國內(nèi)旅游收入的影響因素模型及應(yīng)用

目錄中文摘要 1英文摘要 1一、引言 2二、文獻(xiàn)綜述及研究方法 2三、國內(nèi)旅游發(fā)展的影響因素 3（一）經(jīng)濟(jì)增長和居民收入穩(wěn)步增加 3（二）居民可自由支配時間增加——休假制度的改變 4（三）社會進(jìn)步與居民消費觀念的變化 5四、變量選取和數(shù)據(jù)收集 5（一）變量的確定 5（二）數(shù)據(jù)的來源及處理 7五、模型建立 8（一）模型設(shè)定 8（二）模型評估 8六、模型的修正 9（一）用逐步回歸法修正多重共線性 9(二)用主成分分析處理多重共線性 11（三）模型評價 1七、模型的應(yīng)用——基于該模型分析08年休假政策變動的影響 1八、結(jié)論及意見 1（一）我國社會經(jīng)濟(jì)的快速發(fā)展是國內(nèi)旅游發(fā)展的主要推動力量 1（二）城市和農(nóng)村居民旅游市場差異性明顯，但農(nóng)村市場潛力巨大 1（三）加強(qiáng)對旅游基礎(chǔ)設(shè)施建設(shè)的支持力度 1（四）不可忽視休假政策的影響 1參考文獻(xiàn) 1

國內(nèi)旅游收入的影響因素模型及應(yīng)用摘要：本文以我國居民國內(nèi)旅游消費收入的實際數(shù)據(jù)為依據(jù)，選取了國內(nèi)生產(chǎn)總值GDP、人均旅游支出、交通運輸狀況、假日政策等七個因素。用統(tǒng)計回歸的分析方法，建立回歸模型，對以上影響因素對國內(nèi)旅游發(fā)展的影響程度進(jìn)行定量評估。運用逐步回歸法和主成分分析法消除了模型中的多重共線性，進(jìn)行模型的修正。文章最后對回歸結(jié)果進(jìn)行了分析,結(jié)合國內(nèi)旅游發(fā)展的實際情況得出，我國經(jīng)濟(jì)快速發(fā)展是國內(nèi)旅游迅速發(fā)展的最主要推動力量，并認(rèn)為08年休假制度的調(diào)整對于旅游收入存在正向作用。文章期望為中國旅游管理部門和旅游企業(yè)的決策提供依據(jù)。關(guān)鍵詞：旅游收入，休假制度，多元線性回歸，主成分分析Abstract:Basedontherealdomestictourismincome,sevenfactorssuchasGDP,touristexpenditurepercapita,transportconditions,theholidaypolicyoffactors,areselectedinthispapertoestablisharegressionmodel.Itmakesalinearregressionandanalyzestheinfluenceofthesefactorsondomestictourismincomewiththestatisticalmethods,thentakesthemethodsofstepwiseregressionandprincipalcomponentanalysisonthemodeltoeliminatetheMulti-collinear.FinallyIanalysistheresultsoftheregressionaccordingtotheactualsituationandgetthefactthatthefastdevelopmentofsocietyisthemostimportantfactortotheincreaseofdomestictourismincome.Besidesthis,thetextconcludesthatthepolicechangedin2008hasgreateffecttotheincomeandIhopetogivehelptotheChinesetourismauthoritiesandtourismenterprisesindecision-making.KeyWords:domestictourismincome,vacationsystem,multiplelinearregressionprincipalcomponentanalysis，holidaypolice.一、引言20世紀(jì)30年代以來，隨著經(jīng)濟(jì)的增長和居民收入水平的提高，全球旅游業(yè)急劇擴(kuò)張。目前，已經(jīng)逐步發(fā)展成為世界上發(fā)展前景廣闊、產(chǎn)業(yè)規(guī)模龐大的新興產(chǎn)業(yè)之一，旅游業(yè)對全球經(jīng)濟(jì)發(fā)展的貢獻(xiàn)不可忽視。而我國旅游業(yè)的發(fā)展，最初是由外需拉動的。長期重視入境旅游，而輕視國內(nèi)旅游。但到20世紀(jì)末,國內(nèi)旅游迅速發(fā)展，國內(nèi)旅游收入大大超過入境旅游收入，國內(nèi)旅游開始日漸受到重視。