劉皓 阮丹

(武漢學(xué)院金融與經(jīng)濟(jì)學(xué)院 湖北武漢 430212)

近年來，隨著經(jīng)濟(jì)的不斷發(fā)展，旅游行業(yè)一直穩(wěn)步發(fā)展，成為中國經(jīng)濟(jì)發(fā)展的重要支柱產(chǎn)業(yè)，也成為人們生活中不可或缺的部分。湖北省作為旅游大省，歷史文化底蘊(yùn)雄厚，是中華民族和中國古代文化發(fā)祥地；自然景觀和人文歷史景觀豐富。從交通狀況來講，武漢城市圈與省內(nèi)外交通都比較便利，交通基礎(chǔ)設(shè)施發(fā)達(dá)，所在區(qū)域的高鐵、高速設(shè)施也非常完善。隨著旅游消費(fèi)市場的不斷擴(kuò)大和人們生活水平的提升，旅游消費(fèi)需求越來越大，深入研究旅游經(jīng)濟(jì)發(fā)展因素和制定相應(yīng)措施來推動湖北省旅游行業(yè)創(chuàng)新發(fā)展，抓住趨勢和市場需求，才能為人們提供更符合時代潮流的旅游產(chǎn)品和服務(wù)，才能實(shí)現(xiàn)可持續(xù)發(fā)展。

1 研究綜述

旅游收入是旅游業(yè)發(fā)展的重要指標(biāo)，旅游經(jīng)濟(jì)作為湖北省經(jīng)濟(jì)的重要組成部分，受到多種因素的影響。國內(nèi)外學(xué)者對其影響因素進(jìn)行了廣泛研究，許多研究致力于揭示旅游經(jīng)濟(jì)發(fā)展的影響因素，本文將對國內(nèi)外相關(guān)研究進(jìn)行綜述，探討旅游經(jīng)濟(jì)發(fā)展的關(guān)鍵影響因素。尹建軍等(2023)通過構(gòu)建引力模型，運(yùn)用熵值法和QAP分析法研究了湖北省旅游經(jīng)濟(jì)效益及其影響因素。結(jié)果表明，湖北省各地區(qū)旅游收益在不同時期呈現(xiàn)不同的增長趨勢，且空間差異明顯，受消費(fèi)水平、交通建設(shè)多方面的制約，強(qiáng)調(diào)了創(chuàng)新發(fā)展、全局發(fā)展的重要性。平措曲珍(2023)在研究成都市旅游收入影響因素分析時，利用Eviews軟件對旅游人數(shù)、國內(nèi)人均可支配收入等作為解釋變量，進(jìn)行計(jì)量經(jīng)濟(jì)多元線性回歸模型構(gòu)建。最終得出結(jié)論，成都市旅游人數(shù)與成都市旅行社個數(shù)對其旅游收入有顯著影響。Shukun Chen等(2023)的研究主體是山東省的旅游收入影響因素，采用不確定線性回歸分析模型，研究提供了模型的參數(shù)估計(jì)和殘差分析，以及旅游收入的預(yù)測和置信區(qū)間。結(jié)果表明，旅行社數(shù)量、鐵路長度、國內(nèi)旅游人數(shù)、城鎮(zhèn)居民人均可支配收入等因素對旅游收入有顯著影響。在本文的后續(xù)研究中，將結(jié)合湖北省的實(shí)際情況建立計(jì)量經(jīng)濟(jì)學(xué)模型，深入分析湖北省旅游經(jīng)濟(jì)發(fā)展的影響因素，以期為其旅游業(yè)的發(fā)展提供有益經(jīng)驗(yàn)和建議。

2 模型構(gòu)建

2.1 變量選取

2.1.1 被解釋變量

研究湖北省旅游收入發(fā)展因素，可以更專注于分析國內(nèi)旅游市場的發(fā)展?fàn)顩r、游客需求和旅游產(chǎn)品供給等方面的問題。國內(nèi)旅游市場是湖北省旅游業(yè)發(fā)展的重要支撐，對提升地區(qū)經(jīng)濟(jì)發(fā)展和產(chǎn)業(yè)結(jié)構(gòu)優(yōu)化具有重要作用。同時，國內(nèi)旅游收入的數(shù)據(jù)較容易獲取，而國際旅游收入則需要區(qū)分不同國家和地區(qū)的游客數(shù)量和消費(fèi)水平，數(shù)據(jù)獲取和處理的難度較大。因此，選擇國內(nèi)旅游收入作為被解釋變量，可以減少國際旅游收入中不同國家和地區(qū)間匯率、政治經(jīng)濟(jì)因素等對數(shù)據(jù)的影響。國內(nèi)旅游收入主要受國內(nèi)經(jīng)濟(jì)、政策和市場環(huán)境等因素的影響，有利于分析和解釋。因此本文選擇2003—2021年“湖北省國內(nèi)旅游收入”這一指標(biāo)作為被解釋變量。

