《計量經(jīng)濟學》課程論文國內(nèi)城鎮(zhèn)居民旅游消費的計量經(jīng)濟學研究小組成員：指導教師：日期：2023年5月——6月國內(nèi)城鎮(zhèn)居民旅游消費的計量經(jīng)濟學研究摘要：本文根據(jù)國內(nèi)城鎮(zhèn)居民人均可支配收入及其旅游消費的特點，運用計量經(jīng)濟的方法建立了相應的模型。通過對模型的研究，分析了影響國內(nèi)城鎮(zhèn)居民旅游消費的主要因素及其存在的相關(guān)性，同時該模型還可以用于對未來的旅游消費情況進行預測，為制定未來的旅游消費政策提供依據(jù)。關(guān)鍵詞：國內(nèi)城鎮(zhèn)居民人均可支配收入旅游消費回歸模型一、問題的提出哪些因素對國內(nèi)城鎮(zhèn)居民旅游消費有影響？近年來，旅游消費在很多國家開展的很迅速，旅游消費已經(jīng)成為一個國家消費熱點和新的經(jīng)濟增長點。中國也不例外，隨著我國改革開放政策的深入貫徹，我國國民經(jīng)濟的開展突飛猛進，國內(nèi)生產(chǎn)總值日益增加，居民的人均收入水平越來越高，生活質(zhì)量也得到了很大的改善。人們不再一味追求溫飽，而是試著尋求高質(zhì)量的生活享受。由此，旅游消費作為一種非根本需求的較高層次的消費支出逐漸成為人們的主要休閑方式。我國旅游業(yè)的開展一直遵循“適度超前〞的原那么，立足于開發(fā)國內(nèi)旅游市場，國內(nèi)居民旅游逐漸在我國的旅游市場上占據(jù)主導地位。而國內(nèi)居民旅游消費支出的增加也帶動和刺激了我國國民經(jīng)濟的開展，旅游產(chǎn)業(yè)成為我國新的經(jīng)濟增長點。進入21世紀后，我國的旅游業(yè)保持著高速的開展態(tài)勢，市場前景極為廣闊。據(jù)數(shù)據(jù)統(tǒng)計，我國旅游消費占國內(nèi)生產(chǎn)總值的比例由1994年的2.189%上升為2004年的3.45%。這也充分說明旅游業(yè)在國民經(jīng)濟中的地位日益重要，并且已經(jīng)成為我國目前經(jīng)濟開展面臨的新課題和拉動國內(nèi)需求的新機遇。在我國的旅游消費群體中，主要消費群體為城鎮(zhèn)居民。由此可見，研究國內(nèi)城鎮(zhèn)居民的旅游消費狀況具有重要的現(xiàn)實意義。二、理論陳述國內(nèi)目前關(guān)于居民旅游消費的研究中，主要以定性研究為主。比擬有代表性的研究如下：許春曉(1999)通過對中國旅游消費的狀況進行分析和評論，指出今后旅游消費的研究方向之一是旅游消費典型現(xiàn)象的研究；顏紹梅(2001)從宏觀上探討了中國旅游消費的運行特征，提出了可持續(xù)性旅游消費的建議；谷慧敏和伍來春(2003)從居民收入分配及其結(jié)構(gòu)演變的角度，對中國改革開放20多年的國內(nèi)旅游消費的特征進行了理論分析；尹世杰(2003)指出了我國旅游消費開展中的情況和存在問題，并提出了未來促進我國旅游消費的措施。至于旅游消費定量研究的文獻，大局部那么是從宏觀消費層面出發(fā)。李銀蘭和范紅(2002)利用1993年—1998年的統(tǒng)計數(shù)據(jù)，分析了我國城鎮(zhèn)居民國內(nèi)旅游消費支出與可自由支配收入之間的關(guān)系，但未能把價格指數(shù)的因素納入到研究范疇中；黃河、金鵬等(2003)對上海市城市居民消費結(jié)構(gòu)的統(tǒng)計數(shù)據(jù)進行分析，并建立了模型計算出各項消費支出的收入彈性系數(shù)，還對消費結(jié)構(gòu)的變化趨勢進行了預測，旨在探求改善上海城市居民消費結(jié)構(gòu)的有效途徑；李一瑋和夏林根(2004)通過對國內(nèi)城鎮(zhèn)居民旅游者人均每天消費構(gòu)成比例的橫向和縱向比照，分析了城鎮(zhèn)居民旅游消費結(jié)構(gòu)的現(xiàn)狀和變化規(guī)律，找出了影響旅游消費結(jié)構(gòu)的因素，但卻沒有對城鎮(zhèn)居民的旅游消費支出作進一步的量化分析和研究。