影響中國旅游收入的因素分析

【摘? 要】本文主要采用經(jīng)濟增長模型和多元性回歸分析的方法對2005--2019年的影響中國旅游收入的因素進行研究，分析了我國游客總?cè)藬?shù)、城鎮(zhèn)居民可支配收入、鐵路營業(yè)里程數(shù)、旅行社總數(shù)的影響，同時建立計量模型，探究這些變量與中國旅游收入的關(guān)系，并對模型進行檢驗。

【關(guān)鍵詞】國內(nèi)旅游總?cè)藬?shù);城鎮(zhèn)居民可支配收入;鐵路營業(yè)里程數(shù);旅行社總數(shù)

1.問題的提出

隨著我國經(jīng)濟不斷發(fā)展，人民生活水平顯著提高，對旅游的需求也不斷增長，隨之帶來我國旅游收入的增長，同時更為我國經(jīng)濟的總體增長作出了巨大貢獻。而影響旅游收入的因素也是多種多樣。因此，分析旅游收入的因素，對進一步深入了解旅游業(yè)發(fā)展和我國經(jīng)濟發(fā)展有重要作用。

2.理論模型的設(shè)計

2.1變量選取

為了具體分析各要素對我國旅游收入影響的程度，我們設(shè)定旅游收入為Y;國內(nèi)游客總?cè)藬?shù)為X1;城鎮(zhèn)居民可支配收入為X2;鐵路營業(yè)里程數(shù)為X3，旅行社個數(shù)為X4，運用這些數(shù)據(jù)進行回歸分析。

2.2模型建立

根據(jù)收集的相關(guān)數(shù)據(jù)，得出多元線性回歸模型：Y=β0+β1X1+β2X2+β3X3+β4X4+μi

3.模型參數(shù)估計與回歸結(jié)果基本分析

3.1模型參數(shù)估計（OLS）

根據(jù)數(shù)據(jù)建立多元線性回歸方程，首先利用Eviews軟件對模型進行最小二乘法（OLS）估計，得樣本回歸方程。根據(jù)以上回歸結(jié)果可得出：

=-11710.35+13.8033*X1-0.5634*X2+779.4992*X3-0.0310*X4

（-2.8744）? ?（12.7624）? ?（-2.8661）? ? （1.2204）? ?（-0.2610）

=0.9992 =0.9990? D.W.=1.2574? F=3220.570

3.2回歸結(jié)果基本分析

（1）經(jīng)濟意義檢驗。模型估計結(jié)果說明：從x1前的參數(shù)估計來看，β1=13.8033，表明稅收收入關(guān)于國內(nèi)生產(chǎn)總值的彈性為13.8033，在假定其他條件不變的情況下，國內(nèi)游客數(shù)量每增長1個單位，國內(nèi)旅游收入收入平均增長13.8033個單位，且兩者呈正相關(guān);β2=-0.5634與經(jīng)濟意義不符;β3=779.4992，假定其他條件不變的情況下，鐵路營業(yè)里程數(shù)與我國旅游收入成正相關(guān)，β4=-0.0310，與經(jīng)濟意義不符。

（2）統(tǒng)計檢驗。①擬合優(yōu)度檢驗。從回歸估計的結(jié)果來看，可決系數(shù)=0.9992，修正可決系數(shù)=0.9989， 說明所建模型整體上對樣本數(shù)據(jù)擬合度較好，表明國內(nèi)旅游收入變化的99.92%可由四個解釋變量的變化解釋。

②方程的顯著性檢驗（F檢驗）。從方程的顯著性檢驗水平來看，F(xiàn)統(tǒng)計量的伴隨概率為0，小于0.05，方程的顯著性水平高，F(xiàn)統(tǒng)計量值為3220.570，F(xiàn)檢驗通過。針對H0：β1=β2=β3=β4=0，給定顯著水平α=0.05，在F分布表中查出自由度為k-1=3和n-k-1=10的臨界值Fα（4，10）=3.48，由上表中得到F=3220.570> Fα（4，10）=3.48，所以應(yīng)拒絕原假設(shè)。H0：β1=β2=β3=β4=0，說明回歸方程顯著，即模型從整體上看各解釋變量對我國旅游收入有顯著影響。

