六盤水市旅游收入主要影響因素的實(shí)證分析
——基于多元線性回歸模型

□趙明容，劉平清，楊 凱，海 雪，盧 珊，朱泓宇

（六盤水師范學(xué)院經(jīng)濟(jì)與管理學(xué)院，貴州 六盤水 553004）

旅游業(yè)發(fā)展不僅可以帶動(dòng)當(dāng)?shù)亟?jīng)濟(jì)發(fā)展，而且對(duì)建設(shè)生態(tài)型社會(huì)和帶動(dòng)相關(guān)產(chǎn)業(yè)發(fā)展起著非常重要的作用。因此，提高六盤水旅游業(yè)發(fā)展效率有重要的現(xiàn)實(shí)意義。旅游業(yè)發(fā)展受諸多因素影響，研究影響六盤水市旅游業(yè)的相關(guān)因素具有重要意義。

1 文獻(xiàn)綜述

張祥（2012）[1]利用灰色關(guān)聯(lián)模型計(jì)算出各選定指標(biāo)與海南旅游經(jīng)濟(jì)增長(zhǎng)的關(guān)聯(lián)度。

羅光武（2014）[2]運(yùn)用改進(jìn)型的灰色關(guān)聯(lián)分析理論，找出了云南旅游經(jīng)濟(jì)增長(zhǎng)影響因素的影響大小和作用方向。

孫大巖（2016）[3]運(yùn)用向量自回歸（VAR）模型、脈沖響應(yīng)和方差分析等方法研究了旅游經(jīng)濟(jì)發(fā)展與影響因素的數(shù)量關(guān)系，說(shuō)明了國(guó)內(nèi)旅游收入增長(zhǎng)的大部分驅(qū)動(dòng)力是自身。

李瓊（2016）[4]采用主成分分析法對(duì)貴州省國(guó)內(nèi)旅游市場(chǎng)的影響因素進(jìn)行了定量分析，認(rèn)為貴州省國(guó)內(nèi)旅游市場(chǎng)受游客消費(fèi)能力和旅游運(yùn)輸能力的影響顯著。

趙海涵和張曉磊（2018）[5]運(yùn)用主成分回歸方法，從旅游需求和供給角度分析了影響云南旅游收入的主要影響因素。

從上述文獻(xiàn)可以看出，現(xiàn)有文獻(xiàn)大多采用灰色關(guān)聯(lián)模型、主成分分析、向量自回歸（VAR）模型、單因素方差分析等方法研究旅游發(fā)展的影響因素。本研究選用多元線性回歸分析，對(duì)影響六盤水市旅游收入的因素進(jìn)行研究。

2 變量選取與方法

2.1 變量選取與數(shù)據(jù)來(lái)源

2.1.1 變量選取

選取六盤水市旅游總收入作為被解釋變量，選取影響六盤水市旅游業(yè)因素的3 個(gè)特征因素，即六盤水市GDP、常住人口數(shù)、國(guó)內(nèi)旅游人數(shù)作為解釋變量進(jìn)行模型設(shè)定，建立多元線性回歸模型。

2.1.2 數(shù)據(jù)來(lái)源

數(shù)據(jù)樣本選取區(qū)間為2001—2018 年，年度數(shù)據(jù)來(lái)源于貴州宏觀經(jīng)濟(jì)庫(kù)。

2.2 理論依據(jù)

2.2.1 多元線性回歸模型原理

設(shè)被解釋變量Y與k個(gè)解釋變量Xj（j=1，2，…，k）之間存在線性關(guān)系，則多元線性回歸模型如下。

式中：ε～N（0，σ2）為隨機(jī)誤差，βj（j=0，1，2，…，k）和σ2為待估參數(shù)。

將n組樣本觀察值代入模型，得到下式。

參數(shù)β的最小二乘估計(jì)見(jiàn)下式。

2.2.2 多元線性回歸模型檢驗(yàn)

第一，擬合優(yōu)度檢驗(yàn)主要是檢驗(yàn)方程的總體擬合情況，其原理是通過(guò)將總離差平方和分解為回歸平方和加剩余平方和，進(jìn)而用回歸平方和與總離差平方和的比值即可決定系數(shù)的大小，可反映方程的總體擬合情況[6]。

總離差平方和為下式。

回歸平方和為下式。

剩余平方和為下式。

總離差平方和分解式為下式。

可決系數(shù)為下式。

調(diào)整的可決系數(shù)（可決系數(shù)值越接近1，模型的擬合優(yōu)度越高）見(jiàn)下式。

第二，方程總體的顯著性檢驗(yàn)，即檢驗(yàn)?zāi)Ｐ椭斜唤忉屪兞颗c解釋變量之間的線性關(guān)系是否在總體上顯著。

給定顯著性水平α，查表可得臨界值Fα(k，n-k-1)，當(dāng)F＞Fα(k，n-k-1)時(shí)，即可以認(rèn)為模型通過(guò)了檢驗(yàn)。

