【畢業(yè)學位論文】（Word原稿）國內(nèi)旅游收入的影響因素模型及應(yīng)用-統(tǒng)計學

目 錄 中文摘要 . 1 英文摘要 . 1 一、引言 . 2 二、文獻綜述及研究方法 . 2 三、國內(nèi)旅游發(fā)展的影響因素 . 3 （一）經(jīng)濟增長和居民收入穩(wěn)步增加 . 3 （二）居民可自由支配時間增加 休假制度的改變 . 4 （三）社會進步與居民消費觀念的變化 . 5 四、變量選取和數(shù)據(jù)收集 . 5 （一）變量的確定 . 5 （二）數(shù)據(jù)的來源及處理 . 7 五、模型建立 . 8 （一）模型設(shè)定 . 8 （二）模型評估 . 8 六、模型的修正 . 9 （ 一）用逐步回歸法修正多重共線性 . 9 (二 ) 用主成分分析處理多重共線性 . 11 （三）模型評價 . 13 七、模型的應(yīng)用 基于該模型分析 08 年休假政策變動的影響 . 14 八、結(jié)論及意見 . 15 （一）我國社會經(jīng)濟的快速發(fā)展是國內(nèi)旅游發(fā)展的主要推動力量 . 15 （二）城市和農(nóng)村居民旅游市場差異性明顯，但農(nóng)村市場潛力巨大 . 15 （三）加強對旅游基礎(chǔ)設(shè)施建設(shè)的支持力度 . 15 （四）不可忽視休假政策的影響 . 16 參考文獻 . 17 南京財經(jīng)大學本科畢業(yè)論文（設(shè)計） 1 國內(nèi)旅游收入的影響因素模型及應(yīng)用 摘要 ： 本文 以 我 國居民國內(nèi)旅游消費收入的實際數(shù)據(jù)為依據(jù)， 選取了 國內(nèi)生產(chǎn)總值 均旅游支出、交通運輸狀況、 假日政策 等 七個因 素。用統(tǒng)計回歸的分析方法 ， 建 立回歸模型 ， 對 以 上影響因素對國內(nèi)旅游發(fā)展的影響程度進行定量評估。 運用 逐步回歸 法和主成分分析法消除了模型中的 多 重共線性，進行模型的修正。 文章最后對回歸結(jié)果進行了分析 , 結(jié)合國內(nèi) 旅游發(fā)展的實際 情況 得出，我國經(jīng)濟快速 發(fā) 展是國內(nèi)旅游迅速發(fā)展的最主要推動力量 ， 并認為 08年休假制度的調(diào)整對于旅游收入存在 正 向作用。 文章 期望為中國旅游管理部門和旅游企業(yè)的決策提供依據(jù) 。 關(guān) 鍵詞 ：旅游收入 ， 休假制度 ， 多元線性回歸 ， 主成分分析 on of in to a It a of on of on to of to of is to of 008 to to to in 南京財經(jīng)大學本科畢業(yè)論文（設(shè)計） 2 一 、 引言 20 世紀 30 年代以來，隨著經(jīng)濟 的 增長和居民 收入水平的提高，全球旅游業(yè)急劇擴張。目前，已經(jīng) 逐步 發(fā)展 成為世界上發(fā)展前景廣闊、 產(chǎn) 業(yè)規(guī)模龐大的新興產(chǎn)業(yè) 之一 ， 旅游業(yè)對全球經(jīng)濟發(fā)展的 貢獻 不可忽視 。 而我國旅游業(yè) 的 發(fā)展 ， 最初是由外需拉動的 。長期重視 入境旅游 ， 而輕視 國內(nèi)旅游。但到 20世紀末 ,國內(nèi)旅游迅速發(fā)展 ， 國內(nèi)旅游收入大大超過入境旅游 收入， 國內(nèi)旅游 開始 日漸受到重視 。 作為國民經(jīng)濟新的增長點 ， 旅游業(yè) 在整個社會經(jīng)濟發(fā)展中的作用日益顯現(xiàn)。為了進一步發(fā)揮國內(nèi)旅游對國民經(jīng)濟的積極作用 ,政府不斷努力促進其發(fā)展 ， 1999年實施的黃金周制度就是一個嘗試 。 2008年的休假制度改革 則 是基于假日旅游的一些弊端所做出的新的嘗試。 