周旎++王祿

摘要：近些年來，隨著我國經(jīng)濟的快速發(fā)展，居民的旅游消費支出也在不斷增加。本文通過對影響居民旅游消費的4個主要因素進行分析，以我國城鎮(zhèn)居民1995-2014年20年內(nèi)的數(shù)據(jù)為基礎，運用計量經(jīng)濟學的理論，建立內(nèi)蘊線性模型，運用stata12軟件對計量模型進行檢驗和修正，最后得出結論并提出相關的建議。

關鍵詞：旅游消費；內(nèi)蘊線性模型；影響因素

一、引言

當今社會，隨著人們生活水平的不斷提高，旅游已經(jīng)成為居民生活中的一部分，人們已經(jīng)不再滿足于物質(zhì)的滿足，而對精神滿足的需求也在增加。工作之余，人們更喜歡通過旅游來放松心情，緩解工作中的壓力。對于國家來說，旅游的消費涉及生活中衣、食、住、行的方方面面，為旅游業(yè)的相關領域提供了更多的收益機會，促進了旅游業(yè)和服務業(yè)的發(fā)展。

所以，分析我國城鎮(zhèn)居民人均旅游消費的現(xiàn)狀，找出影響我國城鎮(zhèn)居民旅游消費的相關因素，并且給出相應的對策與建議是有很強的實際意義的。

二、變量解釋

（一）被解釋變量（Y）。本文的被解釋變量是旅游消費，旅游消費是指由旅游單位（游客）使用或為他們而生產(chǎn)的產(chǎn)品和服務的價值。旅游消費受到經(jīng)濟因素和非經(jīng)濟因素的影響，非經(jīng)濟因素包括個人偏好，空閑時間等，經(jīng)濟因素包括消費價格水平，城鎮(zhèn)居民人均可支配收入以及利率等。

（二）解釋變量

1、消費價格指數(shù)（X1）。物價水平會影響居民的旅游消費行為。較低的物價水平會提高人們的實際收人水平，因為將會促進旅游消費。 所以，消費價格水平與人均旅游消費相反方向變動的關系。

2、人均可支配收入（X2）。居民收入水平?jīng)Q定著旅游消費的水平， 人們有收入了才會考慮進行旅游消費。因此，人均可支配收入與人均旅游消費呈正方向變動。

3、利率（X3）。銀行存款利率的變化對于消費行為也會產(chǎn)生較大的影響。當利率升高，人們會增加儲蓄量，進而減少消費。 所以，利率與人均旅游消費呈反向變動的關系。

4、空閑時間（d）。空閑時間也會對旅游消費產(chǎn)生一定的影響。人們有更多的空閑時間，他們才會出去旅游，因此空閑時間也是影響旅游消費的重要因素。所以，閑暇時間與被解釋變量呈正方向的變化關系。

三、實證分析

（一）指標選取。本文經(jīng)過綜合考慮影響旅游消費的因素，選取了重要指標進行分析，將旅游消費作為被解釋變量，將消費價格指數(shù)、城鎮(zhèn)居民人均可支配收入以及利率作為解釋變量，并且將空閑時間引入作為虛擬變量，考慮到2000年執(zhí)行了長假政策，因此將2000年以前設置為0，將2000年以后設置為1。

（二）數(shù)據(jù)來源。本文選取了1995-2014年20年的數(shù)據(jù)，數(shù)據(jù)來源為中國《中國統(tǒng)計年鑒》。并且整理出消費價格指數(shù)、城鎮(zhèn)居民人均可支配收入、利率的相關數(shù)據(jù)建立模型并進行檢驗和修正。

（三）實證分析

1、建立內(nèi)蘊線性模型。根據(jù)計量經(jīng)濟學模型，將該模型設定為多元線性回歸模型，模型中根據(jù)影響居民消費水平的四個因素作為解釋變量，得出如下回歸模型：

LnY=β0+β1LnX1+β2LnX2+β3LnX3+β5D+ε

2、檢驗與修正。基于普通最小二乘法原理，運用stata12軟件進行回歸，檢驗所選變量是否顯著。 R2=0.9304，調(diào)整后的R2=0.9119，擬合優(yōu)度高。F統(tǒng)計量為50.16，說明在0.05的顯著性水平下回歸方程總體上顯著，但是各解釋變量的t值均不顯著，而且人均可支配利率為負，與現(xiàn)實不符，可能存在多重共線。

（1）多重共線性檢驗與修正。運用coldiag2 lnx1 lnx2 lnx3 d語句進行多重共線性檢驗，檢驗結果為812。由此可以看出模型存在多重共線性，需要進行修正。采用逐步回歸法消除多重共線。

消除后，方程的擬合優(yōu)度為0.9302，調(diào)整后的擬合優(yōu)度為0.9172，方程的擬合優(yōu)度很高 ，解釋能力較強該方程可決系數(shù)較高。但是變量X3未能通過檢驗，應從模型中剔除，于是可得出以下最優(yōu)回歸模型方程：

LnY=10.6461 - 0.2640LnX1+0.1819LnX2+0.1046D

（0.000） （0.003） （0.000） （0.032）

（2）異方差檢驗。通過White檢驗可以看出看出， Prob > chi2 = 0.5630是大于顯著性水平0.05的，所以檢驗結果表明模型不存在異方差。

（3）自相關檢驗。由D. W檢驗表明，在5%的顯著性水平下，n=20，k=4，查表得dL=0.90，dU=1.83，由于D.W=2.04，介于dU

（4）模型結果分析。旅游消費的最終回歸模型為：

LnY=10.6461 - 0.2640LnX1+0.1819LnX2+0.1046D

（0.000） （0.003） （0.000） （0.032）

分析該回歸方程，我們可以看出我國國內(nèi)城鎮(zhèn)居民的人均旅游消費主要受消費價格指數(shù)、人均可支配收入和空閑時間的影響。

消費價格指數(shù)對旅游消費有著顯著的影響，影響為負且影響系數(shù)為-0.2640。這表明消費價格指數(shù)的增高會降低旅游消費。即當物價水平每上升1%，旅游消費便會降低0.264%。

人均可支配收入對旅游消費也有著較為顯著的影響，影響為正且影響系數(shù)為0.1819.這表明當人均可支配收入每增加1%，旅游消費便會增加0.1819%。

空閑時間對旅游消費有正向的影響，影響系數(shù)為0.1046，這表明空閑時間每增加1%，旅游消費便會增加0.1046%。

四、結論與政策建議

影響旅游消費4個因素經(jīng)過多元線性回歸分析，并檢驗多重共線性、異方差和自相關以及修正后得出結論：人均可支配收入、消費價格指數(shù)以及空閑時間對旅游消費有著比較重要的影響。并提出以下建議。首先，可以適當增加人均可支配收入，當人們有可支配收入之后，才會考慮進行旅游消費。其次，應該適當?shù)难娱L假期，或者增加一定時間的由各個單位自行支配的帶薪休假。第三點，應該規(guī)范旅游市場，最近青島的“38元大蝦”上了網(wǎng)略的熱搜榜，同時也反映出我們旅游消費市場存在的一些問題，要加強監(jiān)管，加強約束，并且要進行價格的規(guī)范。這樣才能使我國的旅游業(yè)快速、健康的發(fā)展。（作者單位：內(nèi)蒙古農(nóng)業(yè)大學經(jīng)濟管理學院）

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