中國城鄉(xiāng)居民生活消費水平與結(jié)構(gòu)對其旅游花費影響機制研究＊

卞顯紅，周筍芳

（1.浙江工商大學(xué) 旅游與城市管理學(xué)院，浙江 杭州310018；2.杭州碧海旅游規(guī)劃設(shè)計有限公司，浙江 杭州310011）

引言

隨著我國經(jīng)濟的大力發(fā)展以及農(nóng)村各項民生保障制度的逐步完善，農(nóng)村居民年收入得以大幅度的增長，因而農(nóng)村居民旅游市場已逐漸成為旅游市場的重要組成部分之一。目前大量的學(xué)者開始研究城鄉(xiāng)居民旅游消費相關(guān)的領(lǐng)域：（1）城鄉(xiāng)居民旅游消費需求的特點研究［1－2］；（2）影響城鄉(xiāng)居民旅游消費的主要因素研究［3－5］；（3）城鄉(xiāng)居民旅游消費水平相關(guān)研究［6－7］；（4）城鄉(xiāng)居民出游頻率研究［8－9］；（5）影響城鄉(xiāng)居民旅游決策的研究［10－12］；（6）城鄉(xiāng)居民旅游消費結(jié)構(gòu)及對社會影響的研究［13－17］等方面。以上研究從各個方面對城鄉(xiāng)居民旅游花費的問題進行了分析與探討，為進一步促進國內(nèi)旅游事業(yè)的發(fā)展貢獻了一定的力量。

劉文斌認(rèn)為：旅游消費的增長并不一定帶來國民經(jīng)濟總量的增長，因為消費者的邊際消費傾向一般是相當(dāng)穩(wěn)定的，隨著收入的增長人們消費結(jié)構(gòu)會發(fā)生很大的變化，在一定的收入約束下，旅游消費的增長可能意味著其他消費份額的減少［18］。同理，城鄉(xiāng)居民其他生活消費支出的增減也必將對其旅游消費產(chǎn)生重要影響。查芳通過對1994－2009年旅游消費和居民消費結(jié)構(gòu)有關(guān)數(shù)據(jù)的分析，發(fā)現(xiàn)我國旅游消費的增長速度在不斷放緩，導(dǎo)致旅游產(chǎn)業(yè)的發(fā)展可能面臨“瓶頸”；城鄉(xiāng)二元結(jié)構(gòu)對旅游消費有重要影響，城鎮(zhèn)居民旅游消費降低與住房、醫(yī)療和教育等支出有關(guān)，農(nóng)村居民旅游消費可能會發(fā)展為新的增長點［13］127－129。

城鄉(xiāng)居民生活消費水平與結(jié)構(gòu)對其旅游花費產(chǎn)生一定的影響，而且城鎮(zhèn)居民與農(nóng)村居民不同類型的生活消費變動對其影響機制不同，并具有較為明顯的差異。本文分析了城鎮(zhèn)居民、農(nóng)村居民食品、居住、衣著、文教娛樂用品及服務(wù)、交通通訊、醫(yī)療保健、家庭設(shè)備用品及服務(wù)、其他商品和服務(wù)消費等8項生活消費支出水平與結(jié)構(gòu)對城鄉(xiāng)居民旅游花費的影響機制，分析了城鎮(zhèn)居民、農(nóng)村居民生活消費對旅游消費之間的影響差異，發(fā)現(xiàn)了一些有價值的規(guī)律，具有一定的實踐運用價值。

一、數(shù)據(jù)來源與研究方法

（一）數(shù)據(jù)來源

本文數(shù)據(jù)來源于1996－2011年共11年的《中國統(tǒng)計年鑒》、《中國旅游統(tǒng)計年鑒》、《中國國內(nèi)旅游抽樣調(diào)查資料》（2009年后該調(diào)查資料改名為《中國旅游抽樣調(diào)查資料》）。根據(jù)以上年鑒中相關(guān)數(shù)據(jù)，本文整理出1995－2010年全國城鄉(xiāng)居民旅游花費、旅游人次、可支配收入、生活消費支出、人口等比較指標(biāo)；1995－2010年中國城鎮(zhèn)與農(nóng)村居民居住、醫(yī)療保健、旅游等支出占生活消費支出比重變動；1995－2010年中國城鎮(zhèn)、農(nóng)村新建住宅、人均住房面積等相關(guān)指標(biāo)。