旅游業(yè) 是高度敏感型產(chǎn)業(yè)，要受到包括政治、經(jīng)濟、文化等各方面因素的影響。 通過調(diào)整上述因素，可以為發(fā)展旅游業(yè)提供更好的環(huán)境，從而更好地促進我國旅游業(yè)持 續(xù)健康發(fā)展。 因此 ， 有必要對影響國 內(nèi)旅游業(yè)收入增長 的因素進行 實證 研究。 本文依據(jù)文 獻資料，選取一定的指標，定量分析各 因素 對于旅游收入的影響。 運用 94至 07年的數(shù)據(jù)建模，特別的， 在此基礎(chǔ)上預(yù)測 2008年、 2009年旅游收入。 分析 08年休假 制度改革對旅游收入的影響，為政策的制定提供依據(jù)。 二 、 文獻綜述 及研究方法 通過整理現(xiàn)有 的 相關(guān)研究文獻可知 ， 對于國內(nèi)旅游收入的影響因素 ， 學者們認為 主要有三個方面 :(1)居民收入水平。徐春堂認為 ， 居民收入達到一定購買水平 是實現(xiàn) 外出旅游的 主要 前提之一 ， 也是實現(xiàn)旅游活動的重要物質(zhì)基礎(chǔ)。此外 ， 劉德謙、張立生和鄭媛媛等也強調(diào)了收入水平是重要因素 ， 而且將其重要性置于首位 2 (2)公共假日制度。劉德謙指出 ， 我國居民可自由支配時間的增多有三次十分鮮明的轉(zhuǎn)折點 。（ 分別是1978年我國確立國家工作重心的轉(zhuǎn)移、 1995 年我 國職工開始享受 每 周二日休息制、 1999年全國年節(jié)及紀念日放 假實行新法以及 2007 年 的 假日制度再次變革 ， 年公休日達 115 南京財經(jīng)大學本科畢業(yè)論文（設(shè)計） 3 天。 ） 每一次 的 轉(zhuǎn)折都帶動一次旅游大發(fā)展 2。 (3)交通狀況。翁鋼民和彭程甸 都以定量研究 的 方法證明了國內(nèi)旅游需求最主要的影響因素之一 是交通設(shè)施狀況 6,7。 在研究方法上，大部分的研究人員都是采用最小二乘估計的方法，對于所選的解 釋變量做線性回歸。文獻中， 通過采用定量、定性的分析方法 ， 得出 研究的各解釋變量與國內(nèi)旅游收入顯著相關(guān)， 但在定量檢驗過程中 卻沒有考慮到時間序列的非平穩(wěn)性。 雖然相關(guān)系數(shù)很 高，但我們無法排除存在偽回歸的可能。同時，應(yīng)該考慮消除選取的解釋變量之間存在多重共線性。 國內(nèi)旅游發(fā)展的影響因素是多方面的 。 下文將在理論分析的基礎(chǔ)上 ， 選取適當?shù)挠绊懸蛩?。 然后從定量 分析 的角度 出發(fā) ， 收集 現(xiàn)有的統(tǒng)計數(shù)據(jù) ， 運用多元回歸的方法 ，建立回歸方程模型來評估這些因素對國內(nèi)旅游 收入 的影響程度。 其中涉及到收支方面的數(shù)據(jù)都采用了實際量 (目前，國內(nèi)許多文獻采用的是名義量 )來進行衡量，并考慮了時間序列的非平穩(wěn)性。 最后 ， 根據(jù)所建立的模型 ， 結(jié)合國內(nèi)旅游最近幾年的實際發(fā)展情況 ， 對影響因素進行評價分析。 三 、 國內(nèi)旅游發(fā)展的影 響因素 旅游業(yè)是一個關(guān)聯(lián)性、依賴性 均 較強的 行業(yè)。 由于社會經(jīng)濟狀況和經(jīng)濟關(guān)系等多種因素不同程度的影響，使得某一國家 在 一定時期內(nèi)的旅游收入出現(xiàn)不同程度的高低變化。可以說，旅游收入是多種因素的函數(shù)。 （一） 經(jīng)濟增長和 居民收入穩(wěn)步增加 眾所周知，在 改革開放 的 20 余年中 ， 居民 收入不斷增長 。城鎮(zhèn)居民收入增加 則 主要體現(xiàn)在工資的增加。