農(nóng)村居民旅游消費(fèi)影響因素研究?

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(huì)、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(guó)國(guó)內(nèi)旅游已成為拉動(dòng)經(jīng)濟(jì)與消費(fèi)增長(zhǎng)的重要引擎。溫家寶總理在十一屆全國(guó)人大二次會(huì)議《政府工作報(bào)告》中提出,積極擴(kuò)大國(guó)內(nèi)需求特別是消費(fèi)需求,加快發(fā)展旅游休閑消費(fèi),增強(qiáng)國(guó)內(nèi)需求對(duì)經(jīng)濟(jì)增長(zhǎng)的拉動(dòng)作用。2008年國(guó)內(nèi)旅游人數(shù)為17.12億人次,國(guó)內(nèi)旅游總花費(fèi)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(fèi)2 777.6億元。農(nóng)村居民人均旅游花費(fèi)與出游率持續(xù)增長(zhǎng)(見(jiàn)圖1、2)。 1994年至2008年間,農(nóng)村居民人均旅游花費(fèi)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(lái),增速又加快了。經(jīng)計(jì)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(guó)農(nóng)村人口基數(shù)大,其旅游消費(fèi)有巨大的潛力,對(duì)消費(fèi)與經(jīng)濟(jì)增長(zhǎng)有重要作用。農(nóng)村居民休閑旅游也是建設(shè)和諧社會(huì)、解決“三農(nóng)”問(wèn)題、開(kāi)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(fèi)成為國(guó)內(nèi)旅游研究與分析的重要課題。

圖1 居民旅游花費(fèi)(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(fèi)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(huì)對(duì)農(nóng)村居民消費(fèi)產(chǎn)生“擠出效應(yīng)”[3]。此外,農(nóng)村居民的消費(fèi)習(xí)慣與意識(shí)嚴(yán)重阻礙農(nóng)民旅游消費(fèi)的增長(zhǎng)[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(fèi)不僅受個(gè)人收入和過(guò)去消費(fèi)水平影響,還可能受城鎮(zhèn)居民旅游消費(fèi)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(duì)旅游消費(fèi)產(chǎn)生“擠出效應(yīng)”。解決“三農(nóng)”問(wèn)題、社會(huì)主義新農(nóng)村及和諧社會(huì)建設(shè)等政策的有效實(shí)施使農(nóng)村居民的消費(fèi)環(huán)境發(fā)生了巨大變化:收入水平提高,收入與消費(fèi)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(fèi)聯(lián)系,農(nóng)村與城鎮(zhèn)居民的旅游消費(fèi)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(fèi)習(xí)慣、居住消費(fèi)如何影響其旅游消費(fèi)行為?影響程度有多大?城鎮(zhèn)居民的旅游消費(fèi)行為是否對(duì)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(jiàn)到關(guān)于這些問(wèn)題的研究報(bào)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(fèi)模型,對(duì)上述問(wèn)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(shuō)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(duì)旅游產(chǎn)品與其他產(chǎn)品的消費(fèi),而且決定其對(duì)不同類型旅游產(chǎn)品的選擇。同時(shí),價(jià)格水平、自由支配時(shí)間、突發(fā)事件也會(huì)對(duì)消費(fèi)者的選擇產(chǎn)生影響[7-9]。

