劉建平 羅立清 柳子辰 余 婷

(湘潭大學(xué)旅游管理學(xué)院，湖南湘潭 411105)

隨著我國城市化進(jìn)程的深入、城鎮(zhèn)居民人均可支配收入的增加，城鎮(zhèn)居民可支配收入中用于旅游消費(fèi)的支出呈現(xiàn)逐年增加的態(tài)勢(shì)，人均旅游消費(fèi)對(duì)旅游產(chǎn)業(yè)經(jīng)濟(jì)效益的增加發(fā)揮著越來越重要的作用。比如，隨著我國居民在紅色旅游景區(qū)的消費(fèi)促進(jìn)了紅色旅游景區(qū)收入的顯著增長(zhǎng)，拉動(dòng)了紅色旅游產(chǎn)業(yè)的快速發(fā)展。根據(jù)《中國旅游年鑒》統(tǒng)計(jì)數(shù)據(jù)顯示，從2000年到2012年期間全國旅游消費(fèi) (名義旅游消費(fèi))以每年7.1%的速度在增加，在可支配收入中人們用于旅游消費(fèi)的比重也呈逐年上升的趨勢(shì)。經(jīng)過初步計(jì)算的數(shù)據(jù)得知，除了在2003年由于“非典”使得城鎮(zhèn)人均旅游消費(fèi)出現(xiàn)了一定程度的波動(dòng)，其余時(shí)間我國城鎮(zhèn)人均旅游消費(fèi)總趨勢(shì)一直呈現(xiàn)上升勢(shì)頭。但是由于我國至今仍然是一個(gè)發(fā)展中國家，地域經(jīng)濟(jì)差異比較明顯而且不同地域的旅游消費(fèi)觀念也存在差異，因此有必要對(duì)我國不同省份分別進(jìn)行分析，并和全國平均人均旅游消費(fèi)進(jìn)行對(duì)比，找出不同省份城鎮(zhèn)人均旅游消費(fèi)的差異，這對(duì)我國和各個(gè)省份制定宏觀旅游發(fā)展政策具有重要意義。

一、文獻(xiàn)回顧

國外關(guān)于旅游收入和旅游消費(fèi)主要集中在旅游收入對(duì)旅游消費(fèi)的促進(jìn)作用，以及對(duì)一個(gè)特定的區(qū)域而言不同因素對(duì)旅游消費(fèi)所起的作用。在第一個(gè)方面，mccoskey(1998)［1］、CHI－OK(2005)［2］和 micheal MC Aller(2006)［3］分別檢驗(yàn)了地區(qū)面板數(shù)據(jù)的殘差、韓國旅游消費(fèi)對(duì)于居民旅游收入的依賴性和國際旅游消費(fèi)與出境游客職業(yè)收入、旅游客源國、旅游目的地國家間匯率的關(guān)系;在第二個(gè)方面，Modiglian(1986)以美國家庭為例，分析了居民不同生命周期階段對(duì)于旅游消費(fèi)的傾向，以及根據(jù)這種特點(diǎn)來實(shí)施不同的居民旅游消費(fèi)營銷策略［4］。

城鎮(zhèn)居民人均旅游消費(fèi)一直是我國旅游研究的重要領(lǐng)域，根據(jù)我國旅游消費(fèi)發(fā)展的實(shí)際情況，我國學(xué)者對(duì)這一領(lǐng)域做了大量的理論和實(shí)踐研究，隨著計(jì)量經(jīng)濟(jì)學(xué)的引入，城鎮(zhèn)居民人均旅游消費(fèi)的研究開始逐步定量化和科學(xué)化。李云鵬 (2011)通過建立城鎮(zhèn)人均旅游消費(fèi)的OLS模型，得出我國城鎮(zhèn)人均旅游消費(fèi)與可支配收入呈正相關(guān)關(guān)系，與城鎮(zhèn)居民旅游消費(fèi)價(jià)格指數(shù)呈現(xiàn)負(fù)相關(guān)關(guān)系［5］。黃秀娟 (2004)通過面板數(shù)據(jù)總結(jié)出在不同的城市城鎮(zhèn)居民人均旅游消費(fèi)水平存在差異，高收入城市人均旅游消費(fèi)對(duì)于人均可支配收入的彈性要高于低收入城市［6］。孫根年 (2013)根據(jù)我國旅游統(tǒng)計(jì)年鑒2006－2007年的30個(gè)省區(qū)數(shù)據(jù)將我國劃分為高城市化——高出游率、高城市化——低出游率、低城市化——高出游率、低城市化——低出游率［7］四種類型。

