趙東喜,劉永涓

(福建師范大學(xué) 福清分校,福建 福州 350300)

一、引言

隨著社會、經(jīng)濟(jì)的快速發(fā)展和人們生活水平的持續(xù)提高,中國國內(nèi)旅游已成為拉動經(jīng)濟(jì)與消費增長的重要引擎。溫家寶總理在十一屆全國人大二次會議《政府工作報告》中提出,積極擴大國內(nèi)需求特別是消費需求,加快發(fā)展旅游休閑消費,增強國內(nèi)需求對經(jīng)濟(jì)增長的拉動作用。2008年國內(nèi)旅游人數(shù)為17.12億人次,國內(nèi)旅游總花費8 749.3億元,是入境旅游收入的3.14倍,其中,農(nóng)村居民消費2 777.6億元。農(nóng)村居民人均旅游花費與出游率持續(xù)增長(見圖1、2)。 1994年至2008年間,農(nóng)村居民人均旅游花費從54.88元上升到 275.3元,1994-2007年出游率從34.31%上升到105.4%,特別是2002年以來,增速又加快了。經(jīng)計算,城鎮(zhèn)與農(nóng)村居民旅游邊際支出傾向分別為 2.4%和5.6%,農(nóng)村高于城鎮(zhèn)。中國農(nóng)村人口基數(shù)大,其旅游消費有巨大的潛力,對消費與經(jīng)濟(jì)增長有重要作用。農(nóng)村居民休閑旅游也是建設(shè)和諧社會、解決“三農(nóng)”問題、開展新農(nóng)村建設(shè)、提高居民生活質(zhì)量、倡導(dǎo)文明健康生活方式的重要途徑。因此,農(nóng)村居民旅游消費成為國內(nèi)旅游研究與分析的重要課題。

圖1 居民旅游花費(UCS城鎮(zhèn) ,RCS農(nóng)村)

圖2 居民出游率(UCY城鎮(zhèn),RCY農(nóng)村)

相關(guān)研究表明,許多因素制約著農(nóng)村居民旅游消費的發(fā)展?？芍涫杖胧侵饕萍s因素[1-2],甚至較低收入的有限增加也會對農(nóng)村居民消費產(chǎn)生“擠出效應(yīng)”[3]。此外,農(nóng)村居民的消費習(xí)慣與意識嚴(yán)重阻礙農(nóng)民旅游消費的增長[4-5]。除上述定性規(guī)范分析研究外,相關(guān)經(jīng)濟(jì)理論還表明,農(nóng)村居民旅游消費不僅受個人收入和過去消費水平影響,還可能受城鎮(zhèn)居民旅游消費模式的“示范效應(yīng)”影響[6]。教育、醫(yī)療、住房等產(chǎn)品與服務(wù)可能對旅游消費產(chǎn)生“擠出效應(yīng)”。解決“三農(nóng)”問題、社會主義新農(nóng)村及和諧社會建設(shè)等政策的有效實施使農(nóng)村居民的消費環(huán)境發(fā)生了巨大變化:收入水平提高,收入與消費結(jié)構(gòu)變化,大規(guī)模的農(nóng)民工進(jìn)城工作加深了二元經(jīng)濟(jì)結(jié)構(gòu)下的城鎮(zhèn)與農(nóng)村居民消費聯(lián)系,農(nóng)村與城鎮(zhèn)居民的旅游消費行為也產(chǎn)生了一定的聯(lián)系[6]。在這樣的背景下,農(nóng)村居民的收入、消費習(xí)慣、居住消費如何影響其旅游消費行為?影響程度有多大?城鎮(zhèn)居民的旅游消費行為是否對農(nóng)村居民旅游有“示范效應(yīng)”?若有,其影響程度如何?迄今為止,我們尚未見到關(guān)于這些問題的研究報道。有鑒于此,根據(jù)需求經(jīng)濟(jì)理論做出合理的假設(shè),建立農(nóng)村旅游消費模型,對上述問題進(jìn)行分析與回答,以期獲得更適宜的政策啟示,便成為本研究的主旨所在。

