我國(guó)旅游業(yè)消費(fèi)影響因素的實(shí)證研究11000字

我國(guó)旅游業(yè)消費(fèi)影響因素的實(shí)證研究已受到越來(lái)越多的關(guān)注。本文建立了多元線(xiàn)性回歸模型并利用統(tǒng)計(jì)工具(SPSS)本文對(duì)模型進(jìn)行了D.W檢驗(yàn)，得出最終模型。最后根據(jù)最終模型，進(jìn)行了具體 22實(shí)證分析 22.1主要影響因素的選取 22.2模型的設(shè)定與數(shù)據(jù)收集 32.3多元線(xiàn)性回歸分析 42.4多元對(duì)數(shù)模型分析 2.5模型對(duì)比 3.我國(guó)旅游消費(fèi)的問(wèn)題 3.1旅游產(chǎn)業(yè)結(jié)構(gòu)不突出 3.2地區(qū)優(yōu)勢(shì)不顯著 3.3新冠疫情影響造成產(chǎn)業(yè)沖擊 204我國(guó)旅游消費(fèi)的對(duì)策建議 4.1建立健全社會(huì)保障制度，促進(jìn)居民消費(fèi)水平的提高 204.2創(chuàng)造品牌效應(yīng) 4.3保證經(jīng)濟(jì)的平穩(wěn)增長(zhǎng) 4.4借助地區(qū)優(yōu)勢(shì)宣傳 4.5帶動(dòng)沿線(xiàn)鄉(xiāng)村旅游 參考文獻(xiàn) 費(fèi)增長(zhǎng)最為明顯。根據(jù)數(shù)據(jù)研究表明，2020年我國(guó)國(guó)內(nèi)旅游人數(shù)達(dá)到28.8億人次，國(guó)內(nèi)旅游總消費(fèi)高達(dá)22286億元，更加值得注意的是此時(shí)國(guó)內(nèi)旅游收入占第三產(chǎn)業(yè)GDP的比例超過(guò)10%,換句話(huà)說(shuō)就是國(guó)內(nèi)旅游收入為第三產(chǎn)業(yè)所作出的2020年，來(lái)勢(shì)洶洶的新型冠狀病毒肺炎疫情降臨全球，幾乎一整年全世界都處于一種陰郁之下。即使在這種情況下，2020年國(guó)內(nèi)旅游人數(shù)也達(dá)到了28.79億人次，雖然較上一年下降了52.1%,但是這也是一個(gè)驚人的數(shù)字，從另一個(gè)方量就越好，旅游需求就越會(huì)得到滿(mǎn)足?！叭送咛幾撸吞幜鳌?旅游業(yè)的發(fā)展也是這個(gè)道理。按照上述的情況發(fā)展下去，旅游消費(fèi)會(huì)往高處(高層次)發(fā)展。所以居民的消費(fèi)水平會(huì)對(duì)我國(guó)旅游消費(fèi)產(chǎn)生影響。生產(chǎn)決定消費(fèi)，這在實(shí)際情況中，國(guó)民經(jīng)濟(jì)發(fā)展水平是影響消費(fèi)的根本因素，而人均國(guó)內(nèi)生產(chǎn)總值是考察國(guó)民經(jīng)濟(jì)發(fā)展水平的重要指標(biāo)。因此人均國(guó)內(nèi)生產(chǎn)總值這一因素有可能對(duì)我國(guó)旅游消費(fèi)產(chǎn)生根本性的影響?？傮w而言，有了經(jīng)濟(jì)因素的影響，就會(huì)有非經(jīng)濟(jì)因素的影響。所以，我國(guó)旅游消費(fèi)很有可能受非經(jīng)濟(jì)因素的影響。當(dāng)一個(gè)旅游景點(diǎn)吸引了無(wú)數(shù)旅客前去而聞名時(shí)，大部分旅游者也會(huì)慕名而至。這是旅游者的從眾心理的表現(xiàn)。一般來(lái)說(shuō)，旅客的從眾心理會(huì)極大地影響到旅游者本身，旅游者一旦順應(yīng)了“隨波逐流”的選擇，便會(huì)對(duì)旅游消費(fèi)的支出產(chǎn)生影響，所以旅游人次是我國(guó)旅游消費(fèi)的影響因素之一。