計(jì)量經(jīng)濟(jì)學(xué)課程論文格式(范文)11

課程論文題目旅游消費(fèi)的影響因素分析學(xué)院統(tǒng)計(jì)學(xué)院專業(yè)統(tǒng)計(jì)學(xué)班級(jí)統(tǒng)計(jì)0701課程名稱計(jì)量經(jīng)濟(jì)學(xué)（課程設(shè)計(jì)）學(xué)號(hào)學(xué)生姓名指導(dǎo)教師趙衛(wèi)亞成績(jī)二九年七月COMMENTLU1標(biāo)題用宋三號(hào)字，加粗COMMENTLU2概括說(shuō)明研究?jī)?nèi)容、研究過(guò)程、研究結(jié)果。COMMENTLU335個(gè)主題詞COMMENTLU4正文用宋五號(hào)字，行距20，圖形為單倍行距。COMMENTLU5本文的文獻(xiàn)綜述格式規(guī)范，注意對(duì)作者、參考文獻(xiàn)、結(jié)論的寫法。我國(guó)旅游消費(fèi)影響因素的計(jì)量經(jīng)濟(jì)分析摘要本文利用計(jì)量經(jīng)濟(jì)分析方法和19942007年的時(shí)間序列統(tǒng)計(jì)資料，建立了我國(guó)國(guó)內(nèi)旅游消費(fèi)影響因素模型,并對(duì)近期國(guó)內(nèi)旅游消費(fèi)情況進(jìn)行了預(yù)測(cè)。建模過(guò)程中，處理了模型中的多重共線性、自相關(guān)性、虛擬變量等問(wèn)題。模型結(jié)果表明，經(jīng)居民消費(fèi)價(jià)格指數(shù)調(diào)整的人均消費(fèi)支出、“非典”的發(fā)生、“黃金周”政策的實(shí)施都有顯著的影響，其中人均消費(fèi)支出是最主要的影響因素。關(guān)鍵詞旅游消費(fèi)；影響因素分析；計(jì)量經(jīng)濟(jì)模型；多重共線性；自相關(guān)性；虛擬變量一、引言據(jù)美國(guó)權(quán)威經(jīng)濟(jì)部門推測(cè)在今后15年至20年，發(fā)達(dá)國(guó)家將進(jìn)入“休閑時(shí)代”，先進(jìn)的發(fā)展中國(guó)家也將緊隨其后。未來(lái)學(xué)家格雷厄姆TT默利托預(yù)測(cè)2015年，休閑產(chǎn)業(yè)將主導(dǎo)世界勞務(wù)市場(chǎng)，并占有世界GDP1/2份額。在我國(guó)，休閑消費(fèi)的需求急劇膨脹，許多城市還將旅游業(yè)列為城市的支柱產(chǎn)業(yè)。因此對(duì)于休閑消費(fèi)的研究有著越來(lái)越深遠(yuǎn)的意義。旅游業(yè)是個(gè)綜合性產(chǎn)業(yè)，它包含了許多休閑消費(fèi)的方式，是休閑產(chǎn)業(yè)的支柱產(chǎn)業(yè)。隨著人們物質(zhì)文化生活的日益提高，旅游業(yè)在一定程度上能夠代表休閑消費(fèi)發(fā)展的方向，它不僅在我國(guó)特定的環(huán)境下表現(xiàn)出典型性，更能表現(xiàn)出在同一環(huán)境下休閑消費(fèi)的共性。而且旅游業(yè)是個(gè)有相當(dāng)規(guī)模的產(chǎn)業(yè)，研究起來(lái)相對(duì)方便。因此，本文以我國(guó)國(guó)內(nèi)旅游業(yè)的發(fā)展情況為例來(lái)研究休閑消費(fèi)。二、文獻(xiàn)綜述在目前對(duì)旅游消費(fèi)的定性研究中，比較有代表性的有，顏紹梅（2001）從宏觀上探討了中國(guó)旅游消費(fèi)的運(yùn)行特征，提出了可持續(xù)的旅游消費(fèi)的建議谷慧敏和伍來(lái)春（2003）從居民收入分配1及其結(jié)構(gòu)演變的角度，對(duì)中國(guó)20年來(lái)國(guó)內(nèi)旅游消費(fèi)的特征進(jìn)行了理論分析；王晶（2004）從國(guó)2家推行“黃金周”與之前的旅游狀況進(jìn)行了對(duì)比研究，認(rèn)為居民可自由支配時(shí)間的增多，對(duì)我國(guó)國(guó)內(nèi)旅游業(yè)的發(fā)展起到了極大地促進(jìn)作用，出現(xiàn)旅游業(yè)“井噴”現(xiàn)象。