二、理論框架與變量說明

由需求理論可知,人們的偏好和收入(支出預(yù)算)是旅游需求的主要決定因素。收入與偏好不僅決定著人們對旅游產(chǎn)品與其他產(chǎn)品的消費,而且決定其對不同類型旅游產(chǎn)品的選擇。同時,價格水平、自由支配時間、突發(fā)事件也會對消費者的選擇產(chǎn)生影響[7-9]。

關(guān)于消費理論,目前有凱恩斯的絕對收入假說、弗里德曼的持久收入假說、莫迪里安尼的生命周期假說和杜森貝利的相對收入假說等。這些理論都從不同角度解釋了消費與收入的關(guān)系[12]。

傳統(tǒng)的需求理論沒有解釋消費者的偏好和習(xí)慣是如何形成的,也沒有解釋特定的社會背景如何影響決策過程。經(jīng)濟(jì)心理學(xué)家認(rèn)為,社會背景在微觀層面上對消費水平和產(chǎn)品的選擇、在宏觀層面上對消費與儲蓄的準(zhǔn)則都會有影響[8]。美國經(jīng)濟(jì)學(xué)家杜森貝利在其相對收入學(xué)說中提出,人們的消費支出不僅受其自身收入的影響,而且也受周圍人的消費收入與消費模型的影響,有攀比傾向,一個群體的消費水平和模式對另一個群體的消費水平和模式有“示范效應(yīng)”,人們的消費不僅取決于其絕對收入水平,而且也取決于與別人相比的相對收入水平[9]。利本斯坦[10]用虛榮和攀比心理對低收入人群如何仿效富人的度假模式的解釋也支持了“示范效應(yīng)”的存在。在旅游消費中,這種攀比行為是顯而易見的,如旅游目的地的生命周期與游客的分類可以反映不同社會群體之間的影響。某一目的地的先鋒游客多為多中心型游客,而一些不太愛冒險的自我中心型游客(通常是低收入人群),隨后模仿這種行為[10]。杜森貝利還把習(xí)慣因素引入消費函數(shù)。他認(rèn)為,消費具有不可逆性,消費習(xí)慣一旦形成,便很難馬上改變,某期消費不僅取決于當(dāng)期收入,而且受過去消費的影響,這就是所謂“棘輪效應(yīng)”?，F(xiàn)代計量經(jīng)濟(jì)學(xué)還可通過增加滯后變量說明特定區(qū)域下特定時期內(nèi)的旅游消費是否依賴于前一時期的消費,以此來驗證旅游消費的習(xí)慣持續(xù)性的“棘輪效應(yīng)”[9]。威特和馬丁對西德和英國旅游者、塞瑞普羅斯對地中海國家的需求研究,都驗證了旅游者習(xí)慣持續(xù)性對其旅游行為有顯著的正向效應(yīng)[11-12]。

從上述文獻(xiàn)回顧中,我們可以看出,農(nóng)村居民旅游消費水平主要由個人的收入、前期旅游消費(棘輪效應(yīng))、城鎮(zhèn)居民旅游消費(示范效應(yīng))、其他產(chǎn)品與服務(wù)消費 (居住、醫(yī)療、教育)、價格水平、自由支配時間等因素決定?，F(xiàn)在,我們假設(shè)上述因素都有顯著影響,采用單方程法將這些旅游消費的決定性因素理論化,通過引進(jìn)城鎮(zhèn)居民的旅游消費測量城鎮(zhèn)居民的“示范效應(yīng)”,用農(nóng)村居民旅游消費滯后變量測量自身消費習(xí)慣的“棘輪效應(yīng)”,利用誤差修正技術(shù)分析農(nóng)村居民旅游消費行為特征與每一決定因素之間的關(guān)系?；居嬃拷?jīng)濟(jì)模型可描述為:

其中,RCS表示農(nóng)村居民人均國內(nèi)旅游花費(元/人),反映的是農(nóng)村居民的旅游消費水平;農(nóng)村居民收入水平用人均可支配收入 IN(元 /人)表示;RCS-表示滯后的旅游消費,反映前期旅游消費行為習(xí)慣;城鎮(zhèn)居民旅游消費用城鎮(zhèn)居民人均旅游花費(元 /人)UCS表示;ZF表示農(nóng)村居民其他消費(元 /人);HJ表示黃金周天數(shù)。由于《中國旅游統(tǒng)計年鑒》中只有1994年以來連續(xù)的農(nóng)村旅游消費支出統(tǒng)計數(shù)據(jù),考慮到數(shù)據(jù)的可得性,所以,本研究選擇的樣本為 1994年至 2008年的年度農(nóng)村旅游消費數(shù)據(jù)。以上數(shù)據(jù)均來自《中國旅游統(tǒng)計年鑒》(1995-2008)、《中國統(tǒng)計年鑒》(1995-2008)與中國經(jīng)濟(jì)信息網(wǎng)?？紤]到通貨膨脹的因素,文章將序列 RCS、IN、UCS、ZF用農(nóng)村(城鎮(zhèn))居民消費價格指數(shù)(以 1994年為 100)調(diào)整到1994年水平。為消除可能存在的異方差,對各變量取自然對數(shù),這不會改變數(shù)據(jù)的原有性質(zhì),因此,基本計量經(jīng)濟(jì)模型采用對數(shù)線性形式。

從理論上看,我們還應(yīng)考慮其他許多變量,如旅游交通價格、競爭產(chǎn)品與服務(wù)價格、住宿及旅游門票價格等。但這些資料難以取得,限制了本研究對相關(guān)變量的測試分析。因為前面已對各序列進(jìn)行了價格水平調(diào)整,所以,我們在模型中便不再考慮農(nóng)村消費價格水平的影響。同時,由于樣本規(guī)模較小,雙休日天數(shù)在研究區(qū)間內(nèi)變化不大,所以,我們僅將 3個黃金周天數(shù)作為變量進(jìn)行了分析。

三、研究方法

時間序列的平穩(wěn)性是回歸模型分析的一個重要前提,否則,在研究中便容易產(chǎn)生“偽回歸”,而在現(xiàn)實生活中,多數(shù)經(jīng)濟(jì)時間序列都是非平穩(wěn)性的。協(xié)整理論認(rèn)為,同階單整不平穩(wěn)序列間可能存在著長期穩(wěn)定的協(xié)整關(guān)系。我們用協(xié)整理論分析非平穩(wěn)序列,就可以避免偽回歸問題。因此,在展開分析之前,我們要先檢驗各序列的平穩(wěn)性。若平穩(wěn),則直接進(jìn)行回歸分析;若不平穩(wěn),則進(jìn)行協(xié)整分析[13]。

(一)平穩(wěn)性檢驗

檢驗序列平穩(wěn)性的標(biāo)準(zhǔn)方法是單位根檢驗。為了準(zhǔn)確起見,我們同時采用 ADF(Augm ented Dickey-Fuller Test)和 PP(Phillips-Perron Test)兩種方法進(jìn)行單位根檢驗。當(dāng)序列同時通過 ADF和 PP檢驗時,序列或差分序列才可以認(rèn)為是平穩(wěn)的[13]。

(二)協(xié)整檢驗與建立誤差修正模型(ECM)

1.協(xié)整檢驗

協(xié)整檢驗是考察變量間長均衡關(guān)系的方法。本研究采用 Engle和 Granger提出的兩階段協(xié)整檢驗方法,它是對回歸方程的殘差進(jìn)行單位根檢驗。檢驗分兩步:

首先,建立長期均衡模型:

由(1)可得

其次,檢驗殘差序列u是否平穩(wěn)。如果因變量不能被自變量解釋的部分構(gòu)成的殘差序列是平穩(wěn)的,則因變量與自變量存在協(xié)整關(guān)系,即各變量間存在長期均衡關(guān)系。

2.建立誤差修正模型(ECM)

誤差修正模型用于研究變量間的短期關(guān)系。在長期均衡關(guān)系下,建立誤差修正模型可解釋因變量短期波動是如何決定的,從而進(jìn)一步說明短期各自變量變動對短期農(nóng)村居民旅游消費變動的影響[13]。使