綜上所述，本文選取的因素可以分為經(jīng)濟(jì)因素和非經(jīng)濟(jì)因素，如果再進(jìn)行細(xì)分的話(huà)，則是經(jīng)濟(jì)因素有居民人均可支配收入、居民消費(fèi)水平指數(shù)、居民消費(fèi)價(jià)格指數(shù)和人均國(guó)內(nèi)生產(chǎn)總值，非經(jīng)濟(jì)因素為國(guó)內(nèi)游客人數(shù)。根據(jù)以上影響因素，本文收集2005—-2019年間的數(shù)據(jù)(數(shù)據(jù)來(lái)源于《中國(guó)統(tǒng)計(jì)年鑒》2020)作為樣本進(jìn)行分析和檢驗(yàn)。可以初步得到如下回歸模型：Y=βo+βX?+β?X?+β?X?+β?X其中，β為回歸系數(shù)；Y為我國(guó)旅游消費(fèi)支出(億元);X?為我國(guó)居民人均可支配收人(元);X?為我國(guó)居民消費(fèi)水平；X?為我國(guó)居民消費(fèi)價(jià)格指數(shù)；X?為我國(guó)人均國(guó)內(nèi)生產(chǎn)總值(元);X?為我國(guó)國(guó)內(nèi)旅游客人數(shù)(百萬(wàn));μ為隨機(jī)誤差項(xiàng)，其代表意義是當(dāng)因變量發(fā)生變化時(shí)，除了能夠被自變量解釋的那部分外，其余不能被自變量解釋的隨機(jī)擾動(dòng)項(xiàng)來(lái)取代，它是其他因素影響因變量的旅游消費(fèi)支出(億居民人均入(元)居民消費(fèi)水平居民消費(fèi)人均國(guó)內(nèi)(元)國(guó)內(nèi)旅客2.3.1多元線(xiàn)性回歸模型概述量與多個(gè)自變量(兩個(gè)及以上變量)之間所呈現(xiàn)的線(xiàn)性關(guān)系進(jìn)行解釋。多元回歸分析和預(yù)測(cè)方法，即在多個(gè)自變量(兩個(gè)及以上變量)和一個(gè)因變量的相關(guān)分析Y=β?+β?X?+β?X?+β?X?+基本假定有：(1)所有觀測(cè)值的隨機(jī)誤差項(xiàng)μ應(yīng)該有0均值和同方差；(2)不同數(shù)據(jù)樣本下的隨機(jī)誤差項(xiàng)μ之間應(yīng)該是不相關(guān)，獨(dú)立的；(3)同一個(gè)數(shù)據(jù)樣本點(diǎn)下的隨機(jī)誤差項(xiàng)μ和自變量(解釋變量)X之間也應(yīng)該是相互獨(dú)立的，不相關(guān)的；(4)觀測(cè)值的隨機(jī)誤差項(xiàng)μ服從均值為0,同方差的正態(tài)分布；(5)自變量(解釋變量)X?、X?、X?、X4、X?……是確定性的變量，同時(shí)它們也是隨機(jī)的，任意的，各個(gè)自變量(解釋變量)相互之間是不存在線(xiàn)性關(guān)系的，也就是說(shuō)任意一個(gè)自變量(解釋變量)都不具有說(shuō)明另外一個(gè)自變量(解釋變量)的能力，或者說(shuō)任何一個(gè)自變量(解釋變量)都不能由其他任意一個(gè)自變量(解釋變量)進(jìn)行線(xiàn)性表示。[1]2.3.2判斷是否是線(xiàn)性關(guān)系判斷是否是線(xiàn)性關(guān)系，可以采用較為直觀的圖示法?？梢岳肧PSS軟件作Y與X?、X?、X?、X4、X?關(guān)系的散點(diǎn)圖，如下(圖1)所示002葉mmzo00從圖1可以看出，上述幾張圖中x軸和y軸呈現(xiàn)的關(guān)系明顯是線(xiàn)性關(guān)系，所利用SPSS軟件進(jìn)行相關(guān)性分析，設(shè)定理論模型，計(jì)算增廣相關(guān)矩陣，輸出結(jié)果如下(圖2)所示。