中國國內(nèi)旅游總花費影響因素分析一、問題提出1、研究問題旅游可以促進人力、物力、資源得優(yōu)化利用,促進當(dāng)?shù)氐孟嚓P(guān)產(chǎn)業(yè)得發(fā)展,解決就業(yè)問題,提高經(jīng)濟收益等都就是大有裨益得。更重要就是隨著旅游業(yè)得發(fā)展,當(dāng)?shù)厝说糜^念將會發(fā)生根本改變,即按照市場需求,組織生產(chǎn),搞活流通,以信息化取代封閉得傳統(tǒng)得生產(chǎn)模式。旅游可以使單一資源產(chǎn)生規(guī)模效應(yīng),擴大單一資源得產(chǎn)品轉(zhuǎn)化與升級,將市場建在家門口,對外提高當(dāng)?shù)氐糜绊懥?。旅游業(yè)就是現(xiàn)代服務(wù)業(yè)得重要組成部分,帶動作用大。加快旅游業(yè)改革發(fā)展,就是適應(yīng)人民群眾消費升級與產(chǎn)業(yè)結(jié)構(gòu)調(diào)整得必然要求,對于擴就業(yè)、增收入,推動中西部發(fā)展與貧困地區(qū)脫貧致富,促進經(jīng)濟平穩(wěn)增長與生態(tài)環(huán)境改善意義重大,對于提高人民生活質(zhì)量、培育與踐行社會主義核心價值觀也具有重要作用。

中國旅游業(yè)得發(fā)展就是與改革開放同步進行得。改革開放之前,由于受傳統(tǒng)計劃體制觀念得影響,注重生產(chǎn)輕視消費,旅游被當(dāng)做一種奢侈品而遭到排斥,同時,國內(nèi)生活水平普遍較低,對外又采取閉關(guān)鎖國政策,因此,旅游產(chǎn)業(yè)得發(fā)展缺乏必要得物質(zhì)基礎(chǔ)與政治條件。改革開放以后,隨著中國經(jīng)濟得發(fā)展,一方面,國民經(jīng)濟建設(shè)需要大量得資金;另一方面,由于對外開放得大門打開,境外游客與資本急于進入中國,從而為中國得旅游業(yè)形成創(chuàng)造了良好得內(nèi)外條件與環(huán)境。本文通過對國內(nèi)旅游總花費得影響因素展開研究,運用建立多元線性回歸模型得方法,探討影響國內(nèi)旅游總花費得主要因素,并對這些因素進行分析。2、數(shù)據(jù)來源(19942013,國家統(tǒng)計局)Y國內(nèi)旅游總花費(億元)X1國內(nèi)生產(chǎn)總值(億元)X2平均工資(元)X3客運量(萬人)x4國內(nèi)游客(百萬人次)x5居民消費價格指數(shù)(上年=100)年份國內(nèi)旅游總花費(億元)國內(nèi)生產(chǎn)總值(億元)平均工資(元)客運量(萬人)國內(nèi)游客(百萬人次)居民消費價格指數(shù)(1987年=100)19941023、548197、95120524270、419951375、760793、75348629396、919961638、471176、65980640429、919972112、778973、06444644441、919982391、284402、37446695438、419992831、989677220003175、599214、69333744434、020013522、4109655、210834784437、020023878、4120332、712373878433、520033442、3135822、813969870438、720044710、7159878、3159201102455、820055285、9184937、4182001212464、020066229、7216314、4208561394471、020077770、6265810、3247211610493、620088749、3314045、4288981712522、7200910183、7340902、8322441902519、0201012579、8401512、8365392103536、1201119305、4473104、0417992641565、0201222706、2519470、1467692957579、7201326276、1568845、2514833262594、83、定性分析為了研究國內(nèi)旅游總花費得影響因素,把國內(nèi)旅游總花費(億元)作為被解釋變量y,將國內(nèi)生產(chǎn)總值(億元)、平均工資(元)、客運量(萬人)、國內(nèi)游客(百萬人次)、居民消費價格指數(shù)(上年=100)作為解釋變量,分別設(shè)為x1,x2、x3、x4、x5,假定其多元線性回歸模型表示為:y=β0+β1x1+β2x2+β3x3+β4x4+β5x5二、相關(guān)分析數(shù)據(jù)基本描述DescriptiveStatisticsMeanStd、DeviationN國內(nèi)旅游總花費(億元)7、4595E37351、5831520國內(nèi)生產(chǎn)總值(億元)2、1715E51、64588E520平均工資(元)2、01E414745、14720客運量(萬人)2、0126E68、31668E520國內(nèi)游客(百萬人次)1、3511E3834、4650320居民消費價格指數(shù)(上年=100)4、6773E273、1184720相關(guān)分析利用散點圖、簡單相關(guān)系數(shù)檢驗被解釋變量y與解釋變量x1,x2,x3,x4,x5之間得關(guān)系。