摘 要：本文基于計量經(jīng)濟學(xué)方法，運用Eviews軟件對1995-2014年這20年的歷史數(shù)據(jù)進行了多元線性回歸分析，探究影響我國旅游消費支出的因素，并預(yù)測未來的旅游消費支出情況，為我國國內(nèi)旅游市場的發(fā)展提供有效的建議。

關(guān)鍵詞：國內(nèi)旅游總花費；旅行社數(shù)；國民總收入；公路旅程

旅游作為經(jīng)濟發(fā)展的動力之一，在我國第三產(chǎn)業(yè)中的地位不容小覷。研究我國國內(nèi)旅游消費支出現(xiàn)狀及其影響因素有助于更好的降低消費支出占居民總支出的比例，刺激旅游需求，對拉動我國旅游業(yè)發(fā)展有深刻意義。國民收入的提升使得旅游花費增多，旅行社個數(shù)的增加使得居民出游更簡單方便，同時，現(xiàn)代交通業(yè)的不斷發(fā)展也使得出游交通費逐漸減少。本次研究將選取國內(nèi)旅游總花費、旅行社數(shù)、國民總收入、公路旅程作為變量，采用計量經(jīng)濟學(xué)的方法進行實證分析。

一、模型的建立

旅游業(yè)是一個涉及交通、游覽、餐飲、住宿等的綜合性產(chǎn)業(yè)，影響因素紛繁復(fù)雜。本文選取了旅行社數(shù)，國民總收入，公路旅程來分析國內(nèi)旅游消費支出的現(xiàn)狀。其中，旅行社數(shù)反映我國旅游市場的發(fā)展?fàn)顩r，國民總收入用來衡量居民的購買力水平，公路旅程的數(shù)量變化則影響居民的交通費用支出，其占總支出的比例變化是旅游需求的主要影響因素。假設(shè)我國國內(nèi)旅游消費支出的多元線性回歸模型為：

其中，Y為國內(nèi)旅游總花費（億元），X1為旅行社數(shù)（個），X2為國民總收入（億元），X3為公路旅程（萬公里），代表眾多影響變化的微小因素。

二、數(shù)據(jù)搜集及參數(shù)估計

本文樣本數(shù)據(jù)選自國家統(tǒng)計局網(wǎng)1995-2014年共20年時間序列數(shù)據(jù)，利用Eviews，采用普通最小二乘法進行模型參數(shù)的估計。根據(jù)模型的估計結(jié)果，可得回歸方程為：

三、模型檢驗

回歸模型參數(shù)估計出來之后，并不能將所得的回歸模型直接應(yīng)用，還必須了解所估計的參數(shù)是否可以比較好地代替總體的真實參數(shù)。

（一）經(jīng)濟意義檢驗

模型估計結(jié)果說明，在假定其它變量不變的情況下，旅行社數(shù)每增長1個，我國國內(nèi)旅游總花費減少0.112833億元；國民總收入每增長1億元，國內(nèi)旅游總花費增長0.064999億元；公路里程增長1萬公里，國內(nèi)旅游總花費就會減少23.93721元，這與理論分析經(jīng)驗判斷一致。

（二）統(tǒng)計推斷檢驗

1、擬合優(yōu)度檢驗：由圖1中數(shù)據(jù)知：可決系數(shù)=0.982127，修正的可決系數(shù)=0.978776，與1十分接近，這說明模型對樣本的擬合程度很高。

2、回歸方程的顯著性檢驗（F檢驗）：針對，給定顯著性水平，在F分布表中查出自由度為3和16的臨界值F（3，16）=3.24。由于F（293.0723）>F（3，16）=3.24，應(yīng)拒絕原假設(shè)，回歸方程顯著，即“旅行社數(shù)”、“國民總收入”、“公路旅程”等變量聯(lián)合起來確實對“國內(nèi)旅游總花費”有顯著影響。

