計量經(jīng)濟學論文關于我國國內(nèi)旅游需求的實證分析.doc

《計量經(jīng)濟學論文關于我國國內(nèi)旅游需求的實證分析.doc》由會員分享，可在線閱讀，更多相關《計量經(jīng)濟學論文關于我國國內(nèi)旅游需求的實證分析.doc（13頁珍藏版）》請在裝配圖網(wǎng)上搜索。

1、 關于國內(nèi)旅游需求的計量經(jīng)濟學 分析報告 摘要：本文研究的是有關我國國內(nèi)旅游需求的問題。近幾年國內(nèi)旅游業(yè)的發(fā)展越來越好，需求越來越大。中國國內(nèi)旅游需求的主要影響因素是可支配收入,旅游需求的價格彈性較小。隨著旅游平均消費傾向不斷上升、旅游邊際消費傾向亦趨于穩(wěn)定。旅游市場潛力巨大,應當更好地考慮其他各因素對市場的需求的影響，才有利于我們對其內(nèi)在機制的了解。國內(nèi)旅游市場的合理平衡依賴于旅游需求的大幅度增長,只有在旅游需求大幅度增長的情況下,才能改變旅游供給的過度競爭狀態(tài),實現(xiàn)較高效率的資源配置與供求平衡。所以對國內(nèi)旅游需求進行量化、模

2、型化的分析是勢在必行的。本文運用了Eviews3.1軟件進行研究操作。 關鍵字：回歸分析 多重共線性 國內(nèi)旅游需求 一、 問題的提出 旅游業(yè)作為一個朝陽產(chǎn)業(yè)，目前已被列為世界第三大產(chǎn)業(yè)。據(jù)了解，我國的旅游業(yè)較長期的保持7％年均增長率，已經(jīng)成為國民經(jīng)濟新的經(jīng)濟增長點，旅游業(yè)帶動了相關產(chǎn)業(yè)和社會經(jīng)濟的全面發(fā)展，已經(jīng)成為我國經(jīng)濟發(fā)展的支柱性產(chǎn)業(yè)之一。隨著我國經(jīng)濟的快速發(fā)展和人民生活水平的提高，人們對旅游消費的需求也進一步提升。有關數(shù)據(jù)統(tǒng)計，2009年我國全年旅游總收入為1.29萬億元，同比增長11.3％；全年國內(nèi)旅游人數(shù)達1902百萬人次，增長11.1％；國內(nèi)旅游收入1.02萬億元，增長1

3、6.4％；國內(nèi)旅游總花費為10,183.7億元；而2011年我國國內(nèi)旅游總花費為19305.4億元，全年國內(nèi)旅游人數(shù)達2641百萬人次。由此可見，旅游這一項目已被列入人們生活娛樂項目中，旅游越來越受到各類人士的青睞與追捧，在當今社會越來越主流。據(jù)《2011中國旅游市場趨勢觀察研究預測報告》預測：到2020年中國將成為世界最大的旅游目的地國家，這十年也將成為中國旅游業(yè)發(fā)展的“黃金十年”。 在發(fā)展的同時旅游的方式也在改革。其一，總所周知，當今社會互聯(lián)網(wǎng)功能強大，旅游也一樣可以借助互聯(lián)網(wǎng)解決適應游客行、吃、住、游、玩一體化的需求；同時旅游作為一個整體的商業(yè)生態(tài)鏈，涉及到旅行服務機構、酒店、景區(qū)、交

4、通等等，利用互聯(lián)網(wǎng)可以將這些環(huán)節(jié)連成一個統(tǒng)一的整體，進而可以大大提高服務的水平和業(yè)務的來源。其二，旅游不再局限于跟團游，更多出現(xiàn)了自駕游的方式及年輕的背包客們。 綜上，旅游業(yè)已經(jīng)越來越感到來自各方的“雙刃劍”的考驗，一方面，互聯(lián)網(wǎng)為傳統(tǒng)旅游業(yè)提供新的機遇及提高服務水平和運作水平的手段，不同的旅游方式也豐富了旅游業(yè)的內(nèi)容；另一方面，大多數(shù)沒有開展網(wǎng)上業(yè)務的中小旅行社則面臨嚴峻的挑戰(zhàn)，并且新的方式帶來了更多的潛在風險。并且由于方式的多樣化，旅游的需求也越來越大，引發(fā)的問題也越來越多，甚至在很多景區(qū)出現(xiàn)游客太多容納不下的問題，更多景區(qū)提出了“限客”的治理方式。因此，旅游業(yè)的發(fā)展及旅游的需求也成了人