2.1.2 解釋變量

(1)湖北省國內(nèi)旅游人數(shù)。旅游業(yè)的興旺與游客人數(shù)的增長密切相關(guān)。湖北省的國內(nèi)旅游人數(shù)是其旅游業(yè)經(jīng)濟(jì)發(fā)展的客觀體現(xiàn)，能夠直接反映湖北省的旅游景區(qū)對國內(nèi)游客的影響力和吸引力，是旅游收入的直接來源。通常情況下，游客數(shù)越多，旅游收入越高。

(2)湖北省旅行社個數(shù)。旅行社為游客提供了一站式的旅游服務(wù)，包括行程規(guī)劃、景點(diǎn)推薦、交通住宿等，通過專業(yè)化的團(tuán)隊(duì)，游客可以更輕松地安排旅行，節(jié)省時間和精力，對推動旅游市場發(fā)展、提升游客體驗(yàn)和傳播文化等方面具有重要意義。

(3)交通運(yùn)輸里程。隨著經(jīng)濟(jì)的發(fā)展，交通運(yùn)輸里程的延長和完善，各個地區(qū)之間的旅游資源可以更好地整合，形成更完整的旅游產(chǎn)業(yè)鏈，有助于推動區(qū)域間旅游交流，促進(jìn)旅游業(yè)整體發(fā)展，對提高旅游服務(wù)質(zhì)量也有一定的推動作用。

(4)星級以上住宿和餐飲業(yè)數(shù)量。2021年上半年，湖北省住宿業(yè)、餐飲業(yè)營業(yè)額分別增長59.2%和84.9%，遠(yuǎn)高于其他行業(yè)，成為拉動其消費(fèi)增長的主動力。星級以上住宿和餐飲業(yè)為游客提供了高品質(zhì)的住宿和餐飲服務(wù)，有助于提升游客的旅游體驗(yàn)，高品質(zhì)的服務(wù)可以吸引更多游客前來湖北省旅游，從而促進(jìn)旅游經(jīng)濟(jì)的發(fā)展。

(5)居民人均可支配收入。人均可支配收入是衡量居民生活水平的重要指標(biāo)。一般來說，人均可支配收入越高，居民生活水平越高，生活品質(zhì)越好。人均可支配收入的變化會影響居民的投資行為，當(dāng)人均可支配收入增加時，居民投資的可能性會增加，旅游則成為當(dāng)前時代下居民對美好生活向往的個人享受投資，人們物質(zhì)生活水平提高，從而對精神需求、享受需要不斷擴(kuò)大，使得旅游占據(jù)了娛樂活動的首位，促進(jìn)了旅游經(jīng)濟(jì)的繁榮發(fā)展。

(6)國內(nèi)生產(chǎn)總值。國內(nèi)生產(chǎn)總值可以反映一個國家或地區(qū)一定時期內(nèi)的生產(chǎn)力水平，生產(chǎn)力水平提升帶動經(jīng)濟(jì)發(fā)展能力，促進(jìn)旅游業(yè)的向上發(fā)展趨勢。一般來說，國內(nèi)生產(chǎn)總值與國內(nèi)旅游收入為正比關(guān)系，國內(nèi)生產(chǎn)總值越高，旅游收入也就越高。

(7)湖北省5A級景區(qū)數(shù)量。湖北省5A級景區(qū)能夠代表湖北省的整齊旅游產(chǎn)品質(zhì)量水平，體現(xiàn)其豐富的歷史文化底蘊(yùn)和文化軟實(shí)力，能夠吸引更多游客前來旅游。因此，本文選擇將湖北省5A級旅游景區(qū)作為一個重要的解釋變量。

2.1.3 其他因素

除了已列入模型的解釋變量以外，還有影響被解釋變量變動的有影響但未納入模型的諸多其他因素，被稱為隨機(jī)擾動項(xiàng)。例如，新冠疫情、個人消費(fèi)習(xí)慣、國家政策、服務(wù)水平差異等不可測因素。

2.2 模型設(shè)立

在計(jì)量經(jīng)濟(jì)學(xué)中，用來描述一個被解釋變量與多個被解釋變量之間的線性關(guān)系的總體回歸函數(shù)就是多元線性回歸函數(shù)。研究湖北省旅游經(jīng)濟(jì)發(fā)展因素時，解釋變量已不止一個，因此初步建立以下多元線性回歸函數(shù)：