作為國民經(jīng)濟(jì)新的增長點，旅游業(yè)在整個社會經(jīng)濟(jì)發(fā)展中的作用日益顯現(xiàn)。為了進(jìn)一步發(fā)揮國內(nèi)旅游對國民經(jīng)濟(jì)的積極作用,政府不斷努力促進(jìn)其發(fā)展，1999年實施的黃金周制度就是一個嘗試。2008年的休假制度改革則是基于假日旅游的一些弊端所做出的新的嘗試。旅游業(yè)是高度敏感型產(chǎn)業(yè)，要受到包括政治、經(jīng)濟(jì)、文化等各方面因素的影響。通過調(diào)整上述因素，可以為發(fā)展旅游業(yè)提供更好的環(huán)境，從而更好地促進(jìn)我國旅游業(yè)持續(xù)健康發(fā)展。因此，有必要對影響國內(nèi)旅游業(yè)收入增長的因素進(jìn)行實證研究。本文依據(jù)文獻(xiàn)資料，選取一定的指標(biāo)，定量分析各因素對于旅游收入的影響。運用94至07年的數(shù)據(jù)建模，特別的，在此基礎(chǔ)上預(yù)測2008年、2009年旅游收入。分析08年休假制度改革對旅游收入的影響，為政策的制定提供依據(jù)。二、文獻(xiàn)綜述及研究方法通過整理現(xiàn)有的相關(guān)研究文獻(xiàn)可知，對于國內(nèi)旅游收入的影響因素，學(xué)者們認(rèn)為主要有三個方面:(1)居民收入水平。徐春堂認(rèn)為，居民收入達(dá)到一定購買水平是實現(xiàn)外出旅游的主要前提之一，也是實現(xiàn)旅游活動的重要物質(zhì)基礎(chǔ)。此外，劉德謙、張立生和鄭媛媛等也強(qiáng)調(diào)了收入水平是重要因素，而且將其重要性置于首位[2-4]。(2)公共假日制度。劉德謙指出，我國居民可自由支配時間的增多有三次十分鮮明的轉(zhuǎn)折點。（分別是1978年我國確立國家工作重心的轉(zhuǎn)移、1995年我國職工開始享受每周二日休息制、1999年全國年節(jié)及紀(jì)念日放假實行新法以及2007年的假日制度再次變革，年公休日達(dá)115天。）每一次的轉(zhuǎn)折都帶動一次旅游大發(fā)展[2]。(3)交通狀況。翁鋼民和彭程甸都以定量研究的方法證明了國內(nèi)旅游需求最主要的影響因素之一是交通設(shè)施狀況[6,7]。在研究方法上，大部分的研究人員都是采用最小二乘估計的方法，對于所選的解釋變量做線性回歸。文獻(xiàn)中，通過采用定量、定性的分析方法，得出研究的各解釋變量與國內(nèi)旅游收入顯著相關(guān)，但在定量檢驗過程中卻沒有考慮到時間序列的非平穩(wěn)性。雖然相關(guān)系數(shù)很高，但我們無法排除存在偽回歸的可能。同時，應(yīng)該考慮消除選取的解釋變量之間存在多重共線性。國內(nèi)旅游發(fā)展的影響因素是多方面的。下文將在理論分析的基礎(chǔ)上，選取適當(dāng)?shù)挠绊懸蛩?。然后從定量分析的角度出發(fā)，收集現(xiàn)有的統(tǒng)計數(shù)據(jù)，運用多元回歸的方法，建立回歸方程模型來評估這些因素對國內(nèi)旅游收入的影響程度。其中涉及到收支方面的數(shù)據(jù)都采用了實際量(目前，國內(nèi)許多文獻(xiàn)采用的是名義量)來進(jìn)行衡量，并考慮了時間序列的非平穩(wěn)性。最后，根據(jù)所建立的模型，結(jié)合國內(nèi)旅游最近幾年的實際發(fā)展情況，對影響因素進(jìn)行評價分析。三、國內(nèi)旅游發(fā)展的影響因素旅游業(yè)是一個關(guān)聯(lián)性、依賴性均較強(qiáng)的行業(yè)。由于社會經(jīng)濟(jì)狀況和經(jīng)濟(jì)關(guān)系等多種因素不同程度的影響，使得某一國家在一定時期內(nèi)的旅游收入出現(xiàn)不同程度的高低變化。可以說，旅游收入是多種因素的函數(shù)。（一）經(jīng)濟(jì)增長和居民收入穩(wěn)步增加眾所周知，在改革開放的20余年中，居民收入不斷增長。城鎮(zhèn)居民收入增加則主要體現(xiàn)在工資的增加。根據(jù)中國統(tǒng)計資料數(shù)據(jù)表明，從1994年到2008年的15年間，城鎮(zhèn)居民家庭人均可支配收入已經(jīng)從3496.2元，提高到15780.8元；農(nóng)村的則從1233.5元人民幣，提高到5737元。同時，人均國內(nèi)生產(chǎn)總值從4044元，提高到22698元。依據(jù)馬斯洛人類需求五層次理論，當(dāng)居民收入的穩(wěn)步增加時，居民在滿足了基本消費需求后，有能力支付更高層次的消費需求；當(dāng)人們的基本生活滿足后，才會有外出旅游休假的消費欲望和消費能力。人們希望，通過旅游的方式，舒緩工作壓力，提高生活情趣。收入越高，人們外出旅游的可能性越大，旅游花費越大。