（二）數(shù)據(jù)分析方法與步驟

本文使用的統(tǒng)計軟件為EViews6.0分析軟件。在對變量進行回歸分析前，本文首先對城鎮(zhèn)居民、農(nóng)村居民旅游花費、生活消費支出及各種生活消費支出等相關(guān)指標(biāo)進行單位根ADF檢驗；然后在得出這些數(shù)據(jù)符合平穩(wěn)序列后進行回歸分析，并對估計方程進行計量經(jīng)濟學(xué)檢測，如果沒有達到相關(guān)計量經(jīng)濟學(xué)檢測指標(biāo)，則再進行加權(quán)回歸分析，得到理想的回歸估計方程。

本文主要使用計量經(jīng)濟學(xué)方法對中國城鄉(xiāng)居民生活消費水平與結(jié)構(gòu)對其旅游花費影響機制進行分析，并結(jié)合城鄉(xiāng)居民消費、旅游消費等變動趨勢進行數(shù)據(jù)合理解釋。

1.運用ADF單位根檢驗對數(shù)據(jù)序列進行檢測

ADF單位根檢驗主要用于檢驗時間序列的平穩(wěn)性。假如ADF統(tǒng)計量為負(fù)，并且大于0.05顯著水平上的臨界值，那么表明時間序列是平穩(wěn)的。假如一階差分非平穩(wěn)，便進行二階差分檢驗［19］。

2.運用格蘭杰因果關(guān)系檢驗對數(shù)據(jù)序列進行檢測

格蘭杰因果檢驗統(tǒng)計量F服從標(biāo)準(zhǔn)F的分布，假如大于F分布的臨界值，便拒絕零假設(shè)。該檢驗的基本依據(jù)是：假設(shè)某個變量發(fā)生改變是由另一個變量影響而產(chǎn)生的，那么另一個變量發(fā)生改變則應(yīng)該發(fā)生在某個變量變化之前（馬成文等）［3］47－69。

3.運用EG檢驗對數(shù)據(jù)序列進行協(xié)整關(guān)系分析

Engle和Granger對檢驗xt和yt這兩個變量協(xié)整與否提出了EG檢驗［20］。在d階單整的序列下的xt和yt，用OLS估計xt對yt回歸關(guān)系，即：yt＝α＋βxt＋εt。若模型殘差的預(yù)估值為常數(shù)單整，那么xt和yt這兩個變量為協(xié)整關(guān)系且關(guān)系長期穩(wěn)定，同時可知回歸方程未存在偽回歸（易丹輝；高鐵梅，王金明）［21－22］。

二、中國城鄉(xiāng)居民旅游消費水平與其生活消費支出相關(guān)數(shù)據(jù)ADF檢驗

本文使用EViews6.0統(tǒng)計分析軟件對1995－2010年農(nóng)村居民旅游人均花費、各類生活消費支出時間序列數(shù)據(jù)進行了ADF單位根檢驗（表1、2）。表1、2表明：城鄉(xiāng)居民旅游人均花費、各類生活消費支出數(shù)據(jù)均為二階差分平穩(wěn)。本文使用EViews6.0統(tǒng)計分析軟件對城鄉(xiāng)居民旅游消費與各類生活消費支出1995－2010年時間序列數(shù)據(jù)，選擇滯后期為1，2，進行格蘭杰因果檢驗，發(fā)現(xiàn)：（1）對城鎮(zhèn)居民來說，在0.05顯著水平上，CZSHHF，JTTX，JZZC，WYHF，YLBJ是引起CZLY變化的格蘭杰原因；（2）對農(nóng)村居民來說，在0.05顯著水平上，NCSHHF，WYHF，YLBJ，YZZC，SPZC，JTTX，JZZC，JSZC是 引 起NCLY變化的格蘭杰原因。

