吳小健

一、引言

據(jù)國家統(tǒng)計局2017年數(shù)據(jù)顯示:國內(nèi)旅游相關(guān)收入高達4.57萬億元，中國城鎮(zhèn)居民外出旅游人數(shù)從1994年的2.05億人次增加到2017年的36.77億人次，增長近18倍；城鎮(zhèn)居民旅游總消費1994年達到848.2 億元，截至2017年年底，總消費金額高達3.77萬億元，而農(nóng)村居民旅游人數(shù)在對應(yīng)時間內(nèi)亦增長4.2 倍，其相應(yīng)金額2017年高達7987.7 億元，增長高達45.6 倍。本文以農(nóng)村居民、城鎮(zhèn)居民在旅游收入層面的消費與其可支配收入進行論證，并從旅游消費這一層面形成城鎮(zhèn)、農(nóng)村可支配收入與旅游消費的對比關(guān)系。

查閱相關(guān)文獻表明，國外有一部分學(xué)者從游客數(shù)量、收入水平及相關(guān)產(chǎn)品等因素與其旅游需求層面的協(xié)整關(guān)系進行研究，其方法為時間序列模型；而國內(nèi)大部分學(xué)者從旅游促進經(jīng)濟增長等層面研究，較少從旅游消費與收入水平層面進行研究，同時缺乏旅游消費與收入之間的協(xié)整關(guān)系等層面模型。

二、變量選擇與數(shù)據(jù)

涉及變量依地域分為兩組，一組為城鎮(zhèn)居民，二組為農(nóng)村居民，其相應(yīng)字母為可支配收入與消費CON1、INC1、CON2、INC2，統(tǒng)計年鑒在2013年之前并未統(tǒng)計農(nóng)村居民可支配收入，本文2013 ～2017年相應(yīng)數(shù)據(jù)均采用人均純收入代替，主要對以上兩組旅游消費與可支配收入之間的關(guān)系進行實證研究，采用模型為協(xié)整及格蘭杰檢驗。

考慮到數(shù)據(jù)連續(xù)性以及誤差項異方差，對1994～2017年數(shù)據(jù)采用對數(shù)處理，相應(yīng)的標(biāo)號為lnCON1、lnINC1、lnCON2、lnINC2；相應(yīng)的一階差分記為相應(yīng)字母加D，二重差分雙寫DD。

三、旅游消費與居民收入關(guān)系實證分析

協(xié)整方程定義為多個非平穩(wěn)序列(至少兩個)之間組合亦可成為平穩(wěn)序列，對單方程而言具備兩個變量，均為隨機序列，因此本文采用EG 兩步法對其進行協(xié)整檢驗。

(一)單位根平穩(wěn)模型

協(xié)整理論模型建立前提為數(shù)據(jù)為時間序列且非平穩(wěn)，本文采用單位根對序列進行檢驗，即時間序列非平穩(wěn)，備用假設(shè)為無單位根。lnCON1與lnINC1序列與lnCON2與lnINC2接受原假設(shè)即通過1%的置信水平，即證實確存在單位根結(jié)論，同時兩組數(shù)據(jù)一階差分在5%的顯著性水平亦接受原假設(shè)，二階差分在1%及5%的顯著性水平均拒絕原假設(shè)，即不存在單位根結(jié)論。

(二)協(xié)整檢驗和誤差修正模型

單位根檢驗首先對殘差序列穩(wěn)定性做出檢驗；其次進行變量之間協(xié)整關(guān)系檢驗，由單位根檢驗結(jié)果可知，城鎮(zhèn)居民與農(nóng)村居民在旅游消費與可支配收入層面均為二階單整。

首先采用stata 軟件運用OLS 方法估計序列間線性組合:

經(jīng)過OLS模擬，其未調(diào)整的相關(guān)系數(shù)為0.9817、0.9249，此兩組系數(shù)表明可支配收入與旅游消費具有高度相關(guān)性。以下模型主要針對兩者之間關(guān)系進行單位根檢驗，其模型理論為對協(xié)整方程的殘差序列u1、u2進行單位根檢驗。

