我國居民國內(nèi)旅游消費(fèi)居民收入關(guān)系的經(jīng)濟(jì)分析

-.z我國居民國內(nèi)旅游消費(fèi)與居民收入關(guān)系的經(jīng)濟(jì)分析摘要：文章以計(jì)量經(jīng)濟(jì)學(xué)的知識為根底，以我國居民國內(nèi)旅游消費(fèi)和居民收入的實(shí)際數(shù)據(jù)為依據(jù)，得出我國居民的國內(nèi)旅游消費(fèi)與居民收入具有極強(qiáng)的相關(guān)關(guān)系。同時(shí)，針對我國目前的國內(nèi)旅游和居民收入現(xiàn)狀提出了針對性的建議。關(guān)鍵詞：國內(nèi)旅游資源居民收入計(jì)量經(jīng)濟(jì)前言根據(jù)2009年?中國統(tǒng)計(jì)年鑒?，截止到2008年年底，中國旅游業(yè)總收入為1.16萬億元人民幣，比上年增長5.8%，其中國內(nèi)旅游收入為8749.30億元人民幣，旅游人數(shù)為17.12億人次，分別比上年增長12.6%和6.3%。在影響旅游消費(fèi)的因素中，居民的可支配收入起著關(guān)鍵作用，收入水平?jīng)Q定著消費(fèi)水平，也決定著需求的滿足程度，從而決定著消費(fèi)構(gòu)造的變化。因此，定量分析居民收入水平對旅游消費(fèi)的影響對于國家有針對性的調(diào)整產(chǎn)業(yè)政策進(jìn)而帶動國民經(jīng)濟(jì)的增長具有重要的現(xiàn)實(shí)意義。目前，國外學(xué)者對旅游消費(fèi)方面的研究主要集中在基于時(shí)間序列模型的旅游需求預(yù)測，國際旅游者的旅游消費(fèi)模式，國際旅游需求與收入水平、價(jià)格、交通本錢等因素之間關(guān)系的協(xié)整分析以及旅游業(yè)對經(jīng)濟(jì)增長的促進(jìn)作用等；國內(nèi)旅游消費(fèi)方面的研究主要集中于旅游對經(jīng)濟(jì)增長的促進(jìn)作用等，而針對國內(nèi)旅游與收入水平之間的關(guān)系研究較少。黃秀娟以國內(nèi)旅游消費(fèi)和國民收入數(shù)據(jù)為依據(jù)，得出中國居民的國內(nèi)旅游消費(fèi)與國民收入具有極強(qiáng)的相關(guān)性，中國居民能夠從事國內(nèi)旅游和快速增加國內(nèi)旅游需求的臨界點(diǎn)分別為1000元和2000元人民幣，并對中國城鎮(zhèn)居民和農(nóng)村居民的國內(nèi)旅游消費(fèi)進(jìn)展了比較；吳璇以中國居民國內(nèi)旅游消費(fèi)和居民收入的實(shí)際數(shù)據(jù)位依據(jù)，得出居民的國內(nèi)旅游消費(fèi)與居民收入有極強(qiáng)的相關(guān)性。但吳璇依據(jù)中國統(tǒng)計(jì)年鑒的數(shù)據(jù)只做到2004年，本文在其研究的根底上，依據(jù)統(tǒng)計(jì)年鑒最新公布的我國近幾年國內(nèi)旅游消費(fèi)支出和居民收入之間的相關(guān)關(guān)系對我國的旅游消費(fèi)進(jìn)展研究，以期有益于我國旅游事業(yè)的開展和旅游促銷政策的制訂。模型解釋經(jīng)濟(jì)學(xué)理論認(rèn)為，消費(fèi)者收入是決定其需求的重要因素，是需**現(xiàn)的客觀必要條件。隨著收入的變化，人們的需求也跟著發(fā)生變化。一般情況下，人們的總需求水平與收入成正向相關(guān)關(guān)系，收入越高，需求水平也越高。依此可推理在不考慮其他因素的情況下，我國居民的國內(nèi)旅游消費(fèi)需求與居民收入之間也呈現(xiàn)一種正向相關(guān)關(guān)系。本文主要是對這兩者關(guān)系進(jìn)展計(jì)量經(jīng)濟(jì)學(xué)實(shí)證分析，以期得出與預(yù)期相一致的結(jié)論。這里我國居民的旅游消費(fèi)支出采用每年的國內(nèi)旅游總收入〔ING〕，居民收入采用國內(nèi)生產(chǎn)總值〔GDP〕。用*t表示解釋變量——第t年的國內(nèi)生產(chǎn)總值，Yt表示被解釋變量——第t年的居民國內(nèi)旅游消費(fèi)支出?；貧w模型設(shè)為：Yt=C(1)+C(2)**t。原始數(shù)據(jù)(表1〕來源于1993年至2008年的中國統(tǒng)計(jì)年鑒。