5、們關注的焦點。那么國內(nèi)旅游需求到底是怎么定義的呢？國內(nèi)旅游需求與什么因素相關？受什么因素影響？什么因素對旅游需求的影響最顯著？這也是本項分析的主要目的?！? 二、 理論綜述 國內(nèi)旅游是指國家內(nèi)的居民離開長住地到國內(nèi)另一地方去進行的旅游。它的特點是，對進行這種旅游活動的人沒有國籍的限制，游客可以是本國公民，也可以是長住該國的外國人。 旅游需求是指在一定的時期內(nèi)，一定價格上，旅游者愿意而且能夠購買的旅游產(chǎn)品的數(shù)量，即旅游者對某一旅游目的地所需求的數(shù)量。 旅游需求量即旅游者需求的總量。其與旅游產(chǎn)品價格成反方向變化。旅游價格是影響旅游需求量的基本因素。在一定時期內(nèi)，當旅游產(chǎn)品價格相對于成替代

6、關系的其他產(chǎn)品和服務的價格發(fā)生變化時，人們對旅游產(chǎn)品的需求量就會發(fā)生變化。當旅游產(chǎn)品價格相對上升時，旅游需求量就會下降;當旅游產(chǎn)品價格相對下降時，旅游需求量就會上升?？梢?，在其他影響旅游需求量因素不變的情況下，在一定時期內(nèi)人們對旅游產(chǎn)品的需求量會隨著旅游產(chǎn)品價格的升降而呈現(xiàn)反方向的變化。旅游需求量與可自由支配收入成正方向變化。在一定時期內(nèi)，人們的可自由支配收入是有限的，當價格發(fā)生變化時，一定量的可自由支配收入的購買力也會隨之發(fā)生變化，如當旅游產(chǎn)品的價格下降時，雖然可自由支配的收人額沒有發(fā)生變化，但是實際可自由支配收入是增加的，從而使人們有能力以原有水平的收入擴大對旅游產(chǎn)品的需求量。這種價格變化

7、的收人效果表明人們的可自由支配收入的大小同旅游需求量之間存在著密切的關系。一般來說，在其他因素不變的情況下，可自由支配收入同旅游產(chǎn)品需求量之間存在正向變動關系，即可自由支配收入越多，對旅游產(chǎn)品的需求量也越多，尤其表現(xiàn)為外出旅游次數(shù)或在外旅游天數(shù)的增加，反之亦然。 從旅游需求的定義中可以看出，要成為現(xiàn)實的旅游需求主體，必須具備相應的主客觀條件，即主觀上要具有旅游動機，客觀上要具有支付能力和閑暇時間。另外，由于旅游需求的實現(xiàn)需要在一定的空間位移下才能實現(xiàn)，因此具備旺盛的精力和體力也是支撐旅游者完成旅游活動所必需的，但是那不屬于旅游經(jīng)濟學的范疇。下面說明幾個旅游需求的主要影響因素，還有很多不定因素

8、無法一一列舉。 (1)支付能力。旅游需求的實現(xiàn)在很大程度上取決于個人支付能力的大小。旅游支付能力可由可支配收入的高低為衡量支付能力高低的指標，可自由支配收入越高，則表示旅游支付能力越強。 支付能力對旅游需求的實現(xiàn)具有重要意義。它不僅是衡量一個旅游客源地產(chǎn)生旅游需求潛力的重要指標，而且也是影響一個旅游目的地能否納入到旅游者選擇決策范圍的一個重要因素，更是決定著旅游者旅游方式、旅游等級、旅游消費結構和水平的關鍵因素。因此，對于旅游目的地來說，要時刻關注旅游客源地居民支付能力的變化情況，以便開發(fā)出有針對性的旅游產(chǎn)品，滿足市場需求。 (2)閑暇時間。一個國家居民擁有的閑暇時間長短與其所在國的社

9、會經(jīng)濟發(fā)展水平、科學技術水平及社會生產(chǎn)力水平呈高度的正相關關系。 由于旅游是離開常住地到異地的活動，沒有足夠的時間，出外旅游是不可能的。在旅游經(jīng)濟學中，出外旅游所需的時間稱為閑暇時間。這里的閑暇時間不僅是相對工作時間而言，而且也相對于處理個人事務時間而言，所以概括來說，閑暇時間是指人們在進行日常工作、學習、生活和參加必要的社會活動所需時間之外的可以自由支配的時間。這種可自由支配的時間越多，連續(xù)的時間越長，參加旅游的可能性越大。 閑暇時間對旅游需求的實現(xiàn)具有重要意義。它不僅直接影響著居民的旅游地域范圍的選擇，而且也對居民的旅游方式及其消費時間的集中程度產(chǎn)生極大的影響，并進而關系到旅游產(chǎn)業(yè)結構