3定量研究的文獻(xiàn)在旅游消費(fèi)研究中占多數(shù)，大多是從宏觀消費(fèi)層面出發(fā)，根據(jù)解釋變量與被解釋變量之間的相關(guān)關(guān)系，建立回歸模型，進(jìn)行分析、預(yù)測(cè)。李銀蘭和范紅（2002）利用19931998年的統(tǒng)計(jì)數(shù)據(jù)，分析了我國(guó)國(guó)內(nèi)旅游消費(fèi)支出與可自由支配收入之間的關(guān)系，但作者沒(méi)能把價(jià)格指數(shù)的影響納入到研究范疇中，結(jié)論需進(jìn)一步得到證明；劉徳謙（2002）根據(jù)多年的統(tǒng)計(jì)材料指出，4當(dāng)一個(gè)國(guó)家的人均國(guó)內(nèi)生產(chǎn)總值達(dá)到300美元時(shí)，居民就會(huì)產(chǎn)生國(guó)內(nèi)旅游的需求，并開(kāi)始進(jìn)行短途旅游，其對(duì)于旅游業(yè)的發(fā)展具有一定的影響作用；吳璇（2007）以計(jì)量經(jīng)濟(jì)學(xué)的知識(shí)為基礎(chǔ),得5出我國(guó)居民的國(guó)內(nèi)旅游消費(fèi)與居民收入具有極強(qiáng)的相關(guān)關(guān)系；關(guān)勇（2007）根據(jù)城鎮(zhèn)與農(nóng)村居民6家庭的恩格爾系數(shù)對(duì)旅游消費(fèi)的影響，認(rèn)為隨著居民生活水平逐漸走向小康，走向富裕，恩格爾系數(shù)必將逐步下降，因此人們所需的生存資料所占總消費(fèi)的比重下降，享受資料、發(fā)展資料的比重逐步上升，旅游消費(fèi)水平也會(huì)相應(yīng)上升，但是城鄉(xiāng)居民家庭的恩格爾系數(shù)并不能從官方得知，所以對(duì)此結(jié)論需進(jìn)一步研究；張晉（2003）以鐵路營(yíng)業(yè)里程來(lái)代表我國(guó)目前交通的完善程度，以旅行社7的數(shù)量來(lái)代表我國(guó)目前旅游服務(wù)設(shè)施的完善程度，由此建立模型，提出了很長(zhǎng)一段時(shí)間以來(lái)，我國(guó)國(guó)內(nèi)旅游業(yè)的發(fā)展都受到了交通條件和服務(wù)設(shè)施的制約的觀點(diǎn)，但由于只用了2個(gè)變量，而在加入其它重要變量時(shí)并不能保證其顯著影響，需加入更多的變量推究其正確性；張鳳（2008）認(rèn)為就8業(yè)率對(duì)旅游消費(fèi)起著負(fù)作用，就業(yè)率越高，在節(jié)假日能夠休息的人也就越少，旅游消費(fèi)自然隨之下降；杜艷增（2008）由居民可支配收入由消費(fèi)和儲(chǔ)蓄組成的理論，建立計(jì)量經(jīng)濟(jì)模型，認(rèn)為我國(guó)9居民的旅游消費(fèi)行為受儲(chǔ)蓄的決定性影響，由于儲(chǔ)蓄變量與其他重要因素存在著內(nèi)在的“經(jīng)濟(jì)聯(lián)系”，往往存在著多重共線性，因而需要對(duì)模型進(jìn)行改進(jìn)。10從上訴的文獻(xiàn)綜述中，不難看出，對(duì)于旅游消費(fèi)的影響因素有很多，應(yīng)將定性因素與定量因素結(jié)合起來(lái)，引入虛擬變量，建立計(jì)量經(jīng)濟(jì)模型，考慮多重共線性的影響，直接剔除不重要或可替代的變量，間接剔除重要的變量，綜合分析我國(guó)國(guó)內(nèi)旅游消費(fèi)的變化，由此反映我國(guó)休閑消費(fèi)的現(xiàn)況與前景。三、理論模型與數(shù)據(jù)經(jīng)過(guò)綜合分析各個(gè)方面的影響因素，將我國(guó)國(guó)內(nèi)旅游業(yè)收入億元作為因變量，人均GDP（CDP是衡量社會(huì)生產(chǎn)力發(fā)展水平的指標(biāo)，它既能衡量外界體統(tǒng)的旅游消費(fèi)所需環(huán)境的完善程度，又能衡量居民的旅游需求量，因而本文選用CDP指標(biāo)反映居民收入情況）、國(guó)內(nèi)旅游人數(shù)、人均消費(fèi)支出（由于城鎮(zhèn)居民的恩格爾系數(shù)和鄉(xiāng)村居民的恩格爾系數(shù)不能很好地結(jié)合在一起反映出對(duì)旅游收入的影響，因而改用人均消費(fèi)支出變量）、鐵路營(yíng)業(yè)里程、居民消費(fèi)價(jià)格指數(shù)、國(guó)內(nèi)旅行社個(gè)數(shù)、就業(yè)率、居民總儲(chǔ)蓄為自變量，以此建立計(jì)量經(jīng)濟(jì)模型，運(yùn)用計(jì)量經(jīng)濟(jì)模型，對(duì)我國(guó)國(guó)內(nèi)旅游業(yè)的發(fā)展進(jìn)行進(jìn)一步地研究，并根據(jù)“黃金周”的影響加入定性因素的虛擬變量，預(yù)測(cè)今后“小長(zhǎng)假”對(duì)我國(guó)國(guó)內(nèi)旅游業(yè)前景的影響，最終了解休閑消費(fèi)的發(fā)展?fàn)顩r。為了消除價(jià)格波動(dòng)因素的影響，使不同年份的國(guó)內(nèi)旅游消費(fèi)收入和人均國(guó)內(nèi)生產(chǎn)總值、人均消費(fèi)支出之間具有可比性，用全國(guó)居民消費(fèi)價(jià)格指數(shù)對(duì)它們進(jìn)行調(diào)整（見(jiàn)表3）。在表3中，用Y表示國(guó)內(nèi)旅游消費(fèi)收入，GDP表示人均國(guó)內(nèi)生產(chǎn)總值，ZC表示國(guó)內(nèi)人均消費(fèi)支出，CPI表示全國(guó)居民消費(fèi)價(jià)格指數(shù)（以1994年為基期）。用RY表示經(jīng)居民消費(fèi)價(jià)格指數(shù)調(diào)整的國(guó)內(nèi)旅游消費(fèi)支出，計(jì)算公式為RYY/CPI。用RGDP表示經(jīng)居民消費(fèi)價(jià)格指數(shù)調(diào)整的人均國(guó)內(nèi)生產(chǎn)總值，計(jì)算公式為RGDPGDP/CPI。用RZC表示經(jīng)居民消費(fèi)價(jià)格指數(shù)調(diào)整的人均消費(fèi)支出，計(jì)算公式為RZCZC/CPI。對(duì)經(jīng)居民消費(fèi)價(jià)格指數(shù)調(diào)整的國(guó)內(nèi)旅游消費(fèi)收入繪制趨勢(shì)圖（見(jiàn)圖1），發(fā)現(xiàn)存在異常點(diǎn)，即2003年RY明顯下降，據(jù)歷史資料所示，由于2003年爆發(fā)“非典”，因而導(dǎo)致2003年的國(guó)內(nèi)旅游消費(fèi)收入大幅度降低，對(duì)該年設(shè)置虛擬變量D2，1（T2003）D20（其他）此外，1999年9月我國(guó)出臺(tái)了全國(guó)年節(jié)及紀(jì)念日放假辦法，從此以后每年就出現(xiàn)了3個(gè)“旅游黃金周”（直至2008年開(kāi)始實(shí)行“小長(zhǎng)假”辦法）。目前我國(guó)公民享受的年均休息日已達(dá)COMMENTLU6圖編號(hào)、圖標(biāo)題在圖下方。114天，居民可自由支配時(shí)間的增多，對(duì)我國(guó)國(guó)內(nèi)旅游業(yè)的發(fā)展具有一定的影響作用。對(duì)該定性因素設(shè)置虛擬變量D1。1（T1999）D10T1999圖1經(jīng)居民消費(fèi)價(jià)格調(diào)整后的國(guó)內(nèi)旅游收入的趨勢(shì)圖變量與符號(hào)Y國(guó)內(nèi)旅游消費(fèi)收入（單位億元）GY經(jīng)居民消費(fèi)價(jià)格指數(shù)調(diào)整的國(guó)內(nèi)旅游消費(fèi)支出GDP人均國(guó)內(nèi)生產(chǎn)總值（單位億元）RGDP經(jīng)居民消費(fèi)價(jià)格指數(shù)調(diào)整的人均國(guó)內(nèi)生產(chǎn)總值ZC人均消費(fèi)支出（單位元）RZC經(jīng)居民消費(fèi)價(jià)格指數(shù)調(diào)整的人均消費(fèi)支出CPI居民消費(fèi)價(jià)格指數(shù)（以1994年為基期）L鐵路營(yíng)運(yùn)里程（單位萬(wàn)公里）RS國(guó)內(nèi)旅游人數(shù)（單位百萬(wàn)人次）COMMENTLU7表編號(hào)、標(biāo)題在表上方。