第三，變量的顯著性檢驗(yàn)即檢驗(yàn)第j個(gè)解釋變量Xj與被解釋變量Y是否有顯著的線性關(guān)系。檢驗(yàn)過(guò)程如下。

檢驗(yàn)統(tǒng)計(jì)量如下式。

式中：Cjj為矩陣C的主對(duì)角線上的第j個(gè)元素。給定顯著性水平α，查表可得臨界值tα/2(n-k-1)，當(dāng)|t|＞tα/2(n-k-1)時(shí)，即可認(rèn)為變量Xj與變量Y線性關(guān)系顯著。

3 模型選擇與數(shù)據(jù)處理

3.1 模型選擇

通過(guò)Eviews 軟件擬合出模型的散點(diǎn)圖，從散點(diǎn)圖中可知，各解釋變量與被解釋變量之間基本呈現(xiàn)一種線性關(guān)系[7]。為了具體分析各要素對(duì)六盤水市旅游業(yè)發(fā)展影響的大小，用Yt代表六盤水市的旅游總收入；X2t代表六盤水市GDP；X3t代表六盤水市常住人口數(shù)；X4t代表國(guó)內(nèi)旅游人數(shù)；μt表示隨機(jī)擾動(dòng)項(xiàng)，探索將模型設(shè)定為線性回歸模型，并采取最小二乘法對(duì)模型的各個(gè)未知參數(shù)進(jìn)行估計(jì)。回歸模型如下。

3.2 數(shù)據(jù)處理

根據(jù)數(shù)據(jù)得出模型的結(jié)果如下。

由模型表達(dá)式可知，當(dāng)六盤水市GDP 和六盤水市常住人口數(shù)增加，將會(huì)導(dǎo)致六盤水市旅游總收入呈現(xiàn)負(fù)增長(zhǎng)，顯然理論分析和經(jīng)驗(yàn)判斷不一致。針對(duì)這一問(wèn)題，考慮將原模型中的Yt、X2t、X3t進(jìn)行對(duì)數(shù)變換，具體變換過(guò)程如下：將原模型Yt=β1+β2X2t+β3X3t+β4X4t+μt變形為log（Yt）=β1+β2log（X2t）+β3log（X3t）+β4X4t+μt。

將生成的Yt、X2t、X3t取自然對(duì)數(shù)后，采用最小二乘法估計(jì)模型參數(shù)，得到模型的結(jié)果如下。

4 實(shí)證分析

4.1 經(jīng)濟(jì)意義檢驗(yàn)

由模型估計(jì)結(jié)果表明，當(dāng)控制其他變量不變時(shí)，六盤水市GDP 每增長(zhǎng)1%，旅游總收入將會(huì)增長(zhǎng)2.050 320%；六盤水市常住人口每增長(zhǎng)1%，旅游總收入將會(huì)增長(zhǎng)8.873 734%；六盤水市國(guó)內(nèi)旅游人數(shù)每增加1%，旅游總收入將會(huì)增長(zhǎng)0.000 150%。符合經(jīng)濟(jì)現(xiàn)實(shí)，說(shuō)明這些因素對(duì)六盤水市旅游總收入分別有不同程度的貢獻(xiàn)。

4.2 統(tǒng)計(jì)檢驗(yàn)

4.2.1 擬合優(yōu)度

由結(jié)果可知，模型的可決系數(shù)R2=0.987 138 和修正的可決系數(shù)R2=0.984 382 都很大，這說(shuō)明模型對(duì)樣本的擬合效果很好。

4.2.2F檢驗(yàn)

針對(duì)H0：β2=β3=β4=0，即所有解釋變量聯(lián)合起來(lái)對(duì)被解釋變量的影響不顯著。給定顯著性水平α=0.10，在F分布表中查出當(dāng)自由度為k-1=3 和n-k=15 所對(duì)應(yīng)的臨界值F0.10（3，15）=2.27，由模型檢驗(yàn)結(jié)果得到F=358.169 0 知，F(xiàn)=358.169 0＞F0.10（3，15）=2.27，應(yīng)拒絕原假設(shè)H0，說(shuō)明回歸方程顯著，即六盤水市GDP、六盤水市常住人口數(shù)、國(guó)內(nèi)旅游人數(shù)等變量聯(lián)合起來(lái)，確實(shí)對(duì)六盤水市旅游總收入有顯著影響。

4.2.3t檢驗(yàn)

