足之處，如由于數(shù)據(jù)缺失而使得研究僅限于進行到2016年，期望相關(guān)人員在今后可以收集到更多數(shù)據(jù)從而使得研究更加深入。

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