2.3 數(shù)據(jù)收集(見表1)

表1 2003—2021年湖北省國內(nèi)旅游收入及其影響因素?cái)?shù)據(jù)表

3 參數(shù)估計(jì)

根據(jù)表1的時間序列數(shù)據(jù)，在EViews軟件上利用最小二乘法進(jìn)行參數(shù)估計(jì)(見表2)，根據(jù)表2中的數(shù)據(jù)，模型估計(jì)的結(jié)果為：

表2 EViews回歸結(jié)果

4 模型檢驗(yàn)與

4.1 經(jīng)濟(jì)意義檢驗(yàn)

模型估計(jì)結(jié)果表明，在其他變量不變的條件下，湖北省國內(nèi)旅游人數(shù)每增長1萬，湖北省旅游收入便會平均增長0.060849億元；湖北省旅行社個數(shù)每增加一家，湖北省旅游收入就平均減少3.870147億元；湖北省交通運(yùn)輸里程每增加1公里，湖北省旅游收入將平均增加0.01608億元；星級以上住宿和餐飲業(yè)數(shù)量每增加一家，湖北省旅游收入會平均減少0.103543億元；居民人均可支配收入每增長1元，平均湖北省旅游收入會平均減少0.240217億元；國內(nèi)生產(chǎn)總值每增加1億元，湖北省旅游收入會平均增加0.013059億元；湖北省5A級景區(qū)每增加一個，湖北省旅游收入會平均增加12.33986億元。由此可知，該模型所估計(jì)的X2、X4、X5的系數(shù)為負(fù)，與預(yù)期相反。

4.2 統(tǒng)計(jì)推斷檢驗(yàn)

4.2.1 擬合優(yōu)度

由表2數(shù)據(jù)可以得到R2=0.981363，修正的可決系數(shù)為=0.969502，表明模型對樣本的擬合效果較好。

4.2.2 F檢驗(yàn)

本文針對H0:β1=β2=β3=β4=β5=β6=β7=0，給定顯著性水平a=0.05，在F分布表中查出自由度為k-1=6和n-k=13的臨界值F0.05(6，13)=2.92。由表2可得，F(xiàn)=82.74431＞ F0.05(6，13)=2.92，所以應(yīng)拒絕原假設(shè)，說明回歸方程顯著。

4.2.3 t檢驗(yàn)

本文分別針對H0：βj=0(j=0，1，2，3，4，5，6，7)，若給定顯著性水平a=0.05，查t分布表得自由度為n-k=13的臨界值t0.05/2(n-k)=2.160。由數(shù)據(jù)可得，X2、X3、X4、X5、X6、X7的t統(tǒng)計(jì)量均小于臨界值2.160，都應(yīng)接受原假設(shè)，對被解釋變量的影響不顯著，表明模型存在嚴(yán)重的多重共線性。

4.3 計(jì)量經(jīng)濟(jì)檢驗(yàn)及修正

4.3.1 多重共線性

(1)檢驗(yàn)

由表3數(shù)據(jù)可知，各解釋變量之間的相關(guān)系數(shù)較高，具有很強(qiáng)的相似性，證實(shí)存在一定的多重共線性。為進(jìn)一步驗(yàn)證多重共線性，本文將每個X變量分別作為解釋變量都對其余的X變量進(jìn)行回歸，計(jì)算可決系數(shù)和方差擴(kuò)大因子。每個解釋變量的方差擴(kuò)大因子遠(yuǎn)大于10，表明存在嚴(yán)重的多重共線性問題。

表3 相關(guān)系數(shù)矩陣

(2)修正

下一秒，所有的想念與期待，怦然爆發(fā)。場景里綠色的松樹，彩色的禮品盒通通變成了五彩的背景色。Merry Christmas的歌曲，縈繞回蕩耳邊。抱著一袋子禮物，她跑出來跳上了車。這樣會很唐突吧？但她真的好想去見酒刀先生。

本文針對模型存在的多重共線性問題，采用逐步回歸法進(jìn)行模型修正。首先，對被解釋變量X1、X2、X3、X4、X5、X6、X7做Y的一元回歸分析，得出X1的一元回歸結(jié)果數(shù)據(jù)中可決系數(shù)R2=0.948142最大，且t值具有顯著性，與樣本的擬合度最優(yōu)。

