關于我國國內(nèi)旅游消費支出的計量經(jīng)濟學模型的初步研究

劉文斌

摘 要:20世紀90年代以來,我國旅游業(yè)迅速發(fā)展,國內(nèi)旅游消費支出從1985年的80億元人民幣增加到2005年的5285.9億元人民幣,旅游業(yè)作為朝陽產(chǎn)業(yè),發(fā)展?jié)摿薮蟆Ｎ恼峦ㄟ^建立準確而合理的計量經(jīng)濟學模型,尋求國內(nèi)旅游消費支出和社會經(jīng)濟的相關指標之間的函數(shù)關系,從而較為準確地對我國短期內(nèi)國內(nèi)旅游消費支出的變化進行定量的分析與預測。這里采用1985年—2005年中華人民共和國國家統(tǒng)計局、國家旅游局公布的相關統(tǒng)計數(shù)據(jù),給出建立計量經(jīng)濟學模型和對其進行多種檢驗的詳細過程,并提出建議。

關鍵詞:國內(nèi)旅游 消費支出 計量經(jīng)濟學 模型

中圖分類號:F590 文獻標識碼:A

文章編號:1004-4914(2009)08-275-02

一、引言

改革開放以來,我國創(chuàng)造了經(jīng)濟高速增長的神話,擁有近13億龐大人口的基數(shù),在2003年實現(xiàn)了人均GDP1000美元的基本小康目標,隨著物質(zhì)文化水平的日益提高,旅游已經(jīng)成為人們主要的休閑方式。我國旅游業(yè)的發(fā)展一直遵循“適度超前”的原則,立足于開發(fā)國內(nèi)旅游市場,在國際旅游市場競爭日益激烈和國內(nèi)旅游需求日益增長的情況下,國內(nèi)旅游逐漸在我國的旅游市場上占據(jù)重要的地位,旅游產(chǎn)業(yè)成為我國新的經(jīng)濟增長點。旅游消費支出是衡量旅游經(jīng)濟活動及其效果的一個不可缺少的綜合性指標,也是某一個國家或者地區(qū)旅游業(yè)發(fā)達與否的重要標志。

二、影響因素分析

1.國內(nèi)生產(chǎn)總值(GDP)。國內(nèi)生產(chǎn)總值(GDP)是衡量社會經(jīng)濟發(fā)展水平的指標,它能衡量外界提供的旅游消費所需環(huán)境的完善程度:GDP指標越高,相應的交通運輸、信息傳遞等基礎公共設施越完善,國民的富裕程度越高,消費觀念越強。經(jīng)濟的增長對消費有強烈的刺激作用, 特別是對于類似旅游這樣的消費。

2.閑暇時間。1999年9月,國家出臺了全國年節(jié)及紀念日放假辦法。根據(jù)這一放假辦法,形成了三個各約一周的集中假期,即“春節(jié)”、“五一”、“十一”旅游“黃金周”。這樣的集中假日,職工自然可以自由支配做出各種安排。集中的假日,使出游者實施的中長距離旅游有了時間保證,人們有可能走得更遠,逗留得更久,去更多的旅游景點,享受更多的旅游經(jīng)歷,也支出更多的費用。這是國內(nèi)旅游在居民可自由支配時間增多的條件下獲得的一次新的提升,使國內(nèi)旅游邁向了一個新的高度。正是因為“黃金周”提供的機遇,旅游出行呈現(xiàn)出了整體的活躍性。總之,“黃金周”所反映的居民可自由支配時間的增加,已在我國的國內(nèi)旅游發(fā)展方面起著十分良好的作用。

3.人口。人口數(shù)量的多少會影響旅游人次,從而影響旅游收入。要形成一定規(guī)模的旅游市場,必須以一定數(shù)量的人口作為基礎。由于我國是世界第一人口大國,2001年人口已達近13億,因此,巨大的人口規(guī)模是促進我國國內(nèi)旅游市場規(guī)模發(fā)展的有利條件。