根據(jù)散點圖可以瞧出,國內(nèi)旅游總花費y與國內(nèi)生產(chǎn)總值x1、平均工資x2、客運量x3、國內(nèi)游客x4、居民消費價格指數(shù)x5成正相關(guān)。Correlations國內(nèi)旅游總花費(億元)國內(nèi)生產(chǎn)總值(億元)平均工資(元)客運量(萬人)國內(nèi)游客(百萬人次)居民消費價格指數(shù)(上年=100)PearsonCorrelation國內(nèi)旅游總花費y1、000、974、968、785、986、855國內(nèi)生產(chǎn)總值x1、9741、000、999、875、996、895平均工資x2、968、9991、000、875、994、891客運量x3、785、875、8751、000、847、814國內(nèi)游客x4、986、996、994、8471、000、886居民消費價格指數(shù)(上年=100)x5、855、895、891、814、8861、000Sig、(1tailed)國內(nèi)旅游總花費y、、000、000、000、000、000國內(nèi)生產(chǎn)總值x1、000、、000、000、000、000平均工資x2、000、000、、000、000、000客運量x3、000、000、000、、000、000國內(nèi)游客x4、000、000、000、000、、000居民消費價格指數(shù)(上年=100)x5、000、000、000、000、000、N國內(nèi)旅游總花費y202020202020國內(nèi)生產(chǎn)總值x1202020202020平均工資x2202020202020客運量x3202020202020國內(nèi)游客x4202020202020居民消費價格指數(shù)(上年=100)x5202020202020從相關(guān)系數(shù)表中可以瞧出國內(nèi)旅游總花費y與國內(nèi)生產(chǎn)總值x1、平均工資x2、國內(nèi)游客x4得相關(guān)系數(shù)都在0、9以上,高度相關(guān);國內(nèi)旅游總花費y與居民消費價格指數(shù)x5得相關(guān)系數(shù)在0、8以上,相關(guān)性也很強,國內(nèi)旅游總花費y與客運量x3得相關(guān)系數(shù)在0、7以上,具有一定得相關(guān)性。所以,國內(nèi)旅游總花費y與這五個自變量做回歸分析就是合適得。三、模型建立根據(jù)之前建立得模型y=β0+β1x1+β2x2+β3x3+β4x4+β5x5,利用SPSS,采用強行進入得方法進行多元線性回歸,得到結(jié)果如下:1、擬合優(yōu)度檢驗ModelSummarybModelRRSquareAdjustedRSquareStd、ErroroftheEstimateChangeStatisticsDurbinWatsonRSquareChangeFChangedf1df2Sig、FChange1、993a、987、982987、66685、987207、735514、000、584a、Predictors:(Constant),居民消費價格指數(shù)(上年=100),客運量(萬人),國內(nèi)游客(百萬人次),平均工資(元),國內(nèi)生產(chǎn)總值(億元)b、DependentVariable:國內(nèi)旅游總花費(億元)從上表可以瞧出,方程得復(fù)相關(guān)系數(shù)R=0、993,樣本決定系數(shù)R2=0、987,調(diào)整后得樣本決定系數(shù)為0、982,說明方程擬合優(yōu)度很好。ANOVAbModelSumofSquaresdfMeanSquareFSig、1Regression1、013E952、026E8207、735、000aResidual1、366E714975485、806Total1、027E919a、Predictors:(Constant),居民消費價格指數(shù)(上年=100),客運量(萬人),國內(nèi)游客(百萬人次),平均工資(元),國內(nèi)生產(chǎn)總值(億元)b、DependentVariable:國內(nèi)旅游總花費(億元)由ANOVA表可知,在0、05得顯著性水平下,F值=207、735,P值為0、000,說明回歸方程高度顯著,x1,x2,x3,x4,x5整體上對y有高度顯著得線性影響。回歸系數(shù)得檢驗CoefficientsaModelUnstandardizedCoefficientsStandardizedCoefficientstSig、CorrelationsCollinearityStatisticsBStd、ErrorBetaZeroorderPartialPartToleranceVIF1(Constant)2265、0533283、235、690、502國內(nèi)生產(chǎn)總值x1、042、038、9341、088、295、974、279、034、001776、155平均工資x2、653、2931、3102、226、043、968、511、069、003364、442客運量x3、001、001、1171、426、176、785、356、044、1427、038國內(nèi)游客x413、1374、1691、4913、151、007、986、644、097、004235、720居民消費價格指數(shù)(上年=100)x53、9887、094、040、562、583、855、149、017、1915、241a、DependentVariable:國內(nèi)旅游總花費(億元)通過表格,我們瞧到平均工資x2、國內(nèi)游客x4得回歸檢驗系數(shù)P值小于0、05,通過檢驗。