表1 農(nóng)村居民旅游人均花費、各類生活消費支出單位根穩(wěn)定性檢驗

表2 城鎮(zhèn)居民旅游人均花費、各類生活消費支出單位根穩(wěn)定性檢驗

經(jīng)過對以上指標(biāo)數(shù)據(jù)ADF單位根檢驗及格蘭杰因果檢驗，結(jié)果表明：可以借鑒EG檢驗法來檢驗城鎮(zhèn)居民、農(nóng)村居民旅游消費支出與其各類生活消費支出之間存在長期均衡關(guān)系和協(xié)整關(guān)系，適合進行OLS估計。

三、中國農(nóng)村居民旅游消費水平與其生活消費支出水平、結(jié)構(gòu)回歸分析

（一）中國農(nóng)村居民人均旅游花費與其生活消費支出關(guān)系分析

本文使用EViews6.0分析軟件對農(nóng)村居民人均旅游花費與其生活消費支出進行OLS分析，得出回歸方程（1）：

回歸方程為：

估計方程（1）擬合優(yōu)度R2為52.93%，F(xiàn)統(tǒng)計量滿足顯著性檢驗（顯著水平為5%）。假如該殘差序列平穩(wěn)，則表明該方程不存在偽回歸。對方程（1）運用平穩(wěn)性檢驗對殘差序列進行檢測，依據(jù)AIC最小原則并通過測算，選擇滯后期6時的單位根檢驗形式，結(jié)果表明殘差平穩(wěn)性檢驗的ADF統(tǒng)計量（－2.395 050）大于0.05顯著水平下的臨界值（－3.081 002），說明殘差序列是I（0）不平穩(wěn)的，因此估計方程不存在協(xié)整關(guān)系且存在偽回歸。

現(xiàn)進行加權(quán)OLS法估算（賦予權(quán)重1／殘差），得到回歸方程（2）：

回歸方程為：

估計方程（2）運用平穩(wěn)性檢驗對殘差序列進行檢測，依據(jù)AIC最小原則并通過測算，選擇滯后期1時的單位根檢驗形式，ADF統(tǒng)計量（－4.740 591）小于0.05顯著水平下的臨界值（－3.098 896），說明殘差序列穩(wěn)定且不存在偽回歸，同時可知序列Y1和X1有著顯著的線性關(guān)系，農(nóng)村居民旅游花費與生活消費支出之間存在著長期均衡關(guān)系，農(nóng)村居民生活消費支出的增長促進了農(nóng)村居民人均旅游花費的增長，且在其他不變的條件下，農(nóng)村居民生活消費支出每增長100元，可以促進4.63元的人均旅游花費增長。

（二）中國農(nóng)村居民人均旅游花費與其生活消費支出結(jié)構(gòu)回歸分析

本文使用EViews6.0分析軟件進行分析，得出表1及回歸方程（3）。

回歸方程（3）為：

估計方程（3）擬合優(yōu)度R2為92.59%，F(xiàn)統(tǒng)計量滿足顯著性檢驗（顯著水平為5%）。假如該殘差序列平穩(wěn)，則表明該方程不存在偽回歸。對估計方程（3）運用平穩(wěn)性檢驗對殘差序列進行檢測，依據(jù)AIC最小原則并通過測算，選擇滯后期3時的單位根檢驗形式，ADF統(tǒng)計量（－4.150 684）小于0.05顯著水平下的臨界值（－3.144 920），說明殘差序列是平穩(wěn)的，估計結(jié)果可信，因此可以認(rèn)為農(nóng)村居民旅游花費與8種類別生活消費支出之間存在協(xié)整關(guān)系，存在長期均衡關(guān)系，且協(xié)整方程不存在偽回歸，線性關(guān)系顯著。

估計方程（3）表明：（1）農(nóng)村居民文教娛樂用品及服務(wù)支出、食品支出、家庭設(shè)備用品及服務(wù)支出、交通通訊支出、其他商品和服務(wù)支出的增長能促進農(nóng)村居民人均旅游花費的增長。（2）農(nóng)村居民衣著支出、居住支出、醫(yī)療保健支出增長將抑制農(nóng)村居民人均旅游花費的增長。

