基于多元線性回歸模型的2016年中國各省份旅游外匯收入研究

閆闊

摘 要：通過對2016年中國各省份旅游外匯收入及其影響因素的數(shù)據(jù)分析，得到關于各省份旅游外匯收入的多元線性回歸方程，并用計量經(jīng)濟學的方法，對模型進行檢驗、修正，探究其增長的規(guī)律性。

關鍵詞：旅游外匯收入；多重共線性；異方差性；計量經(jīng)濟學模型

一、研究意義及影響因素

改革開放以來，隨著經(jīng)濟的快速增長，我國國門不斷開放，中外各國之間的經(jīng)濟文化交流逐漸加深。隨著一帶一路政策的推廣，海上絲綢之路的建設進程進一步加深，我國旅游外匯收入不斷增加。據(jù)國家統(tǒng)計局統(tǒng)計，早在2015年我國旅游外匯總收入達65019.86百萬美元，占全年外匯總收入的1.69%。而到了2016年，我國旅游外匯總收入達71650.61百萬美元，占全年外匯總收入的的2.17%，比去年上漲了10.20%。然而，由于各地區(qū)社會經(jīng)濟發(fā)展差異較大、對外開放程度不一、旅游資源分配不平均，全國各省、自治區(qū)、直轄市的旅游外匯收入也具有明顯差異。2016年，旅游外匯收入最低的甘肅省僅為14180000元，最高的浙江省6788470000元，浙江省是甘肅省的478倍！影響中國各省份旅游外匯收入的因素有很多，據(jù)分析，主要的因素可能有：①各省自治區(qū)直轄市境內(nèi)的星級酒店數(shù)量。②入境過夜人數(shù)。③境內(nèi)客運量。④境內(nèi)公共場所的數(shù)量（每百萬人）。⑤境內(nèi)公共交通建設情況（以公交車數(shù)量為例）。為研究影響中國各省份旅游外匯收入差異的主要原因，分析旅游外匯收入增長的數(shù)量規(guī)律，預測將來的旅游外匯收入增長趨勢，需要建立計量經(jīng)濟模型。

二、模型設定

為了全面反映各省份旅游外匯收入的差異，選定各省份旅游外匯收入為被解釋變量，根據(jù)對其影響因素的分析，選定星級酒店數(shù)量為解釋變量X2，入境過夜人數(shù)為解釋變量X3，境內(nèi)客運量為解釋變量X4，境內(nèi)公共場所的數(shù)量為解釋變量X5，公交車數(shù)量為解釋變量X6。以國家統(tǒng)計局已經(jīng)公布的2016年31個省份的數(shù)據(jù)為樣本，數(shù)據(jù)來源《中國統(tǒng)計年鑒2016》在Eviews軟件中，生成序列Y、X2、X3、X4、X5、X6的線性圖（圖1）

可以看出，各省份旅游外匯收入及各影響因素的差異明顯，其變動方向基本相同，相互間，可能具有一定的相關性。因此，將模型設定為多元線性回歸模型：

Y=β1+β2×2+β3×3+β4×4+β5×5+β6×6+u

三、參數(shù)估計

利用Eviews估計模型參數(shù)，運用OLS估計法得到回歸結果（圖2）

根據(jù)圖2數(shù)據(jù)，模型估計的結果為

Y=120.2426+1.572904×2+412.7102×3-0.013585×4-3268505×5+0.078981×6

（839.7506）（1.966384）（53.63539）（0.007577）（2396349）（0.034374）

t=（0.143188）（0.799897）（7.694736）（-1.792925）（-0136395）（2297670）

R^2=0.900509 修正R^2=0.880611 F=45.25573 n=31

四、模型檢驗

（一）經(jīng)濟意義檢驗

模型估計結果說明，在假定其他條件不變的情況下，各省份內(nèi)星級酒店數(shù)量每增加一家，旅游外匯收入增加1.572904百萬美元；入境過夜人數(shù)每增加一百萬人次，旅游外匯收入增加412.7102百萬美元；客運量每增加一萬人次，旅游外匯收入減少0.013585百萬美元；公共廁所數(shù)量每增加一個，旅游外匯收入減少32.68505百萬美元；公交車數(shù)量每增加一輛，旅游外匯收入增加0.078981百萬美元。理論分析與經(jīng)驗判斷基本一致。