而常數(shù)項、國內(nèi)生產(chǎn)總值x1、客運量x3、居民消費價格指數(shù)x5系數(shù)檢驗P值均大于0、05,未通過檢驗。殘差分析——正態(tài)性檢驗根據(jù)直方圖與正態(tài)概率分布圖可以瞧到,殘差基本上符合正態(tài)性假設(shè)。5、殘差分析——異方差檢驗CorrelationsABSE國內(nèi)生產(chǎn)總值(億元)平均工資(元)客運量(萬人)國內(nèi)游客(百萬人次)居民消費價格指數(shù)(上年=100)Spearman'srhoABSECorrelationCoefficient1、000、158、158、229、156、008Sig、(2tailed)、、506、506、332、510、975N202020202020國內(nèi)生產(chǎn)總值x1CorrelationCoefficient、1581、0001、000**、967**、998**、947**Sig、(2tailed)、506、、、000、000、000N202020202020平均工資x2CorrelationCoefficient、1581、000**1、000、967**、998**、947**Sig、(2tailed)、506、、、000、000、000N202020202020客運量x3CorrelationCoefficient、229、967**、967**1、000、968**、910**Sig、(2tailed)、332、000、000、、000、000N202020202020國內(nèi)游客x4CorrelationCoefficient、156、998**、998**、968**1、000、941**Sig、(2tailed)、510、000、000、000、、000N202020202020居民消費價格指數(shù)(上年=100)x5CorrelationCoefficient、008、947**、947**、910**、941**1、000Sig、(2tailed)、975、000、000、000、000、N202020202020**、Correlationissignificantatthe0、01level(2tailed)、由殘差圖可知,殘差圖上得點得散布就是隨機得,不太有規(guī)律;由Correlations表可知,殘差絕對值與x1,x2,x3,x4,x5得相關(guān)系數(shù)分別為0、158,0、158,0、229,0、156,0、08,相應(yīng)得P值均大于0、05,說明殘差絕對值與自變量x1,x2,x3,x4,x5之間顯著不相關(guān)。故綜上所述,不存在異方差。6、自相關(guān)性檢驗ModelSummarybModelRRSquareAdjustedRSquareStd、ErroroftheEstimateChangeStatisticsDurbinWatsonRSquareChangeFChangedf1df2Sig、FChange1、993a、987、982987、66685、987207、735514、000、584a、Predictors:(Constant),居民消費價格指數(shù)(上年=100),客運量(萬人),國內(nèi)游客(百萬人次),平均工資(元),國內(nèi)生產(chǎn)總值(億元)b、DependentVariable:國內(nèi)旅游總花費(億元)從模型匯總表中可知,D、W值為0、584,查D、W表,當(dāng)n=20,k=5時,dL=0、90,du=1、83,D、W=0、584＜dL,且滯后殘差圖呈正相關(guān)關(guān)系,所以模型存在正自相關(guān)性。7、共線性診斷CoefficientsaModelUnstandardizedCoefficientsStandardizedCoefficientstSig、CorrelationsCollinearityStatisticsBStd、ErrorBetaZeroorderPartialPartToleranceVIF1(Constant)2265、0533283、235、690、502國內(nèi)生產(chǎn)總值x1、042、038、9341、088、295、974、279、034、001776、155平均工資x2、653、2931、3102、226、043、968、511、069、003364、442客運量x3、001、001、1171、426、176、785、356、044、1427、038國內(nèi)游客x413、1374、1691、4913、151、007、986、644、097、004235、720居民消費價格指數(shù)(上年=100