分別針對(duì)H0：βj=0（j=1，2，3，4），給定顯著性水平α=0.10，在t分布表中查出自由度為n-k=15 的臨界值t0.10/2（15）=1.340 6。由結(jié)果可得，所對(duì)應(yīng)的t統(tǒng)計(jì)量分別為19.199 87、2.711 209、1.874 472，絕對(duì)值均大于t0.10/2（15）=1.340 6，這說(shuō)明在給定的顯著性水平α=0.10 下，應(yīng)分別拒絕原假設(shè)H0，即保證其他變量不變的情況下，解釋變量六盤水市GDP、六盤水市常住人口數(shù)、國(guó)內(nèi)旅游人數(shù)分別對(duì)被解釋變量六盤水市旅游總收入的影響顯著。

4.3 計(jì)量經(jīng)濟(jì)學(xué)檢驗(yàn)

4.3.1 多重共線性

由多重共線性檢驗(yàn)可知，該對(duì)數(shù)模型中解釋變量的方差擴(kuò)大因子（VIF）的值均小于10，認(rèn)為對(duì)數(shù)模型的解釋變量之間不存在多重共線性。

4.3.2 異方差

提出假設(shè)H0：α2=α3=α3=α4=α5=α6=α7=α8；H1：αj（j=2，3，…，8）不全為零。

結(jié)果顯示，nR2=6.480 334，由White 檢驗(yàn)可知，在顯著性水平α=0.05 下，查χ2分布表，得到臨界值χ2（8）=15.507 3＞nR2=6.480 334，所以應(yīng)該接受原假設(shè)，表明該模型不存在異方差。

4.3.3 自相關(guān)

查5%顯著性水平的DW統(tǒng)計(jì)表，dL=0.897，dU=1.710。由結(jié)果DW=2.094 666 可判斷，dU＜DW＜4-dU，即在5%顯著性水平下此模型不存在自相關(guān)，說(shuō)明回歸方程能充分說(shuō)明被解釋變量的變化規(guī)律。

5 結(jié)論及建議

5.1 研究結(jié)論

通過(guò)建立回歸模型和實(shí)證分析，得出常住人口數(shù)對(duì)旅游總收入的影響最大，當(dāng)控制其他變量時(shí)，每增加1 單位的常住人口數(shù)量，旅游總收入平均增加8.873 734 萬(wàn)元，GDP 的影響次之，國(guó)內(nèi)旅游人數(shù)的影響最小。

5.2 政策建議

5.2.1 增加常住人口數(shù)量

常住人口數(shù)對(duì)旅游總收入的影響最大。因此，通過(guò)增加常住人口的數(shù)量，各種公共服務(wù)的效率會(huì)隨之提高，從而便增加了社會(huì)福利，可以吸引更多的人到六盤水市居住。此外，常住人口數(shù)量增加也會(huì)使勞動(dòng)力增加，進(jìn)而提高就業(yè)率、人均資源利用率，對(duì)旅游業(yè)發(fā)展有促進(jìn)作用。

5.2.2 提高經(jīng)濟(jì)發(fā)展水平

目前，六盤水市GDP 對(duì)旅游業(yè)發(fā)展也有一定影響，應(yīng)大力發(fā)展經(jīng)濟(jì)，夯實(shí)旅游業(yè)發(fā)展的物質(zhì)基礎(chǔ)。重視經(jīng)濟(jì)增長(zhǎng)的基礎(chǔ)性地位，完善旅游業(yè)發(fā)展的相關(guān)配套設(shè)施。

基于經(jīng)濟(jì)增長(zhǎng)與旅游業(yè)發(fā)展的長(zhǎng)期均衡關(guān)系和因果關(guān)系，持續(xù)發(fā)展經(jīng)濟(jì)仍是目前六盤水市的重心工作，經(jīng)濟(jì)發(fā)展，消除貧困，才有更多資源發(fā)展旅游業(yè)，從而更好地完善旅游業(yè)的相關(guān)設(shè)施，讓旅游業(yè)真正成為六盤水市的經(jīng)濟(jì)增長(zhǎng)點(diǎn)。

5.2.3 吸引更多游客

在貴州省建設(shè)“世界知名的山地旅游目的地”大背景下，六盤水以“山地旅游+避暑康養(yǎng)”占位市場(chǎng)。但是，目前六盤水市旅游收入還依靠來(lái)自國(guó)內(nèi)游客作為支撐，國(guó)際影響力較低。六盤水市旅游業(yè)一直是簡(jiǎn)單的市場(chǎng)結(jié)構(gòu)，游客無(wú)法充分了解當(dāng)?shù)氐娘L(fēng)俗習(xí)慣。因此，可以加強(qiáng)旅游產(chǎn)品和旅游地點(diǎn)的文化融合，促進(jìn)游客與當(dāng)?shù)鼐用穸嘟涣鳎ぐl(fā)游客參與當(dāng)?shù)匚幕顒?dòng)的積極性，從而吸引更多游客[8]。