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

傳統(tǒng)的需求理論沒(méi)有解釋消費(fèi)者的偏好和習(xí)慣是如何形成的,也沒(méi)有解釋特定的社會(huì)背景如何影響決策過(guò)程。經(jīng)濟(jì)心理學(xué)家認(rèn)為,社會(huì)背景在微觀層面上對(duì)消費(fèi)水平和產(chǎn)品的選擇、在宏觀層面上對(duì)消費(fèi)與儲(chǔ)蓄的準(zhǔn)則都會(huì)有影響[8]。美國(guó)經(jīng)濟(jì)學(xué)家杜森貝利在其相對(duì)收入學(xué)說(shuō)中提出,人們的消費(fèi)支出不僅受其自身收入的影響,而且也受周圍人的消費(fèi)收入與消費(fèi)模型的影響,有攀比傾向,一個(gè)群體的消費(fèi)水平和模式對(duì)另一個(gè)群體的消費(fèi)水平和模式有“示范效應(yīng)”,人們的消費(fèi)不僅取決于其絕對(duì)收入水平,而且也取決于與別人相比的相對(duì)收入水平[9]。利本斯坦[10]用虛榮和攀比心理對(duì)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(fèi)中,這種攀比行為是顯而易見(jiàn)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(huì)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(ài)冒險(xiǎn)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(fèi)函數(shù)。他認(rèn)為,消費(fèi)具有不可逆性,消費(fèi)習(xí)慣一旦形成,便很難馬上改變,某期消費(fèi)不僅取決于當(dāng)期收入,而且受過(guò)去消費(fèi)的影響,這就是所謂“棘輪效應(yīng)”?，F(xiàn)代計(jì)量經(jīng)濟(jì)學(xué)還可通過(guò)增加滯后變量說(shuō)明特定區(qū)域下特定時(shí)期內(nèi)的旅游消費(fèi)是否依賴于前一時(shí)期的消費(fèi),以此來(lái)驗(yàn)證旅游消費(fèi)的習(xí)慣持續(xù)性的“棘輪效應(yīng)”[9]。威特和馬丁對(duì)西德和英國(guó)旅游者、塞瑞普羅斯對(duì)地中海國(guó)家的需求研究,都驗(yàn)證了旅游者習(xí)慣持續(xù)性對(duì)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(fèi)水平主要由個(gè)人的收入、前期旅游消費(fèi)(棘輪效應(yīng))、城鎮(zhèn)居民旅游消費(fèi)(示范效應(yīng))、其他產(chǎn)品與服務(wù)消費(fèi) (居住、醫(yī)療、教育)、價(jià)格水平、自由支配時(shí)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(fèi)的決定性因素理論化,通過(guò)引進(jìn)城鎮(zhèn)居民的旅游消費(fèi)測(cè)量城鎮(zhèn)居民的“示范效應(yīng)”,用農(nóng)村居民旅游消費(fèi)滯后變量測(cè)量自身消費(fèi)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(fèi)行為特征與每一決定因素之間的關(guān)系?；居?jì)量經(jīng)濟(jì)模型可描述為:

其中,RCS表示農(nóng)村居民人均國(guó)內(nèi)旅游花費(fèi)(元/人),反映的是農(nóng)村居民的旅游消費(fèi)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(fèi),反映前期旅游消費(fèi)行為習(xí)慣;城鎮(zhèn)居民旅游消費(fèi)用城鎮(zhèn)居民人均旅游花費(fèi)(元 /人)UCS表示;ZF表示農(nóng)村居民其他消費(fèi)(元 /人);HJ表示黃金周天數(shù)。由于《中國(guó)旅游統(tǒng)計(jì)年鑒》中只有1994年以來(lái)連續(xù)的農(nóng)村旅游消費(fèi)支出統(tǒng)計(jì)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(fèi)數(shù)據(jù)。以上數(shù)據(jù)均來(lái)自《中國(guó)旅游統(tǒng)計(jì)年鑒》(1995-2008)、《中國(guó)統(tǒng)計(jì)年鑒》(1995-2008)與中國(guó)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(fèi)價(jià)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(duì)各變量取自然對(duì)數(shù),這不會(huì)改變數(shù)據(jù)的原有性質(zhì),因此,基本計(jì)量經(jīng)濟(jì)模型采用對(duì)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(jià)格、競(jìng)爭(zhēng)產(chǎn)品與服務(wù)價(jià)格、住宿及旅游門票價(jià)格等。但這些資料難以取得,限制了本研究對(duì)相關(guān)變量的測(cè)試分析。因?yàn)榍懊嬉褜?duì)各序列進(jìn)行了價(jià)格水平調(diào)整,所以,我們?cè)谀Ｐ椭斜悴辉倏紤]農(nóng)村消費(fèi)價(jià)格水平的影響。同時(shí),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(gè)黃金周天數(shù)作為變量進(jìn)行了分析。