（二）統(tǒng)計學檢驗

（1）擬合優(yōu)度：由圖2可知R^2=0.900509，修正R^2=0880611，這說明模型對樣本的擬合程度很好。

（2）F檢驗：針對H0：β2=β3=β4=β5=β6=0。由圖2得到F=45.25573> Fα（5，25）=2.61，應拒絕原假設。說明入境過夜人數(shù)，境內(nèi)客運量，境內(nèi)公共場所的數(shù)量（每百萬人），境內(nèi)公共交通建設情況，聯(lián)合起來對各省份旅游外匯收入有顯著影響。

（3）t檢驗：針對H0：βj=0（j=1，2，3，4，5，6）給定顯著性水平α=0.05，在t分布表中查出自由度為k.1=5，和n.k=25的臨界值tα/2（25）=2.060，由表2可知與β3和β6對應的t的絕對值大于2.060，則境內(nèi)客運量與公交車數(shù)量對旅游外匯收入有顯著影響。

（三）計量經(jīng)濟學檢驗

（1）多重共線性檢驗：由t檢驗中可知X2，X4，X5的系數(shù)不明顯，且X3，X4的符號與預期相反，這表明可能存在嚴重的多重共線性。

修正多重共線性：將各變量進行對數(shù)變換，再對以下模型進行估計

lnY=β1+β2ln×2+β3ln×3+β4ln×4+β5ln×5+β6ln×6+u

利用Eviews軟件，對Y，×2，×3，×4，×5，×6分別取對數(shù)，生成lnY，ln×2，ln×3，ln×4，ln×5，ln×6的數(shù)據(jù)，采用OLS法估計參數(shù)模型，得到回歸結果如（圖3）。

模型估計結果為

Y=223.6580-0.116645×2+0.757792×3-0.256441×4+0276419×5+1.030912×6

（0.365887）（0.260345）（0.097377）（0.219326）（0364168）（0.233392）

t=（2.586433）（-0.44803）（7.782047）（-1.169222）（0759043）（40417077）

R^2=0.867764 修正R^2=0.847420 DW=1.888773

（2）WHITE 檢驗：通過Eviews進行懷特檢驗，結果如圖5。

由圖4中WHITE檢驗可以看出，nR^2=5.370433，查表對比，可知存在異方差。

修正異方差：經(jīng)過估計檢驗發(fā)現(xiàn)，用權數(shù)1/×^2的效果較好，再進行加權最小二乘估計，通過Eviews得到以下估計結果，如圖5。

Y=1325.978+0.198915×2+404.1359×3-0.028862×4-3826182×5+0.152293×6

（544.8885）（1.5999042）（106.2261）（0.008201）（13707880）（0.036277）

t=（2.433484）（0.124397）（3.804489）（-3.519367）（-2776862）（4198114）

R^2=0.817397 修正R^2=0.780877 F=22.38187 DW=2.247920

綜上，雖然這個模型可能還存在其他需要進一步解決的問題，但是，這一估計結果更接近真實情況。

五、對策建議及總結

第一，要堅持改革開放，加快一帶一路建設，進一步促進經(jīng)濟發(fā)展。通過分析以上數(shù)據(jù)可以發(fā)現(xiàn)，處于沿海開放地區(qū)的旅游外匯收入要遠高于內(nèi)陸地區(qū)，例如沿海開放大省浙江省的旅游外匯收入是內(nèi)陸甘肅省的478倍！這得益于浙江省海運交通便利，開放程度較高，對外貿(mào)易頻繁，因此來華旅游人數(shù)較多。

第二，要進一步增強國內(nèi)基礎設施建設。由上述數(shù)據(jù)可知，境內(nèi)公共廁所的數(shù)量和公共汽車的數(shù)量對外匯旅游收入有明顯的影響。因此，完善基礎設施建設，提供覆蓋面更廣的社會服務也是吸引外國游客入境旅游的一大亮點！

第三，加快交通系統(tǒng)建設。由上述數(shù)據(jù)可知，客運量的大小直接影響旅游外匯收入的多少，因此，我們應進一步建設以高速鐵路為代表的現(xiàn)代化交通體系，用具有中國特色的交通方式吸引外來游客，從而提高我國的旅游外匯總收入！

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