基于動態(tài)協(xié)整模型的我國城鎮(zhèn)居民旅游消費與可支配收入的關系探析

劉建平 羅立清 柳子辰 余 婷

(湘潭大學旅游管理學院，湖南湘潭 411105)

隨著我國城市化進程的深入、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的支出呈現(xiàn)逐年增加的態(tài)勢，人均旅游消費對旅游產業(yè)經濟效益的增加發(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)的消費促進了紅色旅游景區(qū)收入的顯著增長，拉動了紅色旅游產業(yè)的快速發(fā)展。根據《中國旅游年鑒》統(tǒng)計數據顯示，從2000年到2012年期間全國旅游消費 (名義旅游消費)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的比重也呈逐年上升的趨勢。經過初步計算的數據得知，除了在2003年由于“非典”使得城鎮(zhèn)人均旅游消費出現(xiàn)了一定程度的波動，其余時間我國城鎮(zhèn)人均旅游消費總趨勢一直呈現(xiàn)上升勢頭。但是由于我國至今仍然是一個發(fā)展中國家，地域經濟差異比較明顯而且不同地域的旅游消費觀念也存在差異，因此有必要對我國不同省份分別進行分析，并和全國平均人均旅游消費進行對比，找出不同省份城鎮(zhèn)人均旅游消費的差異，這對我國和各個省份制定宏觀旅游發(fā)展政策具有重要意義。

一、文獻回顧

國外關于旅游收入和旅游消費主要集中在旅游收入對旅游消費的促進作用，以及對一個特定的區(qū)域而言不同因素對旅游消費所起的作用。在第一個方面，mccoskey(1998)［1］、CHI－OK(2005)［2］和 micheal MC Aller(2006)［3］分別檢驗了地區(qū)面板數據的殘差、韓國旅游消費對于居民旅游收入的依賴性和國際旅游消費與出境游客職業(yè)收入、旅游客源國、旅游目的地國家間匯率的關系;在第二個方面，Modiglian(1986)以美國家庭為例，分析了居民不同生命周期階段對于旅游消費的傾向，以及根據這種特點來實施不同的居民旅游消費營銷策略［4］。

城鎮(zhèn)居民人均旅游消費一直是我國旅游研究的重要領域，根據我國旅游消費發(fā)展的實際情況，我國學者對這一領域做了大量的理論和實踐研究，隨著計量經濟學的引入，城鎮(zhèn)居民人均旅游消費的研究開始逐步定量化和科學化。李云鵬 (2011)通過建立城鎮(zhèn)人均旅游消費的OLS模型，得出我國城鎮(zhèn)人均旅游消費與可支配收入呈正相關關系，與城鎮(zhèn)居民旅游消費價格指數呈現(xiàn)負相關關系［5］。黃秀娟 (2004)通過面板數據總結出在不同的城市城鎮(zhèn)居民人均旅游消費水平存在差異，高收入城市人均旅游消費對于人均可支配收入的彈性要高于低收入城市［6］。孫根年 (2013)根據我國旅游統(tǒng)計年鑒2006－2007年的30個省區(qū)數據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)居民旅游消費偏好以及城鎮(zhèn)居民的閑暇時間。在這三個因素中，城鎮(zhèn)居民可支配收入往往起決定作用，同時城鎮(zhèn)居民可支配收入可以度量，而城鎮(zhèn)居民旅游消費偏好和閑暇時間往往具有主觀性和地域差異，筆者不將其作為獨立變量加入到模型的分析中，而歸于隨機干擾項中，通過協(xié)整分析來分析城鎮(zhèn)居民偏好和閑暇時間對城鎮(zhèn)旅游消費的影響。

2、模型形式的選擇

數據來自《中國統(tǒng)計年鑒》和《中國旅游統(tǒng)計年鑒》，并對原始數據進行相應整理。筆者以2000年為基期對以后各期城鎮(zhèn)居民旅游消費和城鎮(zhèn)居民可支配收入進行了標準化處理 (即用數據除以居民旅游消費價格指數得到城鎮(zhèn)居民實際旅游消費和實際可支配收入)，如圖1所示。筆者采用雙對數模型研究城鎮(zhèn)居民實際旅游消費和實際可支配收入的關系，即其中Y為城鎮(zhèn)居民名義旅游消費，X為城鎮(zhèn)居民名義可支配收入，P為城鎮(zhèn)居民旅游消費價格指數，et為時間序列各期的隨機干擾項。

圖1 標準化后城鎮(zhèn)居民實際旅游消費和實際收入

三、實證研究結果

1、平穩(wěn)性檢驗

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

(1)對雙對數變量的原始序列相關性進行檢驗

將城鎮(zhèn)居民實際旅游消費和城鎮(zhèn)居民實際收入進行對數化處理后，首先將其輸入到EVIEWS 6.0中進行樣本相關檢驗，得到了兩個取對數后原始變量的自相關圖和偏自相關圖(見圖2和圖3)。從圖中可以看到，城鎮(zhèn)居民實際旅游消費和城鎮(zhèn)居民實際收入兩個樣本的自相關函數都呈現(xiàn)出緩慢下降而且呈現(xiàn)正弦波形，由Q－STAT統(tǒng)計量的相伴概率可以得知，城鎮(zhèn)居民實際旅游消費和城鎮(zhèn)居民實際收入進行對數化處理后的兩個時間序列樣本都拒絕平穩(wěn)性的假設。所以可以得出城鎮(zhèn)居民實際旅游消費和城鎮(zhèn)居民實際收入都是非平穩(wěn)的。

