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        關(guān)于我國國內(nèi)旅游消費支出的多元線性回歸分析

        2017-05-10 23:38:56李蒼慧
        進出口經(jīng)理人 2016年15期

        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:

        [1]馬秋芳.基于虛擬變量回歸的旅游花費模型構(gòu)建[J].統(tǒng)計與決策.2008(22):62-64.

        [2]周筍芳.中國城鄉(xiāng)居民收入對旅游消費的影響[J].商業(yè)研究.2014(11):48-54.

        [3]馬麗君.居民消費價格指數(shù)(CPI)與國內(nèi)旅游需求相關(guān)分析[J].軟科學(xué).2014.(04):6-10.

        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)。

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