10、的轉型和產(chǎn)業(yè)素質(zhì)的提升狀況。因此，對于旅游目的地來說，不能不考慮閑暇時間帶給旅游產(chǎn)品的設計、結構的調(diào)整及其產(chǎn)業(yè)運行模式的影響。 三、 數(shù)據(jù)的收集 根據(jù)旅游經(jīng)濟學理論，旅游需求是指在不同的價格水平下，旅游者愿意購買的旅游產(chǎn)品數(shù)量。研究旅游需求就要研究旅游需求的影響因素，再利用eviews軟件分析旅游需求與這些影響因素之間的各種關系。 顯然，旅游需求的主要影響因素包括：旅游者可支配收入、出游的偏好和動機、旅游產(chǎn)品的價格、非旅游消費品的價格、閑暇時間、旅游客源地與旅游目的地之間的距離，旅游地的安全狀況和旅游地的形象，交通，旅游消費等等。 根據(jù)以上提及的因素和變量的可觀測性，收集了我國19

11、99-2011年的各項數(shù)據(jù)，后續(xù)將再通過EVIEWS軟件做顯著性檢驗剔除影響不顯著的因素。收集數(shù)據(jù)如表1所示。 obs Y國內(nèi)旅游需求（百萬人） x1 可支配收入（元） x2 GDP（億元） x3 旅游業(yè)發(fā)展狀況（人） x4 旅游價格指數(shù) x5 總人口數(shù)（萬人） x6 鐵路營業(yè)里程（萬公里） x7 公路里程（萬公里） x8 國內(nèi)旅游人均花費（元） 1999 719 5854 80579.4 108830 98.6 125786 6.74 135.17 394 2000 744 6279.98 8825

12、4 164336 100.4 126743 6.87 167.98 426.6 2001 784 6859.6 95727.9 192408 100.3 127627 7.01 169.8 449.5 2002 878 7702.8 103935.3 229147 95.9 128453 7.19 176.52 441.8 2003 870 8472.2 116603.2 249802 95.4 129227 7.3 180.98 395.7 2004 1102 9422 136584.3 263245 100

13、.6 129988 7.44 187.07 427.5 2005 1212 10493 182321 267183 99.6 130756 7.54 334.52 436.1 2006 1394 11759 210871 293318 103.1 131448 7.71 345.7 446.9 2007 1610 13786 246619 307977 102.3 132129 7.8 358.37 482.6 2008 1712 15781 300670 321655 101.1 132802 7.97 3

14、73.02 511 2009 1902 17175 340507 340894 97.5 133450 8.55 386.08 535.4 2010 2103 19109 397983 277262 104.9 134091 9.12 400.82 598.2 2011 2640 21810 458217 299755 103.8 134735 9.32 410.64 731 表1 1999-2011年有關數(shù)據(jù) 表內(nèi)數(shù)據(jù)來源于《中國統(tǒng)計年鑒》 其中： Y----國內(nèi)旅游需求，使用國內(nèi)旅游出游數(shù)量

15、衡量； X1----旅游者可支配收入代表支付能力(元)； X2----閑暇時間可用經(jīng)濟發(fā)展狀況大致說明，即使用GDP衡量； X3----旅游業(yè)發(fā)展狀況，使用國內(nèi)旅行社職工人數(shù)衡量； X4----旅游產(chǎn)品價格及非旅游消費品價格可用旅游價格指數(shù)說明(上年=100)； X5----總人口數(shù)（萬人）； X6----交通因素，我國交通里程即鐵路營業(yè)里程（萬公里）； X7----交通因素,我國交通里程即公路里程(萬公里)； X8----旅游花費，使用國內(nèi)旅游人均消費衡量； 四、 模型的設定 考慮到影響因素數(shù)量較多且多數(shù)變量的顯著性未知，所以決定先用相關系數(shù)檢驗法找出最相關的解釋變量