其次，以X1為基礎(chǔ)，逐個引入其余解釋變量，得出X1、X5的二元回歸模型可決系數(shù)R2=0.969037最大，且t值顯著。最后，經(jīng)過第三步回歸后，最終得到修正多重共線性后的回歸模型如下：

4.3.2 異方差性

對修正后的回歸模型進(jìn)行White檢驗(yàn)得到以下結(jié)果：

從表4可以看出，nR2=9.234060，在α=0.05的顯著水平上，nR2=9.234060＜(5)=11.0705，且P值為0.1001，大于0.05。綜上，此模型不存在異方差性。

表4 White檢驗(yàn)結(jié)果

4.3.3 自相關(guān)性

(1)檢驗(yàn)

首先，針對修正后的模型進(jìn)行OLS估計(jì)參數(shù)得出回歸結(jié)果，以殘差項(xiàng)et作為隨機(jī)誤差項(xiàng)的估計(jì)值，描繪出殘差圖。殘差表現(xiàn)出連續(xù)為正和連續(xù)為負(fù)，表明殘差項(xiàng)存在一階自相關(guān)。其次，用BG檢驗(yàn)做自相關(guān)檢驗(yàn)。由表5數(shù)據(jù)可得LM=TR2=19·0.494296=9.391624，其P值為0.0091，χ20.05(2)=5.99147，在給定的顯著性水平上，TR2＞χ20.05(2)，表明模型存在自相關(guān)性，需要進(jìn)行修正。

表5 BG檢驗(yàn)結(jié)果

本文用科克倫-奧克特迭代法對存在自相關(guān)的模型進(jìn)行廣義差分回歸，結(jié)果如表6所示。

表6 科克倫—奧克特迭代法估計(jì)結(jié)果

由表6數(shù)據(jù)中DW=1.871672可以判斷：dL=1.074，du=1.536， du＜DW＜4- du，表明在5%顯著性水平上此模型中已無自相關(guān)。由科克倫-奧克特迭代法得到的模型如下：

因此，綜合上述檢驗(yàn)和回歸結(jié)果得出，國內(nèi)旅游人數(shù)和居民人均可支配收入對湖北省旅游經(jīng)濟(jì)發(fā)展的影響最顯著。由上述多元線性模型可以得出，截距項(xiàng)為-757.1723，國內(nèi)旅游人數(shù)每增加一萬，湖北省旅游經(jīng)濟(jì)收入會增加0.067002億元；居民人均可支配收入每增加一元，湖北省旅游收入將增加0.081368億元。

5 結(jié)語

5.1 結(jié)論

經(jīng)過上述回歸模型分析，結(jié)合當(dāng)前旅游行業(yè)發(fā)展現(xiàn)狀可得出以下結(jié)論：

(1)居民人均可支配收入對湖北省旅游收入的影響頗大，表明隨著經(jīng)濟(jì)的長足發(fā)展，居民人均可支配收入不斷增加，個體的消費(fèi)能力相應(yīng)提高，同時在新時代背景下，人民日益增長的物質(zhì)需求轉(zhuǎn)變?yōu)閷γ篮蒙畹男枰虼烁鼤x擇進(jìn)行旅游消費(fèi)。人均可支配收入的增加提高了對旅游需求的強(qiáng)度和多樣性，人們會在力所能及的情況下選擇更高檔次的旅游產(chǎn)品和服務(wù)，同時愿意嘗試新的目的地和旅行體驗(yàn)，這就是居民可支配收入能夠拉動旅游收入的直接表現(xiàn)。

(2)湖北省國內(nèi)旅游人數(shù)是湖北省旅游收入增長的直接體現(xiàn)和高速推動力。從模型指標(biāo)中可以看出，湖北省國內(nèi)旅游人數(shù)以萬人次逐年遞增，大量游客選擇湖北省作為旅行目的地，直接帶動了省內(nèi)旅游服務(wù)機(jī)構(gòu)、住宿、餐飲、文創(chuàng)等產(chǎn)業(yè)的經(jīng)濟(jì)收益。同時，湖北省旅游收入的增長能反映省內(nèi)旅游景點(diǎn)、旅游體驗(yàn)、歷史文物等基礎(chǔ)條件優(yōu)厚，吸引大量游客前來，為其創(chuàng)造不菲的收益。

5.2 建議

(1)制定經(jīng)濟(jì)發(fā)展政策，促進(jìn)人均可支配收入的增長；

(2)積極推動生態(tài)環(huán)境建設(shè)；

(3)提升旅游產(chǎn)品和服務(wù)的品質(zhì)和多樣性；

(4)加強(qiáng)區(qū)域交流合作，引導(dǎo)全局發(fā)展。