三、研究方法

時(shí)間序列的平穩(wěn)性是回歸模型分析的一個(gè)重要前提,否則,在研究中便容易產(chǎn)生“偽回歸”,而在現(xiàn)實(shí)生活中,多數(shù)經(jīng)濟(jì)時(shí)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(zhǎng)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(wèn)題。因此,在展開(kāi)分析之前,我們要先檢驗(yàn)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(yàn)

檢驗(yàn)序列平穩(wěn)性的標(biāo)準(zhǔn)方法是單位根檢驗(yàn)。為了準(zhǔn)確起見(jiàn),我們同時(shí)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(yàn)。當(dāng)序列同時(shí)通過(guò) ADF和 PP檢驗(yàn)時(shí),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(yàn)與建立誤差修正模型(ECM)

1.協(xié)整檢驗(yàn)

協(xié)整檢驗(yàn)是考察變量間長(zhǎng)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(yàn)方法,它是對(duì)回歸方程的殘差進(jìn)行單位根檢驗(yàn)。檢驗(yàn)分兩步:

首先,建立長(zhǎng)期均衡模型:

由(1)可得

其次,檢驗(yàn)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(zhǎng)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(zhǎng)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(dòng)是如何決定的,從而進(jìn)一步說(shuō)明短期各自變量變動(dòng)對(duì)短期農(nóng)村居民旅游消費(fèi)變動(dòng)的影響[13]。使

將ecm作為誤差修正項(xiàng),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(fèi)的動(dòng)態(tài)模型,式(1)反映 RCS與各因素的長(zhǎng)期關(guān)系,式 (4)表明 RCS的短期波動(dòng)不僅受各因素的短期變化,而且還受 RCS偏離長(zhǎng)期均衡趨勢(shì)的影響(ecm-1)。線性對(duì)數(shù)模型中各自變量系數(shù)Ci、Ui分別表示各變量的長(zhǎng)期與短期彈性。

四、估計(jì)結(jié)果與分析

(一)平穩(wěn)性檢驗(yàn)結(jié)果

通過(guò) ADF與 PP兩種單位根檢驗(yàn)(1)式中的相關(guān)變量的平穩(wěn)性,發(fā)現(xiàn)它們?cè)?%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(jì)長(zhǎng)期均衡與誤差修正模型

由(一)知道,可以進(jìn)行協(xié)整檢驗(yàn)。對(duì)方程 (1)進(jìn)行回歸。在回歸估計(jì)過(guò)程中,分別對(duì)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(yàn),發(fā)現(xiàn)滯后一期的 RCS對(duì)本期 RCS影響顯著,而滯后二期序列的影響在統(tǒng)計(jì)上并不顯著。同時(shí)還分別建立了包含教育、居住、醫(yī)療消費(fèi)變量的回歸模型,以檢驗(yàn)它們對(duì)農(nóng)村居民旅游消費(fèi)的“擠出效應(yīng)”。結(jié)果發(fā)現(xiàn),只有居住消費(fèi)對(duì)旅游消費(fèi)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(fèi)的影響并不顯著。因此,最終確定了如下長(zhǎng)期均衡模型(5):

對(duì)(5)進(jìn)行回歸后,用 ADF與 PP方法對(duì)其殘差序列ut進(jìn)行平穩(wěn)性檢驗(yàn),發(fā)現(xiàn)殘差序列ut在5%的顯著性水平上平穩(wěn)。這說(shuō)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(fèi)與其他變量存在長(zhǎng)期穩(wěn)定關(guān)系。估計(jì)結(jié)果見(jiàn)表1。

表1 長(zhǎng)期均衡 (因變量:lnRCS)

協(xié)整檢驗(yàn)說(shuō)明了 ln RCS與自變量間的長(zhǎng)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(duì)(6)進(jìn)行回歸后,對(duì)其殘差序列Xt進(jìn)行平穩(wěn)性檢驗(yàn),發(fā)現(xiàn)殘差序列ut平穩(wěn)。估計(jì)結(jié)果見(jiàn)表2。

