摘要
在当代社会，旅游已经成为了人们的生活方式中一个重要的组成部分，人们在旅 游上的消费也越来越多。本文通过对中国城镇居民旅游花费与城镇居民消费价格指 数、城镇居民家庭人均收入和城镇居民旅游人数的实证分析，运用从计量经济模型的 经济变量之间的因果，模型运用对这一问题作出解释，希望能够得出对中国城镇居民 旅游花费的相关因素的影响结果
0.997788 0.997346 299.5727 1346157. -133.0589 2255.818 0.000000
Mean dependent var S.D. dependent var Akaike info criterion Schwarz criterion Hannan-Quinn criter. Durbin-Watson stat
y 0 1 x1 2 x2
中假定
k xk
x1 （为描述方便）是其余变量的一个线性组合，即在辅助回归
k xk
2
x1 0 2 x2 3 x3
2Hale Waihona Puke 中 R 1 ，那么此时原回归模型就存在完全多重共线性；如果方程 R 接近 1，那么就 称回归模型存在高度多重共线性。（一般而言，在实际应用当中，多重共线性指的是高度 多重共线性） 多重共线性的影响 在回归方程中，有
Sample: 1995 2013 Included observations: 19
Variable
Coefficient
Std. Error
t-Statistic
Prob.
C X2 X3 X4
-1216.870 0.304365 0.019655 9.514691
299.1730 0.501880 0.034690 0.427519
棘轮效应：家庭消费即受本期绝对收入的影响，更受以前消费水平的影响。收入变化 时，家庭宁愿改变储蓄以维持消费稳定。 为了分析中国城镇居民旅游花费与城镇居民消费价格指数、城镇居民家庭人均收入和 城镇居民旅游人数之间的相互关系，我们选取了知网 1995-2013 年的统计数据。
3.建立回归分析模型
为了建立相关模型，我选取了我国 1995 年到 2013 年的我国城镇居民的旅游总花费与 及其相关因素的数据的统计资料。见表 1.（来自知网年鉴统计数据）
数越来越小于 R2，这相当于对增加新自变量的惩罚；对于很小的 n 和很大的 k， R 可能远 小于 R2，甚至 R 可能为负， R 为负表明相对于自由度个数而言，该回归方程是个很差的 拟合模型。由回归结果可以得出结论， =0.998 好。 =0.997 说明模型对样本拟合非常良
2 2
2
4.2.2 F 检验：回归整体显著的 F 检验 在 Eviews 中报告的 F 检验实际上是对于所有自变量的排除约束进行检验，即原假设认 为没有一个自变量可以影响应变量，用参数表示为：
因此将城镇居民旅游总花费设为 Y，城市居民消费价格指数为 收入为 Y= + ，将城镇居民旅游人数设为 + + + 。 。建立回归模型为：
,将城镇居民家庭人均
Eviews 回归结果如下
Dependent Variable: Y Method: Least Squares Date: 11/05/16 Time: 23:07
5801.658 5815.129 14.42726 14.62608 14.46090 1.910892
通过 Eviews 回归分析我们能够看到结果： Y= + + -1216.87
T 值为：（0.606） （0.567） （22.256） （-4.067） F 值为 2255.818 D·W 值：1.911 =0.998 =0.997
H0 : 1 2
k 0
实际上得到的受约束的模型为：
y 0
所有自变量被从方程中除去，所以 H0 等同于:
H0 : R 2 0
即因变量的变异一点都没有得到解释，因此回归整体显著性的 F 统计量可以定义为：
R2 k F 1 R2 n k 1
在本实验中， F 统计值为 2255.818，其相伴概率 p 为 0.000，显示出回归整体是极为 显著的。 4.2.3 多重共线性检验 多重共线性的基本概念 在回归模型
2 文献综述
凯恩斯的绝对收入假说 凯恩斯在《货币通论》中提出了绝对收入假说,其主要理论观点是认为，人们的消费支 出是由其当期的可支配收入决定的。当人们的可支配收入增加时,其中用于消费的数额也会 增加,但是消费增量在收入增量中的比重是下降的,因此随收入的增加，人们的消费在收入 中的比重是下降的， 而储蓄在收入中所占的比重则是上升的。 凯恩斯的消费函数，假定了消费是人们收入水平的函数，也称为绝对收入消费函数。 当人们的可支配收入增加时，其中用于消费的数额也会增加,但是消费增量在收入增量中的 比重是下降的,因此随收入的增加，人们的消费在收入中的比重是下降的，而储蓄在收入中 所占的比重则是上升的。 杜森贝利的相对收入假说 该假说的基本思想是，在稳定的收入增长时期，总储蓄率并不取决于收入；储蓄率要 受到利率、收入预期、收入分配、收入增长率、人口年龄分布等多种因素变动的影响；在 经济周期的短周期阶段中，储蓄率取决于现期收入与高峰收入的比率，从而边际消费倾向 也要取决于这一比率，这也就是短期中消费会有波动 的原因，但由于消费的棘轮作用，收入的减少对消费减少的作用并不大，而收入增加 对消费的增加作用较大；短期与长期的影响结合在一起了。当期收入和过去的消费支出水 平决定当期消费。该假说间接的说明了消费对于经济周期稳定的作用。 示范效应：家庭消费决策主要参考其他同等收水家庭，即消费有模仿和攀比性。