表1顯示，以1%為置信水平，該模型均拒絕原假設(shè)，亦即接受不存在單位根的結(jié)論，其實證研究結(jié)果為兩者之間確存在協(xié)整關(guān)系。根據(jù)回歸模型顯示:城鎮(zhèn)居民可支配收入與農(nóng)村居民收入對消費收入的邊際貢獻分別為1.6%、1.498%。綜上所述可得長期均衡的殘差序列:

表1ADF協(xié)整關(guān)系檢驗

旅游消費和居民收入短期波動的誤差模型:結(jié)論表明旅游消費本期收入不僅受到上期收入影響，亦與誤差修正存在關(guān)系。若短期偏離均衡，則連續(xù)期數(shù)進行反轉(zhuǎn)修正，迫使其回歸均衡，調(diào)整系數(shù)為－0.387，即第i期偏離均衡，下一期該模型以－0.387自動反向調(diào)整，趨近于長期均衡；同時城鎮(zhèn)居民收入旅游消費短期彈性為－0.387，農(nóng)村居民為－0.341。

(三)Granger 因果關(guān)系檢驗

協(xié)整檢驗的基礎(chǔ)是存在長期均衡關(guān)系，但無法確定因果關(guān)系，因此采用Granger 因果檢驗?zāi)Ｐ?，本文采取滯?、2、3期。

由表2可見，滯后1期數(shù)據(jù)表明接受“l(fā)nCON1不lnINC1的Granger 原因”，同時拒絕“l(fā)nINC1不是lnCON1的Granger原因”，表明城鎮(zhèn)居民可支配收入是其Granger 原因。滯后2、3期數(shù)據(jù)顯示，接受Granger 城鎮(zhèn)居民可支配收入原因不是旅游消費。表中實證結(jié)論為旅游消費金額增加的原因之一為居民可支配收入的增加，即短期可支配收入的增加對旅游消費層面具有促進作用，長期則沒有明確關(guān)系。對其另一組進行格蘭杰因果檢驗，滯后一期拒絕“l(fā)nINC2不是lnCON2 的Granger 原因，顯示旅游消費的Granger 原因是農(nóng)村居民可支配收入，接受“l(fā)nCON2 不是lnINC2的Granger 原因”，顯示與上述結(jié)論相反。其滯后2、3期數(shù)據(jù)顯示，其統(tǒng)計結(jié)果具有穩(wěn)定性，表明農(nóng)村居民可支配收入與旅游層面消費具有Granger 因果關(guān)系，且因果關(guān)系具有穩(wěn)定性。

表2lnCON1與lnINC1的Granger 因果檢驗

四、研究結(jié)論

以上數(shù)據(jù)分析證實兩組居民可支配收入對于旅游消費邊際貢獻是存在差別的，城鎮(zhèn)居民對旅游消費的邊際貢獻約為1.5%，城鎮(zhèn)居民短期回歸模型彈性系數(shù)為－0.387，若偏離均衡，那么第二時期的模型將反轉(zhuǎn)－0.387，使其向長期均衡方向移動。農(nóng)村居民對旅游消費的邊際貢獻為1.4%，略低于城鎮(zhèn)居民，得出我國城鎮(zhèn)居民、農(nóng)村居民在可支配收入運用層面是存在差別的，農(nóng)村居民更少用于旅游消費，轉(zhuǎn)而消費其他必需商品。

Granger 因果檢驗表明城鎮(zhèn)居民支配收入的暫時性增加會對旅游消費產(chǎn)生促進作用，但是長期并不存在因果關(guān)系；相反農(nóng)村居民無論是短期還是長期其可支配收入與旅游消費都存在因果關(guān)系。同時凸顯農(nóng)村旅游市場未呈現(xiàn)飽和狀態(tài)，因此本文認(rèn)為農(nóng)村居民可支配收入的提高將對整體旅游消費具有較大的促進作用。