圖2 城鎮(zhèn)居民實際旅游消費的自相關和偏自相關圖

圖3 城鎮(zhèn)居民實際收入的自相關和偏自相關圖

(2)對雙對數變量進行ADF檢驗

為了使變量的平穩(wěn)性檢驗結果更具有客觀性和準確性，將城鎮(zhèn)居民實際旅游消費和城鎮(zhèn)居民實際收入進行對數化處理后時間序列再次進行ADF檢驗，對兩個變量檢驗的形式分別包含了三種形式:只包含截距項、只包含時間趨勢項、同時包含截距和時間趨勢項。檢驗過程中兼顧AIC、SC相對小值原則，檢驗結果如表1所示。

表1 兩變量原始序列不同方程形式的ADF檢驗結果

(3)對雙對數變量進行差分后進行ADF檢驗和構建各自模型

為了消除兩變量之間的不平穩(wěn)因素和時間趨勢因素，使模型的預測結果能夠客觀的反映城鎮(zhèn)居民旅游消費和收入之間經濟活動的實際狀況，將兩變量在原始時間序列的基礎上進行了差分，在差分的基礎上再進行ADF檢驗。通過檢驗得知，經過對數化處理后的城鎮(zhèn)居民實際旅游消費和城鎮(zhèn)居民實際收入都是I(1)序列，即兩變量通過一階差分后的時間序列是平穩(wěn)的時間序列。將經過對數化一階差分后的城鎮(zhèn)居民實際旅游消費和城鎮(zhèn)居民實際收入進行樣本相關性檢驗得出圖4和圖5。

圖4 一階差分后城鎮(zhèn)居民實際旅游消費的相關圖和偏自相關圖

圖5 一階差分城鎮(zhèn)居民實際收入的相關圖和偏自相關圖

由圖4和圖5，可以建立它們各自的時間序列模型。

關于城鎮(zhèn)居民實際收入可以建立AMRA(2，1)結構方程，擬合結果為:

關于城鎮(zhèn)居民實際旅游消費可以建立ARMA(3，3)模型，擬合結果為:

將估計方程結構模型分別進行各自時間序列數據擬合，得到擬合結果見圖6?？梢钥闯?，兩個變量各自的擬合殘差序列結果都在以半徑為1的單位圓內，擬合結果比較好。

圖6 時間序列數據擬合結果

2、對差分后的雙變量的協(xié)整分析和格蘭杰因果檢驗

(1)協(xié)整分析

從圖4和圖5可以看出，經過差分后的對數城鎮(zhèn)居民實際旅游消費和對數城鎮(zhèn)居民實際收入都是I(1)型時間序列，從圖7可以看出兩個差分變量都落在95%的置信區(qū)間內，因此這兩個變量有可能存在著協(xié)整關系。筆者通過構建以下協(xié)整方程:lnconsume=β0+β1lnincome+εt，將協(xié)整方程進行估計，得出dlnconsume=2.469+0.273dlnincome+ εt。

圖7 兩變量經過差分后進行時間序列擬合后的殘差序列

如果估計出的協(xié)整方程能夠準確的表達出dlnconsume和dlnincome之間的長期關系，那么對于隨機干擾項應該滿足兩個要求，即E(εt)=0且E(εtεt+s)≠0(其中s為滯后階數，s≠0)。因此，將隨機干擾項單獨生成一個時間序列，對其進行ADF平穩(wěn)性檢驗，檢驗結果如表2所示。通過檢驗結果可以知道經過差分后的城鎮(zhèn)居民實際旅游消費和城鎮(zhèn)居民實際收入之間具有長期穩(wěn)定的關系，從方程的估計結果可以知道，城鎮(zhèn)居民收入平均每增加1%可以拉動平均城鎮(zhèn)旅游消費平均增長0.273%。

表2 隨機干擾項εt的ADF平穩(wěn)性檢驗

(2)格蘭杰因果檢驗

雖然協(xié)整分析的結果表明了經過兩個差分序列存在長期穩(wěn)定的均衡關系，但是這種關系是單方面影響還是兩個變量相互影響以及其中一個變量的滯后項會不會對當前造成影響，這需要用格蘭杰檢驗來進行分析。首先，對經過差分的對數雙變量根據格蘭杰檢驗的要求建立如下方程:

如果dlnincome對dlnconsume有單向影響，表現(xiàn)為第一個方程dlnincome的各滯后項前的滯后項的參數整體不為零，相反如果是雙向影響，那么兩個方程的滯后項都拒絕滯后項參數為零的原假設。取滯后項為1階和2階，格蘭杰檢驗結果如表3所示。