將ecm作為誤差修正項,建立誤差修正模型:

式(1)、(3)、(4)共同構(gòu)成了農(nóng)村居民旅游消費的動態(tài)模型,式(1)反映 RCS與各因素的長期關(guān)系,式 (4)表明 RCS的短期波動不僅受各因素的短期變化,而且還受 RCS偏離長期均衡趨勢的影響(ecm-1)。線性對數(shù)模型中各自變量系數(shù)Ci、Ui分別表示各變量的長期與短期彈性。

四、估計結(jié)果與分析

(一)平穩(wěn)性檢驗結(jié)果

通過 ADF與 PP兩種單位根檢驗(1)式中的相關(guān)變量的平穩(wěn)性,發(fā)現(xiàn)它們在5%的水平上都是 I(2)序列,滿足協(xié)整關(guān)系存在的前提條件。

(二)估計長期均衡與誤差修正模型

由(一)知道,可以進(jìn)行協(xié)整檢驗。對方程 (1)進(jìn)行回歸。在回歸估計過程中,分別對變量 RCS-采用滯后一期與二期的序列的回歸模型進(jìn)行檢驗,發(fā)現(xiàn)滯后一期的 RCS對本期 RCS影響顯著,而滯后二期序列的影響在統(tǒng)計上并不顯著。同時還分別建立了包含教育、居住、醫(yī)療消費變量的回歸模型,以檢驗它們對農(nóng)村居民旅游消費的“擠出效應(yīng)”。結(jié)果發(fā)現(xiàn),只有居住消費對旅游消費產(chǎn)生了顯著的反向影響(擠出效應(yīng)),而教育與醫(yī)療消費的影響并不顯著。因此,最終確定了如下長期均衡模型(5):

對(5)進(jìn)行回歸后,用 ADF與 PP方法對其殘差序列ut進(jìn)行平穩(wěn)性檢驗,發(fā)現(xiàn)殘差序列ut在5%的顯著性水平上平穩(wěn)。這說明,變量lnRCS與其他變量之間存在協(xié)整關(guān)系,農(nóng)村居民旅游消費與其他變量存在長期穩(wěn)定關(guān)系。估計結(jié)果見表1。

表1 長期均衡 (因變量:lnRCS)

協(xié)整檢驗說明了 ln RCS與自變量間的長期均衡關(guān)系。在這里,我們需進(jìn)一步用短期誤差修正模型明確 lnRCS與 ln IN、lnRCSt-1、lnUCS、ln JZ、lnHJ間的短期因果關(guān)系。根據(jù)(5)構(gòu)建誤差修正模型(6):

對(6)進(jìn)行回歸后,對其殘差序列Xt進(jìn)行平穩(wěn)性檢驗,發(fā)現(xiàn)殘差序列ut平穩(wěn)。估計結(jié)果見表2。

表2 誤差修正模型(因變量:d ln RCS)

長期均衡方程反映了農(nóng)村居民旅游消費 lnRCS與農(nóng)村居民可支配收入 ln IN、上一期的旅游消費lnRCS、城鎮(zhèn)居民旅游人均消費 lnUCS及居住消費ln JZ之間存在著顯著的長期均衡關(guān)系。這充分說明了農(nóng)村居民旅游消費行為不僅取決于其自身收入與上期旅游習(xí)慣,而且還受到城鎮(zhèn)居民旅游行為“示范效應(yīng)”的顯著影響。同時,農(nóng)村居民的居住消費對旅游花費產(chǎn)生了“擠出效應(yīng)”,黃金周天數(shù)對農(nóng)村居民旅游花費有事實上的負(fù)效應(yīng)。