16、，再用逐步回歸法選出最優(yōu)的模型。 1、相關系數(shù)檢驗。檢驗結果如圖1所示： 圖1：相關性檢驗結果 由圖1結果可知，x1、x2、x5、x6、x7、x8都與國內(nèi)旅游需求高度相關，并且這些變量之間也是高度相關的?，F(xiàn)在按照逐步回歸原理建立模型。 2、逐步回歸。 （1）建立一元回歸模型： 根據(jù)理論分析可支配收入應該是國內(nèi)旅游需求最重要的影響因素；相關系數(shù)檢驗也表明可支配收入與國內(nèi)旅游需求的相關性最強。所以，建立最基本的模型： Y = a + bX1 + ε （2）將其余變量逐個引入模型。經(jīng)過對比結果如下： a) 第一次

17、引入其余變量選出顯著變量，經(jīng)過對比最優(yōu)變量結果如圖2所示： 圖2：第一次引入變量經(jīng)比較后的最優(yōu)解釋變量 對比結果后得出結論：引入x2后，x2的t檢驗不顯著，同時擬合優(yōu)度提高的也不多，引入其他解釋變量也一樣，但相對來說引入 x8 時， Y = f（x1，x8）的擬合優(yōu)度最高，t檢驗結果也較為顯著，所以將Y = f（x1，x8）作為基本模型繼續(xù)引入其他變量。 b) 第二次引入其余變量。經(jīng)過對比最優(yōu)變量結果如圖3所示： 圖3：第二次引入變量經(jīng)比較后的最優(yōu)解釋變量 對比結果后得出結論：引入x2后，x2的t檢驗不顯著，同時擬合優(yōu)度提高的也不多，引

18、入其他解釋變量也一樣，有的解釋變量引入后擬合優(yōu)度甚至開始下降。但相對來說引入 x4 時， Y = f（x1，x8，x4）的擬合優(yōu)度最高，t檢驗結果不顯著，雖然擬合優(yōu)度提高了，但x4屬于不顯著變量，既影響不大。 但為了研究目的，相對來說引入 x4 時， Y = f（x1，x8，x4）的擬合優(yōu)度最高，t檢驗結果也相對其他而言較為顯著，所以將Y = f（x1，x8，x4）作為基本模型繼續(xù)引入其他變量。以此來初略判斷對旅游需求有影響的因素的影響大小。 c) 第三次引入其余變量。經(jīng)過對比最優(yōu)變量結果如圖4所示： 對比結果后得出結論：繼續(xù)引入變量后，變量的t檢驗不顯著，同時擬合優(yōu)度提高的也不多，有些

19、變量的Adjusted R-squared甚至降低了。但相對來說引入 x7時， Y = f（x1，x8，x4）的擬合優(yōu)度最高，t檢驗結果不顯著，雖然擬合優(yōu)度提高了，但x4屬于不顯著變量，既影響不大。為了研究目的，繼續(xù)引入變量，將Y = f（x1，x8，x4，x7）作為基本模型。 圖4：第三次引入變量經(jīng)比較后的最優(yōu)解釋變量 d) 第四次引入其余變量。經(jīng)過對比最優(yōu)變量結果如圖5所示： 圖5：第四次引入變量經(jīng)比較后的最優(yōu)解釋變量 對比結果后得出結論：圖示的是此次引入新變量后結果最優(yōu)的一個變量分析。可以看到，繼續(xù)引入變量后，變量的t檢驗不顯著，變量的Adjusted R-squar

20、ed也降低了。由此判斷，繼續(xù)引入的變量對國內(nèi)旅游需求的影響程度大大不及前幾個變量，甚至有些變量的影響力小至可忽略不計。此次的最優(yōu)變量為x2。由于顯著性太低，不再繼續(xù)引入變量研究。 3.綜上所述，得出的最優(yōu)模型為Y = f（x1，x8）。 所以模型設定為Y = C(1) + C(2)*X1 + C(3)* X8 + u 其中：y ——國內(nèi)旅游需求，使用國內(nèi)旅游出游數(shù)量衡量 x1——旅游者可支配收入，使用居民可支配收入衡量 x8——旅游花費，使用國內(nèi)旅游人均消費衡量； u為隨機擾動項 即模型為： Y = -305.0735886 + 0.09722105866*X1 + 1.