根據(jù)中國統(tǒng)計資料數(shù)據(jù)表明 ， 從 1994 年到 2008 年的 15 年間 ，城鎮(zhèn)居民家庭人均可支配收入已經(jīng)從 ， 提高到 農(nóng)村 的則 從 提高到 5737 元 。 同時， 人 均國內(nèi)生產(chǎn)總值從 4044元 ， 提高到 22698元。 依據(jù) 馬斯洛人類需求五層次理論 ， 當 居民收入的穩(wěn)步增加 時 ， 居民在滿足了基本消費需求后 ， 有能力支付 更高層次 的消費需求 ； 當人們的基本生活滿足后，才會有外出旅 南京財經(jīng)大學本科畢業(yè)論文（設(shè)計） 4 游休假的消費欲望和消費能力。人們希望，通過旅游的方式，舒緩工作壓力，提高生活情趣。收入越高， 人們外出旅游的可能性越大，旅游花費越大。旅游人群包括了城鎮(zhèn)和農(nóng)村居民兩類，目前看來，城鎮(zhèn) 居民 是主要消費群體。這是因為 ， 農(nóng)村居民收入遠低于城鎮(zhèn)居民 ， 他們的實際消費量受到較大的限制。 （二） 居民可自由支配時間增加 休假制度的 改變 外出旅游，除了有剩余的金錢，還要有足夠的時間。 從 1994年至 2008年，休假制度一共發(fā)生三次調(diào)整。自 1995 年 5 月起我國開始在全國職工中實行一周五日工作制，每周休息周六周日二天 ?？勺杂芍鋾r間 的 增多 ， 使 得 國內(nèi) 刮起 了“周末旅游”熱。 1999年 9月 ， 國家出臺了 新的 全國年節(jié)及紀念日放假辦法。根據(jù) 休假制度 ， 形成了“春節(jié)”、 “五一”、“十一” 三大 旅游 “黃金周” 。 由于放假時間的調(diào)整， 職工可以自由支配 時間， 做出各種 活動 安排。假日 的集中 ， 使 得 旅 游者的中長距離 外出旅游有了 時間的 保證 。 人們有 機會去 更遠 、 更多的旅 游景點 ， 逗留 更久 ， 當然 也就意味著 支出更多的費用。正是因為“黃金周”這樣的一個 機遇 ， 使得 旅游出行呈現(xiàn)出了整體的活躍性。 “黃金周”制度 代表著居民可自由支配時間 的 增加 ， 在我國的國內(nèi)旅游發(fā)展方面起著十分良好的作用。 2007年 ， 我國假日制度再次 發(fā)生 變革。 國務(wù)院通過 的 全國年節(jié)及紀念日放假辦法，宣告了 持續(xù) 8年 的三大黃金周長假制度的結(jié)束。也就是將 “ 五一 ” 黃金周由七天轉(zhuǎn)變?yōu)槿欤?同時增加清明，端午等其他小假期。 “ 大長假 ” 變 “ 小長假 ” ， 假期總時間增加，全年公休日達 115天， 同時實行帶薪休假制度。 這次休假制度的變革， 取 消了五一長假，在一定程度上可能會將減少 長途出行的人數(shù)和支出。增加的 假日是放在清明、端午、中秋這種傳統(tǒng)佳節(jié)， 人們大都選擇和家人團聚 而放棄外出 。 但休假總時間是增加的， 可支配時間增多，人們 可以選擇短途旅游 ，同樣可能會對旅游收入的增加有積極的正向作用 。所以具體的政策性影響通過 定性分析不得而知。 下文，將通過模型的建立和預(yù)測，定量 分析，以期為政策的制定提供 意見和建議。 南京財經(jīng)大學本科畢業(yè)論文（設(shè)計） 5 （三） 社會進步與居民消費觀念的變化 從總體上來說， 國內(nèi)旅游 的發(fā)展 是和社會經(jīng)濟的發(fā)展 息息相關(guān) 。 社會生產(chǎn)力水平的提高 ， 強勁的經(jīng) 濟增長使得 國內(nèi)旅游市場 逐步 走 向 繁榮。 國家宏觀經(jīng)濟 的 持續(xù)增長 ， 不僅會改善人們的生活， 提高 人民 的 收入 ， 增加其 可支配收入 ；同時 也 帶來 了 整個社會經(jīng)濟生活環(huán)境的改善 ，使得交通運輸、 郵電通訊、 餐飲等服務(wù)業(yè) 得以 快速發(fā)展。 