旅游人群包括了城鎮(zhèn)和農(nóng)村居民兩類，目前看來，城鎮(zhèn)居民是主要消費群體。這是因為，農(nóng)村居民收入遠(yuǎn)低于城鎮(zhèn)居民，他們的實際消費量受到較大的限制。（二）居民可自由支配時間增加——休假制度的改變外出旅游，除了有剩余的金錢，還要有足夠的時間。從1994年至2008年，休假制度一共發(fā)生三次調(diào)整。自1995年5月起我國開始在全國職工中實行一周五日工作制，每周休息周六周日二天。可自由支配時間的增多，使得國內(nèi)刮起了“周末旅游”熱。1999年9月，國家出臺了新的全國年節(jié)及紀(jì)念日放假辦法。根據(jù)休假制度，形成了“春節(jié)”、“五一”、“十一”三大旅游“黃金周”。由于放假時間的調(diào)整，職工可以自由支配時間，做出各種活動安排。假日的集中，使得旅游者的中長距離外出旅游有了時間的保證。人們有機(jī)會去更遠(yuǎn)、更多的旅游景點，逗留更久，當(dāng)然也就意味著支出更多的費用。正是因為“黃金周”這樣的一個機(jī)遇，使得旅游出行呈現(xiàn)出了整體的活躍性?！包S金周”制度——代表著居民可自由支配時間的增加，在我國的國內(nèi)旅游發(fā)展方面起著十分良好的作用。2007年，我國假日制度再次發(fā)生變革。國務(wù)院通過的《全國年節(jié)及紀(jì)念日放假辦法》，宣告了持續(xù)8年的三大黃金周長假制度的結(jié)束。也就是將“五一”黃金周由七天轉(zhuǎn)變?yōu)槿?，同時增加清明，端午等其他小假期?！按箝L假”變“小長假”，假期總時間增加，全年公休日達(dá)115天，同時實行帶薪休假制度。這次休假制度的變革，取消了五一長假，在一定程度上可能會將減少長途出行的人數(shù)和支出。增加的假日是放在清明、端午、中秋這種傳統(tǒng)佳節(jié)，人們大都選擇和家人團(tuán)聚而放棄外出。但休假總時間是增加的，可支配時間增多，人們可以選擇短途旅游，同樣可能會對旅游收入的增加有積極的正向作用。所以具體的政策性影響通過定性分析不得而知。下文，將通過模型的建立和預(yù)測，定量分析，以期為政策的制定提供意見和建議。（三）社會進(jìn)步與居民消費觀念的變化從總體上來說，國內(nèi)旅游的發(fā)展是和社會經(jīng)濟(jì)的發(fā)展息息相關(guān)。社會生產(chǎn)力水平的提高，強(qiáng)勁的經(jīng)濟(jì)增長使得國內(nèi)旅游市場逐步走向繁榮。國家宏觀經(jīng)濟(jì)的持續(xù)增長，不僅會改善人們的生活，提高人民的收入，增加其可支配收入；同時也帶來了整個社會經(jīng)濟(jì)生活環(huán)境的改善，使得交通運輸、郵電通訊、餐飲等服務(wù)業(yè)得以快速發(fā)展。而交通條件的改善、基礎(chǔ)設(shè)備的完善、服務(wù)水平的提升、旅游項目的開發(fā)都對人們的出游具有新的吸引力。社會經(jīng)濟(jì)的進(jìn)步，良好的社會環(huán)境在一定程度上激發(fā)了人們外出旅游和消費的興趣。當(dāng)然，居民是否選擇旅游消費，還要取決于本人的消費意識，取決于旅游消費支出的系數(shù)。旅游消費能否被更多的中國居民接受,還在于社會消費潮流和消費意識的變化。四、變量選取和數(shù)據(jù)收集（一）變量的確定1．指標(biāo)的選取結(jié)合文獻(xiàn)綜述和上述分析，筆者以此形成本文研究假設(shè)：國內(nèi)旅游收入主要影響因素有收入水平、休假政策、交通狀況三方面。在下文中，將篩選出能衡量這三方面影響因素的變量。2．變量選取要分析收入水平、休假政策、交通狀況各因素對國內(nèi)旅游收入的動態(tài)影響關(guān)系，首先需要確定解釋變量。變量的選取既要考慮其代表性和可度量性,同時又要考慮數(shù)據(jù)的可獲得性。具體變量選取如下:(1)國內(nèi)旅游收入的變量選擇各年的國內(nèi)旅游收入。(2)國民收入水平的變量選取國內(nèi)生產(chǎn)總值。這一指標(biāo)的衡量，可以選取居民的工資、人均可支配收入等其它收入性變量。本文采用國內(nèi)生產(chǎn)總值GDP這個綜合性指標(biāo)。這是因為GDP是衡量社會生產(chǎn)力發(fā)展水平的指標(biāo)，它既能衡量外界提供的旅游消費所需環(huán)境的完善程度，又能衡量居民的旅游需求量，具有綜合評價的特質(zhì)。(3)旅游消費傾向的變量選取旅游人均花費。為了進(jìn)一步分析城鎮(zhèn)、農(nóng)村居民的旅游消費情況對于旅游收入的影響，特別增加城鎮(zhèn)居民旅游花費、農(nóng)村居民旅游花費二個解釋變量。(4)交通設(shè)施的變量選取公路線路里程和鐵路線路里程。