21、053957752*X8 t= (-2.215560) (11.88577) （2.322225） 五、 模型的估計與調(diào)整 對上述模型用Eviews進行OLS估計操作，結果如圖6所示： 圖6：國內(nèi)旅游需求OLS估計結果 (一) 經(jīng)濟意義檢驗： 通過模型方程可以看出，可支配收入x1每增加一個單位，國內(nèi)旅游需求y增加0.097221個單位，與實踐經(jīng)驗和理論依據(jù)一致；國內(nèi)旅游人均消費x8每增加1單位，國內(nèi)旅游需求y就增加1.053958個單位，與實踐經(jīng)驗和理論依據(jù)一致。 (二) 統(tǒng)計推

22、斷檢驗： 通過模型回歸檢驗結果可以看出，可支配收入和國內(nèi)旅游人均消費的系數(shù)都通過了t檢驗。且模型的可決系數(shù)為0.991396，擬合優(yōu)度很高。所以可支配收入和國內(nèi)旅游人均消費通過了顯著性檢驗，可支配收入和國內(nèi)旅游人均消費對國內(nèi)旅游需求有顯著影響。 (三) 計量經(jīng)濟學檢驗： A. 自相關性檢驗： 給定顯著性水平0.05，查DW表，當n=13，k=2時，得下限臨界值dL=0.861，上限臨界值du=1.562。因為DW統(tǒng)計量為2.776798， 4-dL=3.139，4- du=2.438，所以4- du < DW <4-dL ，無法判斷模型是否存在自相關性。 所以進行偏相關系數(shù)檢驗是否存

23、在自相關性。檢驗結果如圖7所示： 圖7 模型的偏相關系數(shù)檢驗結果 從圖7中可以看出，模型的第3期偏相關系數(shù)的直方塊可能超過了虛線部分，推斷模型可能存在著三階自相關。 所以繼續(xù)進行BG檢驗。結果如圖8所示： 圖8 模型的BG檢驗結果 圖中，=0.71105，臨界概率P=0.700805，因此輔助回歸模型是不顯著的，即模型不存在自相關性。 B. 異方差性檢驗： 首先進行殘差分析。結果如圖9所示： 圖9 我國國內(nèi)旅游需求回歸模型殘差分布圖 圖9顯示回歸方程的殘差分布有擴大趨勢，推斷可能存在異方差性。 再進行W

24、hite檢驗。檢驗結果如圖10所示： 圖10 White檢驗結果 取顯著水平，由于,所以模型不存在異方差性。直接觀察相伴概率p值的大小可以看出p值較大，所以認為模型不存在異方差性。 所以本文模型估計的最終結果為： Y = -305.0735886 + 0.09722105866*X1 + 1.053957752*X8 t = (-2.216) (11.886) （2.322） DW=1.502 六、 本文的結論 1) 對我國國內(nèi)旅游需求的影響因素影響程度依次為：旅游者可支

25、配收入、國內(nèi)旅游人均消費、旅游價格指數(shù)、我國公路里程、我國居民閑暇時間。 2) 我國旅游業(yè)發(fā)展狀況、我國總人口數(shù)、我國鐵路營業(yè)里程等因素對國內(nèi)旅游需求確實存在影響，雖然影響程度不大。從模型中可看到國民經(jīng)濟的變化與旅游需求呈同步變化，且國民經(jīng)濟的增長會帶動旅游者可支配收入的增長，最終刺激旅游消費的增加。所以政府也應加大致力于完善交通的力度，提高車輛上的環(huán)境以及服務水平，減少旅客不必要負擔。還應加大旅游事業(yè)的發(fā)展力度，而且應該密切關注與旅游事業(yè)相關的產(chǎn)業(yè)的發(fā)展情況。 3) 閑暇時間、旅游價格指數(shù)和我國公路里程這些因素對我國國內(nèi)旅游需求也存在著影響，影響程度沒有顯著到要計入模型但也不能忽略。而旅游者可支配收入和國內(nèi)旅游人均消費對我國國內(nèi)旅游需求有著顯著的影響。因此政府應加快經(jīng)濟建設，以經(jīng)濟增長帶動旅游消費的增長，也增加我國居民可支配收入，同時增加我國國內(nèi)旅游人均消費。 主要參考文獻： 中國社會科學院旅游研究中心.2010.《2011中國旅游市場趨勢觀察研究預測報告》 中國社會科學院旅游研究中心.2010.《旅游綠皮書》 龐浩 主編《計量經(jīng)濟學》（第二版）科學出版社 趙 衛(wèi) 亞 編著《計量經(jīng)濟學教程》 上海財經(jīng)出版社 呂宛青，陳昕.2013. 《旅游經(jīng)濟學》