而 交通條件 的改善、基礎(chǔ)設(shè)備的完善 、服務(wù)水平 的 提升、 旅游項目 的 開發(fā)都對人們的出游 具有 新的吸引 力 。 社會經(jīng)濟的進步 ， 良好的社會環(huán)境在一定程度上激發(fā)了 人們外出旅游 和消費的興趣 。 當然， 居民 是否選擇旅游消費 ， 還 要 取決 于本人的消費意識，取決于旅游消費支出的系數(shù)。 旅游消費能否被更多的中國居民接受 ,還在于社會消費潮流和消費意識的變化。 四 、變量 選取 和數(shù)據(jù)收集 （一）變量的確定 1 指標的選取 結(jié)合文獻綜述和上述分析，筆者以此形成本文研究假設(shè) ： 國內(nèi)旅游收入主要影響因素有收入水平、休假政策、交通狀況 三方面。在下文中，將篩選出能衡量這三方面影響因素 的變量。 2 變量選取 要分析收入水平、休假政策、交通狀況 各因素 對國內(nèi)旅游收入的動態(tài)影響關(guān)系 ， 首先需要確定 解釋 變量。變量的 選取 既要考慮其代表性和可度量性 ,同時 又要考慮數(shù)據(jù) 的可獲得 性。 具體變量選取如下 : (1)國內(nèi)旅游收入的變量選擇各年的國內(nèi)旅游收入。 (2)國民收入水平的變量 選取國內(nèi)生產(chǎn)總值 。 這一指標的衡量，可 以選取居民的工資、人均可支配收入等其它 收入性 變量。本文 采用國內(nèi)生產(chǎn)總值 個綜合性指標。這是 因為 它既能衡量外界提供的旅游消費所需 南京財經(jīng)大學本科畢業(yè)論文（設(shè)計） 6 環(huán)境的完善程度 ， 又能衡量居民的旅游需求量， 具有綜合評價的特質(zhì)。 (3)旅游消費傾向的變量選取旅游人均花費。為了進一步分析城鎮(zhèn)、農(nóng)村居民的旅游消費情況對于旅游收入的影響，特別增加城鎮(zhèn)居民旅游花費、農(nóng)村居民旅游花費二個解釋 變量。 (4)交通設(shè)施的變量選取 公路線路里程和 鐵路線路里程。 有關(guān)交通方面的 指標很多 ,包括 公路里程、鐵路里程、航空里程、水運 歷 程、 港口數(shù)量、機場數(shù)量等等。 但 是 鑒于這些指標之間會存在相關(guān)性而導(dǎo)致的多重共線，故未將 所有指標都選入模型 。 選取鐵路線路里數(shù)是 考慮，目前 鐵路仍作為客運的最主要 運輸 工具；而選取公路線路里程 為解釋變量 ， 一方面是 由于 汽車 是除鐵路外的 第二大運輸方式，另一方面 則 是源于 現(xiàn)代社會 自駕游 旅行 的日益興起。 (5)公共假日制度的變量則采用 0擬變量來表示。 目前看來，所能收集到的數(shù)據(jù)截至到 2008 年全部數(shù)據(jù)， 09 年的 部分 數(shù)據(jù) 。 因本文所選用 的 建模 數(shù)據(jù)是 1994 年至2007 旅游數(shù)據(jù) ， 08 年 、 09 年 的數(shù)據(jù)是進行預(yù)測、對比和評價所需的 。 而 在 94 年至 07年間， 假日制度的改變經(jīng)歷了兩次，分別是 95年的雙休制和 99年的長假制。為了簡化模型，本文將忽略 95 年“雙休制”的影響，僅考慮 99年的長假制，設(shè)置一個虛擬變量。 綜上所述，變量選取如下 : 國內(nèi)旅游收入 Y 國內(nèi)生產(chǎn)總值 旅游人均花費 2X； 城鎮(zhèn)居民旅游花費 3X； 農(nóng)村居民旅游花費 4X； 公路線路里程 5X； 鐵路線路里程 6X； 虛擬變量 7X=0 1999年之前 =1 1999年之后 南京財經(jīng)大學本科畢業(yè)論文（設(shè)計） 7 （二） 數(shù)據(jù)的來源及處理 依據(jù)上述選定的解釋變量，從中國統(tǒng)計年鑒和國家統(tǒng)計局網(wǎng)站上獲取 1994 年至 2007 年 相關(guān)數(shù)據(jù)。 