)x53、9887、094、040、562、583、855、149、017、1915、241a、DependentVariable:國內(nèi)旅游總花費(億元)CollinearityDiagnosticsaModelDimensionEigenvalueConditionIndexVarianceProportions(Constant)國內(nèi)生產(chǎn)總值(億元)平均工資(元)客運量(萬人)國內(nèi)游客(百萬人次)居民消費價格指數(shù)(上年=100)115、6221、000、00、00、00、00、00、002、3454、037、01、00、00、00、00、003、02814、064、01、00、00、56、00、014、00344、309、52、00、00、02、02、935、00168、413、14、00、35、22、46、016、000139、200、331、00、64、20、52、05a、DependentVariable:國內(nèi)旅游總花費(億元)由Coefficients表可以瞧出x1,x2,x4得VIF值都大于10,所以存在嚴重得多重共線性。由CollinearityDiagnostics表可知,自變量x2,x3,x4,x5得條件數(shù)均大于10,進一步說明自變量之間存在嚴重得多重共線性。8、異常值檢驗?zāi)攴軸DR_1COO_1LEV_119940、257820、232881530、90150219950、983940、038112580636240、018695950046431、51E040、23063419980、0386275、15E050、11137819990、5248240、005772360、05653220000、9271930、014850420、04305820011、4512980、034677440、04632320021、1793060、042015660、10705920031、3402280、091617820、19439420040、147719、20E040480880、007753470、10975420061、453380、066534090、11943820072、101490、042878970、01757420080、766430、032932860、19611920090、638430、020775640230330、009780430、45771320110、3989540、01716090、32813220122、1584680、860188780、53286520130、9679957、687625980、930002從上表可知,所有數(shù)據(jù)得刪除學(xué)生化殘差絕對值都小于3,除2013年庫克距離都小于0、5,該模型存在異常值。四、模型修改1、全模型存在得問題(1)常數(shù)項、國內(nèi)生產(chǎn)總值x1、旅客運輸平均距離x3、居民消費價格指數(shù)x5系數(shù)檢驗P值均大于0、05,未通過檢驗;(2)存在自相關(guān)性;(3)自變量之間存在嚴重得多重共線性;(4)2013年存在異常值。修改利用SPSS軟件采用逐步回歸得方式,得到以下結(jié)果并加以分析。(1)擬合優(yōu)度檢驗VariablesEntered/RemovedaModelVariablesEnteredVariablesRemovedMethod1國內(nèi)游客(百萬人次)x4、Stepwise(Criteria:ProbabilityofFtoenter<=、050,ProbabilityofFtoremove>=、100)、2平均工資(元)x2、Stepwise(Criteria:ProbabilityofFtoenter<=、050,ProbabilityofFtoremove>=、100)、a、DependentVariable:國內(nèi)旅游總花費(億元)ModelSummarycModelRRSquareAdjustedRSquareStd、ErroroftheEstimateChangeStatisticsDurbinWatsonRSquareChangeFChangedf1df2Sig、FChange1、986a、972、9701269、59516、972619、067118、0002、992b、984、982974、59357、01313、546117、002、711a、Predictors:(Constant),國內(nèi)游客(百萬人次)b、Predictors:(Constant),國內(nèi)游客(百萬人次),平均工資(元)c、DependentVariable:國內(nèi)旅游總花費(億元)由ModelSummary表可知,方程得復(fù)相關(guān)系數(shù)R=0、986,樣本決定系數(shù)為R2為0、972,調(diào)整后得樣本決定系數(shù)為0、970,說明方程擬合程度很好。