三、指標與模型選擇

本研究中,被解釋變量為國內(nèi)旅游消費支出(Y)。解釋變量的選擇,也就是影響我國國內(nèi)旅游消費的主要因素,我們初步考慮可以選擇國內(nèi)生產(chǎn)總值(GDP)、閑暇時間(H,設置虛擬變量,1999年起我國實行長假制,故1999年前設置為0,1999年開始設置為1)。但由于考慮到人口與收入變量可能會出現(xiàn)嚴重的多重共線性,所以還是不將人口作為一個單獨解釋變量。

確定模型:Y=β0+β1GDP+β2H+ut

其中β0、β1、β2為待估參數(shù),而ut為隨機誤差項。

四、數(shù)據(jù)

我們收集到1985年到2005年共21年的相關數(shù)據(jù)(見表1):

五、回歸結(jié)果及其含義

我們根據(jù)上述時間序列數(shù)據(jù),在經(jīng)典線性回歸的五個基本假定(零均值,同方差,無自相關,解釋變量與擾動項不相關,無多重共線性)得到滿足的情況下,可以使用普通最小二乘法(以下簡稱0LS)求出β0、β1、β2的估計量。結(jié)果如下:

Y=-207.5723+0.027835RGP+840.3783H

t=(-2.187424) (14.17895) (4.338847)

R2=0.981104 Adjusted R2=0.979004

F=467.2816 S.E=244.7098

D.W=2.187303

其中,Y為國內(nèi)旅游消費支出 (億元)

GDP為國內(nèi)生產(chǎn)總值 (億元)

H為虛擬變量閑暇時間

GDP的0.027835系數(shù)表示,在樣本期間即1985年—2005年間,保持其他變量不變,平均而言,國內(nèi)生產(chǎn)總值GDP每增加100元,國內(nèi)旅游消費支出增加2.7835元。

H的系數(shù)840.3783表示,在樣本期間即1985年—2005年間,保持其他變量不變,平均而言,如果實行長假制,國內(nèi)旅游消費支出增加840.3783億元,如果不實行長假制,國內(nèi)旅游消費支出將不會增加。

R2值0.981104表明,該模型的解釋變量解釋了1985年—2005年間,國內(nèi)旅游消費支出變異的98.1104%。

六、檢驗

根據(jù)計量經(jīng)濟學相關理論,建立的模型能否揭示研究對象的經(jīng)濟現(xiàn)象中諸多因素之間的關系,能否付諸實踐應用,還要取決于模型能否通過檢驗。

(一)經(jīng)濟意義檢驗

主要是檢驗參數(shù)估計值的符號以及數(shù)值的大小在經(jīng)濟意義上是否合理。通過模型可以知道,國內(nèi)旅游消費支出與國內(nèi)生產(chǎn)總值成正相關關系,和時間成正相關關系,符合經(jīng)濟學的一般意義,經(jīng)濟檢驗通過。

(二)統(tǒng)計意義檢驗

統(tǒng)計意義檢驗一般包括擬合優(yōu)度檢驗、方程顯著性檢驗(F檢驗)、變量顯著性檢驗(t檢驗)。首先,因為復相關系數(shù)R2=0.981104,可決系數(shù)R2=0.979004,模型擬合優(yōu)度好,回歸系數(shù)高度顯著。

其次,需要進行方程顯著性檢驗,給定顯著性水平α=5%,查F0.05(p,n-p-1)=F0.05(2,18)=3.55,F=467.2816>F0.05(2,18)=3.55,則拒絕原假設,即表明回歸方程是高度顯著的,說明變量GDP,H整體上對Y有高度顯著性影響,模型通過方程顯著性檢驗。

最后,由回歸系數(shù)的顯著性檢驗有,Constant、GDP和H的t值分別為t0=-2.187424,t1=14.17895,t2=4.338847,在顯著性水平α=5%上的情況下,查t分布表,在自由度為18,α=0.05的臨界值條件下,得到F0.025(18)=2.1009,可見|t|>tα/2(n-p-1),則拒絕原假設,即包括常數(shù)項在內(nèi)的3個變量都在95%的水平上顯著,通過了變量的顯著性檢驗。