年份GDPING年份GDPING199335260.0864.002001108068.23522.36199448108.51023.512002119095.73878.36199559810.51375.702003135174.03442.30199670142.51638.382004159586.74710.71199778060.82112.702005184739.15285.86199883024.32391.182006211808.06229.74199988479.22831.922007246619.07770.62200098000.53175.542008300670.08749.30表1表1運(yùn)用Eviews軟件對以上統(tǒng)計(jì)資料進(jìn)展線性回歸模型的普通最小二乘估計(jì)〔OLS〕，得到以下回歸方程〔圖1〕：圖1圖1Y=C(1)+C(2)**Y=-206.6165207+0.**〔Ⅰ〕通過運(yùn)用普通最小二乘法，可以得到該回歸方程的可決系數(shù)為0.983555，t-統(tǒng)計(jì)量檢驗(yàn)值為28.93667，F(xiàn)-統(tǒng)計(jì)量檢驗(yàn)值為837.3306，杜賓·沃森統(tǒng)計(jì)量為1.537900。模型分析經(jīng)濟(jì)意義檢驗(yàn)通過方程Ⅰ可以看出，所選的解釋變量和被解釋變量之間存在正比例變動關(guān)系，且我國居民國內(nèi)旅游消費(fèi)的支出是居民收入的增函數(shù)。在該形式下，GDP關(guān)于INC的彈性為0.，說明居民收入的增加會刺激旅游消費(fèi)的增加。統(tǒng)計(jì)學(xué)檢驗(yàn)依據(jù)t-統(tǒng)計(jì)量檢驗(yàn)，選取顯著水平為0.05，其臨界值為Tα/2=2.120，顯然28.93667遠(yuǎn)遠(yuǎn)大于它，且解釋變量的相伴概率為0.0000，即從統(tǒng)計(jì)學(xué)檢驗(yàn)的角度上講解釋變量的選取是有意義的。F-統(tǒng)計(jì)量檢驗(yàn)及擬合優(yōu)度檢驗(yàn)，可決系數(shù)值越接近于1，則F值越大。這里的可決系數(shù)值為0.983555，大于0.9，說明擬合優(yōu)度比較高。因此，F(xiàn)-統(tǒng)計(jì)量檢驗(yàn)也非常顯著。計(jì)量經(jīng)濟(jì)學(xué)檢驗(yàn)〔1〕被解釋變量與解釋變量的散點(diǎn)圖檢驗(yàn)圖2圖2通過Eviews軟件繪制被解釋變量與解釋變量兩者關(guān)系的散點(diǎn)圖〔圖2〕，可以看出解釋變量GDP與被解釋變量INC有很強(qiáng)的線性相關(guān)關(guān)系，即我國居民的國內(nèi)旅游消費(fèi)與居民的收入之間有很強(qiáng)的線性相關(guān)性，與本文預(yù)期的結(jié)論相一致?！?〕自相關(guān)檢驗(yàn)為考察方程Ⅰ的隨機(jī)誤差項(xiàng)之間是否滿足相互獨(dú)立的假設(shè)，以下對其進(jìn)展序列相關(guān)檢驗(yàn)。①殘差圖分析圖3圖3通過對殘差分布圖〔圖3〕的分析可知，隨著時(shí)間的推移殘差分布沒有呈現(xiàn)出周期性的變化，不能說明該模型存在自相關(guān)性。②杜賓·沃森(D.W)檢驗(yàn)通過普通最小二乘法得到，D.W檢驗(yàn)的統(tǒng)計(jì)量為1.537900，查表得在顯著水平為5%時(shí)，樣本容量為16，自變量個(gè)數(shù)為1的臨界值dL和dU分別為1.106和1.371，由判別準(zhǔn)則dU≤D.W≤4-dU，可得到1.371<1.537900<2.629，即認(rèn)為方程的殘差序列不存在〔一階〕自相關(guān)性。結(jié)論：通過檢驗(yàn)該模型不存在序列自相關(guān)問題，即隨機(jī)誤差項(xiàng)之間滿足相互獨(dú)立的假設(shè)?！?〕異方差檢驗(yàn)為考察回歸方程Ⅰ中的隨機(jī)誤差項(xiàng)是否滿足假設(shè)條件中的同方差性，運(yùn)用以下方法對方程Ⅰ進(jìn)展異方差檢驗(yàn)。①圖示檢驗(yàn)法通過觀察被解釋變量與解釋變量的相關(guān)圖〔圖4〕可知，隨著*值的增加，Y的離散程度并沒有呈現(xiàn)出明顯的逐漸增大〔或減小〕的趨勢，可以大致判斷出該模型不存在異方差性。通過對殘差分布圖〔圖5〕的分析可知，殘差分布的離散程度并沒有呈現(xiàn)出明顯的擴(kuò)大趨勢，可粗略判斷出該模型不存在異方差性。圖4圖4圖5圖5②懷特(White)檢驗(yàn)圖6圖6通過懷特異方差檢驗(yàn)〔圖6〕，得到F-統(tǒng)計(jì)量為0.557153，其相伴概率為0.585929；卡方統(tǒng)計(jì)量(Obs*R-squared)為1.263179，其相伴概率為0.531746，大于0.050。