秦韶玉 王美玲 謝凱

摘 要：隨著國(guó)民收入水平的不斷提高，旅游業(yè)在國(guó)民經(jīng)濟(jì)中的地位越來(lái)越突出。運(yùn)用統(tǒng)計(jì)學(xué)的回歸分析，借助SPSS分析中國(guó)不同地區(qū)的旅游收入與交通運(yùn)輸、住宿業(yè)、餐飲業(yè)、商品經(jīng)濟(jì)發(fā)展?fàn)顩r及人口等因素之間的關(guān)系，從而得到旅游收入與影響因素之間的線性回歸模型，并對(duì)模型進(jìn)行檢驗(yàn)和分析。通過(guò)對(duì)模型的分析對(duì)中國(guó)旅游業(yè)做出一定預(yù)測(cè)，并對(duì)旅游業(yè)的發(fā)展提出合理的建議。

關(guān)鍵詞：相關(guān)分析 旅游收入 線性回歸分析

中圖分類號(hào)：F224 文獻(xiàn)標(biāo)識(shí)碼：A 文章編號(hào)：1007-3973（2013）009-158-04

1 背景

旅游業(yè)是前景廣闊的朝陽(yáng)產(chǎn)業(yè)，在服務(wù)業(yè)中占據(jù)先導(dǎo)地位，具有經(jīng)濟(jì)效益好、資源消耗低、環(huán)境污染少等諸多優(yōu)點(diǎn)。改革開放以來(lái)，我國(guó)的旅游業(yè)有了迅速的發(fā)展，但是相比較而言，我國(guó)國(guó)內(nèi)旅游業(yè)發(fā)展的廣度深度都遠(yuǎn)遠(yuǎn)不能適應(yīng)經(jīng)濟(jì)發(fā)展和人民生活水平提高的需要。因此，研究和探討影響旅游業(yè)發(fā)展的因素具有十分重要的意義。

1979年全國(guó)僅有150家旅游飯店，1.7萬(wàn)間客房；到2005年底，全國(guó)共有12024家旅游星級(jí)飯店，約137萬(wàn)間客房，較1979年增長(zhǎng)了80多倍，因此旅游收入可能與住宿及餐飲行業(yè)有關(guān)。

旅游業(yè)吸引游客的不僅僅是旅游景點(diǎn)，城市的環(huán)境、美化也是吸引游客的因素之一，因此，城市環(huán)境可能也是旅游收入的影響因素。

隨著經(jīng)濟(jì)發(fā)展，城市交通業(yè)越來(lái)越便利，公共交通發(fā)展速度顯著提高，城市交通狀況也可能影響到旅游收入。

由于中國(guó)各地區(qū)發(fā)展的不平衡，地區(qū)間物價(jià)水平通常有較大差異，因此，地區(qū)內(nèi)商品銷售水平也可能對(duì)旅游收入產(chǎn)生影響。

2 相關(guān)數(shù)據(jù)

表1是2011年中國(guó)不同地區(qū)國(guó)內(nèi)旅游收入及各項(xiàng)影響指標(biāo)的具體數(shù)據(jù)。

3 模型的建立

3.1 模型假設(shè)

（1）各地區(qū)旅游資源相差不大，可以忽略。

（2）各地區(qū)之間無(wú)交通上的區(qū)位差異，在同等交通情況下到達(dá)偏遠(yuǎn)地區(qū)比到達(dá)中部地區(qū)多花費(fèi)的時(shí)間可以忽略。

3.2 建立模型

3.2.1 排除無(wú)關(guān)變量

通過(guò)表2可以看出面積、旅客周轉(zhuǎn)量、連鎖餐飲、空氣污染物這四個(gè)解釋變量對(duì)旅游總收入沒(méi)有很強(qiáng)的解釋能力，因此可以將它們?nèi)サ簦鼓Ｐ途?jiǎn)一些。

3.2.2 得到線性回歸模型

3.2.3 模型的修正

表4中調(diào)整R方值比較大，說(shuō)明擬合效果不錯(cuò)。F值的Sig.值小于0.05說(shuō)明模型的線性效果不錯(cuò)。但表3中多個(gè)變量的容差值小于0.1，說(shuō)明模型中存在共線性問(wèn)題，進(jìn)一步進(jìn)行相關(guān)分析，得到變量間線性相關(guān)關(guān)系如表5。

表5中顯著性值為0.000，說(shuō)明公共交通與線路總長(zhǎng)度之間、地方餐飲與住宿業(yè)之間的相關(guān)性是高度顯著的。故從中選取公共交通與住宿業(yè)進(jìn)行第二次線性回歸，得到的模型如表6。