從以上論述中我們不難看出，高書軍和張廣海〔2003〕提出的“城鎮(zhèn)居民是旅游消費主體〞這一結(jié)論，使得我們對旅游消費的研究找到了一個新的出發(fā)點。因此，本文將國內(nèi)城鎮(zhèn)居民的旅游消費作為研究的立足點，并擬從計量經(jīng)濟學的角度，對國內(nèi)城鎮(zhèn)居民這一旅游消費主體人均旅游消費與人均可支配收入之間的關(guān)系進行深入地探討。三、相關(guān)數(shù)據(jù)的收集本文主要采用計量經(jīng)濟模型對國內(nèi)城鎮(zhèn)居民旅游消費情況進行分析和預測。計量經(jīng)濟學主要研究的是一種經(jīng)濟預測方法，即把經(jīng)濟理論、數(shù)學公式和概率統(tǒng)計等相關(guān)理論知識結(jié)合起來，用以發(fā)現(xiàn)和總結(jié)實際經(jīng)濟活動中的數(shù)學規(guī)律，預測未來的開展情況和進行政策規(guī)劃。計量經(jīng)濟模型就是應用計量經(jīng)濟方法建立起來的模型，對于單一方程來說其一般形式如下：Y=……這里：Y是因變量；是自變量；是相應的經(jīng)濟計量參數(shù)。計量經(jīng)濟模型的建立主要依靠歷史統(tǒng)計數(shù)據(jù)，然后應用最小二乘法得出相關(guān)的回歸模型。本文結(jié)合我國1995年—2004年的實際旅游消費情況，試圖建立一個回歸模型來探討人均旅游消費與人均可支配收入之間的關(guān)系，文中居民消費價格指數(shù)均是以上年=100來計算的，樣本期選取1995年—2004年，主要數(shù)據(jù)如表1所示?！操Y料來源：中國統(tǒng)計年鑒〕年份人均旅游消費〔元〕人均可支配收入〔元〕消費價格指數(shù)19954644283116.81996534.14838.9108.81997599.85160.3103.119986075425.199.41999614.8585498.72000678.66280100.82001708.36859.6100.72002739.77702.8992003684.98472.2100.92004731.89422105.1四、計量經(jīng)濟模型的建立我們建立了下述的一般模型：如果用y表示人均旅游消費，x1、x2分別表示人均可支配收入和居民消費價格指數(shù)，a為常數(shù)，b、c表示回歸系數(shù)，μ為擾動項，我們可以假設一般模型為：Y=五、模型的求解和檢驗人均旅游消費〔RJLYXF〕與人均可支配收入〔RJKZP〕,居民消費價格指數(shù)〔XFJGZS〕的關(guān)系討論：1.人均旅游消費〔RJLYXF〕與人均可支配收入〔RJKZP〕2.人均旅游消費〔RJLYXF〕與人均可支配收入〔RJKZP〕,居民消費價格指數(shù)〔XFJGZS〕DependentVariable:RJLYXFMethod:LeastSquaresDate:06/07/12Time:12:28Sample:19952004Includedobservations:10VariableCoefficientStd.Errort-StatisticProb.