為避免通貨膨脹因素的影響，從而真實的反映 各經(jīng)濟變量之間的相關(guān)關(guān)系，本文對數(shù)據(jù)進行了如下處理（以 首先，根據(jù)貨架統(tǒng)計局的數(shù)據(jù)，整理出我國從 1994年到 2009年的消費物價指數(shù)，原始數(shù)據(jù)都是以上一年為基期。然后利用公式 （ 1） 其中，t 的價格水平指數(shù)，并且以 94年為 100，即 94 年作為基期，算相應(yīng)的消費價格指數(shù)。最后，用名義 樣地，對于旅游收入 Y、人均旅游花費2X、城鎮(zhèn)居民旅游花費3X、農(nóng)村居民旅游花費4X,都進行類似處理，得到了他們的實際 值 。 為了消除數(shù)據(jù)中可能存在的異方差，我們對平減過的國民生產(chǎn)總值 國內(nèi) 旅游收入兩個主要變量取自然對數(shù)，得到了 。 所需數(shù)據(jù)見表 1，表 2。 表 1 各變量的 原始數(shù)據(jù) 年份 收 入 (億元 ) 億元） 人均花費（元） 城市（元） 農(nóng)村（元） 公路里數(shù)（ 萬 千米） 鐵路里數(shù) （萬千米） 制度 1994 1995 1996 1997 1998 07 197 1999 2000 2001 2002 2003 00 2004 2005 2006 2007 1 p 1 0 0 南京財經(jīng)大學本科畢業(yè)論文（設(shè)計） 8 表 2 消費價格指數(shù) 注：所有數(shù)據(jù)均來自中國國家統(tǒng)計局，統(tǒng)計年鑒。 五、 模型建立 本文采用經(jīng)濟計量模型對國內(nèi)旅游收入情況進行分析和預(yù)測。 經(jīng)濟計量 法 是一種 將經(jīng)濟理論、數(shù)學公式和概率統(tǒng)計推斷結(jié)合起來 的經(jīng)濟測度方法。它用來 考察實際經(jīng)濟活動的數(shù)學規(guī)律，預(yù)測未來及 政策 的規(guī)劃 。 （一） 模型設(shè)定 依據(jù) 參考文獻所采用的方法，均為線性回歸模型。在此，我們也采用該方法 。以 為自變量，相應(yīng)的 2X、3X、4X、5X、6X、7最小二乘法進行回歸，分析各解釋變量的影響。 利用 用 234 5 6 7 0 . 1 3 4 3 0 + 0 . 4 4 9 4 1 L n G D P + 0 . 0 0 0 5 9 X + 0 . 0 0 1 2 3 X + 0 1 7 2 X + 0 0 6 5 X + 0 0 3 1 X - 0 . 0 2 3 5 4 XL n Y （ 2） (2R 22x y yy y x x( )- ）= 2R F=二） 模型評估 從上面 結(jié)果中可以看到， 模型的擬合度很高，所以 可以 選擇這個 模型進行模型修正。 當然 ，有可能會存在更 好的 其他形式的擬合 模型， 在此不做考慮。 本文 在模型 的 選擇 方面有待改進。 年份 94年 95年 96年 97 年 98年 99年 00年 01年 理后 100 份 02年 03年 04年 05 年 06年 07年 08年 09年 理后 南京財經(jīng)大學本科畢業(yè)論文（設(shè)計） 9 該 線性 模型， 雖然擬合度較大，接近于 1，說明國內(nèi)旅游收入與上述變量間總體線性關(guān)系顯著。但 幾個變量中只有 極少的因變量 的 它的都不能通過。這表明變量之間 可能存在多重共線性，或其他不足。 這就 需 要對 該 估計方程進行修正。 六、模型的修正 由上述分析可知，該模型可能存在多重共線，需要修正。一般來說， 消除多重共線性的常用方法有逐步回歸法、差分法、嶺回歸法等，本文選擇逐步回歸和主成分分析兩種方法。 （一） 用逐步回歸法修正多重共線性 析 從實際 位：億元人民幣 )與旅游收入 Y（單位：億元人民幣）的關(guān)系圖中，我們可以很直觀的看到隨著 游收入呈現(xiàn)不斷的上升趨勢 。 （見圖一） 圖一 并且，利 用 計軟件檢驗變量 旅游收入 Y， 相關(guān)關(guān)系，見表 3及表 4 表 3 Y 相關(guān)關(guān)系分析 表 4 n 系分析 Y 表中可以得到 與 步判斷可能存在較強的相關(guān)性。 n n 南京財經(jīng)大學本科畢業(yè)論文（設(shè)計） 10 基于上述分析， 以 與 模型為基本模型，再逐個引入2X、3X、4X、5X、6X、7X。 建立多個模型 加以比較。 最終以 y=f(2X)為最優(yōu)，確定模型為： 2L n Y = - 3 . 6 7 6 + 0 . 9 4 9 L n G D P + 0 . 0 0 2 X（ 3） 2R = 22x y yy y x x( )- ）= 2R =0. 95893， F= 這說明 ， 在其他因素不變的情況下 ， 當國內(nèi) 生產(chǎn)總值的對數(shù) 加 1 億元 和居民人均旅游支出2 元時 ， 國內(nèi)旅游收入 的對數(shù) 分別增長 可見， 剩余的解釋變量，存在較強的相關(guān)性。 在模型中引入相關(guān)性較強的解釋變量，會影響參 數(shù)的估計值和 正是 由于 多重共線性 而 產(chǎn)生。對于最后確定的模型，由于 考慮到一般的時間序列都會受到某種趨勢的干擾，而存在虛假的回歸現(xiàn)象。 這時，即使相關(guān)系數(shù)或可決系 數(shù)很高， 也可能實際上不存在任何的經(jīng)濟關(guān)系，回歸方程也就失去了意義。模型的估計結(jié)果可能并不可靠 ， 過高的擬合優(yōu)度可能提供的是虛假信息。因此有必要進一步分析。 所以下面先對時間序列 ， 檢驗結(jié)果如下表 (表 5)， 其中滯后階數(shù)依據(jù) 表 5 變量的單位 根檢驗 變量 （ c,t,k） 檢驗結(jié)果 (c,t,2) 平穩(wěn) (c,t,2) 穩(wěn) c,t,3) 平穩(wěn) c,t,3) 穩(wěn) 人均花費 c,0,2) 平穩(wěn) 0,0,2) 穩(wěn) 注：表示一階差分；檢驗形式（ C， T， K）中的 C， T， K 分別表示單位根檢驗方程中 南京財經(jīng)大學本科畢業(yè)論文（設(shè)計） 11 包括的常數(shù)項、時間趨勢和滯后階數(shù) 。經(jīng)檢驗， 2白噪聲序列。 從上表可知 、 不能直接進行線性回歸，但他們的線性組合有可能是平穩(wěn)的 。 由 于 階單整的， 因此，有可能是協(xié)整的。因此接下來需要對這 三 個序列進行協(xié)整檢驗。 檢驗殘差 t n Y 的單整性，其結(jié)果如下表： 表 6 協(xié)整檢驗 由檢驗的結(jié)果可以看出，殘 差序列t是平穩(wěn)序列，所以 、 2們之間具有長期均衡關(guān)系，說明之前建立的 回歸 模型（ 3）正確。當然， 可以 建立誤差校正模型 ，本文在此不深入考慮 。 圖 二 模型的擬合圖 (二 )用主成分分析處理多重共線性模型 因子分析 方法是指用較少個數(shù)的公共因子的線性函 數(shù)與特定因子之和來表達原解釋變量的分量，以達到降低維數(shù)并能合理地 解釋原解釋 變量。 本文中，利用 因子分析法中的 主成分分析法消除經(jīng)濟因素變量的多重共線性問題，使得經(jīng)濟因素的解釋變量在降低維度的同時消除多重共線性。 變量 （ c,t,k） t （ 0， 0， 2） 穩(wěn) - - - 6 27 08 894 95 96 97 98 99 00 01 02 03 04 05 06 07R e s id u a l A c tu a l F d 南京財經(jīng)大學本科畢業(yè)論文（設(shè)計） 12 在利用 擇使方差最大的正交旋轉(zhuǎn)法和主成分分析法。 