計量經(jīng)濟學(xué)有關(guān)我國國內(nèi)旅游經(jīng)濟的因素分析

1、計量經(jīng)濟學(xué)論文題目：影響我國旅游業(yè)發(fā)展的有關(guān)因素分析學(xué)院：蘭州商學(xué)院經(jīng)貿(mào)學(xué)院專業(yè)：國際經(jīng)濟與貿(mào)易班級：09國貿(mào)3班姓名：包欣學(xué)號： 影響我國旅游業(yè)發(fā)展的有關(guān)因素分析 摘要中國山河錦繡,有著豐富的自然資源,自然景觀和人文景觀相互映襯;中國是人類文明的發(fā)源地之一,中華民族共同創(chuàng)造的燦爛文化構(gòu)成了巨大的人文旅游資源優(yōu)勢。近十年來,旅游業(yè)在全球蓬勃發(fā)展,而壯麗旖旎的中國也吸引著來自世界各國的游客。旅游服務(wù)業(yè)的發(fā)展對中國服務(wù)貿(mào)易的發(fā)展有著舉足輕重的影響。本文通過對中國旅游服務(wù)貿(mào)易出口的計量經(jīng)濟研究,找出影響因素,從而對今后中國旅游服務(wù)貿(mào)易發(fā)展提出建議。   關(guān)鍵詞旅游收入 國內(nèi)旅游 多重共線性

2、 異方差 自相關(guān) 一、 問題的提出旅游業(yè)一般分為國際旅游業(yè)和國內(nèi)旅游業(yè)。國內(nèi)旅游業(yè)是為國內(nèi)旅游者服務(wù)的一系列相關(guān)的行業(yè)。改革開放以來，我國的旅游業(yè)呈現(xiàn)蓬勃的發(fā)展趨勢，旅游景點吸引著來自四面八方的人。隨著經(jīng)濟的發(fā)展和人民生活水平的進一步提高，閑暇時間的增多，帶薪假期的普遍實行。由于旅游條件的改觀，人民的旅游熱情將進一步煥發(fā)，人民對旅游消費的需求將進一步上升，國內(nèi)旅游業(yè)在國民經(jīng)濟中的地位和作用越來越重要。因此，對影響我國國內(nèi)旅游消費的因素的分析就顯得尤為重要。 影響旅游消費的因素主要有兩方面：一是旅游者的主觀需求因素，包括旅游者的收入情況和閑暇時間等；二是旅游資源的客觀供給因素，包括旅游資源及其設(shè)

3、施、交通情況等。具體說來包括： （一）居民可支配時間增多 1999年9月，國家出臺了全國年節(jié)及紀(jì)念日放假辦法。根據(jù)這一放假辦法，形成了三個各約一周的集中假期，即“春節(jié)”、“五一”、“十一”旅游“黃金周”。集中的假日，使出游者實施的中長距離旅游有了時間保證，人們有可能走得更遠，逗留得更久，去更多的旅游景點，享受更多的旅游經(jīng)歷，也支出更多的費用。 “黃金周”使居民的可自由支配時間增加，在我國的國內(nèi)旅游發(fā)展方面起著十分良好的作用。 （二）居民旅游觀念的變化 國內(nèi)旅游業(yè)發(fā)展的主要推動力量是我國社會經(jīng)濟的快速發(fā)展。國內(nèi)生產(chǎn)總值（GDP）是衡量社會經(jīng)濟發(fā)展水平的指標(biāo)：GDP指標(biāo)越高，國民的富裕程度越高，消

4、費觀念越強。 （三）交通情況隨著經(jīng)濟的逐步增長，我國的交通狀況得到很大的改善。鐵路、公路的增多，條件的完善，使出行變得更加方便，居民也因此更樂于到各個地方旅游。 （四）旅游人數(shù)旅游消費與旅游人數(shù)有著一定的關(guān)系：旅游人數(shù)越多，消費水平通常就越高。由于經(jīng)濟的發(fā)展和人們消費觀念的轉(zhuǎn)變，越來越多的人喜歡外出旅游，為旅游業(yè)的發(fā)展做出了很大的貢獻。 那么究竟是哪些因素對我國國內(nèi)旅游消費產(chǎn)生了重大的影響。在現(xiàn)階段，對于我國國內(nèi)旅游業(yè)的發(fā)展，我們應(yīng)該著重發(fā)展哪些方面來促進這個朝陽產(chǎn)業(yè)繼續(xù)發(fā)展壯大？這主要取決于哪些方面能給我過國內(nèi)旅游業(yè)收入帶來更大幅度的增長，即是我們研究課題的關(guān)鍵。針對此種情況，我們收集了19