有關(guān)交通方面的指標(biāo)很多,包括公路里程、鐵路里程、航空里程、水運歷程、港口數(shù)量、機(jī)場數(shù)量等等。但是鑒于這些指標(biāo)之間會存在相關(guān)性而導(dǎo)致的多重共線，故未將所有指標(biāo)都選入模型。選取鐵路線路里數(shù)是考慮，目前鐵路仍作為客運的最主要運輸工具；而選取公路線路里程為解釋變量，一方面是由于汽車是除鐵路外的第二大運輸方式，另一方面則是源于現(xiàn)代社會自駕游旅行的日益興起。(5)公共假日制度的變量則采用0-1虛擬變量來表示。目前看來，所能收集到的數(shù)據(jù)截至到2008年全部數(shù)據(jù)，09年的部分?jǐn)?shù)據(jù)。因本文所選用的建模數(shù)據(jù)是1994年至2007旅游數(shù)據(jù)，08年、09年的數(shù)據(jù)是進(jìn)行預(yù)測、對比和評價所需的。而在94年至07年間，假日制度的改變經(jīng)歷了兩次，分別是95年的雙休制和99年的長假制。為了簡化模型，本文將忽略95年“雙休制”的影響，僅考慮99年的長假制，設(shè)置一個虛擬變量。綜上所述，變量選取如下:國內(nèi)旅游收入——Y 國內(nèi)生產(chǎn)總值——GDP；旅游人均花費——； 城鎮(zhèn)居民旅游花費——；農(nóng)村居民旅游花費——；公路線路里程——；鐵路線路里程——；=01999年之前=11999年之后=01999年之前=11999年之后虛擬變量——（二）數(shù)據(jù)的來源及處理依據(jù)上述選定的解釋變量，從《中國統(tǒng)計年鑒》和國家統(tǒng)計局網(wǎng)站上獲取1994年至2007年相關(guān)數(shù)據(jù)。為避免通貨膨脹因素的影響，從而真實的反映各經(jīng)濟(jì)變量之間的相關(guān)關(guān)系，本文對數(shù)據(jù)進(jìn)行了如下處理（以GDP為例）。首先，根據(jù)貨架統(tǒng)計局的數(shù)據(jù)，整理出我國從1994年到2009年的消費物價指數(shù)，原始數(shù)據(jù)都是以上一年為基期。然后利用公式（1）其中，為時間t的價格水平指數(shù)，并且以94年為100，即94年作為基期，為時間t的商品價格零售指數(shù)。計算相應(yīng)的消費價格指數(shù)。最后，用名義GDP除以調(diào)整后的當(dāng)期CPI指數(shù)。同樣地，對于旅游收入Y、人均旅游花費、城鎮(zhèn)居民旅游花費、農(nóng)村居民旅游花費,都進(jìn)行類似處理，得到了他們的實際值。為了消除數(shù)據(jù)中可能存在的異方差，我們對平減過的國民生產(chǎn)總值GDP，國內(nèi)旅游收入兩個主要變量取自然對數(shù)，得到了LnGDP，LnY。所需數(shù)據(jù)見表1，表2。表1各變量的原始數(shù)據(jù)年份收入(億元)GDP（億元）人均花費（元）城市（元）農(nóng)村（元）公路里數(shù)（萬千米）鐵路里數(shù)（萬千米）制度19941023.548197.86195.3414.6754.88111.785.9019951375.760793.73218.7464.0261.47115.76.2389019961638.471176.59256.2534.170.45118.586.49019972112.778973.03328.1599.8145.68122.646.6019982391.284402.28345.0607197127.856.64019992831.989677.05394.0614.8249.5135.176.74120003175.599214.55426.6678.6226.6140.276.87120013522.4109655.17499.5708.3212.7169.87.0058120023878.4120332.69441.8739.7209.1176.527.19120033442.3135822.76395.7684.9200180.987.3120044710.7159878.34427.5731.8210.2187.077.44120055285.9183217.4436.1737.1227.6334.527.54376120066229.7211923.5446.9766.4221.9345.77.7084120077770.6257305.6482.6906.9222.5358.377.796591表2消費價格指數(shù)年份94年95年96年97年98年99年00年01年CPI124.1117.1108.3102.899.298.6100.4100.7處理后100117.1126.82130.371129.52127.51128.03128.92年份02年03年04年05年06年07年08年09年CPI99.2101.2103.9101.8101.5104.8105.9102.72處理后127.89129.43134.48136.89138.94145.62154.22158.41注：所有數(shù)據(jù)均來自中國國家統(tǒng)計局，統(tǒng)計年鑒。