表2 誤差修正模型(因變量:d ln RCS)

長(zhǎng)期均衡方程反映了農(nóng)村居民旅游消費(fèi) lnRCS與農(nóng)村居民可支配收入 ln IN、上一期的旅游消費(fèi)lnRCS、城鎮(zhèn)居民旅游人均消費(fèi) lnUCS及居住消費(fèi)ln JZ之間存在著顯著的長(zhǎng)期均衡關(guān)系。這充分說(shuō)明了農(nóng)村居民旅游消費(fèi)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(shí),農(nóng)村居民的居住消費(fèi)對(duì)旅游花費(fèi)產(chǎn)生了“擠出效應(yīng)”,黃金周天數(shù)對(duì)農(nóng)村居民旅游花費(fèi)有事實(shí)上的負(fù)效應(yīng)。

長(zhǎng)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(shuō)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(fèi)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(zhǎng)1%,會(huì)導(dǎo)致農(nóng)村居民旅游消費(fèi)增長(zhǎng)3.04%。收入增長(zhǎng)了,農(nóng)村居民旅游消費(fèi)也會(huì)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(fèi)水平,從而產(chǎn)生巨大的內(nèi)需拉動(dòng)作用。

上一期 lnRCS系數(shù)(0.397)為正,說(shuō)明農(nóng)村居民的旅游消費(fèi)較顯著地受到上一年的旅游消費(fèi)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(fèi)變動(dòng) 1%,會(huì)導(dǎo)致下一期該變量同向變動(dòng)0.397%。農(nóng)村居民自身過(guò)去的旅游消費(fèi)觀念與習(xí)慣有持續(xù)性,會(huì)對(duì)其將來(lái)旅游消費(fèi)行為產(chǎn)生重要影響。因此,在社會(huì)主義新農(nóng)村與和諧社會(huì)的建設(shè)中,要有計(jì)劃地向農(nóng)村居民宣傳旅游休閑消費(fèi),培養(yǎng)他們科學(xué)文明的休閑消費(fèi)習(xí)慣,提升其旅游意識(shí),這對(duì)啟動(dòng)農(nóng)村消費(fèi)與社會(huì)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(fèi)變量 lnUCS對(duì)農(nóng)村居民旅游消費(fèi)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(fèi)習(xí)慣的影響。同期城鎮(zhèn)居民的旅游消費(fèi)變動(dòng) 1%,會(huì)引起農(nóng)村居民旅游消費(fèi)同向變動(dòng)1.757%。這就充分說(shuō)明,在當(dāng)代中國(guó),對(duì)農(nóng)村居民來(lái)說(shuō),旅游還是奢侈品,城鎮(zhèn)居民旅游行為對(duì)農(nóng)村居民的影響超過(guò)了其自身消費(fèi)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(fèi)意識(shí)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(shí)。在今天的新農(nóng)村建設(shè)中,充分認(rèn)識(shí)和利用城鎮(zhèn)居民消費(fèi)行為的“示范效應(yīng)”,對(duì)縮小城鄉(xiāng)消費(fèi)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(gè)正向影響因素外,農(nóng)村居民的居住消費(fèi)對(duì)其同期旅游消費(fèi)產(chǎn)生了顯著的“擠出效應(yīng)”(-2.063)。這說(shuō)明,中國(guó)農(nóng)村居民在溫飽問(wèn)題解決之后,提高居住水平成了他們的現(xiàn)實(shí)需要,農(nóng)民不斷增長(zhǎng)的收入主要用來(lái)改善居住條件。在居住需求滿足以前,它對(duì)更高層次的休閑旅游消費(fèi)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(shí)到,我國(guó)在大力改善城鎮(zhèn)居民住房條件的同時(shí),也要結(jié)合新農(nóng)村與和諧社會(huì)的建設(shè),有計(jì)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(fèi)。

