胡雪琳 陳依楠 趙峰

摘 要：由于改革開放的深入，國民經(jīng)濟(jì)的持續(xù)穩(wěn)定增長以及人民生活的改善、觀念的變化，中國旅游業(yè)的發(fā)展呈現(xiàn)出了一種前所未有的繁榮狀態(tài)。中國旅游業(yè)分為國內(nèi)旅游和入境旅游兩大市場。為了研究影響中國旅游市場發(fā)展的主要因素，我們將會展開定量分析，建立模型。

關(guān)鍵詞：旅游產(chǎn)業(yè)；多重共線性；異方差；自相關(guān)；計量分析

一、引言

旅游業(yè)，國際上稱為旅游產(chǎn)業(yè)，是憑借旅游資源和設(shè)施，專門或者主要從事招徠、接待游客、為其提供交通、游覽、住宿、餐飲、購物、文娛等六個環(huán)節(jié)的綜合性行業(yè)。旅游業(yè)是一種經(jīng)濟(jì)活動，旅游會輻射帶動一系列產(chǎn)業(yè)的發(fā)展，它所產(chǎn)生的商業(yè)機(jī)會是很龐大的。當(dāng)今社會，旅游業(yè)作為第三產(chǎn)業(yè)之中較為核心的產(chǎn)業(yè)，在調(diào)整社會經(jīng)濟(jì)結(jié)構(gòu)，推動市場發(fā)展完善上具有相當(dāng)大的作用。旅游業(yè)的發(fā)展對增加就業(yè)，穩(wěn)定社會具有積極作用。而旅游收入是反映和衡量一個國家或地區(qū)旅游業(yè)發(fā)展水平的重要指標(biāo)。在旅游業(yè)迅速興起繁榮的今天，人們在其中找尋國民經(jīng)濟(jì)新的增長點。

二、變量因素的選取和分析

（1）被解釋變量的選取。旅游收入（城鎮(zhèn)居民旅游花費和農(nóng)村居民旅游花費的總和0作為直接反應(yīng)一個國家和地區(qū)旅游經(jīng)濟(jì)運行狀況和效果，以及旅游市場發(fā)展好壞的直接因素，被選取為本文模型的被解釋變量。（2）主要影響因素和解釋變量的選取。①國內(nèi)旅游人數(shù)。②國內(nèi)人均消費。③旅行社是旅游活動的組織者，與旅游飯店、旅游交通并稱為旅游業(yè)三大支柱。另外，旅行社能將游客旅游活動所需要的各項條件因素有機(jī)結(jié)合在一起，產(chǎn)生新的旅游產(chǎn)品，規(guī)劃全新的旅游路線，比如說周末短期游，商務(wù)游等新型旅游產(chǎn)品。再通過推銷宣傳的手段，將這些產(chǎn)品推銷給游客。因此，這將大大的加強(qiáng)各個旅游部門之間的協(xié)調(diào)合作，為游客減少許多中間麻煩，也合理的保護(hù)了游客的切身利益。因此，旅游社的發(fā)展對于推動國內(nèi)旅游市場的發(fā)展具有重要的意義，這兩者之間也會存在某一種具體聯(lián)系，值得我們探討。

三、實證分析

1.數(shù)據(jù)分析。根據(jù)以上的分析，建立以下模型 Y=β1+β2X2t+β3X3t+β4X4t+Ut，式中，Yt為第t年全國國內(nèi)旅游收入（億元）；X2為國內(nèi)旅游人數(shù)（百萬人次）；X3為國內(nèi)旅游人均花費（元）；X4為旅行社個數(shù)（個）。各解釋變量前的回歸系數(shù)預(yù)期都大于0。為建立模型，進(jìn)行回歸分析和參數(shù)估計。我們收集了1995—2014年的統(tǒng)計數(shù)據(jù)，

2.參數(shù)估計。利用EViews6.0軟件，生成Y、X2、X3、X4等數(shù)據(jù)，采用最小二乘法（OLS）方法估計模型參數(shù)，得到的回歸結(jié)果。模型的估計結(jié)果是：=-6599.011+9.536178X2-15.42575X3-0.422765X4

可以發(fā)現(xiàn)，該模型的可決系數(shù)和修正過后的可決系數(shù)都非常高，說明這個模型的擬合優(yōu)度很好，明顯顯著。但是當(dāng)α=0.05的時候，（20-4）=2.131，X4為負(fù)不符合經(jīng)濟(jì)意義。所以我們可以對這個模型得出結(jié)論，可能存在多重共線性。3.3 模型修正。

多重共線性的檢驗。計算各個解釋變量的相關(guān)系數(shù)，選擇X2、X3、X4數(shù)據(jù)得到相關(guān)系數(shù)矩陣。由相關(guān)系數(shù)矩陣可以看出，各解釋變量相互之間的相關(guān)系數(shù)較高（大于0.8），證實確實存在一定的多重共線性。

