1、計量經濟學課程二論文論文題目：影響我國國內旅游經濟的因素分析課程名稱：計量經濟學任課教師：專業：班級：學號：姓名：年月日摘要本文旨在根據我國旅游相關數據，分析出影響我國國內旅游發展的部分因素。首先基于對旅游發展的一些考證以及對影響我國國內旅游業收入的因素分析，同時綜合了相關的市場細分和消費分析理論，選取了國內國內旅游人數等三個解釋變量建立了理論模型。在收集了相關的數據基礎上，利用EVIEW漱件對計量模型進行了參數估計和檢驗，并加以修正。最后，我們對所得的結果作了經濟意義的分析，并提出一些相應政策建議。引言隨著市場經濟的穩定繁榮和改革開放的深入發展，我國的人均可支配收入的大幅度增長，我國人均生活

2、水平有了大幅度提高，其主要表現在物質需求向精神需求的轉變。特別是對“旅游”這一朝陽產業，人們的認識有了翻天覆地的變化，進入21世紀以來，2000年到2009年，中國國內旅游人次從7.44億增加到19.02億，國內旅游總花費從3175.5億元增長到10183.7億元，分別增加了1.55倍和2.20倍。改革開放30多年來，我國旅游基礎設施建設、開發和管理水平全面提高。據最新統計，2009年底，全國旅行社總資產585.96億元，同比增長12.28%，其中，負債345.99億元，同比增長15.34%；所有者權益239.97億元，同比增長8.15%。按形態分，固定資產106.31億元，占總量的18.14

3、%，同比增加14.23%；流動資產430.39億元，占總量的73.45%,同比增加20.95%；其他類型資產49.26億元，占總量的8.41%。目前，中國已成為世界旅游業標準管理的先進國家。旅游業是中國與國際接軌最早并緊跟世界潮流的行業，已初步形成了“大旅游、大產業、大發展”的格局。旅游業已成為中國社會新的經濟增長點。旅游產業已經成為擴大就業和經濟發展的重要領域。中國會成為世界第一大旅游入境國和第四大旅游出境國，形成由旅游大國到旅游強國的轉變。旅游產業正在向國民經濟戰略性產業邁進。旅游服務業在整個國民經濟中的地位越來越突出，功能越來越綜合，貢獻越來越巨大。關鍵詞旅游收入市場細分國內旅游多重共線

4、性異方差自相關1、 問題的提出旅游業具有“無煙產業”和“永遠的朝陽產業”的美稱，它已經和石油業、汽車業并列為世界三大產業。旅游業一般分為國際旅游業和國內旅游業。國內旅游業是為國內旅游者服務的一系列相關的行業。改革開放以來，我國的旅游業呈現蓬勃的發展趨勢，旅游景點吸引著來自四面八方的人。隨著經濟的發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，人民對旅游消費的需求將進一步上升，國內旅游業在國民經濟中的地位和作用越來越重要。未來10年間，我國旅游業將保持年均10.4%的增長速度，其中個人旅游消費將以年均9.8%的速度增長，企業/政

5、府旅游的增長速度將達到10.9%,到2010我國旅游總收入占GDP勺比例將從2002年的5.44%達到8%。到2020年，中國將成為世界第一大旅游目的地國和第四大客源輸出國。旅游產業的快速發展，需要理論研究的有力支撐。因此，對影響我國國內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施、交通情況等。具體說來包括：（一）居民旅游觀念的變化國內旅游業發展的主要推動力量是我國社會經濟的快速發展。國內生產總值（GDP是衡量社會經濟發展水平的指標：GDP旨標越高，國民的富裕程度

6、越高，消費觀念越強。（二）居民可支配時間增多1999年9月，國家出臺了全國年節及紀念日放假辦法。根據這一放假辦法，形成了三個各約一周的集中假期，即“春節”、“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，在我國的國內旅游發展方面起著十分良好的作用。（三）旅游人數旅游消費與旅游人數有著一定的關系：旅游人數越多，消費水平通常就越高。由于經濟的發展和人們消費觀念的轉變，越來越多的人喜歡外出旅游，為旅游業的發展做出了很大的貢獻。（四）交通情

7、況隨著經濟的逐步增長，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。那么究竟是哪些因素對我國國內旅游消費產生了重大的影響。在現階段，對于我國國內旅游業的發展，我們應該著重發展哪些方面來促進這個朝陽產業繼續發展壯大？這主要取決于哪些方面能給我過國內旅游業收入帶來更大幅度的增長，即是我們研究課題的關鍵。針對此種情況，我們收集了1985-2005年影響我國旅游收入的相關因素的時間序列數據，諸如國內生產總值、旅游人數、交通建設等，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。2、 變量的選取和分析（一）影響因素分析1.