Y1顯著性(雙側(cè))N1顯著性(雙側(cè))N1顯著性(雙側(cè))N1顯著性(雙側(cè))N1顯著性(雙側(cè))N1顯著性(雙側(cè))N**.在.01水平(雙側(cè))上顯著相關(guān)。從圖2中可以看出，Y與X?、X?、X?、X?的相關(guān)系數(shù)為2.3.4線(xiàn)性回歸分析利用SPSS軟件做線(xiàn)性回歸分析，輸出結(jié)果如下(圖3)所示。模型匯總R方的誤差1平方和F回4歸歸殘差標(biāo)準(zhǔn)系數(shù)tB1(常量) .221 -.036t量模型匯總R方的誤差12.3.5回歸診斷1擬合優(yōu)度的檢驗(yàn)由圖2的模型匯總表可以知道，復(fù)相關(guān)系數(shù)R=1.000,決定系數(shù)R2=0.999,2回歸方程的顯著性檢驗(yàn)由圖2可以知道，F(xiàn)=2858.589,對(duì)應(yīng)的顯著性檢驗(yàn)值為0.000,并且已經(jīng)剔除變量X?,表明回歸方程高度顯著,說(shuō)明X?、X?、X?、X?對(duì)Y存在高度顯3回歸系數(shù)的顯著性檢驗(yàn)首先剔除p值最大的變量X?,用Y與其余3個(gè)自變量進(jìn)行回歸分析?；貧w參數(shù)結(jié)果如下所示(圖4)。tB1(常量)變量進(jìn)行回歸分析.回歸參數(shù)結(jié)果如下所示(圖5)。tB(如圖8)1(常量)-.2101個(gè)自變量進(jìn)行回歸分析.回歸參數(shù)結(jié)果如下所示(圖6)。tB1(常量)所以可以得到修正后的模型為Y=-9849.020+11.080X?即回歸方程為Y=9849.020+11.080X?2.3.7D.W檢驗(yàn)利用SPSS軟件做D.W檢驗(yàn)，輸出結(jié)果如下(圖7)所示。R差1從圖7中可以看出Durbin-Watson值為0.679,查D.W表，著水平0.05,得到dz=0.69,dy=1.關(guān)，利用SPSS軟件畫(huà)殘差趨勢(shì)變動(dòng)圖(即以殘差為縱軸，X?為橫軸的關(guān)系圖)。o10oo20Dosooo圖8殘差趨勢(shì)變動(dòng)圖由圖8可以看出殘差有明顯的變動(dòng)趨勢(shì)，表明誤差項(xiàng)存在自相關(guān)，自相關(guān)系數(shù)的估計(jì)值可以看作是1-0.5D.W,即自相關(guān)系數(shù)的估計(jì)值為0.6605,說(shuō)明誤差項(xiàng)存在自相關(guān)。首先計(jì)算差分△Y,=Y_-Y,△X,=X?-1-X,,差分結(jié)果如下表所示(表2),(表2)(圖9)。表2原始數(shù)據(jù)及一階差分后的數(shù)據(jù)YRES_1RES_2R差b.對(duì)干通過(guò)原點(diǎn)的回歸(無(wú)截距模型),R方可測(cè)量(由回歸解釋的)原點(diǎn)比較。d.通過(guò)原點(diǎn)的線(xiàn)性回歸平方和F1a.預(yù)測(cè)變量：國(guó)內(nèi)旅客人數(shù)變化量b.因?yàn)橥ㄟ^(guò)原點(diǎn)的回歸的常童為零，所以對(duì)于該常量此總平方和是不正確的。c.因變量：旅游消費(fèi)支出變化童d.通過(guò)原點(diǎn)的線(xiàn)性回歸系數(shù)btBa.因變量：旅游消費(fèi)支出變化量b.通過(guò)原點(diǎn)的線(xiàn)性回歸+11.180(X,-X),所以得到最終的回歸方程為Y,=Y+11.180(X,-X?-1)。對(duì)于模型Y=βo+β?X?+β?X?+β?X?+β?X?+β?X?+μ不太穩(wěn)定，得到的回即LnY=βo+β?LnX?+β?LnX?