由各變量間的相關(guān)系數(shù)矩陣， 可以得出 模型中存在多重共線性。 這 和 文章 之前的檢驗結(jié)果是一致的。 表 7 相關(guān)系數(shù)矩陣 1、 2、 3 所對應(yīng)的主成分的累計概率已達到 表 8 旋轉(zhuǎn)后的主成分矩陣 均 城市 農(nóng)村 公路 鐵路 1 以： 1Z= 4） 2Z= 5） 3Z= 6） 將 件中自動生成的主成分1Z、2Z、3件， 加入政策性因素7X， 重新建立回歸模型。 由 析 得 ，7 99年的黃金周政策性因素對于旅游收入影響 不大，刪去。再建立 Y、1Z、2Z、3優(yōu)化模型： （ （ （ （ 7） 均 城市 農(nóng)村 公路 鐵路 均 市 村 路 路 2l n 5 . 3 3 1 7 + 0 . 0 0 3 0 Z + 0 . 0 0 1 2 南京財經(jīng)大學本科畢業(yè)論文（設(shè)計） 13 其中， 2R = 2R 可以看出 , 1Z、2Z的 模型擬合優(yōu)度達到 。 （ 3） 最終模型的建立 最后將 (4)(5)(6)式代入主成分回 歸方程 （ 7） ，得 （ 8） 將擬合預(yù)測值與實際值比較后得知 ， 模型有很高的擬合優(yōu)度 ， 并且模型中各變量系數(shù)符號的經(jīng)濟意義合理 。各項影響因素的增長，對旅游收入 均 存在正向作用。 同時，政策性因素不顯著。 該 模型 說明 ， 在其他因素不變的情況下 ， 當國內(nèi) 生產(chǎn)總值的對數(shù)增加 1億元 、 人均旅游消費增加 1元 、 城鎮(zhèn)居民人均旅游支出增長 1元、農(nóng)村居民人均旅游支出增長 1元、公路里程增加 1萬 鐵路里程分別增加 1 萬 國內(nèi)旅游收入 的對數(shù) 由 方程可知， 增長和公路里數(shù)的增加對于國內(nèi)旅游收入的影響，相比較于其它 影響因素最為顯著。 （三 ） 模型評價 通過 以上 兩種消除多重共線性的 方法的 實證比較 ， 可以 發(fā)現(xiàn)在研究國內(nèi)旅游收入 的影響因素時 ， 主成分分析法能 在 避免了序列相關(guān) 的同時，能夠較好消除多重共線。 比較模型 的 擬合值與真實值，可以發(fā)現(xiàn) 99 年和 03 年的殘差值較大。這是由于 99年第一次實行長假制度， 旅游行業(yè) 出現(xiàn)噴井式增長； 而 03年的 限制了人們的出游 ，減少了旅游收入 。 在模型的改進中，可以將這些奇異點進行處理，以期得到更好的預(yù)測模型。 但是由于模型本身是動態(tài)的 ， 國內(nèi)旅游 興起 的 時間又不長 ， 國內(nèi)旅游收入發(fā)展趨勢并 沒有形成固定模式 。所以在不同時間周期內(nèi)，旅游收入 的主要 影響 因素不一定是相同的 ， 因此該模型只能有效地預(yù)測近幾年的情況 。 如果預(yù)測更長時期的數(shù)據(jù) ， 應(yīng)該選取預(yù)測年份相近幾年的數(shù)據(jù)重新建模。 234 5 6 5 . 3 3 1 7 + 0 . 0 0 3 0 4 L n G D P 0 . 0 0 1 9 1 X 0 . 0 0 2 4 6 0 0 1 9 3 X 0 . 0 0 3 0 4 X 0 . 0 0 2 9 6 XL n Y 南京財經(jīng)大學本科畢業(yè)論文（設(shè)計） 14 七 、 模型的應(yīng)用 基于該 模型分析 08年休假政策變動的影響 2007年 ， 我國假日制度的變革引發(fā)了社會各界對于假日經(jīng)濟的討論。部分學者認為“五一”和“十一”長假的設(shè)立，促進了旅游和其相關(guān)產(chǎn)業(yè) 的發(fā)展 ，拉動 了 經(jīng)濟 的 增長；部分學者則認為這是消費在時間上的轉(zhuǎn)移， 并不能 增加消費總量?！