所以最后的方程是：Y=-6445.918+ 7.838456X2+7.256803X3異方差的檢驗和消除。在實際的經(jīng)濟(jì)問題中經(jīng)常會出現(xiàn)異方差這種現(xiàn)象，異方差的存在會影響模型的估計和運用。因此建立模型時，必須要注意異方差的檢驗，否則，可能在實際中會失去意義。對于異方差的修正我們選擇采用加權(quán)最小二乘法（WLS）的方法，我們分別選用了多重權(quán)數(shù)可能性進(jìn)行檢驗，選擇權(quán)數(shù)為1/x2^3，建立模型。可以看出，nR?<（5）=11.0705，異方差已被消除自相關(guān)的檢驗和修正。檢驗自相關(guān)存在與否對于模型具有重要意義。當(dāng)存在自相關(guān)時，如果依然用滿足古典假定的OLS法去估計參數(shù)及其方差，會低估真實的σ?，更會低估參數(shù)估計值的方差。因此，我們將對模型是否存在自相關(guān)進(jìn)行檢驗。采用DW檢驗在顯著性水平α=0.05下，查DW表，當(dāng)n=20，k=2時，得上臨界值du=1.537，下臨界值dl=1.100，DW= 0.364128因為DW

四、模型檢驗

1. 經(jīng)濟(jì)意義檢驗。模型估計結(jié)果表明，在假定其他變量不變的情況下，當(dāng)國內(nèi)旅游游客人次每增加1百萬人次，旅游景區(qū)收入增加8.487201元；在假定其他變量不變的情況下，當(dāng)旅游人均花費每增加1元時，旅游景區(qū)收入增加11.43327萬元。這與理論分析判斷相一致。

2.統(tǒng)計檢驗。①擬合優(yōu)度：由表中數(shù)據(jù)可得：R?=0.9983238，修正的可決系數(shù)為， =0.997696，這說明模型對樣本的擬合很好。②F檢驗：針對H0：β1=β2=0，給定顯著性水平α=0.05，在F分布表中查出臨界。由表中得到F=1840.986，由于后者大于前者，應(yīng)拒絕原假設(shè)，說明回歸方程顯著，因此我們可以得出結(jié)論：國內(nèi)旅游人次（X2）和旅游人均花費（X3）對國內(nèi)旅游收入（Y）有顯著影響。 ③t檢驗：分別對H0：βj=0（j=1，2），給定顯著性水平α=0.05，查t分布表得自由度為18臨界值 （18）=2.101。由表中數(shù)據(jù)可得兩個解釋變量對應(yīng)的t統(tǒng)計量分別為2.261619、2.478524，其絕對值均大于 （18）=2.101，這說明應(yīng)該分別拒絕H0：βj =0（j=1，2）。因此我們可以得出結(jié)論：當(dāng)在其他解釋變量不變的情況下國內(nèi)旅游人次（X2）和旅游人均花費（X3）對國內(nèi)旅游收入（Y）有顯著影響。

五、經(jīng)濟(jì)意義分析與模型分析

由上述模型分析，國內(nèi)旅游人次對國內(nèi)旅游收入具有顯著影響，因此旅游人次是影響旅游收入重要因素之一。因此，加大對旅游產(chǎn)業(yè)的扶持，開發(fā)新的旅游資源，加大宣傳推銷力度，吸引更多的旅游人次是促進(jìn)我國旅游產(chǎn)業(yè)發(fā)展的重要途徑。其次，可以發(fā)現(xiàn)旅游人均消費對于我國旅游產(chǎn)業(yè)的發(fā)展也有著不可小覷的重要作用，如何通過增長人均消費來達(dá)到收入增長的目的顯得至關(guān)重要?，F(xiàn)階段，旅游產(chǎn)業(yè)作為第三產(chǎn)業(yè)仍然不是我國最主要的產(chǎn)業(yè)，在各方面的設(shè)施建設(shè)仍然需要不斷的完善，相關(guān)產(chǎn)業(yè)鏈需要形成完善。這些都會影響到旅客出行意愿，從而影響到旅游消費和收入。吸引旅客消費帶動人均花費增長也必將帶動旅游產(chǎn)業(yè)快速持續(xù)健康發(fā)展。

六、結(jié)語

本文將研究我國旅游市場發(fā)展影響因素作為研究課題是有意義的。本文采用宏觀經(jīng)濟(jì)學(xué)、統(tǒng)計學(xué)等相關(guān)理論及計量經(jīng)濟(jì)學(xué)相關(guān)研究工具對影響我國旅游市場經(jīng)濟(jì)發(fā)展的主要因素展開了研究，通過模型建立和實證分析得出主要結(jié)論：從全國范圍來看，國內(nèi)旅游人次的增加對國內(nèi)旅游收入的提高起到了積極的影響作用，旅游人均花費的增加對旅游收入的增加有直接正相關(guān)的作用。并且從理論意義上分析得出旅行社個數(shù)對本模型影響不顯著。

參考文獻(xiàn)：

[1]影響現(xiàn)代旅游業(yè)發(fā)展的因素分析，王傲， 《旅游縱覽（下半月）》， 2014.

[2]影響我國旅游業(yè)因素的實證分析，趙雙玲，《商情》，2012.