五、模型建立本文采用經(jīng)濟(jì)計量模型對國內(nèi)旅游收入情況進(jìn)行分析和預(yù)測。經(jīng)濟(jì)計量法是一種將經(jīng)濟(jì)理論、數(shù)學(xué)公式和概率統(tǒng)計推斷結(jié)合起來的經(jīng)濟(jì)測度方法。它用來考察實際經(jīng)濟(jì)活動的數(shù)學(xué)規(guī)律，預(yù)測未來及政策的規(guī)劃。模型設(shè)定依據(jù)參考文獻(xiàn)所采用的方法，均為線性回歸模型。在此，我們也采用該方法。以LnY為自變量，相應(yīng)的LnGDP、、、、、、為自變量。用最小二乘法進(jìn)行回歸，分析各解釋變量的影響。利用Eviews軟件,用OLS法估計得到模型（2）(0.0417)(1.0932)(0.5342)(1.1722)(2.237)(1.0300)(1.0213)(-0.2689)=0.99448，0.9884，DW=2.873407，F(xiàn)=154.6393模型評估從上面EVIEWS的結(jié)果中可以看到，模型的擬合度很高，所以可以選擇這個模型進(jìn)行模型修正。當(dāng)然，有可能會存在更好的其他形式的擬合模型，在此不做考慮。本文在模型的選擇方面有待改進(jìn)。該線性模型，雖然擬合度較大，接近于1，說明國內(nèi)旅游收入與上述變量間總體線性關(guān)系顯著。但幾個變量中只有極少的因變量的P值可以通過顯著性檢驗，其它的都不能通過。這表明變量之間可能存在多重共線性，或其他不足。這就需要對該估計方程進(jìn)行修正。六、模型的修正由上述分析可知，該模型可能存在多重共線，需要修正。一般來說，消除多重共線性的常用方法有逐步回歸法、差分法、嶺回歸法等，本文選擇逐步回歸和主成分分析兩種方法。（一）用逐步回歸法修正多重共線性1.數(shù)據(jù)分析從實際GDP(單位：億元人民幣)與旅游收入Y（單位：億元人民幣）的關(guān)系圖中，我們可以很直觀的看到隨著GDP的增長，旅游收入呈現(xiàn)不斷的上升趨勢。（見圖一）圖一并且，利用EVIEWS統(tǒng)計軟件檢驗變量GDP與旅游收入Y，LnY與LnGDP的相關(guān)關(guān)系，見表3及表4表3GDP與Y相關(guān)關(guān)系分析表4LnY與LnGDP的相關(guān)關(guān)系分析YGDPY1.000000O.984225GDP0.9842251.000000LnYLnGDPLnY1.00000.973878LnGDP0.9738781.00000從表中可以得到LnY與LnGDP的相關(guān)系數(shù)為0.984225，初步判斷可能存在較強(qiáng)的相關(guān)性。2.模型建立基于上述分析，以LnY與LnGDP的模型為基本模型，再逐個引入、、、、、。建立多個模型加以比較。最終以y=f(lnGDP,)為最優(yōu)，確定模型為：（3）==0.988，=0.95893，DW=1.87247，F(xiàn)=455.2507。這說明，在其他因素不變的情況下，當(dāng)國內(nèi)生產(chǎn)總值的對數(shù)LnGDP增加1億元和居民人均旅游支出增長1元時，國內(nèi)旅游收入的對數(shù)LnY將分別增長0.949億元和0.002億元。可見，剩余的解釋變量，存在較強(qiáng)的相關(guān)性。在模型中引入相關(guān)性較強(qiáng)的解釋變量，會影響參數(shù)的估計值和t檢驗值，這正是由于多重共線性而產(chǎn)生。對于最后確定的模型，由于考慮到一般的時間序列都會受到某種趨勢的干擾，而存在虛假的回歸現(xiàn)象。這時，即使相關(guān)系數(shù)或可決系數(shù)很高，也可能實際上不存在任何的經(jīng)濟(jì)關(guān)系，回歸方程也就失去了意義。模型的估計結(jié)果可能并不可靠，過高的擬合優(yōu)度可能提供的是虛假信息。因此有必要進(jìn)一步分析。所以下面先對時間序列LnY，LnGDP進(jìn)行平穩(wěn)性檢驗。3.單位根檢驗(Unitroottext）檢驗結(jié)果如下表(表5)，其中滯后階數(shù)依據(jù)AIC最小法則進(jìn)行確定的。表5變量的單位根檢驗變量（c,t,k）ADF檢驗P值檢驗結(jié)果LnY(c,t,2)-2.2509490.4275不平穩(wěn)LnY(c,t,2)-4.3844120.0240平穩(wěn)LnGDP(c,t,3)1.3062430.9997不平穩(wěn)LnGDP(c,t,3)-7.7586640.0012平穩(wěn)人均花費X2(c,0,2)-1.5275770.4887不平穩(wěn)X2(0,0,2)-2.4863130.0180平穩(wěn)注：△表示一階差分；檢驗形式（C，T，K）中的C，T，K分別表示單位根檢驗方程中包括的常數(shù)項、時間趨勢和滯后階數(shù)。