表3 dlnincome與dlnconsume的格蘭杰因果關系檢驗

3、建立動態(tài)協(xié)整模型及地域分布圖

在協(xié)整回歸分析的基礎上將協(xié)整回歸中的隨機干擾項序列εt作為修正項，可建立動態(tài)協(xié)整模型:

根據估計模型的殘差估計，該模型不存在序列相關性，分析結果如表4所示:

表4 動態(tài)協(xié)整模型的殘差估計結果

然后，將全國各省、自治區(qū)和直轄市的數據代入到動態(tài)協(xié)整模型中，得到分析結果如表5所示。

表5 全國數據代入動態(tài)協(xié)整模型所得結果

由表5可知，在全國各省市均存在著居民收入與消費之間的顯著影響。

四、結論與啟示

1、我國城鎮(zhèn)居民收入和城鎮(zhèn)居民前一期旅游消費對當期旅游消費有直接影響

從代入動態(tài)協(xié)整模型的全國數據分析結果可以看出，進入21世紀以來全國大部分地域與代表平均水平的協(xié)整模型估計結果是一致的。從長期來看，城鎮(zhèn)居民的旅游消費與城鎮(zhèn)居民前一期的旅游消費和本期的收入呈正相關關系，即以上三個因素對當期的旅游消費具有明顯的促進作用。因此，城鎮(zhèn)居民旅游消費對于該地區(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)性收入對該地區(qū)城鎮(zhèn)居民消費具有促進作用，從動態(tài)協(xié)整分析模型中可以看出這種促進作用不僅局限于促進當年該地區(qū)城鎮(zhèn)旅游居民消費，而且還會產生旅游消費慣性對下一年度該地區(qū)的城鎮(zhèn)居民旅游消費起作用。我國城鎮(zhèn)居民可支配收入對于城鎮(zhèn)居民的旅游消費慣性影響呈現(xiàn)出“西低東高”的態(tài)勢，東部沿海省份城鎮(zhèn)居民的旅游消費水平以及由此帶來的旅游消費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)居民旅游消費水平的一個重要因素。另一方面，城鎮(zhèn)旅游消費偏好和閑暇時間是影響該地區(qū)城鎮(zhèn)居民旅游消費水平的重要潛在因素，從隨機干擾項 (εt)前的估計系數來看，有些省份雖然不屬于經濟發(fā)達省份但是由于該地區(qū)城鎮(zhèn)居民旅游消費偏好和能夠用于旅游的閑暇時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，旅游偏好和閑暇時間的不同將會導致該地區(qū)城鎮(zhèn)居民旅游消費水平的差異［8］，一般而言，城鎮(zhèn)居民旅游消費偏好以及城鎮(zhèn)居民能夠用于旅游的閑暇時間與該地區(qū)城鎮(zhèn)居民旅游消費水平呈正相關關系。

2、針對西部地區(qū)城鎮(zhèn)居民旅游消費水平偏低的現(xiàn)狀，西部地區(qū)應該努力發(fā)展當地的經濟并因地制宜地刺激當地居民旅游消費的需求

我國西部地區(qū)省份應該積極提高本地區(qū)的經濟發(fā)展水平，再由經濟發(fā)展反過來促進該地區(qū)城鎮(zhèn)居民旅游消費偏好的產生和旅游消費水平的增加?？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)來實現(xiàn)當地經濟發(fā)展的目的。同時，加強旅游產業(yè)配套設施的建設，主要是道路交通和旅游企業(yè)為旅游者提供旅游產品的能力。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結構、思維理念和生活觀念比較先進，而這種先進的意識形態(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)居民的旅游消費偏好和閑暇時間對于城鎮(zhèn)居民旅游消費水平的影響

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世紀世界所有公民的基本權利之一，其重要性不亞于生命權和發(fā)展權。但是，在我國，有些省份城鎮(zhèn)居民的旅游權利往往得不到保證。鑒于此，應該在兩個方面保障我國居民正常的旅游權利:第一，應該將居民可以利用閑暇時間進行旅游的行為進行立法，將公民旅游消費權利上升為國家意志，這樣一來，公民的旅游權利才能夠得到更好的保障。第二，應加大對于公民旅游權利的宣傳，讓我國公民意識到旅游并不是一種屬于某種階級和特殊群體的一種活動而是我國所有公民共同享有的正當權利。只有這樣，才能提高我國公民利用閑暇時間進行旅游的機會。

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

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［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)居民人均消費模型研究［J］.統(tǒng)計觀察，2011，(2):90－92.

［6］黃秀娟.我國居民國內旅游消費與居民收入之間的關系［J］.河北經貿大學學報，2004，(4):31－34.

［7］孫根年.城市化推動我國國內旅游發(fā)展的時空動態(tài)分析［J］.經濟地理，2013，(7):171－177.

［8］粟路軍.城市居民近郊運動休閑項目偏好研究［J］.湖南財政經濟學院學報，2012，(1):70－77.