(三)計量經(jīng)濟學檢驗

1.自相關檢驗。建模過程中的基本假設之一是隨機誤差項相互獨立,表現(xiàn)為Cov(εi,εj)=0,其中i≠j,i,j=1,2,…,n,如果出現(xiàn)Cov(εi,εj)≠0,其中i≠j,i,j=1,2,…,n,即對于不同樣本點,隨機誤差項之間不再是完全相互獨立,而是存在某種相關性,也就是出現(xiàn)了序列相關性。采用D.W檢驗法來檢驗模型的隨機誤差項的自相關性,查檢驗表,在顯著性水平為2.5%,樣本容量為21,自變量個數(shù)為2的條件下dL=1.01,dU=1.41,易知滿足條件dU

2.多重共線性檢驗。用解釋變量的相關系數(shù)進行多重共線性檢驗,利用EVIEWS軟件計算GDP與H的相關系數(shù)矩陣,得:

GDP與H的相關系數(shù)r2

3.異方差性檢驗。采用White檢驗法來檢驗模型的異方差性,作以下輔助回歸模型:

ut^2=a1+a2×GDP+a3×H+a4×(GDP)^2+a5×H^2+a6×GDP×H+vt,在無異方差的虛擬假設下,即H0:a1=a2=a3=a4=a5=a6=0,nR2漸近地服從自由度為5的χ2分布。利用EVIEWS軟件得:nR2=10.47627,則在95%的置信系數(shù)下,有nR2=10.47627<χ20.05(5)=11.071,所以根據(jù)懷特檢驗,模型不存在異方差性。

七、建議

國內(nèi)旅游迅速發(fā)展的主要推動力量是我國經(jīng)濟的快速發(fā)展。經(jīng)濟的快速發(fā)展帶來了居民收入的增加,產(chǎn)生了旅游的強烈愿望。長假制的實施順應了這一發(fā)展趨勢,促進了旅游消費。不可否認,放假時間的延長正好適應了人們旅游消費的要求,因而我國旅游消費在這幾年有很大增長。近幾年我國旅游業(yè)發(fā)展雖然較快,不過這并沒有使我國國民經(jīng)濟有顯著的增長,假日經(jīng)濟火爆異常,但全國國民經(jīng)濟增長卻十分有限。需要指出的是,旅游消費的增長并不一定帶來國民經(jīng)濟總量的增長,因為消費者的邊際消費傾向一般是相當穩(wěn)定的,隨著收入的增長,人們消費結(jié)構(gòu)會發(fā)生很大的變化,在一定的收入約束下,旅游消費的增長可能意味著其他消費份額的減少。所以,國內(nèi)旅游再一次質(zhì)的提升還在于我國居民消費觀念的改善,特別是農(nóng)村居民旅游消費觀念的改善。

八、總結(jié)

文章構(gòu)建的我國國內(nèi)旅游消費模型經(jīng)過檢驗,能夠較好地擬合我國國內(nèi)旅游消費的實際情況,能夠為有關旅游管理部門在實際管理工作中提供理論指導。但在使用時要注意結(jié)合模型和旅游消費本身的特性,因為我國國內(nèi)旅游興起是近年來的事情,所以旅游消費發(fā)展趨勢還沒有形成固定模式,又由于模型本身是動態(tài)的,所以在不同時間周期內(nèi)影響它的主要因素不一定是相同的。當然這個模型還只是我們的一個初步研究結(jié)論。在此基礎上,我們還將進一步展開較為深入的研究。

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6.中華人民共和國國家統(tǒng)計局網(wǎng)站:http://www.stats.gov.cn/

(作者單位:南京航空航天大學 江蘇南京 210016)

(責編:呂尚)