二、變量選取及模型形式選擇

1、變量選取

影響我國城鎮(zhèn)居民旅游消費(fèi)的因素有很多，但最重要的是城鎮(zhèn)居民可支配收入、城鎮(zhèn)居民旅游消費(fèi)偏好以及城鎮(zhèn)居民的閑暇時(shí)間。在這三個(gè)因素中，城鎮(zhèn)居民可支配收入往往起決定作用，同時(shí)城鎮(zhèn)居民可支配收入可以度量，而城鎮(zhèn)居民旅游消費(fèi)偏好和閑暇時(shí)間往往具有主觀性和地域差異，筆者不將其作為獨(dú)立變量加入到模型的分析中，而歸于隨機(jī)干擾項(xiàng)中，通過協(xié)整分析來分析城鎮(zhèn)居民偏好和閑暇時(shí)間對(duì)城鎮(zhèn)旅游消費(fèi)的影響。

2、模型形式的選擇

數(shù)據(jù)來自《中國統(tǒng)計(jì)年鑒》和《中國旅游統(tǒng)計(jì)年鑒》，并對(duì)原始數(shù)據(jù)進(jìn)行相應(yīng)整理。筆者以2000年為基期對(duì)以后各期城鎮(zhèn)居民旅游消費(fèi)和城鎮(zhèn)居民可支配收入進(jìn)行了標(biāo)準(zhǔn)化處理 (即用數(shù)據(jù)除以居民旅游消費(fèi)價(jià)格指數(shù)得到城鎮(zhèn)居民實(shí)際旅游消費(fèi)和實(shí)際可支配收入)，如圖1所示。筆者采用雙對(duì)數(shù)模型研究城鎮(zhèn)居民實(shí)際旅游消費(fèi)和實(shí)際可支配收入的關(guān)系，即其中Y為城鎮(zhèn)居民名義旅游消費(fèi)，X為城鎮(zhèn)居民名義可支配收入，P為城鎮(zhèn)居民旅游消費(fèi)價(jià)格指數(shù)，et為時(shí)間序列各期的隨機(jī)干擾項(xiàng)。

圖1 標(biāo)準(zhǔn)化后城鎮(zhèn)居民實(shí)際旅游消費(fèi)和實(shí)際收入

三、實(shí)證研究結(jié)果

1、平穩(wěn)性檢驗(yàn)

從圖1可以看出，城鎮(zhèn)居民實(shí)際旅游消費(fèi)和實(shí)際收入兩個(gè)變量都隨時(shí)間推移向上移動(dòng)，因此須將城鎮(zhèn)居民實(shí)際旅游消費(fèi)和城鎮(zhèn)居民實(shí)際收入進(jìn)行平穩(wěn)性檢驗(yàn)，采用ADF(augment dickey fuller)檢驗(yàn)。

(1)對(duì)雙對(duì)數(shù)變量的原始序列相關(guān)性進(jìn)行檢驗(yàn)

將城鎮(zhèn)居民實(shí)際旅游消費(fèi)和城鎮(zhèn)居民實(shí)際收入進(jìn)行對(duì)數(shù)化處理后，首先將其輸入到EVIEWS 6.0中進(jìn)行樣本相關(guān)檢驗(yàn)，得到了兩個(gè)取對(duì)數(shù)后原始變量的自相關(guān)圖和偏自相關(guān)圖(見圖2和圖3)。從圖中可以看到，城鎮(zhèn)居民實(shí)際旅游消費(fèi)和城鎮(zhèn)居民實(shí)際收入兩個(gè)樣本的自相關(guān)函數(shù)都呈現(xiàn)出緩慢下降而且呈現(xiàn)正弦波形，由Q－STAT統(tǒng)計(jì)量的相伴概率可以得知，城鎮(zhèn)居民實(shí)際旅游消費(fèi)和城鎮(zhèn)居民實(shí)際收入進(jìn)行對(duì)數(shù)化處理后的兩個(gè)時(shí)間序列樣本都拒絕平穩(wěn)性的假設(shè)。所以可以得出城鎮(zhèn)居民實(shí)際旅游消費(fèi)和城鎮(zhèn)居民實(shí)際收入都是非平穩(wěn)的。