長期模型中,農(nóng)村居民人均可支配收入 ln IN的系數(shù)最大(3.04)為正,說明農(nóng)村居民的人均可支配收入仍是限制農(nóng)村居民旅游消費的第一因素,這和相關(guān)研究的結(jié)論是一致的。人均收入增長1%,會導(dǎo)致農(nóng)村居民旅游消費增長3.04%。收入增長了,農(nóng)村居民旅游消費也會隨之增加。因此,不斷增加農(nóng)村居民收入,可顯著地提高農(nóng)村居民的旅游消費水平,從而產(chǎn)生巨大的內(nèi)需拉動作用。

上一期 lnRCS系數(shù)(0.397)為正,說明農(nóng)村居民的旅游消費較顯著地受到上一年的旅游消費習(xí)慣的影響,這和“棘輪效應(yīng)”的理論是相符的。上一期的旅游消費變動 1%,會導(dǎo)致下一期該變量同向變動0.397%。農(nóng)村居民自身過去的旅游消費觀念與習(xí)慣有持續(xù)性,會對其將來旅游消費行為產(chǎn)生重要影響。因此,在社會主義新農(nóng)村與和諧社會的建設(shè)中,要有計劃地向農(nóng)村居民宣傳旅游休閑消費,培養(yǎng)他們科學(xué)文明的休閑消費習(xí)慣,提升其旅游意識,這對啟動農(nóng)村消費與社會主義新農(nóng)村建設(shè)有重要意義。

當(dāng)期的城鎮(zhèn)居民旅游消費變量 lnUCS對農(nóng)村居民旅游消費的顯著正向影響程度(1.757)僅次于收入,而且大于農(nóng)村居民自身消費習(xí)慣的影響。同期城鎮(zhèn)居民的旅游消費變動 1%,會引起農(nóng)村居民旅游消費同向變動1.757%。這就充分說明,在當(dāng)代中國,對農(nóng)村居民來說,旅游還是奢侈品,城鎮(zhèn)居民旅游行為對農(nóng)村居民的影響超過了其自身消費習(xí)慣的持續(xù)性影響。這種“示范效應(yīng)”為改變農(nóng)村居民的旅游習(xí)慣,提高他們的旅游休閑消費意識提供了可參考的途徑。我們認(rèn)為,有組織地宣傳城鎮(zhèn)居民的科學(xué)的休閑方式,可迅速提高農(nóng)村居民的旅游休閑意識。在今天的新農(nóng)村建設(shè)中,充分認(rèn)識和利用城鎮(zhèn)居民消費行為的“示范效應(yīng)”,對縮小城鄉(xiāng)消費習(xí)慣差距和促進(jìn)城鄉(xiāng)和諧發(fā)展具有重要的意義。

除以上3個正向影響因素外,農(nóng)村居民的居住消費對其同期旅游消費產(chǎn)生了顯著的“擠出效應(yīng)”(-2.063)。這說明,中國農(nóng)村居民在溫飽問題解決之后,提高居住水平成了他們的現(xiàn)實需要,農(nóng)民不斷增長的收入主要用來改善居住條件。在居住需求滿足以前,它對更高層次的休閑旅游消費有“擠出效應(yīng)”,這是符合馬斯洛的需求層次論的。這使我們認(rèn)識到,我國在大力改善城鎮(zhèn)居民住房條件的同時,也要結(jié)合新農(nóng)村與和諧社會的建設(shè),有計劃地改善農(nóng)民的居住環(huán)境,只有這樣,才能有效地促進(jìn)農(nóng)村居民的旅游消費。

與假設(shè)不符的是 3個黃金周天數(shù)變量的系數(shù)(-0.376)為負(fù)。雖然,相對于其他變量影響程度最小,但在統(tǒng)計上顯著。這可能與農(nóng)村居民有較充足的自由閑暇時間有關(guān)。隨著黃金周的增加,城鎮(zhèn)居民的閑暇時間變得多了起來,而其工作時間則減少了,這就為農(nóng)民工創(chuàng)造了更多的工作機會。這在事實上是減少了農(nóng)民的閑暇時間,因而在一定程度上抑制了農(nóng)村居民的旅游休閑消費。