C1126.923227.02374.9639000.0016RJKZP0.0361540.0067375.3666410.0010XFJGZS-6.9978311.981809-3.5310320.0096R-squared0.909881

Meandependentvar636.3000AdjustedR-squared0.884132

S.D.dependentvar89.40058S.E.ofregression30.43138

Akaikeinfocriterion9.912151Sumsquaredresid6482.482

Schwarzcriterion10.00293Loglikelihood-46.56075

Hannan-Quinncriter.9.812570F-statistic35.33738

Durbin-Watsonstat1.839809Prob(F-statistic)0.000220S.E=30.43138DW=1.839809結(jié)論：P值小于百分之五，有百分之百的把握拒絕原假設，即RJKZP和XFJGZS前的系數(shù)為0的可能性很小。P〔F-statistic〕通過了整體顯著性檢驗。模型一：DependentVariable:LOG(RJLYXF)Method:LeastSquaresDate:06/07/12Time:13:02Sample:19952004Includedobservations:10VariableCoefficientStd.Errort-StatisticProb.

C8.3949091.8698994.4894980.0028LOG(RJKZP)0.3993420.0672545.9378020.0006LOG(XFJGZS)-1.1730000.323176-3.6295960.0084R-squared0.932004

Meandependentvar6.446081AdjustedR-squared0.912577

S.D.dependentvar0.148933S.E.ofregression0.044036

Akaikeinfocriterion-3.164315Sumsquaredresid0.013574

Schwarzcriterion-3.073539Loglikelihood18.82157

Hannan-Quinncriter.-3.263895F-statistic47.97375

Durbin-Watsonstat2.023550Prob(F-statistic)0.000082結(jié)論：Prob值都小于0.05，因此模型一適合，所以進行以下的檢驗。White檢驗：HeteroskedasticityTest:WhiteF-statistic0.740668

Prob.F(5,4)0.6317Obs*R-squared4.807448

Prob.Chi-Square(5)0.4398ScaledexplainedSS1.162587

Prob.Chi-Square(5)0.9484TestEquation:DependentVariable:RESID^2Method:LeastSquaresDate:06/07/12Time:13:04Sample:19952004Includedobservations:10VariableCoefficientStd.Errort-StatisticProb.

C-4.49147410.93804-0.4106290.7024LOG(RJKZP)0.4820390.5006780.9627730.3902(LOG(RJKZP))^2-0.0094090.027841-0.3379450.7524(LOG(RJKZP))*(LOG(XFJGZS))-0.0678450.107711-0.6298780.5630LOG(XFJGZS)1.0365544.2501600.2438860.8193(LOG(XFJGZS))^2-0.0492130.372314-0.1321810.9012R-squared0.480745

Meandependentvar0.001357AdjustedR-squared-0.168324

S.D.dependentvar0.001422S.E.ofregression0.001537

Akaikeinfocriterion-9.834888Sumsquaredresid9.44E-06

Schwarzcriterion-9.653337Loglikelihood55.17444

Hannan-Quinncriter.-10.03405F-statistic0.740668

Durbin-Watsonstat3.195236Prob(F-statistic)0.631733結(jié)論：0.4398>0.05沒有異方差LM檢驗：Breusch-GodfreySerialCorrelationLMTest:F-statistic2.842822

Prob.F(2,5)0.1498Obs*R-squared5.320825

Prob.Chi-Square(2)0.0699TestEquation:DependentVariable:RESIDMethod:LeastSquaresDate:06/07/12Time:16:09Sample:19952004Includedobservations:10Presamplemissingvaluelaggedresidualssettozero.VariableCoefficientStd.Errort-StatisticProb.

C-1.0600131.641039-0.6459400.5468LOG(RJKZP)0.0664310.0620431.0707250.3332LOG(XFJGZS)0.1046940.2764310.3787330.7204RESID(-1)0.0458890.3206950.1430910.8918RESID(-2)-1.0138460.425321-2.3837210.0629R-squared0.532082

Meandependentvar1.42E-15AdjustedR-squared0.157748

S.D.dependentvar0.038836S.E.ofregression0.035641

Akaikeinfocriterion-3.523778Sumsquaredresid0.006351

Schwarzcriterion-3.372486Loglikelihood22.61889

Hannan-Quinncriter.-3.689746F-statistic1.421411

Durbin-Watsonstat3.081934Prob(F-statistic)0.348994結(jié)論：P大于5%不存在自相關(guān)JB檢驗：結(jié)論：p=0.727134在0.5附近，所以隨機誤差項符合正態(tài)分布。沃爾德檢驗：WaldTest:Equation:UntitledTestStatisticValue

df

ProbabilityF-statistic20.15559(1,7)