圖2 城鎮(zhèn)居民實(shí)際旅游消費(fèi)的自相關(guān)和偏自相關(guān)圖

圖3 城鎮(zhèn)居民實(shí)際收入的自相關(guān)和偏自相關(guān)圖

(2)對(duì)雙對(duì)數(shù)變量進(jìn)行ADF檢驗(yàn)

為了使變量的平穩(wěn)性檢驗(yàn)結(jié)果更具有客觀性和準(zhǔn)確性，將城鎮(zhèn)居民實(shí)際旅游消費(fèi)和城鎮(zhèn)居民實(shí)際收入進(jìn)行對(duì)數(shù)化處理后時(shí)間序列再次進(jìn)行ADF檢驗(yàn)，對(duì)兩個(gè)變量檢驗(yàn)的形式分別包含了三種形式:只包含截距項(xiàng)、只包含時(shí)間趨勢(shì)項(xiàng)、同時(shí)包含截距和時(shí)間趨勢(shì)項(xiàng)。檢驗(yàn)過程中兼顧AIC、SC相對(duì)小值原則，檢驗(yàn)結(jié)果如表1所示。

表1 兩變量原始序列不同方程形式的ADF檢驗(yàn)結(jié)果

(3)對(duì)雙對(duì)數(shù)變量進(jìn)行差分后進(jìn)行ADF檢驗(yàn)和構(gòu)建各自模型

為了消除兩變量之間的不平穩(wěn)因素和時(shí)間趨勢(shì)因素，使模型的預(yù)測(cè)結(jié)果能夠客觀的反映城鎮(zhèn)居民旅游消費(fèi)和收入之間經(jīng)濟(jì)活動(dòng)的實(shí)際狀況，將兩變量在原始時(shí)間序列的基礎(chǔ)上進(jìn)行了差分，在差分的基礎(chǔ)上再進(jìn)行ADF檢驗(yàn)。通過檢驗(yàn)得知，經(jīng)過對(duì)數(shù)化處理后的城鎮(zhèn)居民實(shí)際旅游消費(fèi)和城鎮(zhèn)居民實(shí)際收入都是I(1)序列，即兩變量通過一階差分后的時(shí)間序列是平穩(wěn)的時(shí)間序列。將經(jīng)過對(duì)數(shù)化一階差分后的城鎮(zhèn)居民實(shí)際旅游消費(fèi)和城鎮(zhèn)居民實(shí)際收入進(jìn)行樣本相關(guān)性檢驗(yàn)得出圖4和圖5。

圖4 一階差分后城鎮(zhèn)居民實(shí)際旅游消費(fèi)的相關(guān)圖和偏自相關(guān)圖

圖5 一階差分城鎮(zhèn)居民實(shí)際收入的相關(guān)圖和偏自相關(guān)圖

由圖4和圖5，可以建立它們各自的時(shí)間序列模型。

關(guān)于城鎮(zhèn)居民實(shí)際收入可以建立AMRA(2，1)結(jié)構(gòu)方程，擬合結(jié)果為:

關(guān)于城鎮(zhèn)居民實(shí)際旅游消費(fèi)可以建立ARMA(3，3)模型，擬合結(jié)果為:

將估計(jì)方程結(jié)構(gòu)模型分別進(jìn)行各自時(shí)間序列數(shù)據(jù)擬合，得到擬合結(jié)果見圖6?？梢钥闯?，兩個(gè)變量各自的擬合殘差序列結(jié)果都在以半徑為1的單位圓內(nèi)，擬合結(jié)果比較好。

圖6 時(shí)間序列數(shù)據(jù)擬合結(jié)果

2、對(duì)差分后的雙變量的協(xié)整分析和格蘭杰因果檢驗(yàn)