(2)回歸方程顯著性檢驗ANOVAcModelSumofSquaresdfMeanSquareFSig、1Regression9、979E819、979E8619、067、000aResidual2、901E7181611871、858Total1、027E9192Regression1、011E925、054E8532、053、000bResidual1、615E717949832、628Total1、027E919a、Predictors:(Constant),國內(nèi)游客x4b、Predictors:(Constant),國內(nèi)游客x4,平均工資x2c、DependentVariable:國內(nèi)旅游總花費y由ANOVA表可知,在0、05得顯著性水平下,F值為532、053,P值為0、000,遠小于0、005,所以回歸方程高度顯著,說明x2、x4整體上對y有高度顯著得線性影響。(3)回歸系數(shù)檢驗CoefficientsaModelUnstandardizedCoefficientsStandardizedCoefficientstSig、CorrelationsCollinearityStatisticsBStd、ErrorBetaZeroorderPartialPartToleranceVIF1(Constant)4274、271550、4497、765、000國內(nèi)游客x48、685、349、98624、881、000、986、986、9861、0001、0002(Constant)6150、148662、0579、289、000國內(nèi)游客x417、8222、4972、0237、137、000、986、866、217、01286、857平均工資x2、520、1411、0433、681、002、968、666、112、01286、857a、DependentVariable:國內(nèi)旅游總花費y由Coefficients表可知,常數(shù)項、平均工資x2與國內(nèi)游客x4得回歸系數(shù)檢驗得P值均小于0、05,所以通過檢驗。故綜上述,該問題得最小二乘回歸模型為:y=6150、1480、52x2+17、822x4(4)殘差分析——正態(tài)性檢驗根據(jù)直方圖與正態(tài)概率分布可以瞧出,殘差基本上符合正態(tài)性假設(shè)。(5)殘差分析——異方差性檢驗CorrelationsABSE平均工資x2國內(nèi)游客x4Spearman'srhoABSECorrelationCoefficient1、000、195、191Sig、(2tailed)、、409、420N202020平均工資x2CorrelationCoefficient、1951、000、998**Sig、(2tailed)、409、、000N202020國內(nèi)游客x4CorrelationCoefficient、191、998**1、000Sig、(2tailed)、420、000、N202020**、Correlationissignificantatthe0、01level(2tailed)、由殘差圖可知,殘差圖上得點得散布就是隨機得,無任何規(guī)律;由Correlations表可知,殘差絕對值與x2,x4得相關(guān)系數(shù)分別為0、195,0、191,相應(yīng)得P值均大于0、05,說明殘差絕對值與各自變量之間顯著不相關(guān)。故綜上所述,認為不存在異方差。(6)殘差分析——自相關(guān)性檢驗ModelSummarycModelRRSquareAdjustedRSquareStd、ErroroftheEstimateDurbinWatson1、986a、972、9701269、59522、992b、984、982974、5936、711a、Predictors:(Constant),國內(nèi)游客x4b、Predictors:(Constant),國內(nèi)游客x4,平均工資x2c、DependentVariable:國內(nèi)旅游總花費yD、W值為0、711,查D、W表,n=20,k=2,dl=1、20,du=1、41,D、W=0、711＜dL,模型存在正自相關(guān)性,用迭代法解決。通過進一步考察自相關(guān)系數(shù),ρ≈11/2D、W=10、5*0、711=0、6445。求出相關(guān)系數(shù)ρ后,做變量變換:yi,=yiρyi1;xi,=xiρxi1如果方程通過D、W檢驗,迭代結(jié)束,否則,繼續(xù)重復(fù)上述過程,直到通過D、W檢驗。(7)多重線性檢驗CoefficientsaModelUnstandardizedCoefficientsStandardizedCoefficientstSig、CorrelationsCollinearityStatisticsBStd、ErrorBetaZeroorderPartialPartToleranceVIF1(Constant)4274、271550、4497、765、000國內(nèi)游客x48、685、349、98624、881、000、986、986、9861、0001、0002(Constant)6150、148662、0579、289、000國內(nèi)游客x417、8222、4972、0237、137、000、986、866、217、01286、857平均工資x2、520、1411、0433、681、002、968、666、112、01286、857a、DependentVariable:國內(nèi)旅游總花費yCollinearityDiagnosticsaModelDimensionEigenvalueConditionIndexVarianceProportions(Constant)國內(nèi)游客(百萬人次)平均工資(元)111、8571、000、07、072、1433、600、93、93212、7801、000、01、00、002、2193、564、34、00、003、00240、430、651、001、00a、DependentVariable:國內(nèi)旅游總花費(億元)由Coefficients表可知,各個自變量得VIF均大于10;由CollinearityDiagnostics表可知,共線性診斷中條件數(shù)有一個在40附近。