CX國(guó)內(nèi)居民人均儲(chǔ)蓄（單位元）LXS國(guó)內(nèi)旅行社個(gè)數(shù)（單位個(gè)）JOB就業(yè)率D1“黃金周”的影響D2“非典”的影響T年份表1國(guó)內(nèi)旅游消費(fèi)收入統(tǒng)計(jì)數(shù)據(jù)表年份（年）旅游收入（億元）Y人均GDP（元）GDP旅游人數(shù)（百萬(wàn)人）RS人均消費(fèi)支出（元）ZC鐵路營(yíng)業(yè)里程（萬(wàn)公里）L1994102354044524182359019951375750466292342624199616384584663927746491997211276420644298766019982391267966953144664199928319715971933336742000317557858744361868720013522486227843856701200238784939887840937192003344231054287043987302004471071233611024911744200552859140531212544775420066229716165139461227712007777061893416107063780表2國(guó)內(nèi)旅游消費(fèi)收入統(tǒng)計(jì)數(shù)據(jù)表年份（年）居民消費(fèi)價(jià)格指數(shù)（1994100）CPI國(guó)內(nèi)旅行社（個(gè)）LXS就業(yè)率（）JOB人均儲(chǔ)蓄（元）CX199410000339999001795481995117082821988524489819961268132759883314741199713035399598623743531998129324910979942807819991274960709808473994200012802772597425075822001128919222981157795320021278810203978567659520031294111997978480182420041344513467098919742200513687146890971078734200613894163030981229287200714560197200981305801表3國(guó)內(nèi)旅游消費(fèi)收入統(tǒng)計(jì)數(shù)據(jù)表年份居民消費(fèi)價(jià)格指數(shù)CPI（1994100）RYRZCRGDP199410000102418234044199511709117520004309199612680129221884610199713036162122914925199812931184924325256199912749222126145615200012800248128276139200112889273329926690200212784303432017351200312939266033998148200413442350536539177200513685386239801026920061389444844406116342007145595337485113005數(shù)據(jù)來(lái)源中國(guó)統(tǒng)計(jì)年鑒2008四、建模過(guò)程為估計(jì)模型參數(shù)，根據(jù)已收集到的統(tǒng)計(jì)數(shù)據(jù)，利用最小二乘回歸方程，得到如下結(jié)果（表4）鍵入LSRYCRGDPRZCLLXSRSCXJOB表4模擬回歸方程輸出結(jié)果由此可見(jiàn)，該模型的09946400988386,可決系數(shù)很高，F(xiàn)檢驗(yàn)值1590545，明2R2R顯顯著。但是當(dāng)01時(shí)，回歸系數(shù)的T檢驗(yàn)不顯著。這表明可能存在嚴(yán)重的多重共線性。（一）多重共線性檢驗(yàn)計(jì)算各個(gè)解釋變量的相關(guān)系數(shù)，得到下表（表5）鍵入CORRYRGDPRZCLLXSRSCXJOB由表中可以看出，各解釋變量相互之間的相關(guān)系數(shù)較高，證實(shí)確實(shí)存在嚴(yán)重的多重共線性。因此，首先應(yīng)修正多重共線性，采用逐步回歸的辦法，以此解決多重共線性。