我国 1995 年-2013 年城镇居民旅游总花费及其相关因素 中国 城镇居民旅游总花费 (亿元) 2013 年 2012 年 2011 年 2010 年 2009 年 2008 年 2007 年 2006 年 2005 年 2004 年 2003 年 2002 年 2001 年 2000 年 1999 年 1998 年 1997 年 1996 年 1995 年 20692.6 17678 14808.6 9403.8 7233.8 5971.7 5550.4 4414.7 3656.1 3359 2404.1 2848.1 2651.7 2235.3 1748.2 1515.1 1551.8 1368.4 1140.1 中国 城市居民消费价格指 数((上年=100)) 102.6 102.7 105.3 103.2 99.1 105.6 104.5 101.5 101.6 495.2 479.4 475.1 479.9 100.8 472.8 479 481.9 467.4 116.8 中国 城镇居民家庭人均 收入(元) 29547.1 26959 23979.2 21033.4 18858.1 17067.8 14908.6 12719.2 11320.8 10128.5 9061.2 8177.4 6907.1 6316.8 5888.8 5458.3 5188.5 4844.8 4288.1 中国 城镇居民旅游人数 (百万人次) 2186 1933 1687 1065 903 703 612 576 496 459 351 385 375 329 284 250 259 256 246
关键词：实证，模型，旅游
1.引言
旅游消费是在人们基本生活需要满足之后而产生的更高层次的消费需要。它包括以下 五个方面：保健性旅游消费，基础性旅游消费，文化性旅游消费，享乐性旅游消费和纪念 性旅游消费。同旅游者收入水平、旅游者结构密切相关，也同旅游产品结构与产品质量密 不可分。我国的城镇居民的旅游总花费与城镇居民消费价格指数、城镇居民家庭人均收入 和城镇居民旅游人数有着密不可分的关系。 因此我们对城镇居民的旅游总花费与城镇居民消费价格指数、城镇居民家庭人均收入 和城镇居民旅游人数进行 Eviews 回归分析。分析对我过城镇居民的旅游总花费的主要因 素。
2
R2 1
SSR n k 1 n 1 1 (1 R 2 ) SST n 1 n k 1
2
相比较 R2 而言， R 考虑到了自由度，对在回归方程中增加新的自变量施加了惩罚。
2 2 其具有以下性质：由于 k 0 ，则 R R 。即随着模型中自变量的增加，调整的判定系
-4.067446 0.606450 0.566591 22.25561
0.0010 0.5533 0.5794 0.0000
R-squared Adjusted R-squared S.E. of regression Sum squared resid Log likelihood F-statistic Prob(F-statistic)
我们可以大概观察到散点图，如下
30,000
25,000
20,000 X2 X3 X4
15,000
10,000
5,000
0 0 4,000 8,000 12,000 16,000 20,000 24,000 Y
4 实证研究
4.1 经济意义检验 模型估计结果说明模型估计结果说明，在假定其它变量不变的情况下，居民消费指数 每增加 1 个单位，城镇居民旅游总花费就会增加 0.304 亿元；在假定其它变量不变的情况 下，城镇居民家庭人均收入每增加 1 个单位，城镇居民旅游总花费就会增加 0.020 亿元； 在假定其它变量不变的情况下，城镇居民旅游人数每增加 1 个单位，城镇居民旅游总花费 就会增加 9.515 亿元,这与理论分析和经验判断相一致。 4.2 统计检验 4.2.1 拟合优度检验：调整的判定系数（ R ）
计量经济学课程论文
中国城镇居民旅游花费与城镇居民消费价格指数、城镇居民家 庭人均收入和城镇居民旅游人数的实证分析
作 者 专 业 指导教师 学 院 二〇一六年十一月