雖然解釋變量由6個(gè)減少為4個(gè)時(shí)，R方略有變小，但是調(diào)整R方變大了。根據(jù)模型精簡(jiǎn)的原則我們傾向于采用新的精煉的模型；表6中，人口這個(gè)變量對(duì)應(yīng)的顯著性值大于0.1，但是根據(jù)問(wèn)題的實(shí)際背景，我們認(rèn)為該變量和旅游總收入是有關(guān)系的，因此我們?cè)诨貧w模型中保留了該變量；線路總長(zhǎng)度的系數(shù)雖然顯著不為0，但當(dāng)其他解釋變量不變時(shí)，該解釋變量每變化一個(gè)單位，旅游總收入平均變化0.036個(gè)單位，即使二者是負(fù)相關(guān)，也不會(huì)對(duì)解釋變量造成太大影響。

3.3 多元線性回歸分析基本假定的檢驗(yàn)

3.3.1 殘差分析

圖2中，殘差序列的均值為-4.41？0-16，基本接近0，標(biāo)準(zhǔn)差為0.982是常數(shù)，說(shuō)明殘差不存在異方差性，即殘差序列服從0均值，同方差的正態(tài)分布；圖3的P-P圖是一條直線，說(shuō)明殘差是相互獨(dú)立的；從圖4中我們也可以看出，點(diǎn)都在0值上下隨機(jī)分布，沒(méi)有明顯的趨勢(shì)，這滿足了多元線性回歸中對(duì)隨機(jī)擾的基本假設(shè)。

3.3.2 參數(shù)的共線性檢驗(yàn)

修正后的模型中只有四個(gè)解釋變量，且表7所示的共線性診斷表中，五個(gè)維度的特征值都不為0，條件索引也都是小于30的，說(shuō)明這四個(gè)變量之間不存在多重共線性問(wèn)題。

除此之外，由于本題選的是截面數(shù)據(jù)，因此不存在序列相關(guān)性的問(wèn)題。

通過(guò)上面的檢驗(yàn)，我們可以知道以上回歸模型滿足了多元線性回歸的基本假定。因此，可以認(rèn)為上面所得到的模型是合理的。

4 模型總結(jié)

通過(guò)以上分析，最終確定國(guó)內(nèi)旅游總收入與住宿業(yè)、人口、交通線路總長(zhǎng)度、商品銷售收入四個(gè)變量之間的相關(guān)關(guān)系為：

（其中：X1：地區(qū)住宿業(yè)企業(yè)個(gè)數(shù)；X2：地區(qū)人口數(shù)；X3：地區(qū)交通線路長(zhǎng)度；X4：地區(qū)商品銷售收入；Y：地區(qū)國(guó)內(nèi)旅游總收入）

通過(guò)查閱資料知道天津市2011年人口1355萬(wàn)人，住宿業(yè)企業(yè)個(gè)數(shù)219，天津市內(nèi)公共交通運(yùn)營(yíng)線路總長(zhǎng)度12690公里，商品銷售收入1463.89萬(wàn)元，由上述線性回歸模型預(yù)測(cè)2011年天津市國(guó)內(nèi)旅游收入為1057.88億元。查閱資料可得天津市2011年國(guó)際旅游收入是110.60億元（按匯率6.3計(jì)算），即2011年天津市旅游收入共計(jì)1168.48億元，誤差率比較小，結(jié)果基本上符合實(shí)際的發(fā)展水平。由以上的模型我們可以根據(jù)一個(gè)地區(qū)的各項(xiàng)指標(biāo)，大體估測(cè)出該地區(qū)的國(guó)內(nèi)旅游收入，為旅游收入提供一定的衡量標(biāo)準(zhǔn)。同時(shí)，根據(jù)模型也可以針對(duì)一個(gè)地區(qū)的旅游發(fā)展提出一定的建議，旅游業(yè)發(fā)展的宏觀調(diào)控帶來(lái)一個(gè)粗略判斷標(biāo)準(zhǔn)。如福建省地方餐飲數(shù)比同為東部沿海的山東、江蘇等地差距較大，因此，福建省可以著重發(fā)展具有地方特色的餐飲業(yè)，以此來(lái)吸引游客的到來(lái)。

參考文獻(xiàn)：

[1] 李慶楊，王能超，易大義.數(shù)值分析（第4版）[M].北京：清華大學(xué)出版社，2006.

[2] 何曉群.多元統(tǒng)計(jì)分析（第三版）[M].北京：中國(guó)人民大學(xué)出版社，2011.