表5相關(guān)系數(shù)矩陣表1、建立一元回歸模型根據(jù)相關(guān)系數(shù)檢驗(yàn)的結(jié)果，表明人均消費(fèi)支出與國(guó)內(nèi)旅游消費(fèi)收入的相關(guān)性最強(qiáng)，就業(yè)率與國(guó)內(nèi)旅游消費(fèi)收入的相關(guān)性不高，可以直接剔除就業(yè)率變量。另一方面，人均國(guó)內(nèi)生產(chǎn)總值與人均消費(fèi)支出高度相關(guān)，兩者只能保留一個(gè)。所以，以RYRZC作為最基本的模型。2、將其余變量逐個(gè)引入模型，估計(jì)結(jié)果列入表6（其中括號(hào)里的數(shù)字為T統(tǒng)計(jì)量值）。從表6的估計(jì)結(jié)果可以看出，在基本模型中引入CX變量，雖然擬合度大大提高，但是回歸系數(shù)符號(hào)不正確。同理再分別引入其他三個(gè)解釋變量，引入的變量都不顯著，但相對(duì)來(lái)說(shuō)，模型RYFRZC,CX的擬合優(yōu)度最高，所以再將該模型作為基本模型，逐步引入其他變量。分別引入L、LXS、RS后，變量都不顯著，而RYFRZC,CX中，系數(shù)符號(hào)不正確。表6逐步回歸分析結(jié)果模型RZCCXLLXSRYFRZC13304212802399RYFRZC,CX20921417272121）00001372670314RYFRZC,L1468592113862526487871149350RYFRZC,LXS1144062424714400003300703428RYFRZC,RS13104883615455RYFRZC,CX,L214164073423230000128246669218795121005925RYFRZC,CX,LXS189764154638700000138269982700003600999740RYFRZC,CX,RS2029338503845400001382536667模型RSD1D22RR2RYFRZC177580419898975750829526398309936210995093RYFRZC,CX083483310620475345111611919809960460997262RYFRZC,L223572423161585487620499112109909860995721RYFRZC,LXS161435517098236002449510042409932820995349RYFRZC,RS00004930055526184687611627395692604365534709929150995095RYFRZC,CX,L122114813965675184201584163009960510997570RYFRZC,CX,LXS064781908017225614925614146009960450997566RYFRZC,CX,RS00016710237775106981608286175145271412119909955830997282經(jīng)過(guò)以上的逐步引入檢驗(yàn)過(guò)程，最終確定的國(guó)內(nèi)旅游消費(fèi)收入函數(shù)為RY14639691330421RZC1775804D15750829D2T28023991989897526398309950930993621DW1454615F6760306SE10273052R2R（二）自相關(guān)檢驗(yàn)（1）模型的DW值為1454615，N14，K1，查DW檢驗(yàn)表，得1045，1350，DW4,認(rèn)為不存在一階自相關(guān)性。LDUUDU（2）殘差圖分析在方程窗口中點(diǎn)擊RESIDS按鈕，從顯示的殘差分布圖可知，殘差分布存在著周期波動(dòng)，表明可能存在自相關(guān)性。（3）偏相關(guān)系數(shù)檢驗(yàn)在殘差序列偏相關(guān)系數(shù)中，只有二階偏相關(guān)系數(shù)較大，說(shuō)明存在二階自相關(guān)性。（4）BG檢驗(yàn)（如表7）取滯后期為3，得到輔助回歸方程的臨界概率值P0050867，在90的概率程度下，存在自相關(guān)性；其中的T檢驗(yàn)顯著，說(shuō)明可能存在二階自相關(guān)性。2TE表7BG檢驗(yàn)結(jié)果表8廣義差分法輸出結(jié)果利用廣義差分法重新估計(jì)模型，加上AR2項(xiàng)，輸出結(jié)果（如表8）DW2059339，接近2，表明不存在一階自相關(guān)性；AR（2）系數(shù)在95的概率下是T檢驗(yàn)是顯著的，進(jìn)一步表明存在二階自相關(guān)性。