(1)協(xié)整分析

從圖4和圖5可以看出，經(jīng)過差分后的對(duì)數(shù)城鎮(zhèn)居民實(shí)際旅游消費(fèi)和對(duì)數(shù)城鎮(zhèn)居民實(shí)際收入都是I(1)型時(shí)間序列，從圖7可以看出兩個(gè)差分變量都落在95%的置信區(qū)間內(nèi)，因此這兩個(gè)變量有可能存在著協(xié)整關(guān)系。筆者通過構(gòu)建以下協(xié)整方程:lnconsume=β0+β1lnincome+εt，將協(xié)整方程進(jìn)行估計(jì)，得出dlnconsume=2.469+0.273dlnincome+ εt。

圖7 兩變量經(jīng)過差分后進(jìn)行時(shí)間序列擬合后的殘差序列

如果估計(jì)出的協(xié)整方程能夠準(zhǔn)確的表達(dá)出dlnconsume和dlnincome之間的長(zhǎng)期關(guān)系，那么對(duì)于隨機(jī)干擾項(xiàng)應(yīng)該滿足兩個(gè)要求，即E(εt)=0且E(εtεt+s)≠0(其中s為滯后階數(shù)，s≠0)。因此，將隨機(jī)干擾項(xiàng)單獨(dú)生成一個(gè)時(shí)間序列，對(duì)其進(jìn)行ADF平穩(wěn)性檢驗(yàn)，檢驗(yàn)結(jié)果如表2所示。通過檢驗(yàn)結(jié)果可以知道經(jīng)過差分后的城鎮(zhèn)居民實(shí)際旅游消費(fèi)和城鎮(zhèn)居民實(shí)際收入之間具有長(zhǎng)期穩(wěn)定的關(guān)系，從方程的估計(jì)結(jié)果可以知道，城鎮(zhèn)居民收入平均每增加1%可以拉動(dòng)平均城鎮(zhèn)旅游消費(fèi)平均增長(zhǎng)0.273%。

表2 隨機(jī)干擾項(xiàng)εt的ADF平穩(wěn)性檢驗(yàn)

(2)格蘭杰因果檢驗(yàn)

雖然協(xié)整分析的結(jié)果表明了經(jīng)過兩個(gè)差分序列存在長(zhǎng)期穩(wěn)定的均衡關(guān)系，但是這種關(guān)系是單方面影響還是兩個(gè)變量相互影響以及其中一個(gè)變量的滯后項(xiàng)會(huì)不會(huì)對(duì)當(dāng)前造成影響，這需要用格蘭杰檢驗(yàn)來進(jìn)行分析。首先，對(duì)經(jīng)過差分的對(duì)數(shù)雙變量根據(jù)格蘭杰檢驗(yàn)的要求建立如下方程:

如果dlnincome對(duì)dlnconsume有單向影響，表現(xiàn)為第一個(gè)方程dlnincome的各滯后項(xiàng)前的滯后項(xiàng)的參數(shù)整體不為零，相反如果是雙向影響，那么兩個(gè)方程的滯后項(xiàng)都拒絕滯后項(xiàng)參數(shù)為零的原假設(shè)。取滯后項(xiàng)為1階和2階，格蘭杰檢驗(yàn)結(jié)果如表3所示。

表3 dlnincome與dlnconsume的格蘭杰因果關(guān)系檢驗(yàn)

3、建立動(dòng)態(tài)協(xié)整模型及地域分布圖

在協(xié)整回歸分析的基礎(chǔ)上將協(xié)整回歸中的隨機(jī)干擾項(xiàng)序列εt作為修正項(xiàng)，可建立動(dòng)態(tài)協(xié)整模型:

根據(jù)估計(jì)模型的殘差估計(jì)，該模型不存在序列相關(guān)性，分析結(jié)果如表4所示:

表4 動(dòng)態(tài)協(xié)整模型的殘差估計(jì)結(jié)果

然后，將全國各省、自治區(qū)和直轄市的數(shù)據(jù)代入到動(dòng)態(tài)協(xié)整模型中，得到分析結(jié)果如表5所示。

表5 全國數(shù)據(jù)代入動(dòng)態(tài)協(xié)整模型所得結(jié)果

由表5可知，在全國各省市均存在著居民收入與消費(fèi)之間的顯著影響。

四、結(jié)論與啟示

1、我國城鎮(zhèn)居民收入和城鎮(zhèn)居民前一期旅游消費(fèi)對(duì)當(dāng)期旅游消費(fèi)有直接影響

從代入動(dòng)態(tài)協(xié)整模型的全國數(shù)據(jù)分析結(jié)果可以看出，進(jìn)入21世紀(jì)以來全國大部分地域與代表平均水平的協(xié)整模型估計(jì)結(jié)果是一致的。從長(zhǎng)期來看，城鎮(zhèn)居民的旅游消費(fèi)與城鎮(zhèn)居民前一期的旅游消費(fèi)和本期的收入呈正相關(guān)關(guān)系，即以上三個(gè)因素對(duì)當(dāng)期的旅游消費(fèi)具有明顯的促進(jìn)作用。因此，城鎮(zhèn)居民旅游消費(fèi)對(duì)于該地區(qū)城鎮(zhèn)居民收入而言具有兩重性:一方面，城鎮(zhèn)居民的可持續(xù)性收入對(duì)該地區(qū)城鎮(zhèn)居民消費(fèi)具有促進(jìn)作用，從動(dòng)態(tài)協(xié)整分析模型中可以看出這種促進(jìn)作用不僅局限于促進(jìn)當(dāng)年該地區(qū)城鎮(zhèn)旅游居民消費(fèi)，而且還會(huì)產(chǎn)生旅游消費(fèi)慣性對(duì)下一年度該地區(qū)的城鎮(zhèn)居民旅游消費(fèi)起作用。我國城鎮(zhèn)居民可支配收入對(duì)于城鎮(zhèn)居民的旅游消費(fèi)慣性影響呈現(xiàn)出“西低東高”的態(tài)勢(shì)，東部沿海省份城鎮(zhèn)居民的旅游消費(fèi)水平以及由此帶來的旅游消費(fèi)慣性要明顯高于中部和西部省份，可以看出，城鎮(zhèn)居民的可支配收入是影響該地區(qū)城鎮(zhèn)居民旅游消費(fèi)水平的一個(gè)重要因素。另一方面，城鎮(zhèn)旅游消費(fèi)偏好和閑暇時(shí)間是影響該地區(qū)城鎮(zhèn)居民旅游消費(fèi)水平的重要潛在因素，從隨機(jī)干擾項(xiàng) (εt)前的估計(jì)系數(shù)來看，有些省份雖然不屬于經(jīng)濟(jì)發(fā)達(dá)省份但是由于該地區(qū)城鎮(zhèn)居民旅游消費(fèi)偏好和能夠用于旅游的閑暇時(shí)間高于全國平均水平，因而這些省份的城鎮(zhèn)居民在可支配收入水平低于全國平均城鎮(zhèn)居民水平的情況下，該地區(qū)城鎮(zhèn)居民旅游消費(fèi)水平仍然能夠超過全國平均水平。由此可見，在我國不同地區(qū)城鎮(zhèn)居民可支配收入相等的情況下，旅游偏好和閑暇時(shí)間的不同將會(huì)導(dǎo)致該地區(qū)城鎮(zhèn)居民旅游消費(fèi)水平的差異［8］，一般而言，城鎮(zhèn)居民旅游消費(fèi)偏好以及城鎮(zhèn)居民能夠用于旅游的閑暇時(shí)間與該地區(qū)城鎮(zhèn)居民旅游消費(fèi)水平呈正相關(guān)關(guān)系。

2、針對(duì)西部地區(qū)城鎮(zhèn)居民旅游消費(fèi)水平偏低的現(xiàn)狀，西部地區(qū)應(yīng)該努力發(fā)展當(dāng)?shù)氐慕?jīng)濟(jì)并因地制宜地刺激當(dāng)?shù)鼐用衤糜蜗M(fèi)的需求