綜上述,說明自變量間存在多重共線性。為了消除共線性,接下來我們剔除解釋變量x2。(8)異常值檢驗?zāi)攴軸DR_2COO_2LEV_219940、5288490、0116080、05653319951、02550、0776360551630、0180730、09595119970、1456120、0010360、07134719980、0293023、78E050、06069619990、5208680、0094220、04067720000、9824750、0273590、0282220011、4802070、0623180、03366720020、8634140、019980、02338820031、5994350、1690120、1278820040、515110、0054080、00527320050、727470、010970、00701720061、812810、0509850、00015520072、250040、0794330、00510520080、649230、0327510903620、06780203056160、0146380、25800120110、1419640、00174305778890、0489420、2469820131、503160、5277170、379412由上表可知,所有數(shù)據(jù)得刪除學(xué)生化殘差得絕對值均小于3,庫克距離也均小于0、5,故數(shù)據(jù)不存在異常值。五、模型修改1、模型存在得問題(1)自變量之間仍存在多重共線性;修改剔除解釋變量x2,利用SPSS軟件采用逐步回歸得方式,得到以下結(jié)果并加以分析。擬合優(yōu)度檢驗VariablesEntered/RemovedaModelVariablesEnteredVariablesRemovedMethod1國內(nèi)游客(百萬人次)x4、Stepwise(Criteria:ProbabilityofFtoenter<=、050,ProbabilityofFtoremove>=、100)、2客運量(萬人)x3、Stepwise(Criteria:ProbabilityofFtoenter<=、050,ProbabilityofFtoremove>=、100)、a、DependentVariable:國內(nèi)旅游總花費(億元)yModelSummarycModelRRSquareAdjustedRSquareStd、ErroroftheEstimateChangeStatisticsDurbinWatsonRSquareChangeFChangedf1df2Sig、FChange1、986a、972、9701269、59516、972619、067118、0002、990b、981、9781084、58337、0097、665117、013、601a、Predictors:(Constant),國內(nèi)游客(百萬人次)x4b、Predictors:(Constant),國內(nèi)游客(百萬人次)x4,客運量(萬人)x3c、DependentVariable:國內(nèi)旅游總花費(億元)y由ModelSummary表可知,方程得復(fù)相關(guān)系數(shù)R=0、986,樣本決定系數(shù)為R2為0、972,調(diào)整后得樣本決定系數(shù)為0、970,說明方程擬合程度很好。(2)回歸方程顯著性檢驗ANOVAcModelSumofSquaresdfMeanSquareFSig、1Regression9、979E819、979E8619、067、000aResidual2、901E7181611871、858Total1、027E9192Regression1、007E925、034E8427、975、000bResidual2、000E7171176321、086Total1、027E919a、Predictors:(Constant),國內(nèi)游客(百萬人次)x4b、Predictors:(Constant),國內(nèi)游客(百萬人次)x4,客運量(萬人)x3c、DependentVariable:國內(nèi)旅游總花費(億元)y由ANOVA表可知,在0、05得顯著性水平下,F值為619、067,P值為0、000,遠小于0、005,所以回歸方程高度顯著,說明x2、x4整體上對y有高度顯著得線性影響。