按箝L假”變“小長假”的政策調(diào)整，對于旅游收入的影響，究竟是正向的刺激還是反向的消減？ 是否需要將“小長假”再次調(diào)回“大長假”？ 基于上文所建立的第一個模型的擬合度和可信度都較高 ， 而 旅 游政策變動相關(guān)性很低。與此同時， 人均旅游花費是一個白噪聲，對于旅游收入影響 不大。故我們可以利用該模型 預(yù)測， 在原有的“大長假”制度 下 08年的旅游收入。 08年的名義 均旅游消費為 據(jù)處理后代入方程（ 3），計算得 08年的名義國內(nèi)旅游收入預(yù)測值為 而，依據(jù)中國統(tǒng)計年鑒 2008年可查得， 08年國內(nèi)旅游收入名義值為 元。 對比可知， 08年的實際收入相比較預(yù)測值減少了 400多 億元。這種減少，一方面，可能 是因為 08 年休假制度的改變，引起了人們出游行為的改變。另一方面， 可能是 08年的金 融危機，影響了人們的收入，進而影響 外出旅游支出。同時也需要考慮 流感疫情的爆發(fā)。 2008年的突發(fā)事件較多、影響力較大，該結(jié)果不具有充分的說服力。因此需要對 09年旅游收入的進行預(yù)測。 以同樣的方法，測算 2009年的旅游收入。 09年的名義 35353 億元。因人均旅游消費是隨機變量，且變化不大，故文章假定 09年 的該項數(shù)據(jù)和 08年 相同。代入方程 （ 3）， 得名義旅游收入的預(yù)測值為 元。而 09年 實際 國內(nèi)旅游收入名義值為12600億元。 對比可知 ， 09年的實際收入相較在原有“大長假”制度下的預(yù)測值增加了近 300億元。 至此，可以得出， 08年 的休假制度改革在一定程度上刺激了旅游業(yè)發(fā)展，增加了國內(nèi)旅游收入，具有積極的正面效應(yīng)。 南京財經(jīng)大學本科畢業(yè)論文（設(shè)計） 15 八 、 結(jié)論 及意見 根據(jù)以上 兩個 模型的建立 、分析 及 預(yù)測 ， 結(jié)合國內(nèi)游的實際 情況 可以得到一些結(jié)論。 （ 一 ） 我國社會經(jīng)濟的快速發(fā)展是國內(nèi)旅游發(fā)展的主要推動力量 我國經(jīng)濟的快速發(fā)展使居民逐步走向富裕 ， 產(chǎn)生了旅游的強烈愿望 。 兩個模型的系數(shù)都表明 應(yīng)加快社會經(jīng)濟發(fā)展，促進旅游收入增長。 社會經(jīng)濟的快速發(fā)展，會使得 居民在過上小康生活的前提下，有富余的資金用于旅游消費。同時，也 帶動 了 其他各行業(yè)的發(fā)展，改 善 旅游消費所需 的外界環(huán)境。交通運輸、郵電通訊、餐飲等服務(wù)業(yè) 的發(fā)展，基礎(chǔ)設(shè)施的改善，都提高了居民的旅游消費傾向 ,使人們更多的參與旅游活動 ， 刺激國內(nèi)旅游消費 。 （ 二 ） 城市和農(nóng)村居民旅游市場差異性明顯 ， 但農(nóng)村市場潛力巨大 國內(nèi)旅游業(yè)在發(fā)展過程中 ， 城市旅游市場和農(nóng)村旅游市場的差異性明顯。 城鎮(zhèn)居民仍然是旅游花費的主力軍， 且對旅游收入影響較大。 農(nóng)村居民對我國旅游收入的貢獻還是相對較少。 同時，城鎮(zhèn)居民人均旅游花費對于旅游收入的影響高于農(nóng)村。由收集的數(shù)據(jù)可知， 城市居民人均旅游消費水平和增長速度明顯高于農(nóng)村居民。 近年來農(nóng)民 出游呈現(xiàn)裹足不前的現(xiàn)象，其主要原因是受 農(nóng)村經(jīng)濟的制約。 另外還受到農(nóng)村居民消費觀念和農(nóng)村服務(wù)供給條件水平低等因素的制約。隨著