由表1分析：根據(jù)農(nóng)村居民旅游消費占人均純收入比例、農(nóng)村居民旅游消費占生活消費支出比例變遷情況，1995－1999年5年間我國農(nóng)村居民旅游平均消費傾向持續(xù)增長，屬于高于其收入增長、消費增長的早熟性消費模式，而1999－2010年我國農(nóng)村居民旅游平均消費持續(xù)降低，遠(yuǎn)遠(yuǎn)落后于其收入增長、消費增長的滯后性消費模式。

從生活消費支出結(jié)構(gòu)變動視角，估計方程（3）結(jié)果表明導(dǎo)致這種情況的主要原因有：

（1）農(nóng)村居民居住花費除2002－2005年4年微降外，自1995年以來呈持續(xù)增長態(tài)勢，尤其是2005年以來呈快速增長態(tài)勢。方程（3）表明農(nóng)村居民居住花費每增長100元，將抑制38.3元的旅游花費。農(nóng)村居民沒有城鎮(zhèn)居民的福利分房及住房補貼，為了改善居住條件，只能自身投入大量資金用于建房。自1999年以來農(nóng)村居民旅游花費持續(xù)徘徊不前，甚至占生活花費的比例持續(xù)下降，這與我國農(nóng)村居民為了改善居住條件進行了大量的住房費用支出緊密相關(guān)。

（2）農(nóng)村居民醫(yī)療保健支出1995－2010年間持續(xù)增長。2006年農(nóng)村居民醫(yī)療保健支出占生活消費支出的比重達到歷史高點（7.9%）。雖然2004年我國開始實施新型農(nóng)村合作醫(yī)療制度，而且2006年以來，農(nóng)村居民醫(yī)療保健支出有所降低，但仍未扭轉(zhuǎn)持續(xù)上升趨勢。方程（3）表明農(nóng)村居民醫(yī)療保健支出每增長100元，將抑制19.9元的旅游消費支出。

（3）農(nóng)村居民衣著消費支出占總消費支出的比重1995－2010年間在5.8%－7.2%之間波動，雖然升降趨勢不明顯，但估計方程（3）表明農(nóng)村居民衣著消費支出與其旅游花費成顯著負(fù)相關(guān)，而且系數(shù)較大。范金等研究表明從消費支出彈性看，中國農(nóng)村居民衣著支出彈性大于1，衣著消費對農(nóng)村居民是奢侈品。農(nóng)村居民由于收入水平低，消費力弱，衣著消費支出與居住消費支出、醫(yī)療保健支出一起成為三大對農(nóng)村居民旅游花費有顯著負(fù)面影響的生活消費支出［23］。

（4）1995－2003年間，文教娛樂用品及服務(wù)支出占生活消費支出的比重持續(xù)上升（7.8%至12.1%）。2003年以來，國家在廣大農(nóng)村大力推行義務(wù)教育免費制度，并于2006年全面實行農(nóng)村免費義務(wù)教育制度，這在一定程度上大力減輕了農(nóng)村居民教育負(fù)擔(dān)，2003－2010年8年間，該項支出呈下降態(tài)勢，至2010年降低到8.4%。自2006年以來，農(nóng)村居民旅游花費打破在220元／人次左右的局面開始緩慢上升，2010年達到306元／人次。農(nóng)村居民該項支出的持續(xù)降低對抵消居住消費支出、醫(yī)療保健消費支出增長所帶來的抑制影響具有重要價值。但由于農(nóng)村居民用于文教娛樂用品及服務(wù)的支出比重過低，難以對促進其旅游花費起到關(guān)鍵作用，因此，農(nóng)村居民旅游花費長期滯后于收入水平及其他消費水平的趨勢還將長期存在。

（三）中國農(nóng)村居民人均旅游花費與其生活消費類型估計方程構(gòu)建

本文把農(nóng)村居民生活消費類型劃分為物質(zhì)性生活消費與精神性生活消費。物質(zhì)性生活消費支出主要包括食品、居住、衣著、家庭設(shè)備用品及服務(wù)等4類，精神性生活消費主要包括醫(yī)療保健、文教娛樂用品及服務(wù)、交通通訊、其他商品及服務(wù)等4類。農(nóng)村居民精神性消費支出1995－2010年來持續(xù)上升，由1995年的15.4%到2010年的28.5%，其中2003年以來，持續(xù)在28%左右徘徊（2006年突變，達到35.1%），總體上呈上升趨勢。