0.0028Chi-square20.155591

0.0000NullHypothesisSummary:NormalizedRestriction(=0)Value

Std.Err.C(1)8.3949091.869899Restrictionsarelinearincoefficients.結(jié)論：Prob<0.05拉姆齊resid檢驗：RamseyRESETTest:F-statistic0.931914

Prob.F(1,6)0.3716Loglikelihoodratio1.443766

Prob.Chi-Square(1)0.2295TestEquation:DependentVariable:LOG(RJLYXF)Method:LeastSquaresDate:06/07/12Time:13:21Sample:19952004Includedobservations:10VariableCoefficientStd.Errort-StatisticProb.

C91.6112286.223091.0624910.3289LOG(RJKZP)7.0755096.9160791.0230520.3457LOG(XFJGZS)-20.1094219.61866-1.0250150.3449FITTED^2-1.2932151.339624-0.9653570.3716R-squared0.941145

Meandependentvar6.446081AdjustedR-squared0.911718

S.D.dependentvar0.148933S.E.ofregression0.044251

Akaikeinfocriterion-3.108691Sumsquaredresid0.011749

Schwarzcriterion-2.987657Loglikelihood19.54346

Hannan-Quinncriter.-3.241466F-statistic31.98206

Durbin-Watsonstat1.891074Prob(F-statistic)0.000000結(jié)論：Prob(F-statistic)=0Chow檢驗：ChowBreakpointTest:2000

NullHypothesis:NobreaksatspecifiedbreakpointsVaryingregressors:AllequationvariablesEquationSample:19952004F-statistic1.681621Prob.F(3,4)0.0371Loglikelihoodratio8.159025Prob.Chi-Square(3)0.0428WaldStatistic

5.044862Prob.Chi-Square(3)0.1685ChowBreakpointTest:2002

NullHypothesis:NobreaksatspecifiedbreakpointsVaryingregressors:AllequationvariablesEquationSample:19952004F-statistic2.850352Prob.F(3,4)0.0188Loglikelihoodratio11.43510Prob.Chi-Square(3)0.0096WaldStatistic

8.551055Prob.Chi-Square(3)0.0359結(jié)論：Prob.F(3,4)<0.05有下滑趨勢模型2：DependentVariable:RJLYXFMethod:LeastSquaresDate:06/07/12Time:14:17Sample:19952004Includedobservations:10VariableCoefficientStd.Errort-StatisticProb.

C-136.5417725.5999-0.1881780.8569RJKZP0.2347240.1099002.1358050.0766XFJGZS-1.2245263.625645-0.3377400.7471RJKZP^2-1.39E-057.69E-06-1.8094000.1204R-squared0.941695

Meandependentvar636.3000AdjustedR-squared0.912543

S.D.dependentvar89.40058S.E.ofregression26.43862

Akaikeinfocriterion9.676703Sumsquaredresid4194.005

Schwarzcriterion9.797737Loglikelihood-44.38352

Hannan-Quinncriter.9.543929F-statistic32.30238

Durbin-Watsonstat2.684563Prob(F-statistic)0.000424White檢驗：HeteroskedasticityTest:WhiteF-statistic10.75158

Prob.F(8,1)0.2318Obs*R-squared9.885074

Prob.Chi-Square(8)0.2732ScaledexplainedSS3.382680

Prob.Chi-Square(8)0.9081TestEquation:DependentVariable:RESID^2Method:LeastSquaresDate:06/07/12Time:14:19Sample:19952004Includedobservations:10CollineartestregressorsdroppedfromspecificationVariableCoefficientStd.Errort-StatisticProb.