經(jīng)檢驗，△實際是純隨機(jī)序列，即白噪聲序列。從上表可知LnY、LnGDP和人均花費均是非平穩(wěn)變量，不能直接進(jìn)行線性回歸，但他們的線性組合有可能是平穩(wěn)的。由于LnY與LnGDP、都是1階單整的，因此，有可能是協(xié)整的。因此接下來需要對這三個序列進(jìn)行協(xié)整檢驗。4.協(xié)整檢驗(CointegrationTest）檢驗殘差的單整性，其結(jié)果如下表：變量（c,t,k）ADF檢驗P值A(chǔ)DF檢驗（0，0，2）-3.1855720.0046平穩(wěn)表6協(xié)整檢驗由檢驗的結(jié)果可以看出，殘差序列是平穩(wěn)序列，所以LnY、LnGDP和QUOTELnMdP，lnGDPP，lnre*之間存在協(xié)整關(guān)系，它們之間具有長期均衡關(guān)系，說明之前建立的回歸模型（圖二模型的擬合圖(二)用主成分分析處理多重共線性模型因子分析方法是指用較少個數(shù)的公共因子的線性函數(shù)與特定因子之和來表達(dá)原解釋變量的分量，以達(dá)到降低維數(shù)并能合理地解釋原解釋變量。本文中，利用因子分析法中的主成分分析法消除經(jīng)濟(jì)因素變量的多重共線性問題，使得經(jīng)濟(jì)因素的解釋變量在降低維度的同時消除多重共線性。在利用SPSS做因子分析時，選擇使方差最大的正交旋轉(zhuǎn)法和主成分分析法。1.各個相關(guān)解釋變量之間的相關(guān)關(guān)系由各變量間的相關(guān)系數(shù)矩陣，可以得出模型中存在多重共線性。這和文章之前的檢驗結(jié)果是一致的。表7相關(guān)系數(shù)矩陣LnGDP人均城市農(nóng)村公路鐵路LnGDP1.0000.7080.8940.6290.9150.982人均0.7081.0000.8930.8950.4950.756城市0.8940.8931.0000.7630.7200.901農(nóng)村0.6290.8950.7631.0000.4150.688公路0.9150.4950.7200.4151.0000.855鐵路0.9820.7560.9010.6880.8551.0002.主成分回歸λ1、λ2、λ3所對應(yīng)的主成分的累計概率已達(dá)到97.896%。表8旋轉(zhuǎn)后的主成分矩陣LnGDP人均城市農(nóng)村公路鐵路10.8740.3160.5990.2680.9670.81520.3920.8240.5850.9600.1600.47330.2660.4420.5320.0630.0850.274所以：=0.874LnGDP+0.316+0.599+0.268+0.967+0.815（4）=0.392LnGDP+0.824+0.585+0.960+0.160+0.473（5）=0.266LnGDP+0.442+0.532+0.063+0.085+0.274（6）將SPSS軟件中自動生成的主成分、、的樣本得分值轉(zhuǎn)入Eviews軟件，加入政策性因素，重新建立回歸模型。由Eviews分析得，系數(shù)不顯著，即99年的黃金周政策性因素對于旅游收入影響不大，刪去。再建立Y、、、的模型，得優(yōu)化模型：（26.8082）（5.3108）（2.0899）（7）其中，=0.9522,0.9436，DW=1.62?？梢钥闯?、的t檢驗值都很顯著，模型擬合優(yōu)度達(dá)到95.22%.。（3）最終模型的建立最后將(4)(5)(6)式代入主成分回歸方程（7），得（8）將擬合預(yù)測值與實際值比較后得知，模型有很高的擬合優(yōu)度，并且模型中各變量系數(shù)符號的經(jīng)濟(jì)意義合理。各項影響因素的增長，對旅游收入均存在正向作用。同時，政策性因素不顯著。該模型說明，在其他因素不變的情況下，當(dāng)國內(nèi)生產(chǎn)總值的對數(shù)增加1億元、人均旅游消費增加1元、城鎮(zhèn)居民人均旅游支出增長1元、農(nóng)村居民人均旅游支出增長1元、公路里程增加1萬km和鐵路里程分別增加1萬km時，國內(nèi)旅游收入的對數(shù)將分別增長0.00304、0.00191、0.00246、0.00193、0.00304和0.00296億元。由方程可知，GDP的增長和公路里數(shù)的增加對于國內(nèi)旅游收入的影響，相比較于其它影響因素最為顯著。（三）模型評價通過以上兩種消除多重共線性的方法的實證比較，可以發(fā)現(xiàn)在研究國內(nèi)旅游收入的影響因素時，主成分分析法能在避免了序列相關(guān)的同時，能夠較好消除多重共線。