3、顯著性檢驗（t檢驗）：分別針對，給定顯著性水平=0.05，查t分布表得臨界值。由數(shù)據(jù)可得，與、、、對應(yīng)的t統(tǒng)計量分別為1.128957、-0.645504、14.48739、-2.578347，僅、的絕對值均大于。雖然通過了F檢驗，可是模型中解釋變量X1的參數(shù)估計量未通過t檢驗，說明“旅行社數(shù)”對“國內(nèi)旅游總花費”沒有顯著影響。觀察發(fā)現(xiàn)，擬合優(yōu)度的值很大，然而X1的估計值經(jīng)檢驗不顯著，那么解釋變量間很可能存在較嚴(yán)重的多重共線性，說明回歸結(jié)果可能是偽回歸。

四、多重共線性的檢驗

計算各解釋變量的相關(guān)系數(shù)，得到相關(guān)系數(shù)矩陣。由相關(guān)系數(shù)矩陣可以看出：解釋變量之間的相關(guān)系數(shù)大于0.8，相關(guān)系數(shù)較高，證明存在嚴(yán)重多重共線性。通過逐步回歸來消除多重共線的影響。因X1的系數(shù)估計值不顯著，剔除X1，那么最終的回歸模型為：

五、異方差的檢驗

計量經(jīng)濟學(xué)模型一旦出現(xiàn)異方差性，若仍采用普通最小二乘法估計模型參數(shù)，則會產(chǎn)生參數(shù)顯著性檢驗無意義等一系列不良的后果。因此，需進行懷特檢驗。根據(jù)檢驗結(jié)果得知，顯著水平，由于，不能拒絕原假設(shè)，說明模型不存在異方差。

六、自相關(guān)性檢驗

運用DW檢驗法進行自相關(guān)性檢驗，得到DW=1.020144。顯著性水平=0.05，查表知當(dāng)n=20，k=2時，DW檢驗臨界值=1.10，=1.54。由于DW=1.020144<，表明存在正自相關(guān)性。

其中=0.988769，說明擬合優(yōu)度很高。給定顯著性α=0.05，n=19，k=2，DW=1.610431，得下限臨界值=1.08，=1.53，4-=2.47，4-=2.92，

七、結(jié)論及建議

分析實證研究結(jié)果可以得知，當(dāng)國民總收入增加時，物質(zhì)需求的得到了滿足之后的剩余財產(chǎn)增加，此時，人們偏向于尋求更高層次的精神需求的滿足，更多人會選擇通過旅游來滿足自身的精神需求，從而提高國內(nèi)旅游花費總額。國民總收入增加是我國國內(nèi)旅游業(yè)成為朝陽產(chǎn)業(yè)的主要推動力量。此外，交通業(yè)不斷發(fā)展，出游交通費用不再高昂，占居民日?？傊С龅谋壤饾u變少，有助于刺激旅游需求，改變居民消費觀念，人們不再覺得旅游又貴又麻煩，而是開始選擇旅游來滿足自身的精神需求。

修正后的模型中去掉了“旅行社數(shù)”，并不代表其對國內(nèi)旅游總花費沒有影響，只是影響不顯著。這也引發(fā)了我們的思考，影響居民旅游需求的并不是旅行社的數(shù)量，而是質(zhì)量。當(dāng)前的旅游企業(yè)雖然看起來數(shù)量很多，但大部分規(guī)模都很小，提供服務(wù)和產(chǎn)品單一，大多集中于觀光旅游景點方面，整個旅游業(yè)的產(chǎn)業(yè)鏈都較短，極易受到經(jīng)濟波動的影響。當(dāng)下，中國正經(jīng)歷第三次大規(guī)模消費升級，消費水平以及產(chǎn)業(yè)結(jié)構(gòu)都將迎來大變革。各個旅游企業(yè)所提供的服務(wù)和產(chǎn)品不應(yīng)再是簡單的一個艙位、一張門票、一間旅店，而應(yīng)轉(zhuǎn)向休閑度假旅游產(chǎn)品的升級換代，為游客提供一次休閑之旅、體驗之旅、文化之旅。

參考文獻：

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作者簡介：李蒼慧（1996-）女，漢族，河南焦作人，江西財經(jīng)大學(xué)會計學(xué)院，2014級本科生，會計學(xué)（注冊會計師方向）專業(yè)。