③變量的顯著性檢驗（t檢驗）。x1、x2通過t檢驗，x4、x3未通過t檢驗。P（x1），P（x2）值小于α=0.05，則認為小概率事件發(fā)生了，拒絕原假設(shè)，說明解釋變量對被解釋變量有顯著影響，該解釋變量檢驗通過，則保留;P（x3）P（x4）值大于α=0.05，則認為無充分證據(jù)拒絕原假設(shè)，接受原假設(shè)，該解釋變量對被解釋變量沒有顯著影響，該解釋變量檢驗不通過，可能存在多重共線性的問題。

4.模型的檢驗與修正

4.1多重共線性檢驗與修正

做多重共線性檢驗，利用簡單相關(guān)系數(shù)矩陣法得到矩陣，逐步加入X2、X3、X4解釋變量后，R2的數(shù)值逐步變大，統(tǒng)計量也很大，說明模型對樣本的擬合很好且回歸方程顯著。因此，根據(jù)逐步回歸的思想，模型應(yīng)保留自變量X2、X3、X4。所以最后修正嚴重多重共線影響后的回歸結(jié)果為：

=-34052.80+0.842365*X2+2688.189*X3+0.435368*X4

（-2.3350）? ?（1.3052）? ?（1.0919）? ?（0.9705）

=0.9866 =0.9829? ?D.W.=0.6574? F=269.7713

4.2異方差檢驗與修正

由于伴隨概率p均大于0.05，所以我們可以接受同方差的原假設(shè)，說明模型不存在較為顯著的異方差問題。含交叉項的結(jié)果：F統(tǒng)計量的值為1.6983;LM值=n=15*0.7535=11.3025;伴隨概率P=0.2904大于α=0.05，所以接受同方差假設(shè)，模型不存在異方差性;不含交叉項的結(jié)果：F的統(tǒng)計量值為0.4744 ;伴隨概率P=0.7064 大于α=0.05;LM值==n=1.719 ，所以接受同方差假設(shè)，模型不存在異方差性。所以此模型不存在較顯著的異方差問題。因此最終模型為：

=-34052.80+0.842365*X2+2688.189*X3+0.435368*X4

（-2.3350）? ?（1.3052）? ?（1.0919）? ?（0.9705）

=0.9866 =0.9829? ?D.W.=0.6574? F=269.7713

4.3序列相關(guān)檢驗與修正

（1）D.W.檢驗。對模型進行D.W.檢驗，結(jié)果表明，在5%在顯著性水平下， n=15，k=3，查表得dL=0.95，dU=1.54，0≤D.W.=0.6574≤dL，故模型隨機誤差項存在正相關(guān)。

（2）LM檢驗。e（t-1）=2399.063+0.133621*X2+181.7340*X3+-0.302401*X4

（0.192391）? ?（0.235960）? ?（0.088428）? ?（-0.694312）

=0.437462=0.124940? D.W.=1.846556? F=1.399781

根據(jù)t檢驗，e（t-1）的參數(shù)統(tǒng)計量的伴隨概率為0.0286 ，即e（t-1）并未通過變量的顯著性檢驗， 因此具有一階相關(guān)。因此經(jīng)過修正后的最終模型為：

=-28379.31+1.9998*X2+0.003985*X4? ?（AR（1）=0.7991

（-2.1963）? ?（4.4438）? ?（0.0136）

=0.9970 =0.9962? D.W.=2.1568 F=1135.693

5.模型的應(yīng)用與對策建議

（1）人們可支配收入的增加，意味著在滿足基本需求之后的余錢增多，依據(jù)馬斯洛需求層次理論，便有滿足更高層次的需求的欲望--旅游休閑，因此要想帶動旅游業(yè)的發(fā)展，我國首先得讓人民“富”起來，也就是使人均城鎮(zhèn)居民可支配收入增多。

（2）旅行社數(shù)的數(shù)量與旅游發(fā)展密切相關(guān)，因此相關(guān)單位對旅行社開放的監(jiān)管有必要做出現(xiàn)關(guān)規(guī)定，使得供需平衡，在不浪費資源的條件下調(diào)整旅行社數(shù)量，帶動我國旅游收入。

參考文獻

[1] 2020年中國統(tǒng)計年鑒

[2]李子奈、潘文卿，《計量經(jīng)濟學(xué)》（第四版），高等教育出版社

作者簡介：張正（2001.01-），女，河北唐山人，河北省石家莊市新華區(qū)河北經(jīng)貿(mào)大學(xué)金融學(xué)院金融學(xué)專業(yè)，本科生。