C-7515520.1904570.-3.9460450.1580RJKZP2802.464627.89064.4633000.1403RJKZP^2-0.4539500.095665-4.7452230.1322RJKZP*XFJGZS-12.349823.212952-3.8437620.1620RJKZP*(RJKZP^2)3.55E-057.12E-064.9831130.1261XFJGZS60374.0718206.903.3159990.1865XFJGZS^2-109.468640.95071-2.6731800.2279XFJGZS*(RJKZP^2)0.0009870.0002523.9098990.1594(RJKZP^2)^2-1.32E-092.66E-10-4.9534980.1268R-squared0.988507

Meandependentvar419.4005AdjustedR-squared0.896567

S.D.dependentvar609.5536S.E.ofregression196.0388

Akaikeinfocriterion12.89192Sumsquaredresid38431.21

Schwarzcriterion13.16424Loglikelihood-55.45959

Hannan-Quinncriter.12.59318F-statistic10.75158

Durbin-Watsonstat3.271324Prob(F-statistic)0.231831結(jié)論：prob>0.05,沒有異方差。LM檢驗：Breusch-GodfreySerialCorrelationLMTest:F-statistic2.225072

Prob.F(2,4)0.2241Obs*R-squared5.266353

Prob.Chi-Square(2)0.0718TestEquation:DependentVariable:RESIDMethod:LeastSquaresDate:06/07/12Time:16:15Sample:19952004Includedobservations:10Presamplemissingvaluelaggedresidualssettozero.VariableCoefficientStd.Errort-StatisticProb.

C221.0097648.17340.3409730.7503RJKZP-0.0186330.100555-0.1853010.8620XFJGZS-1.5003943.204292-0.4682450.6640RJKZP^21.25E-067.12E-060.1758070.8690RESID(-1)-0.6967220.435914-1.5983020.1852RESID(-2)-0.9764620.638089-1.5302900.2007R-squared0.526635

Meandependentvar-1.11E-13AdjustedR-squared-0.065071

S.D.dependentvar21.58705S.E.ofregression22.27832

Akaikeinfocriterion9.328814Sumsquaredresid1985.294

Schwarzcriterion9.510365Loglikelihood-40.64407

Hannan-Quinncriter.9.129653F-statistic0.890029

Durbin-Watsonstat3.050834Prob(F-statistic)0.560549結(jié)論：P值大于0.05，所以不存在自相關(guān)。JB檢驗：沃爾德檢驗：WaldTest:Equation:UntitledTestStatisticValue

df

ProbabilityF-statistic0.035411(1,6)

0.8569Chi-square0.0354111

0.8507NullHypothesisSummary:NormalizedRestriction(=0)Value

Std.Err.C(1)-136.5417725.5999Restrictionsarelinearincoefficients.結(jié)論：Prob>0.05拉姆齊resid檢驗:RamseyRESETTest:F-statistic1.079558

Prob.F(1,5)0.3464Loglikelihoodratio1.954941

Prob.Chi-Square(1)0.1621TestEquation:DependentVariable:RJLYXFMethod:LeastSquaresDate:06/07/12Time:14:27Sample:19952004Includedobservations:10VariableCoefficientStd.Errort-StatisticProb.

C-2358.6212256.848-1.0450950.3438RJKZP1.0853350.8259161.3140990.2459XFJGZS-0.4177823.684583-0.1133870.9141RJKZP^2-6.47E-054.95E-05-1.3074500.2479FITTED^2-0.0026760.002575-1.0390180.3464R-squared0.952048

Meandependentvar636.3000AdjustedR-squared0.913687

S.D.dependentvar89.40058S.E.ofregression26.26506

Akaikeinfocriterion9.681209Sumsquaredresid3449.268

Schwarzcriterion9.832502Loglikelihood-43.40605

Hannan-Quinncriter.9.515242F-statistic24.81792

Durbin-Watsonstat2.914255Prob(F-statistic)0.001702結(jié)論：Prob(F-statistic)不等于0。Chow檢驗：ChowBreakpointTest:1999

NullHypothesis:NobreaksatspecifiedbreakpointsVaryingregressors:AllequationvariablesEquationSample:19952004F-statistic0.374031Prob.F(4,2)0.8169Loglikelihoodratio5.585081Prob.Chi-Square(4)0.2324WaldStatistic

1.496125Prob.Chi-Square(4)0.8273ChowBreakpointTest