對(duì)重新估計(jì)的模型再次檢驗(yàn)自相關(guān)性，表明已不存在自相關(guān)性。鍵入LSRYCRZCD1D2AR（2）估計(jì)結(jié)果RY13612311275004RZC2752065D16476183D2AR21032593T387075451348098915125258429909967770994936DW2059339F5412740SE08527872R2將重新估計(jì)的模型與原模型進(jìn)行比較后可以看出，利用GLS估計(jì)消除自相關(guān)性的影響后，系數(shù)的估計(jì)值變化不大，但都明顯地減少了系數(shù)的估計(jì)誤差，提高了解釋變量影響的顯著程度。同時(shí)也有了一定的提高，由模型擬合圖可看出（如圖2）。因此，消除自相關(guān)性的影響確實(shí)提高了2模型的質(zhì)量。圖2模型擬合圖（三）異方差檢驗(yàn)利用WHITE檢驗(yàn)（如表9），得到輔助回歸方程的N8704782，P0121435，所以模型不2R存在異方差性。表9WHITE檢驗(yàn)輸出結(jié)果五、模型分析RY13612311275004RZC2752065D16476183D2AR21032593T38707551348891512584309967770994936DW2059339F5412740SE08527872R2R根據(jù)所建立的計(jì)量經(jīng)濟(jì)模型，影響我國(guó)國(guó)內(nèi)旅游消費(fèi)收入變化的主要因素是經(jīng)居民消費(fèi)價(jià)格指數(shù)調(diào)整的人均消費(fèi)支出、“黃金周”政策的實(shí)施和“非典”的影響。他們對(duì)國(guó)內(nèi)旅游消費(fèi)收入變化的解釋能力已達(dá)到994936。從各因素的T統(tǒng)計(jì)值來(lái)看，各因素影響的重要程度依次為經(jīng)居民消費(fèi)價(jià)格指數(shù)調(diào)整的人均消費(fèi)支出、非典”的影響、“黃金周”政策的實(shí)施。居民人均消費(fèi)支出作為反映國(guó)內(nèi)旅游消費(fèi)收入的最主要因素，平均每人增加1元的消費(fèi)支出，將使國(guó)內(nèi)旅游消費(fèi)收入增加1275億元。由于2003年的“非典”影響，使得該年國(guó)內(nèi)旅游消費(fèi)收入減少了6476183億元，“非典”盛行，居民外出減少，出現(xiàn)這種現(xiàn)象也是合情合理的。此外，“黃金周”政策的影響使得國(guó)內(nèi)旅游消費(fèi)收入增加了2752065億元，雖然集中休假對(duì)提高居民的旅游總花費(fèi)，人均旅游花費(fèi)的增長(zhǎng)有一定的促進(jìn)作用，但對(duì)全國(guó)國(guó)內(nèi)旅游消費(fèi)收入的促進(jìn)作用不是很大。分析其原因，假日集中的旅游消費(fèi)對(duì)我國(guó)的旅游業(yè)整體素質(zhì)是一個(gè)嚴(yán)峻的考驗(yàn)，由于宏觀調(diào)控不當(dāng)、旅游供給行業(yè)協(xié)調(diào)不好、產(chǎn)業(yè)配置不當(dāng)、企業(yè)管理不靈等問(wèn)題，使得“黃金周”時(shí)旅游區(qū)域人滿為患，而節(jié)后“門可羅雀”，導(dǎo)致“黃金周”的旅游質(zhì)量降低。2008年我國(guó)開(kāi)始實(shí)行“小長(zhǎng)假”制度，據(jù)據(jù)國(guó)家旅游局局長(zhǎng)邵琪偉報(bào)告，2008年國(guó)內(nèi)旅游收入8700億元，增長(zhǎng)約12，預(yù)計(jì)2009年國(guó)內(nèi)旅游收入9500億元。相比實(shí)行“黃金周”時(shí)2007年的國(guó)內(nèi)旅游消費(fèi)收入77706億元，有一定幅度的提高，由此可預(yù)測(cè)“小長(zhǎng)假”政策比“黃金周”政策相對(duì)而言對(duì)于提高我國(guó)國(guó)內(nèi)旅游消費(fèi)收入具有更大的促進(jìn)COMMENTLU8格式要求編號(hào)、作者、標(biāo)題X，刊