5、85-2005年影響我國旅游收入的相關(guān)因素的時間序列數(shù)據(jù)，諸如國內(nèi)生產(chǎn)總值、旅游人數(shù)、交通建設(shè)等，并用計量方法進行細致分析和水平比較，以解決以上我們所提出的問題。二、 變量的選取和分析（一） 影響因素分析1.國內(nèi)生產(chǎn)總值（GDP）國內(nèi)生產(chǎn)總值是衡量社會經(jīng)濟發(fā)展的指標(biāo)，他能衡量外界提供的旅游消費所需環(huán)境的完善程度；GDP指標(biāo)越高，相應(yīng)的交通運輸、信息傳遞等基礎(chǔ)公共設(shè)施越完善，國民的富裕程度越高，消費觀念越強。經(jīng)濟的增長對消費有強烈的刺激作用，特別是類似旅游這樣的消費。 2閑暇時間1999年9月，國家出臺了全國年節(jié)及紀(jì)念日放假辦法。根據(jù)這一放假辦法，形成了三個各約一周的集中假期，繼“春節(jié)”、“五一

6、”、“十一”旅游黃金周。雖然如今三個取消了兩個，但長久以來的節(jié)假日旅游觀念仍然使得許多人選擇在這一時期出門旅游。這是國內(nèi)旅游在居民可自由支配時間增多的條件下獲得的一次新的提升，是國內(nèi)旅游邁向了一個新的高度。3.人口人口數(shù)量的多少會影響旅游人次，從而影響旅游收入。要形成一定規(guī)模的旅游市場，必須以一定數(shù)量的人口作為基礎(chǔ)。由于我國是世界第一人口大國，因此巨大的人口規(guī)模是促進我國國內(nèi)旅游市場規(guī)模發(fā)展的有利條件。（二）指標(biāo)選擇基于以上問題的提出，我們在研讀了大量統(tǒng)計和計量資料的基礎(chǔ)上，選擇了三個大方面進行研究，既包括旅游人數(shù)，人均旅游花費和基本交通建設(shè)。從數(shù)據(jù)的可獲得性考慮，將國內(nèi)旅游收入作為衡量我國國

7、內(nèi)旅游業(yè)發(fā)展水平的指標(biāo)，作為自變量Y（單位：億元）。因變量的選取考察：（1）居民消費觀念變化對國內(nèi)旅游業(yè)發(fā)展的影響，選取對居民消費觀念變化有顯著影響的國內(nèi)生產(chǎn)總值GDPX1來衡量；（2）影響旅游消費的人數(shù)用旅游人數(shù)X2來橫量；（3）交通狀況的影響，用公路里程和鐵路里程來衡量；在我國，交通一般分布為公路，鐵路，航班，航船等。由于考慮到我國一般大眾的旅游交通方式集中在公路和鐵路上，為了避免解釋變量的過多過繁以及可能帶來的多重共線形等問題，我們只選取了前二者。即確定了X3公路長度和X路長度這兩個解釋變量。（4）居民的可支配時間的影響，設(shè)置表示閑暇時間選X5為解釋變量。3、 模型選擇目前關(guān)于旅游消費的

8、理論模型主要有旅游引力模型、多元回歸模型和時間序列模型，但各模型都既有優(yōu)勢，又都存在一些缺陷。由于影響國內(nèi)旅游消費的因素較多，我們決定選擇多元線性回歸方程來構(gòu)建我國國內(nèi)旅游消費模型。多元回歸線性模型為：（二）樣本數(shù)據(jù)采集根據(jù)我們對影響我國旅游業(yè)收入的因素分析，以及解決我們提出的問題的需要，初步選取了以下四個解釋變量：國內(nèi)生產(chǎn)總值、旅游人數(shù)、公路長度和鐵路長度。鑒于我國旅游業(yè)發(fā)展的階段性和我們分析的即時性，收集了19952005年最近二十年的統(tǒng)計數(shù)據(jù)。年份旅游消費支出（元）（）國內(nèi)生產(chǎn)總值（億元）（）旅游人數(shù)（百萬人）（）公路里程（萬公里）（）鐵路里程（萬公里）（）閑暇時間（）198580901

9、6.024094.245.500198610610275.227096.285.570198714012058.629098.225.580198818715042.830099.965.610198915016992.3240101.435.690199017018667.8280102.835.780199120021781.5300104.115.780199225026923.5330105.675.810199386435333.9410108.355.86019941023.548197.9524111.785.90019951375.760793.7629115.705.9701

10、9961638.471176.6640118.586.49019972112.778973.0644122.646.60019982391.284402.3695127.856.64019992831.989677.1719135.176.741.020003175.599214.6744140.276.871.020013522.4109655.2784169.807.011.020023878.4120332.7878176.527.191.020033442.3135822.8870180.987.301.020044710.7159878.31102187.077.441.020055

11、285.9183084.81212193.057.541.0三、 模型及處理（一）建立模型根據(jù)以上各變量的設(shè)置，初步建立以下模型：其中， 代表旅游消費支出，即當(dāng)年的旅游收入;代表國內(nèi)生產(chǎn)年總值;代表旅游人數(shù);代表公路里程;代表鐵路里程;X5=0, 1999年以前 1, 1999年以后（含1999年）; 代表隨機擾動項.（二） 參數(shù)估計在EViews中用普通最小二乘法（OLS）進行參數(shù)估計，即出現(xiàn)以下結(jié)果：Dependent Variable: YMethod: Least SquaresDate: 12/07/10 Time: 22:55Sample: 1985 2005Included ob