在短期波動模型中,差分項 d ln RCS、d lnRCSt-1、d ln IN、dlnUCS、d ln JZ與 dln HJ表示各變量的短期波動,誤差修正項 ECM本身表示農(nóng)村居民旅游消費偏離均衡的程度。農(nóng)村居民旅游消費的短期波動受到其對長期趨勢偏離程度與各自變量的短期變動影響。

誤差修正項的估計系數(shù)為負(fù)(-1.199),符合反向誤差修正機制,反映了經(jīng)濟(jì)系統(tǒng)對農(nóng)村居民旅游消費偏離長期均衡的調(diào)整力度。從系數(shù)上看,調(diào)整力較大,并且是顯著的。當(dāng)上一期農(nóng)村居民旅游消費偏離長期均衡時,長期均衡關(guān)系起到引力線的作用,將以-1.199的調(diào)整力度把非均衡狀態(tài)拉回長期均衡。這說明,農(nóng)村居民旅游消費行為有自動校正機制,穩(wěn)定性強,短期因素的沖擊影響持續(xù)時間短暫。它在自身內(nèi)在機制作用下,會快速恢復(fù)長期穩(wěn)定發(fā)展的趨勢。此外,收入、城鎮(zhèn)居民旅游消費及上期消費的變化分別會導(dǎo)致短期農(nóng)村居民旅游消費的同向變化,其影響程度依次減小,這與長期分析是基本一致的。農(nóng)村居民居住消費與黃金周天數(shù)的變動會引起相應(yīng)旅游消費反方向變動,這也和長期分析一致。

五、結(jié)論與建議

在考察旅游者需求經(jīng)濟(jì)理論的基礎(chǔ)上,筆者選擇1994-2008年的年度數(shù)據(jù),構(gòu)建了中國農(nóng)村居民旅游消費協(xié)整和誤差修正模型,實證研究了農(nóng)村居民旅游消費行為的決定因素。結(jié)果表明,農(nóng)村居民旅游消費不僅受自身收入、消費習(xí)慣等因素的制約,而且受城鎮(zhèn)居民旅游消費行為的示范性影響。

農(nóng)村居民收入對其旅游消費有顯著的同向促進(jìn)作用,收入彈性 (3.01)極為敏感。這就說明,收入仍是農(nóng)村居民旅游的最大制約因素。因而,增加農(nóng)民收入,可以大幅度地提高其旅游消費水平,對拉動消費有顯著效果。農(nóng)村居民的旅游消費較顯著地受到上一期的旅游消費水平的同向影響,說明農(nóng)村居民自身消費習(xí)慣對其旅游消費行為影響較大,“棘輪效應(yīng)”明顯。向農(nóng)村居民進(jìn)行旅游休閑消費的宣傳,培養(yǎng)其科學(xué)文明的休閑消費習(xí)慣,提升其旅游意識,對啟動農(nóng)村消費與社會主義新農(nóng)村建設(shè)具有重要的意義。城鎮(zhèn)居民旅游消費對農(nóng)村居民旅游行為有顯著正向影響,表明城鎮(zhèn)居民旅游消費對農(nóng)村產(chǎn)生了“示范效應(yīng)”,因此,通過引導(dǎo)和優(yōu)化城鎮(zhèn)居民的旅游消費行為,充分發(fā)揮其“示范效應(yīng)”,可起到引導(dǎo)農(nóng)村旅游消費的效果。這種“示范效應(yīng)”機制為培養(yǎng)農(nóng)村居民良好的休閑消費習(xí)慣提供了一條有效途徑。居住消費對農(nóng)村居民旅游消費有顯著的“擠出效應(yīng)”,表明農(nóng)村居民消費需求層次還較低,農(nóng)民不斷增長的收入主要用于居住條件的改善,這就遏制了其消費層次的提高。

總之,今后若要啟動農(nóng)村居民旅游消費,那么,在重視增加農(nóng)民收入、減少居住消費對旅游消費的擠出效應(yīng)的同時,還可考慮通過建立城鎮(zhèn)居民旅游消費“示范效應(yīng)”機制以培養(yǎng)農(nóng)村居民良好的休閑消費習(xí)慣的途徑來實現(xiàn)。

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