我國西部地區(qū)省份應(yīng)該積極提高本地區(qū)的經(jīng)濟(jì)發(fā)展水平，再由經(jīng)濟(jì)發(fā)展反過來促進(jìn)該地區(qū)城鎮(zhèn)居民旅游消費(fèi)偏好的產(chǎn)生和旅游消費(fèi)水平的增加?？梢源_立旅游業(yè)為該地區(qū)的戰(zhàn)略性支柱產(chǎn)業(yè)，西部地區(qū)由于旅游資源的稟賦和類型往往要比我國其他地區(qū)好，因此可以通過發(fā)展旅游業(yè)來實(shí)現(xiàn)當(dāng)?shù)亟?jīng)濟(jì)發(fā)展的目的。同時(shí)，加強(qiáng)旅游產(chǎn)業(yè)配套設(shè)施的建設(shè)，主要是道路交通和旅游企業(yè)為旅游者提供旅游產(chǎn)品的能力。并且可以發(fā)揮東部沿海省份旅游者的“示范作用”，來西部地區(qū)旅游的游客中，會(huì)有一定比例的東部省份旅游客。東部省份的游客由于自身的知識(shí)結(jié)構(gòu)、思維理念和生活觀念比較先進(jìn)，而這種先進(jìn)的意識(shí)形態(tài)可以通過旅游傳遞給旅游目的地居民。

3、不可忽視城鎮(zhèn)居民的旅游消費(fèi)偏好和閑暇時(shí)間對(duì)于城鎮(zhèn)居民旅游消費(fèi)水平的影響

1988年，世界旅游組織 (World Tourism Organiation)在《馬尼拉宣言》中指出，旅游將是21世紀(jì)世界所有公民的基本權(quán)利之一，其重要性不亞于生命權(quán)和發(fā)展權(quán)。但是，在我國，有些省份城鎮(zhèn)居民的旅游權(quán)利往往得不到保證。鑒于此，應(yīng)該在兩個(gè)方面保障我國居民正常的旅游權(quán)利:第一，應(yīng)該將居民可以利用閑暇時(shí)間進(jìn)行旅游的行為進(jìn)行立法，將公民旅游消費(fèi)權(quán)利上升為國家意志，這樣一來，公民的旅游權(quán)利才能夠得到更好的保障。第二，應(yīng)加大對(duì)于公民旅游權(quán)利的宣傳，讓我國公民意識(shí)到旅游并不是一種屬于某種階級(jí)和特殊群體的一種活動(dòng)而是我國所有公民共同享有的正當(dāng)權(quán)利。只有這樣，才能提高我國公民利用閑暇時(shí)間進(jìn)行旅游的機(jī)會(huì)。

［1］McCokery，and Kao，C.A Residal Test for cointergration in panel Data［J］.Econometric Reviews，1998，(17):157－166.

［2］Su jia Hti，Michael Mc Aleer，Riaz，Shareef.Modelling international tourism and country risk spillovers for Cyprus and Malta［J］.Tourism Management，2006，(27):695－706.

［3］CHI－OK OH.The Contribution of Tourism Development to Economic Growth in the Korean Economy［J］.Tourism Management，2005，(26):39－44.

［4］Modigliani，F(xiàn)ranco.Life Cycle，Individual Thrift，and the Wealth of Nations［J］.American Economic Review，1986，(3):76－81.

［5］李云鵬.我國城鎮(zhèn)居民人均消費(fèi)模型研究［J］.統(tǒng)計(jì)觀察，2011，(2):90－92.

［6］黃秀娟.我國居民國內(nèi)旅游消費(fèi)與居民收入之間的關(guān)系［J］.河北經(jīng)貿(mào)大學(xué)學(xué)報(bào)，2004，(4):31－34.

［7］孫根年.城市化推動(dòng)我國國內(nèi)旅游發(fā)展的時(shí)空動(dòng)態(tài)分析［J］.經(jīng)濟(jì)地理，2013，(7):171－177.

［8］粟路軍.城市居民近郊運(yùn)動(dòng)休閑項(xiàng)目偏好研究［J］.湖南財(cái)政經(jīng)濟(jì)學(xué)院學(xué)報(bào)，2012，(1):70－77.