比較模型的擬合值與真實值，可以發(fā)現(xiàn)99年和03年的殘差值較大。這是由于99年第一次實行長假制度，旅游行業(yè)出現(xiàn)噴井式增長；而03年的SARS則限制了人們的出游，減少了旅游收入。在模型的改進(jìn)中，可以將這些奇異點進(jìn)行處理，以期得到更好的預(yù)測模型。但是由于模型本身是動態(tài)的，國內(nèi)旅游興起的時間又不長，國內(nèi)旅游收入發(fā)展趨勢并沒有形成固定模式。所以在不同時間周期內(nèi)，旅游收入的主要影響因素不一定是相同的，因此該模型只能有效地預(yù)測近幾年的情況。如果預(yù)測更長時期的數(shù)據(jù)，應(yīng)該選取預(yù)測年份相近幾年的數(shù)據(jù)重新建模。七、模型的應(yīng)用——基于該模型分析08年休假政策變動的影響2007年，我國假日制度的變革引發(fā)了社會各界對于假日經(jīng)濟(jì)的討論。部分學(xué)者認(rèn)為“五一”和“十一”長假的設(shè)立，促進(jìn)了旅游和其相關(guān)產(chǎn)業(yè)的發(fā)展，拉動了經(jīng)濟(jì)的增長；部分學(xué)者則認(rèn)為這是消費在時間上的轉(zhuǎn)移，并不能增加消費總量。“大長假”變“小長假”的政策調(diào)整，對于旅游收入的影響，究竟是正向的刺激還是反向的消減？是否需要將“小長假”再次調(diào)回“大長假”？基于上文所建立的第一個模型的擬合度和可信度都較高，而GDP與旅游政策變動相關(guān)性很低。與此同時，人均旅游花費是一個白噪聲，對于旅游收入影響不大。故我們可以利用該模型預(yù)測，在原有的“大長假”制度下08年的旅游收入。08年的名義GDP為314045.0億元，人均旅游消費為511.0元。數(shù)據(jù)處理后代入方程（3），計算得08年的名義國內(nèi)旅游收入預(yù)測值為9186.004億元。然而，依據(jù)中國統(tǒng)計年鑒2008年可查得，08年國內(nèi)旅游收入名義值為8749.3億元。對比可知，08年的實際收入相比較預(yù)測值減少了400多億元。這種減少，一方面，可能是因為08年休假制度的改變，引起了人們出游行為的改變。另一方面，可能是08年的金融危機(jī)，影響了人們的收入，進(jìn)而影響外出旅游支出。同時也需要考慮流感疫情的爆發(fā)。2008年的突發(fā)事件較多、影響力較大，該結(jié)果不具有充分的說服力。因此需要對09年旅游收入的進(jìn)行預(yù)測。以同樣的方法，測算2009年的旅游收入。09年的名義GDP為335353億元。因人均旅游消費是隨機(jī)變量，且變化不大，故文章假定09年的該項數(shù)據(jù)和08年相同。代入方程（3），得名義旅游收入的預(yù)測值為9789.8億元。而09年實際國內(nèi)旅游收入名義值為12600億元。對比可知，09年的實際收入相較在原有“大長假”制度下的預(yù)測值增加了近300億元。至此，可以得出，08年的休假制度改革在一定程度上刺激了旅游業(yè)發(fā)展，增加了國內(nèi)旅游收入，具有積極的正面效應(yīng)。八、結(jié)論及意見根據(jù)以上兩個模型的建立、分析及預(yù)測，結(jié)合國內(nèi)游的實際情況可以得到一些結(jié)論。（一）我國社會經(jīng)濟(jì)的快速發(fā)展是國內(nèi)旅游發(fā)展的主要推動力量我國經(jīng)濟(jì)的快速發(fā)展使居民逐步走向富裕，產(chǎn)生了旅游的強(qiáng)烈愿望。兩個模型的系數(shù)都表明GDP的增長對于旅游收入有顯著的促進(jìn)作用。應(yīng)加快社會經(jīng)濟(jì)發(fā)展，促進(jìn)旅游收入增長。社會經(jīng)濟(jì)的快速發(fā)展，會使得居民在過上小康生活的前提下，有富余的資金用于旅游消費。同時，也帶動了其他各行業(yè)的發(fā)展，改善旅游消費所需的外界環(huán)境。交通運輸、郵電通訊、餐飲等服務(wù)業(yè)的發(fā)展，基礎(chǔ)設(shè)施的改善，都提高了居民的旅游消費傾向,使人們更多的參與旅游活動，刺激國內(nèi)旅游消費。（二）城市和農(nóng)村居民旅游市場差異性明顯，但農(nóng)村市場潛力巨大國內(nèi)旅游業(yè)在發(fā)展過程中，城市旅游市場和農(nóng)村旅游市場的差異性明顯。城鎮(zhèn)居民仍然是旅游花費的主力軍，且對旅游收入影響較大。農(nóng)村居民對我國旅游收入的貢獻(xiàn)還是相對較少。同時，城鎮(zhèn)居民人均旅游花費對于旅游收入的影響高于農(nóng)村。由收集的數(shù)據(jù)可知，城市居民人均旅游消費水平和增長速度明顯高于農(nóng)村居民。