因此，承受隨機(jī)誤差項(xiàng)無異方差的零假設(shè)。結(jié)論：通過檢驗(yàn)得出該模型不存在異方差問題，即模型設(shè)定的隨機(jī)誤差項(xiàng)具有同方差性。模型評價(jià)與經(jīng)濟(jì)分析該模型直觀地反映了我國居民國內(nèi)旅游消費(fèi)與居民收入關(guān)系的線性相關(guān)性，能夠通過經(jīng)濟(jì)意義的檢驗(yàn)、統(tǒng)計(jì)檢驗(yàn)和計(jì)量經(jīng)濟(jì)學(xué)的檢驗(yàn)。對研究我國居民國內(nèi)旅游消費(fèi)與居民收入之間的關(guān)系，具有很強(qiáng)的現(xiàn)實(shí)意義。我們可以運(yùn)用該模型，依據(jù)2009年和2010年政府公布的國內(nèi)生產(chǎn)總值(GDP)對該年度的國內(nèi)旅游總收入〔ING〕進(jìn)展預(yù)測〔圖7〕。通過Eviews軟件預(yù)測可知，我國2009年和2010年的國內(nèi)旅游總收入〔ING〕分別為10103.61億元和12029.13億元人民幣。圖7圖7從該模型我們可以看出，我國居民收入對居民的旅游消費(fèi)起著決定性的作用。隨著我國經(jīng)濟(jì)的飛速開展，我國的國內(nèi)生產(chǎn)總值(GDP)呈逐年提高的趨勢，居民的生活水平不斷提高。人們不僅追求物質(zhì)方面的享受，而且更加注重精神質(zhì)量的提高。而旅游業(yè)的開展正是順應(yīng)了市場潮流的開展趨勢，不僅需要以物質(zhì)根底為保障，而且滿足了人們對精神層面的追求。因此，研究我國居民旅游消費(fèi)與居民收入之間的關(guān)系，對于一個(gè)經(jīng)濟(jì)區(qū)域制訂旅游開展規(guī)劃、旅游宣傳促銷策略以及旅游開展目標(biāo)具有重要意義。建議國內(nèi)旅游業(yè)的迅猛開展，已成為許多地方新的經(jīng)濟(jì)增長點(diǎn)，并帶動了一大批相關(guān)產(chǎn)業(yè)的開展。為了使我國國內(nèi)旅游業(yè)更加**持續(xù)的開展，主要提出以下幾點(diǎn)建議：加強(qiáng)國內(nèi)旅游的理論研究。真實(shí)全面反映國內(nèi)旅游業(yè)的國民經(jīng)濟(jì)地位，是政府正確的輿論引導(dǎo)，積極倡導(dǎo)新的消費(fèi)方式，激發(fā)居民旅游動機(jī)的內(nèi)在迫切要求。抓好旅游業(yè)內(nèi)向型開展，優(yōu)化旅游產(chǎn)品構(gòu)造。第一，注重開發(fā)短程旅游產(chǎn)品，滿足日益增長的郊游、近距離市場需求，緩解交通和住宿壓力。第二，加強(qiáng)區(qū)域合作，互借東風(fēng)，優(yōu)勢互補(bǔ)，實(shí)現(xiàn)國內(nèi)旅游由點(diǎn)到線到面的逐步展開。第三，充分考慮市場需求構(gòu)造，完善旅游接待設(shè)施，搞好飯店等接待設(shè)施的規(guī)劃和合理布局。調(diào)整居民收人分配構(gòu)造，增加居民收人，進(jìn)展消費(fèi)政策的創(chuàng)新，刺激消費(fèi)需求。合理的休假制度是使我國旅游消費(fèi)順利實(shí)現(xiàn)的前提保證。目前我國集中式的休假制度對刺激我國旅游消費(fèi)起到了一定的作用，但其中的弊端在所難免。因而如何對我國的休假制度進(jìn)展制度創(chuàng)新，使得既能保證旅游消費(fèi)的順利實(shí)現(xiàn)，又不會對旅游業(yè)產(chǎn)生太多的負(fù)面影響是相當(dāng)重要的。加大宣傳促銷力度,培育旅游消費(fèi)意識。目前對一般公眾而言，其出游意識較淡薄。因此，加大輿論引導(dǎo)、宣傳促銷、培育旅游消費(fèi)意識既是國內(nèi)旅游開展的必經(jīng)過程，又是轉(zhuǎn)變我國居民傳統(tǒng)消費(fèi)方式的關(guān)鍵。健全旅游法規(guī)，保障國內(nèi)旅游業(yè)**開展?？v觀我國旅游立法過程，雖取得了可喜的成績，但相對于旅游業(yè)開展的實(shí)踐需要而言，具有明顯的滯后性、片面性、不及時(shí)性等特點(diǎn)。因此，從規(guī)*旅游經(jīng)營者經(jīng)營行為和旅游者旅游活動行為這兩個(gè)角度出發(fā)，建立健全我國的旅游法制，以法治旅，對保障國內(nèi)旅游業(yè)的**開展和旅游者權(quán)