+β?LnX?+β?LnX?+β?LnX?+μ,,β為回歸系數(shù)；Y為我國(guó)旅游消費(fèi)支出(億元);X?為我國(guó)居民人均可支配收人(元);X?為我國(guó)居民消費(fèi)水平；X?為我國(guó)居民消費(fèi)價(jià)格(元);X?為我國(guó)國(guó)內(nèi)旅游客人數(shù)(百萬(wàn));μ為隨機(jī)誤差項(xiàng)，其代表意義是如下(表3)9.585399.711699.815259.911819.997262.4.1判斷是否是線(xiàn)性關(guān)系判斷是否是線(xiàn)性關(guān)系，可以采用較為直觀的圖示法。利用SPSSLnX?、LnX?、LnX?、LnX?、LnX?的散點(diǎn)圖(如下圖10)所示三InX3三從圖10可以看出x軸和y軸呈現(xiàn)的關(guān)系明顯是線(xiàn)性關(guān)系，將圖1與圖10進(jìn)行比較，可以發(fā)現(xiàn)圖10中的線(xiàn)性關(guān)系表現(xiàn)得更為明顯。所以L(fǎng)nY與LnX?、LnX?、LnX?、LnX?、LnX?存在線(xiàn)性關(guān)系，接下來(lái)的回歸分析就要用線(xiàn)性回歸方法。2.4.2線(xiàn)性回歸分析利用SPSS軟件做線(xiàn)性回歸分析，輸出結(jié)果如下(圖11)所示。R差1R差1平方和F1回歸 59標(biāo)準(zhǔn)系數(shù)tB差2.4.3回歸診斷1擬合優(yōu)度的檢驗(yàn)由圖11中的模型匯總表可以知道，復(fù)相關(guān)系數(shù)R=0.998,決定系數(shù)R2=0.996,從決定系數(shù)來(lái)看，回歸方程對(duì)樣本數(shù)據(jù)點(diǎn)的擬合度較高。2回歸方程的顯著性檢驗(yàn)由圖11可以知道，F(xiàn)=506.273,對(duì)應(yīng)的顯著性檢驗(yàn)值為0.000,表明回歸方程高度顯著,說(shuō)明LnX?、LnX?、LnX?、LnX?、LnX?對(duì)LnY有高度顯著性的線(xiàn)性影響。3回歸系數(shù)的顯著性檢驗(yàn)給定顯著水平0.05,LnX?、LnX?、LnX?、LnX?、LnX?均通不過(guò)顯著性檢驗(yàn)，所以模型需要進(jìn)一步修正。2.4.4模型修正首先剔除p值最大的變量LnX?,用LnY與其余4個(gè)自變量進(jìn)行回歸分析。回歸參數(shù)結(jié)果如下所示(圖12)。tB1(常量) 從輸出結(jié)果可以看出，剔除LnX?后，其余自變量的顯著性都發(fā)生了不同程度的變化，此時(shí)InX,對(duì)應(yīng)的p值為0.663最大，因此，進(jìn)一步剔除LnX?,用LnY與其余3個(gè)自變量進(jìn)行回歸分析.回歸參數(shù)結(jié)果如下所示(圖13)。t1(常量)從輸出結(jié)果可以看出，進(jìn)一步剔除LnX?后，其余自變量的顯著性都發(fā)生了不同程度的變化，此時(shí)LnX?對(duì)應(yīng)的p值為0.779最大，因此，進(jìn)一步剔除LnX?,用LnY與其余2個(gè)自變量進(jìn)行回歸分析.回歸參數(shù)結(jié)果如下所示(圖14)。tB1(常量)圖14進(jìn)一步剔除LnX?的回歸參數(shù)結(jié)果從輸出結(jié)果可以看出，進(jìn)一步剔除LnX?后，其余自變量的顯著性都發(fā)生了不同程度的變化，此時(shí)LnX?對(duì)應(yīng)的p值為0.045最大，因此，進(jìn)一步剔除LnX?,用LnY與其余1個(gè)自變量進(jìn)行回歸分析.回歸參數(shù)結(jié)果如下所示(圖15)。