近年來農(nóng)民出游呈現(xiàn)裹足不前的現(xiàn)象，其主要原因是受農(nóng)村經(jīng)濟(jì)的制約。另外還受到農(nóng)村居民消費觀念和農(nóng)村服務(wù)供給條件水平低等因素的制約。隨著農(nóng)村居民收入開始恢復(fù)性的增長，農(nóng)民生活的改善、消費水平的提高，農(nóng)村旅游市場具有巨大的開拓潛力。（三）加強(qiáng)對旅游基礎(chǔ)設(shè)施建設(shè)的支持力度在公路里數(shù)和鐵路里數(shù)兩個代表交通運輸網(wǎng)絡(luò)的變量中，公路里程對國內(nèi)旅游收入的影響系數(shù)最大，這意味著要發(fā)展國內(nèi)旅游應(yīng)注重發(fā)展國內(nèi)的交通運輸業(yè)尤其是要增加公路里程。雖然鐵路運輸量相對較大，但成本較高，修建條件較為苛刻。公路運輸則在整個交通運輸中的作用最為關(guān)鍵，對其他運輸方式和其他旅游基礎(chǔ)設(shè)施具有帶動作用。許多景區(qū)地處老少邊窮地區(qū)，交通、通訊等基礎(chǔ)設(shè)施的缺乏限制了這些地區(qū)的旅游業(yè)和整個經(jīng)濟(jì)的發(fā)展。加快建設(shè)交通不發(fā)達(dá)地區(qū)的公路對于拉動該地區(qū)的經(jīng)濟(jì)發(fā)展和旅游收入有著巨大作用。同時，日益興起的自駕游也對于公路建設(shè)提出了更高的要求。（四）不可忽視休假政策的影響由方程（3）和方程（8）可以看出，99年的長假制度對旅游收入并沒有顯著的作用，進(jìn)而在模型建立的過程中被刪除。公共假日政策并不像大部分學(xué)者所認(rèn)為那樣具有影響力。所以，99年的假期制度只是順應(yīng)了國內(nèi)居民已經(jīng)具備的外出旅游的經(jīng)濟(jì)條件，和外出旅游的強(qiáng)烈需求這一發(fā)展趨勢。但是,不能因為其對國內(nèi)旅游促進(jìn)作用不大就忽視它。而08年休假制度的改革則在一定程度上刺激了國內(nèi)旅游，增加了旅游收入。從這點上看，“小長假”無需再次調(diào)回“大長假”。我們不能否認(rèn)前三次改革以及2007年實行的休假制度改革對于旅游行業(yè)發(fā)展的積極作用。“小長假”休假制度應(yīng)該得到重視并繼續(xù)積極推動帶薪休假的全面實施。參考文獻(xiàn)[1]徐春堂.中國國內(nèi)旅游的發(fā)展現(xiàn)狀與前景預(yù)測[J].山東師范大學(xué)學(xué)報(自然科學(xué)版),2003(6).[2]劉德謙.我國國內(nèi)旅游的需求現(xiàn)狀與前景[J].社會科學(xué)家,2002(1):11-22.[3]張立生.我國國內(nèi)旅游市場規(guī)模分析與預(yù)測[J].地域研究與開發(fā),2004(1):59-61.[4]鄭媛媛.國內(nèi)旅游影響因素分析與模型評估[J].成都電子機(jī)械高等專科學(xué)校學(xué)報,2005(5):63-68[5]高鐵梅.計量經(jīng)濟(jì)分析方法與建?！狤views應(yīng)用及實例[M]北京:清華大學(xué)出版社,2006,249-258.[6]翁鋼民,徐曉娜,尚雪梅.我國城市居民國內(nèi)旅游需求影響因素分析[J].城市問題,2007(4):31-35.[7]彭程甸,成鳳明.交通設(shè)施、收入水平、假日政策與國內(nèi)旅游收入增長——基于VAR模型的研究[J].中南林業(yè)科技大學(xué)學(xué)報2009(5):78-82.[8]李仕柯,許建國.對國內(nèi)旅游收入影響因素的實證分析[J].江西農(nóng)業(yè),2009(6):172-174.[9]汪莉.我國旅游外匯收入與實際經(jīng)濟(jì)增長關(guān)系的實證研究[J].消費導(dǎo)刊,2009:50-54[10]郭麗君.基于計量經(jīng)濟(jì)學(xué)模型的國內(nèi)旅游收入研究[J].產(chǎn)業(yè)經(jīng)濟(jì),2007(10):16-17.[11]關(guān)勇,麻永建,朱城.我國國內(nèi)旅游需求影響因素分析及預(yù)測[J].河南科學(xué),2007(6):513-516.[12]陳俊金,陳月娜.基于多元線性回歸模型的旅游消費實證分析[J].中國集體經(jīng)濟(jì),2009(8):149-150.[13]王占祥.我國國內(nèi)旅游收入的影響因素分析[J].商場現(xiàn)代化,2008(12):239.[14]賀振.旅游收入影響因素研究——以河南為例[J].經(jīng)濟(jì)問題,2009(8):121-122.[15]張瑋.影響我國旅游收入因素的實證分析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