12、servations: 21VariableCoefficientStd. Errort-StatisticProb. C-4554.8052253.323-2.0213730.0615X1-0.0012270.012050-0.1018200.9202X23.5106071.3910092.5237850.0234X31.3559166.7476780.2009460.8434X4636.6679355.14651.7926910.0932X5598.4430200.69662.9818290.0093R-squared0.991377 Mean dependent var1787.410A

13、djusted R-squared0.988503 S.D. dependent var1691.457S.E. of regression181.3664 Akaike info criterion13.47387從回歸結(jié)果看，可決系數(shù)很高，通過F檢驗，但在顯著性水平 下， 、 和 的回歸系數(shù)并不顯著，而且 的系數(shù)符號與預(yù)期的相反，這表明該模型很可能存在多重共線性。（三） 多重共線性的檢驗用EViews計算各解釋變量的相關(guān)系數(shù)，得到相關(guān)系數(shù)矩陣：變量X1X2X3X4X5X10.99180.9680.98220.8406X20.991810.94280.96440.8058X30.96840.

14、942810.96200.8931X40.98220.96440.962010.8640X50.840600.80580.89310.8631由相關(guān)系數(shù)矩陣可以看出，各個解釋變量相互之間的相關(guān)系數(shù)較高，證實確實存在嚴(yán)重多重共線性。采用逐步回歸的辦法，去檢驗和解決多重共線性問題。運用OLS方法分別做Y對X1、X2、X3、X4、X5的一元回歸，結(jié)果如下：變量X1X2X3X4X5參數(shù)估計值0.0317225.69308249.278872390.4193071.836t統(tǒng)計量30.1599623.8529816.2236722.807247.9659490.9795400.9676850.93267

15、40.9647610.7695750.9784630.9659840.9291300.9629060.757447在5個解釋變量中，Y對的線性相關(guān)系數(shù)最大，二者的擬合程度最好。依據(jù)可決系數(shù)最大原則，選取作為進入回歸模型的第一個解釋變量，形成一元回歸模型。將剩余解釋變量分別加入模型，得到以下結(jié)果：變量X1X2X3X4X5X1、X20.027652(3.2871)0.740928(0.4878)0.977563X1、X30.028065(6.6213)6.011858(0.8909)0.978226X1、X40.022706(4.2537)696.9487(1.7195)0.980474X1、X5

16、0.027563(17.0284)540.5945(3.0571)0.985036 通過觀察比較，并根據(jù)逐步回歸的思想，我們可以看到，新加入變量X5的二元回歸方程=0.985036最大，并且各參數(shù)的t檢驗顯著，參數(shù)的符號也符合經(jīng)濟意義。因此，保留變量X5。在保留變量、X5的基礎(chǔ)上，繼續(xù)進行逐步回歸，由結(jié)果可知，在原來的基礎(chǔ)上再加入其它變量后，不能完全通過t檢驗因此，最后應(yīng)保留的變量是和X5，相應(yīng)的回歸結(jié)果為：（0.001619）（176.8349）（80.80809）t=（17.02839）（3.057058）（-2.968647）=0.986532 =0.985036 F=659.2570

17、DW=1.920539上述回歸結(jié)果基本上消除了多重共線性。并且，在其他因素不變的情況下，國內(nèi)生產(chǎn)總值每增加1億元，旅游收入將平均增加0.027563億元；自從1999年，實行“黃金周”的政策后，旅游收入平均每年比實行該政策之前多增加540.594億元。（四） 異方差的檢驗White檢驗法：White Heteroskedasticity Test:F-statistic1.511094 Probability0.245951Obs*R-squared5.758017 Probability0.217963Test Equation:Dependent Variable: RESID2Metho

18、d: Least SquaresDate: 12/07/10 Time: 23:55Sample: 1985 2005Included observations: 21VariableCoefficientStd. Errort-StatisticProb. C-62321.4748953.65-1.2730710.2212X15.0272382.5693491.9566200.0681X12-5.04E-052.72E-05-1.8565130.0819X1*X58.8494805.0882241.7392080.1012X5-768062.9458342.4-1.6757400.1132R

19、-squared0.274191 Mean dependent var36697.08Adjusted R-squared0.092739 S.D. dependent var78929.13S.E. of regression75180.19 Akaike info criterion25.49742Sum squared resid9.04E+10 Schwarz criterion25.74612Log likelihood-262.7229 F-statistic1.511094Durbin-Watson stat2.465210 Prob(F-statistic)0.245951在下，因為n=5.758017=11.0705（n為樣本量），所以接收原假設(shè)，表明模型沒有異方差。（五）自相關(guān)檢驗由以上分析我們已經(jīng)得到該模型的回歸方程：=0.986532 =0.985036 F=659.2570 DW=1.920539該回歸方程可決系數(shù)較高，回歸系數(shù)均顯著。對樣本量為21、兩個解釋變量的模型、5%顯著水平，查DW統(tǒng)計表可知，=1.125，=1.538。模型中，DW，顯然消費模型中沒有自相關(guān)。（六）回歸分析 回歸結(jié)果：