tB1(常量)圖15修正后的回歸參數(shù)結(jié)果從輸出結(jié)果可以看出，進(jìn)一步剔除LnX?后，其余自變量的參數(shù)均通過(guò)顯著性檢驗(yàn)。利用SPSS軟件做D.W檢驗(yàn)，輸出結(jié)果如下(圖16)所示。R差1圖16DW檢驗(yàn)結(jié)果著水平0.05,得到dz=0.69,du=1,97,所以D.W=0.371<d,可知?dú)埐钚蛄写嬖谡嚓P(guān)，利用SPSS軟件畫(huà)殘差趨勢(shì)變動(dòng)圖(即以殘差為縱軸，LnX?為橫軸的關(guān)系圖)。(如圖17)ooooo取國(guó)內(nèi)旅客人數(shù)的對(duì)數(shù)由圖17可以看出殘差有明顯的變動(dòng)趨勢(shì)，表明誤差項(xiàng)存在自相關(guān)關(guān)系，自相關(guān)系數(shù)的估計(jì)值可以看作是1-0.5D.W,即自相關(guān)系數(shù)的估計(jì)值為0.8145,說(shuō)明誤差項(xiàng)呈高度自相關(guān)關(guān)系。2.4.6用一階差分法消除自相關(guān)首先計(jì)算差分△LnY,=LnY,-LnY,_,△LnX,=LnX,-LnX,_差分結(jié)果如下表所示(表4),用△LnY,對(duì)△LnX,作過(guò)原點(diǎn)的最小二乘回歸，利用SPSS軟件可得到的結(jié)果如下所示(表4)(圖18)。RES_1R差1b.對(duì)于通過(guò)原點(diǎn)的回歸(無(wú)截距模型),R方可測(cè)量(由回歸解釋的)原點(diǎn)附近的平方和F 標(biāo)準(zhǔn)系數(shù)tB誤差數(shù)的對(duì)應(yīng)值的變化量圖18一階差分后的數(shù)據(jù)的線(xiàn)性回歸結(jié)果以從圖14中得知一階差分誤差項(xiàng)的標(biāo)準(zhǔn)差為0.03689844,小于μ的標(biāo)準(zhǔn)差的方程為L(zhǎng)nY,=LnY,_+1.529(LnX,-LnX,-)。雖然從D.W值不能判斷誤差項(xiàng)間將上面兩個(gè)模型進(jìn)行對(duì)比，兩個(gè)模型最后都只剩下X?(我國(guó)國(guó)內(nèi)旅游客人數(shù))這一個(gè)變量，說(shuō)明了我國(guó)旅游業(yè)消費(fèi)與我國(guó)國(guó)內(nèi)旅游客人數(shù)密切相關(guān)。多元回歸模型的最小二乘法的標(biāo)準(zhǔn)差為669.8775,一階差分法的標(biāo)準(zhǔn)差為550.7915;多元對(duì)數(shù)回歸模型的最小二乘法的標(biāo)準(zhǔn)差為0.06061621,一階差分法的的標(biāo)準(zhǔn)差3我國(guó)旅游消費(fèi)的問(wèn)題3.1旅游產(chǎn)業(yè)結(jié)構(gòu)不突出是在國(guó)際化宣傳方面。中國(guó)文化是56個(gè)民族集中發(fā)展而來(lái)的，而這約960萬(wàn)平旅游資源中的建筑方面，它更注重建筑物的修復(fù)，防控和經(jīng)濟(jì)發(fā)展的措施實(shí)施以后，中國(guó)經(jīng)濟(jì)慢慢“回溫”,旅游市場(chǎng)逐步恢復(fù)。4我國(guó)旅游消費(fèi)的對(duì)策建議從上述分析可以看出居民人均可支配收入對(duì)我國(guó)居民的旅游消費(fèi)的影響不隨著我國(guó)加入WTO,服務(wù)貿(mào)易也逐漸呈現(xiàn)自由化的發(fā)展趨勢(shì)，國(guó)內(nèi)旅游行費(fèi)受人均國(guó)內(nèi)生產(chǎn)總值(即人均GDP)的影響較大，所以想要增加我國(guó)的旅游o