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

在短期波動(dòng)模型中,差分項(xiàng) 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(dòng),誤差修正項(xiàng) ECM本身表示農(nóng)村居民旅游消費(fèi)偏離均衡的程度。農(nóng)村居民旅游消費(fèi)的短期波動(dòng)受到其對(duì)長(zhǎng)期趨勢(shì)偏離程度與各自變量的短期變動(dòng)影響。

誤差修正項(xiàng)的估計(jì)系數(shù)為負(fù)(-1.199),符合反向誤差修正機(jī)制,反映了經(jīng)濟(jì)系統(tǒng)對(duì)農(nóng)村居民旅游消費(fèi)偏離長(zhǎng)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(fèi)偏離長(zhǎng)期均衡時(shí),長(zhǎng)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(zhǎng)期均衡。這說(shuō)明,農(nóng)村居民旅游消費(fèi)行為有自動(dòng)校正機(jī)制,穩(wěn)定性強(qiáng),短期因素的沖擊影響持續(xù)時(shí)間短暫。它在自身內(nèi)在機(jī)制作用下,會(huì)快速恢復(fù)長(zhǎng)期穩(wěn)定發(fā)展的趨勢(shì)。此外,收入、城鎮(zhèn)居民旅游消費(fèi)及上期消費(fèi)的變化分別會(huì)導(dǎo)致短期農(nóng)村居民旅游消費(fèi)的同向變化,其影響程度依次減小,這與長(zhǎng)期分析是基本一致的。農(nóng)村居民居住消費(fèi)與黃金周天數(shù)的變動(dòng)會(huì)引起相應(yīng)旅游消費(fèi)反方向變動(dòng),這也和長(zhǎng)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(guó)農(nóng)村居民旅游消費(fèi)協(xié)整和誤差修正模型,實(shí)證研究了農(nóng)村居民旅游消費(fèi)行為的決定因素。結(jié)果表明,農(nóng)村居民旅游消費(fèi)不僅受自身收入、消費(fèi)習(xí)慣等因素的制約,而且受城鎮(zhèn)居民旅游消費(fèi)行為的示范性影響。

農(nóng)村居民收入對(duì)其旅游消費(fèi)有顯著的同向促進(jìn)作用,收入彈性 (3.01)極為敏感。這就說(shuō)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(fèi)水平,對(duì)拉動(dòng)消費(fèi)有顯著效果。農(nóng)村居民的旅游消費(fèi)較顯著地受到上一期的旅游消費(fèi)水平的同向影響,說(shuō)明農(nóng)村居民自身消費(fèi)習(xí)慣對(duì)其旅游消費(fèi)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(fèi)的宣傳,培養(yǎng)其科學(xué)文明的休閑消費(fèi)習(xí)慣,提升其旅游意識(shí),對(duì)啟動(dòng)農(nóng)村消費(fèi)與社會(huì)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(fèi)對(duì)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(fèi)對(duì)農(nóng)村產(chǎn)生了“示范效應(yīng)”,因此,通過(guò)引導(dǎo)和優(yōu)化城鎮(zhèn)居民的旅游消費(fèi)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(fèi)的效果。這種“示范效應(yīng)”機(jī)制為培養(yǎng)農(nóng)村居民良好的休閑消費(fèi)習(xí)慣提供了一條有效途徑。居住消費(fèi)對(duì)農(nóng)村居民旅游消費(fèi)有顯著的“擠出效應(yīng)”,表明農(nóng)村居民消費(fèi)需求層次還較低,農(nóng)民不斷增長(zhǎng)的收入主要用于居住條件的改善,這就遏制了其消費(fèi)層次的提高。

總之,今后若要啟動(dòng)農(nóng)村居民旅游消費(fèi),那么,在重視增加農(nóng)民收入、減少居住消費(fèi)對(duì)旅游消費(fèi)的擠出效應(yīng)的同時(shí),還可考慮通過(guò)建立城鎮(zhèn)居民旅游消費(fèi)“示范效應(yīng)”機(jī)制以培養(yǎng)農(nóng)村居民良好的休閑消費(fèi)習(xí)慣的途徑來(lái)實(shí)現(xiàn)。

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