1、多重共線式嘛估計(jì)和消除一，研究對(duì)象影響中國(guó)旅游市場(chǎng)發(fā)展的主要因素。二、模型設(shè)定及其估計(jì)經(jīng)分析，影響國(guó)內(nèi)旅游市場(chǎng)收入的主要因素，除了國(guó)內(nèi)旅游人數(shù)和旅游支出以外，還可能與相關(guān)基 礎(chǔ)設(shè)施有關(guān)。為此，考慮的影響因素主要有國(guó)內(nèi)旅游人數(shù)乂2,城鎮(zhèn)居民人均旅游支出X3，農(nóng)村居民人 均旅游支出X 4，并以公路里程X5和鐵路里程X6作為相關(guān)基礎(chǔ)設(shè)施的代表。為此設(shè)定了如下對(duì)數(shù)形式 的計(jì)量經(jīng)濟(jì)模型：匕二。+P X2t +P X3t +P X4t +P X5t +P X6t + ut 122t 33t 44t 55t 66t t其中：Yt 第t年全國(guó)旅游收入X 2 國(guó)內(nèi)旅游人數(shù)（萬(wàn)人）X 3 城鎮(zhèn)居民人均旅游支出（元

2、）X 4 農(nóng)村居民人均旅游支出（元）X 5 公路里程（萬(wàn)公里）X 6 鐵路里程（萬(wàn)公里）為估計(jì)模型參數(shù)，收集旅游事業(yè)發(fā)展最快的19942003年的統(tǒng)計(jì)數(shù)據(jù)，如表4.2所示：表4.21994年一2003年中國(guó)旅游收入及相關(guān)數(shù)據(jù)年份國(guó)內(nèi)旅游收入丫（億元）國(guó)內(nèi)旅游人數(shù)X2（萬(wàn)人次）城鎮(zhèn)居民人均旅游支出X3（元）農(nóng)村居民人均旅游支出X4（元）公路里程X5（萬(wàn)公里）鐵路里程X6（萬(wàn)公里）19941023.552400414.754.9111.785.9019951375.762900464.061.5115.705.9719961638.463900534.170.5118.586.4919972112

3、.764400599.8145.7122.646.6019982391.269450607.0197.0127.856.6419992831.971900614.8249.5135.176.7420003175.574400678.6226.6140.276.8720013522.478400708.3212.7169.807.0120023878.487800739.7209.1176.527.1920033442.387000684.9200.0180.987.30數(shù)據(jù)來(lái)源：中國(guó)統(tǒng)計(jì)年鑒2004利用Eviews軟件，輸入Y、X2、X3、X4、X5、X6等數(shù)據(jù)，采用這些數(shù)據(jù)對(duì)模型進(jìn)行OLS回

4、歸，結(jié)果 如表4.3：表4.3Dependent Variable: Y Method: Least Squares Date: 07/18/05 Time: 18:16Sample: 1994 2003Included obser/ations: 10Variable Coefficient Std. Error t-Staiistic Prab.CX2X3X4X5XE-274.37731316.690-0.2083840.84510.0130680.0126921.0311720.360754381931.3803953.9395910.01703.2717730.9442153.4650

5、730.025712.986244.1779293.1062960.0359-563.1077321.2630-17526850.1545R-squared0.99540GMean dependeni var2539.200Adjusied R-sqjared0.989GG4S.D. dependent var9B5.0327S.E. of regression100.1433Akaike info criterior12.33479Sum squared resid40114.74Echwarz criterion12.51634Log likelihood-66.67396F-statis

6、tic173.3525Durbin-Watson stat2.311565Prob(F-st atistic)0.000092由此可見(jiàn)，該模型R2 = -9954， R2 = -9897可決系數(shù)很高，F(xiàn)檢驗(yàn)值173.3525，明顯顯著。但是當(dāng)口 = 5時(shí) 婦2（n - k）禮.25（1 - 6） = 2.776,不僅x 2、X&系數(shù)的t檢驗(yàn)不顯著，而且X6系數(shù)的符號(hào)與預(yù)期的 相反，這表明很可能存在嚴(yán)重的多重共線性。計(jì)算各解釋變量的相關(guān)系數(shù)，選擇X2、X3、X4、X5、X6數(shù)據(jù)，點(diǎn)”view/correlations”得相關(guān)系 數(shù)矩陣（如表4.4）：表4.4Y2X3X21.000000 .18B

7、51 .751060O.D47077.41G81X30.91 B8511 .0000000.8G51450.B591U1.G3313X4.7G10C0 .0C51451 .OOOOOO0.GC404C0.010137XG.47077 ,0531 010.CC404C1.000000.770G海0.941601 .9G3313 .G10137O.u977001.000000由相關(guān)矩陣可以系數(shù) 看出:各解釋變量相互之間的相關(guān)系數(shù)較高，證實(shí)確實(shí)存在嚴(yán)重多重共線性。三、消除多重共線性采用逐步回歸的辦法，去檢驗(yàn)和解決多重共線性問(wèn)題。分別作Y對(duì)X2、X3、X4、X5、X6的一元回歸， 結(jié)果如表4.5所示：

8、表4.5變量X2X3X4X5X6參數(shù)估計(jì)值,8429.052311.667334.33242014.146t統(tǒng)計(jì)量8.665913.15985.19676.46758.7487R 2,9370.95580.77150.83940.9054word格式-可編輯-感謝下載支持按R 2的大小排序?yàn)椋篨3、X6、X2、X5、X4。以X3為基礎(chǔ)，順次加入其他變量逐步回歸。首先加入乂6回歸結(jié)果為：人=4109.639 + 7.850632X + 285.1784Xt36t=(2.9086)(0.46214) R 2 =0-957152當(dāng)取a = 0.05時(shí)， k) = t0.025 (10 3) = 2,

9、365，X6參數(shù)的t檢驗(yàn)不顯著，予以剔除，加入X2回 歸得人= 3326.393 + 6.194241X + 0.029761Xt32t=(4.2839)(2.1512) R 2 =0-973418X2參數(shù)的t檢驗(yàn)不顯著，予以剔除，加入X5回歸得人= 3059.972 + 6.736535X + 10.90789Xt35t=(6.6446)(2.6584) R 2 = 0.978028X3、X5參數(shù)的t檢驗(yàn)顯著，保留X5，再加入X4回歸得人= 2441.161 + 4.215884X + 13.62909X + 3.221965Xt354t=(3.944983)(4.692961) (3.06767) R 2 =0-991445艮2 = 0-987186 F=231.7935 DW=1.952587當(dāng)取a = 0.05 時(shí)，a2( n - k)= 10.025 (10 - 4) = 2447,X3、X4、X5 系數(shù)的 t 檢驗(yàn)都顯著，這是