8、 國內生產總值（GDP）國內生產總值是衡量社會經濟發展的指標，他能衡量外界提供的旅游消費所需環境的完善程度；GDP旨標越高，相應的交通運輸、信息傳遞等基礎公共設施越完善，國民的富裕程度越高，消費觀念越強。經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及紀念日放假辦法。根據這一放假辦法，形成了三個各約一周的集中假期，繼“春節”、“五一”、“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，是國內旅游邁向了一個新的高度

9、。3. 人口人口數量的多少會影響旅游人次，從而影響旅游收入。要形成一定規模的旅游市場，必須以一定數量的人口作為基礎。由于我國是世界第一人口大國，因此巨大的人口規模是促進我國國內旅游市場規模發展的有利條件。（二）指標選擇基于以上問題的提出，我們在研讀了大量統計和計量資料的基礎上，選擇了三個大方面進行研究，既包括旅游人數，人均旅游花費和基本交通建設。從數據的可獲得性考慮，將國內旅游收入作為衡量我國國內旅游業發展水平的指標，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旅游業發展的影響，選取對居民消費觀念變化有顯著影響的國內生產總值GDPX來衡量；（2）影響旅游消費的人數

10、用旅游人數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X4路長度這兩個解釋變量。（4）居民的可支配時間的影響，設置表示閑暇時間選X5為解釋變量。4. 模型選擇目前關于旅游消費的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，但各模型都既有優勢，又都存在一些缺陷。由于影響國內旅游消費的因多元回素較多，我們決定選擇多元線性回歸方程來構建我國國內旅游消費模型。歸線性模型為：

11、Y01X12X2.nXn(二)樣本數據采集根據我們對影響我國旅游業收入的因素分析，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：國內生產總值、旅游人數、公路長度和鐵路長度。鑒于我國旅游業發展的階段性和我們分析的即時性，收集了19952005年最近二十年的統計數據。年份旅游消費支出(元)(Y)國內生產總值(億元)(XI)旅游人數(百萬人)(X2)公路里程(萬公里)(X3)鐵路里程(萬公里)(X4)閑暇時間(X5)1984767226.322092.225.4401985809016.024094.245.500198610610275.227096.285.5701987140120

12、58.629098.225.580198818715042.830099.965.610198915016992.3240101.435.690199017018667.8280102.835.780199120021781.5300104.115.780199225026923.5330105.675.810199386435333.9410108.355.86019941023.548197.9524111.785.90019951375.760793.7629115.705.97019961638.471176.6640118.586.49019972112.778973.0644122

13、.646.60019982391.284402.3695127.856.64019992831.989677.1719135.176.741.020003175.599214.6744140.276.871.020013522.4109655.2784169.807.011.020023878.4120332.7878176.527.191.020033442.3135822.8870180.987.301.01.020055285.9183084.81212193.057.5420066229.7 217656.6 1394345.77.711.020077770.6 268019.4 16

14、10358.47.801.020088749.3 316751.7 1712372.07.971.0200910183.7 345629.2 1902386.18.551.0201012579.8 408903.0 2013400.19.121.0201119305.4 484123.5 2641410.69.321.0201222706.2 534123.0 2957423.89.761.0201326276.1 588018.8 3262435.610.311.0201430311.9 635910.2 3611446.411.181.020044710.7159878.31102187.