(3)回歸系數(shù)檢驗CoefficientsaModelUnstandardizedCoefficientsStandardizedCoefficientstSig、CorrelationsCollinearityStatisticsBStd、ErrorBetaZeroorderPartialPartToleranceVIF1(Constant)4274、271550、4497、765、000國內(nèi)游客(百萬人次)x48、685、349、98624、881、000、986、986、9861、0001、0002(Constant)2916、426679、4624、292、000國內(nèi)游客(百萬人次)x49、997、5601、13517、849、000、986、974、604、2833、528客運量(萬人)x3、002、001、1762、769、013、785、557、094、2833、528a、DependentVariable:國內(nèi)旅游總花費(億元)y由Coefficients表可知,常數(shù)項、平均工資x2與國內(nèi)游客x4得回歸系數(shù)檢驗得P值均小于0、05,所以通過檢驗。故綜上述,該問題得最小二乘回歸模型為:y=2916、4260、002x3+9、997x4(4)殘差分析——正態(tài)性檢驗根據(jù)直方圖與正態(tài)概率分布可以瞧出,殘差基本上符合正態(tài)性假設(shè)。(5)殘差分析——異方差性檢驗CorrelationsE客運量(萬人)x3國內(nèi)游客(百萬人次)x4Spearman'srhoECorrelationCoefficient1、000、589**、471*Sig、(2tailed)、、006、036N202020客運量(萬人)x3CorrelationCoefficient、589**1、000、968**Sig、(2tailed)、006、、000N202020國內(nèi)游客(百萬人次)x4CorrelationCoefficient、471*、968**1、000Sig、(2tailed)、036、000、N202020**、Correlationissignificantatthe0、01level(2tailed)、*、Correlationissignificantatthe0、05level(2tailed)、由殘差圖可知,殘差圖上得點得散布就是隨機得,無任何規(guī)律;由Correlations表可知,殘差絕對值與x3,x4得相關(guān)系數(shù)分別為0、589,0、471,相應(yīng)得P值均大于0、05,說明殘差絕對值與各自變量之間顯著不相關(guān)。故綜上所述,認為不存在異方差。(6)殘差分析——自相關(guān)性檢驗ModelSummarycModelRRSquareAdjustedRSquareStd、ErroroftheEstimateChangeStatisticsDurbinWatsonRSquareChangeFChangedf1df2Sig、FChange1、986a、972、9701269、59516、972619、067118、0002、990b、981、9781084、58337、0097、665117、013、601a、Predictors:(Constant),國內(nèi)游客(百萬人次)x4b、Predictors:(Constant),國內(nèi)游客(百萬人次)x4,客運量(萬人)x3c、DependentVariable:國內(nèi)旅游總花費(億元)yD、W值為0、601,查D、W表,n=20,k=2,dl=1、20,du=1、41,D、W=0、601＜dL,模型存在正自相關(guān)性,用迭代法解決。通過進一步考察自相關(guān)系數(shù),ρ≈11/2D、W=10、5*0、601=0、6995。求出相關(guān)系數(shù)ρ后,做變量變換:yi,=yiρyi1;xi,=xiρxi1如果方程通過D、W檢驗,迭代結(jié)束,否則,繼續(xù)重復(fù)上述過程,直到通過D、W檢驗。第一次迭代:ModelSummarybModelRRSquareAdjustedRSquareStd、ErroroftheEstimateDurbinWatson1、983a、965、961646、74416、822a、Predictors:(Constant),x4',x3'b、DependentVariable:Y'D、W值為0、822,查D、W表,n=19,k=2,dl=1、18,du=1、40,D、W=0、822＜dL,模型存在正自相關(guān)性,用迭代法解決。通過進一步考察自相關(guān)系數(shù),ρ≈11/2D、W=10、5*0、822=0、0、589。求出相關(guān)系數(shù)ρ后,做變量變換:yi,=yiρyi1;xi,=xiρxi1第二次迭代:ModelSummarybModelRRSquareAdjustedRSquareStd、ErroroftheEstimateDurbinWatson1、966a、933、924519、988661、765a、Predictors:(Constant),x4'',x3''b、DependentVariable:y''D、W值為1、765,查D、W表,n=18,k=2,dl=1、16,du=1、39,du<D、W=1、765＜4du,模型不存在正自相關(guān)性。將方程還原之后得到得回歸模型為:y=1693、9000、002x3