關于我國入境旅游業發展影響因素的實證研究

劉鳳嬌

本文基于國家統計年鑒、中宏數據庫的官方數據，對我國入境旅游業的重要影響指標進行猜想并論證其相關性，構建多元線性回歸模型。最終以此為依據，在合理范圍內為我國旅游業、餐飲業、住宿業乃至第三產業提出發展規劃和建議，并為我本國外匯儲備量的增縮提供參考意見。

入境旅游業 多元線性回歸模型

本文初步猜想，入境游覽的外國游客量和住宿及餐飲業發展水平這兩個指標對本國的入境旅游業影響重大。

模型設定及實現

（1）理論模型構建

抽象如下變量：用“國際旅游外匯收入值”（Y，億美元）表示我國入境旅游業發展情況，作為內生變量；用“接待外國旅游人數”（xl，萬人）表示游覽我國境內的外國游客量，用“住宿和餐飲業增加值”（x2，億元）表示住宿及餐飲業發展水平，分別作為兩個外生變量。在此基礎上構建多元線性回歸模型：

Yi=β0+β1x1+β2X2+ui

（β0、β1、β2為待估參數，ui為隨機擾動項）

（2）模型估計Y= -5. 820441+ 0.119211X1+0.018269X2R2 =0.997657、R2=0.997583、F=5747.754.T=30

模型檢驗及修正

（1）一級檢驗

第一，統計檢驗（1）擬合優度：一級檢驗可知R2和R2均趨近于1，即模型對樣本的擬合很好。（2）F檢驗：針對H0：β1=β2=0 ，給定顯著性水平a=0.05， Fa（2，27）=3.35。已知F=5747.754> 3.35，故應拒絕原假設，即回門方程顯著，模型設定合理。（3）t檢驗：分別針對H0：βi=0（j=l，2） 給定顯著性水平a =0.05，

（28）=2.05。由于β1，β2對應的t統計量分別為23.55494、12.56574，其絕對值均大于

，說明在顯著性水平a =0.05下，分別應當拒絕原假設，即兩個自變量分別對因變量有顯著影響。

（2）二級檢驗

1.異方差檢驗

通過懷特檢驗，驗證是否存在異方差。

首先，明確待檢驗模型對象為：

M檢：Y=β0+β1X1+β2X2+U

查表可知，自由度為5的X2分布5%顯著平對應的臨界值為11.071。

由數據可得，TR2=5. 899268<11.071。本例進行White檢驗時，TR2～X2K其中，樣本容量T=30 R2=0.196642；自由度k=5。

（注：TR2=30×0.196642=5.89926）。

由此證實這一模型并不存在異方差，無需進一步修正。

2.序列相關檢驗

用DW檢驗法完成序列相關檢驗：

針對M檢：

Yi= -880635.5 +13.7533 8X1+ 71.89819 X2+ut，給出假設：

H0：p =0（Ut不存在一階相關性）

H1：p≠0（ut存在一階相關性）

經DW檢驗，得DW=0.875949。對樣本量T=30，包含兩個解釋變量的模型，設定的顯著性水平為5%，查表可得，dL=128，dU=1.57，模型中0< DW< dL，因此拒絕原假設Ho，表明在顯著性水平a=0.05下，該模型存在一階正相關。

由于該模型不存在異方差，且存在序列相關性，故采用廣義差分法修正模型：

查5%顯著水平的DW統計表可知，dL =1.270.dU=1.563，模型中DW=1.806104，du

結論及建議

（1）結論

通過多元回歸分析，發現我國的入境旅游業發展水平在一定程度上受境內的外國游客量以及住宿、餐飲業發展水平的影響，并且二者皆呈現正向作用。從回歸系數看來，入境的外國游客量對我國入境旅游業發展施加的作用略大于住宿及餐飲業發展水平的作用。

（2）建議

首先，我國應不遺余力地刺激入境旅游人次增加、促進旅游消費水平增長。具體來說，國家應將優秀的中華傳統文化和燦爛的中國歷史整合、融人到入境旅游產業鏈之中，并不遺余力地制定國際化營銷策略，將本國的旅游價值充分挖掘和推廣，在世界層面上獲得國際性的廣泛認知和普遍關注。

[1]張曉峒.計量經濟學[M].北京：清華大學出版社，2017.

[2]國際旅游外匯收入值，接待外國旅游人數，住宿和餐飲業增加值[EB/OL].中華人民共和國國家統計局，1985-2014.