15、077.441.0三、模型及處理（一）建立模型根據以上各變量的設置，初步建立以下模型:其中，Y代表旅游消費支出，即當年的旅游收入；X1代表國內生產年總值；X2代表旅游人數；X3代表公路里程；X4代表鐵路里程；X5= 0, 1999 年以前1, 1999 年以后（含1999年）；i代表隨機擾動項.（二）參數估計在EViews中用普通最小二乘法（OLS進行參數估計，即出現以下結果:DependentVariable:YMethod:LeastSquaresDate:06/15/16Time:11:25Sample:19842014Includedobservations:31VariableCoe

16、fficientStd.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-squared0.991377Meandependentvar1787.410AdjustedR-squared0.988503S.D.de

17、pendentvar1691.457S.E.ofregression181.3664Akaikeinfocriterion13.47387從回歸結果看，可決系數很高，通過F檢驗，但在顯著性水平下，、和的回歸系數并不顯著，而且的系數符號與預期的相反，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系數，得到相關系數矩陣：變量X1X2X3X4X5X110.99180.96840.98220.8406X20.991810.94280.96440.8058X30.96840.942810.96200.8931X40.98220.96440.962010.864

18、0X50.840600.80580.89310.86381由相關系數矩陣可以看出，各個解釋變量相互之間的相關系數較高，證實確實存在嚴重多重共線性。采用逐步回歸的辦法，去檢驗和解決多重共線性問題。運用OLST法分別做Y對X1、X2、X&X4XgI勺一元回歸，結果如下:變量X1X2X3X4X5參數估計值0.0317225.69308249.278872390.4193071.836t統計量30.1599623.8529816.2236722.807247.9659490.9795400.9676850.9326740.9647610.7695750.9784630.9659840.9291

19、300.9629060.757447在5個解釋變量中，YtXi的線性相關系數最大，二者的擬合程度最好。依據可決系數R2最大原則，選取Xi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、X50.027563(17.0284)540.5945(3.0571)

20、0.985036通過觀察比較，并根據逐步回歸的思想，我們可以看到，新加入變量X5的二元回歸方程R2=0.985036最大，并且各參數的t檢驗顯著，參數的符號也符合經濟意義。因此，保留變量X5。在保留變量XX5B勺基礎上，繼續進行逐步回歸，由結果可知，在原來的基礎上再加入其它變量后，不能完全通過t檢驗因此，最后應保留的變量是Xi和X5,相應的回歸結果為：(0.001619)(176.8349)(80.80809)t=(17.02839)(3.057058)(-2.968647)R2=0.986532R2=0.985036F=659.2570DW=1.920539上述回歸結果基本上消除了多重共線性

21、。并且，在其他因素不變的情況下，國內生產總值每增加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：WhiteHeteroskedasticityTest:F-statisticObs*R-squared1.5110945.758017ProbabilityProbability0.2459510.217963TestEquation:DependentVariable:RESIDEMethod:LeastSquaresDate:06/15/16Time:11:2

22、5Sample:19842014Includedobservations:31VariableCoefficientStd.Errort-StatisticProb.C-62321.4748953.65-1.2730710.2212X15.0272382.5693491.9566200.0681X1A2-5.04E-052.72E-05-1.8565130.0819X1*X58.8494805.0882241.7392080.1012X5-768062.9458342.4-1.6757400.1132R-squared0.274191Meandependentvar36697.08Adjust

23、edR-squared0.092739S.D.dependentvar78929.13S.E.ofregression75180.19Akaikeinfocriterion25.49742Sumsquaredresid9.04E+10Schwarzcriterion25.74612Loglikelihood-262.7229F-statistic1.511094Durbin-Watsonstat2.465210Prob(F-statistic)0.245951在0.05下，因為nR2=5.758017V0.052(5)=11.0705(n為樣本量),所以接收原假設，表明模型沒有異方差。(五)自相關檢驗_22R2=0.986532R2=0.985036F=659.2570DW=1.920539該回歸方程可決系數較高，回3系數均顯著。對樣本量為21、兩個解釋變量的模型、5%!著水平，查DW計表可知，DL=1.125,DU=1.538。模型中，DW>Du,顯然消費模型中沒有自相關。(六)回歸分析回歸結果：(0.001619)(176.8349)(80.80809)t=(17.02839)(3.057058)(-2.968647)R2=0.9865