為了衡量農(nóng)村居民旅游花費與其物質(zhì)性、精神性生活消費之間的關(guān)系，本文使用EViews6.0分析軟件進行分析：（1）農(nóng)村居民旅游花費、農(nóng)村居民物質(zhì)性與精神性消費三項變量進行單位根ADF檢驗，均滿足二階單整序列I（2）；（2）三項變量均為二階差分平穩(wěn)時間序列，滿足古典線性回歸模型的要求。本文采用OLS方法進行分析，得回歸方程（4）：

估計方程（4）擬合優(yōu)度R2為61.42%，F(xiàn)統(tǒng)計量滿足顯著性檢驗（顯著水平為5%）。假如該殘差序列平穩(wěn)，則表明該方程不存在偽回歸。對估計方程（4）運用平穩(wěn)性檢驗對殘差序列進行檢測，依據(jù)AIC最小原則并通過測算，選擇滯后期3時的單位根檢驗形式，結(jié)果ADF統(tǒng)計量（－4.876 519）小于0.05顯著水平下的臨界值（－3.119 910），說明殘差序列是平穩(wěn)的，因此可以認(rèn)為農(nóng)村居民旅游花費與物質(zhì)性與精神性生活消費支出之間存在協(xié)整關(guān)系和長期均衡關(guān)系，方程不存在偽回歸，有著顯著的線性關(guān)系。

估計方程（4）表明：（1）農(nóng)村居民旅游花費主要與精神性消費支出呈顯著正相關(guān)（達到95%水平上的顯著正相關(guān)水平），每增加100元精神性消費支出，將會促進22.59元的旅游花費；（2）農(nóng)村居民旅游花費主要與物質(zhì)性消費支出呈負(fù)相關(guān)（未達到95%水平上的顯著負(fù)相關(guān)水平），每增加100元物質(zhì)性消費支出，將會抑制3.37元的旅游花費。

四、中國城鎮(zhèn)居民旅游消費水平與其生活消費支出水平、結(jié)構(gòu)回歸分析

（一）我國城鎮(zhèn)居民人均旅游花費與其生活消費支出關(guān)系分析

選擇滯后期2，發(fā)現(xiàn)CZSHHF是引起CZLY變化的格蘭杰原因，且根據(jù)以上城鎮(zhèn)居民旅游及生活消費支出指標(biāo)ADF單位根檢驗為二階差分穩(wěn)定，CZSHHF與CZLY之間存在長期穩(wěn)定關(guān)系，適合進行OLS估計。本文使用EViews6.0分析軟件對城鎮(zhèn)居民人均旅游花費與其生活消費支出結(jié)構(gòu)進行OLS分析，得出回歸方程（5）：

回歸方程為：

估計方程（5）擬合優(yōu)度R2為78.48%，F(xiàn)統(tǒng)計量滿足顯著性檢驗（顯著水平為5%）。假如該殘差序列平穩(wěn)，則表明該方程不存在偽回歸。對估計方程（5）運用平穩(wěn)性檢驗對殘差序列進行檢測，依據(jù)AIC最小原則并通過測算，選擇滯后期1時的單位根檢驗形式，結(jié)果ADF統(tǒng)計量（－2.893 922）小于0.10顯著水平下的臨界值（－2.681 330），說明殘差序列是I（0）平穩(wěn)的，因而估計方程存在協(xié)整關(guān)系且不存在偽回歸。城鎮(zhèn)居民旅游花費與生活消費支出之間存在著長期均衡關(guān)系（達到0.05水平上的顯著正相關(guān)影響），城鎮(zhèn)居民生活消費支出的增長促進了其人均旅游花費的增長，且在其他不變條件下，城鎮(zhèn)居民生活消費支出每增長100元，旅游消費支出增長3.438元。

（二）城鎮(zhèn)居民人均旅游花費與其生活消費支出結(jié)構(gòu)回歸分析

本文使用EViews6.0分析軟件進行分析，得出回歸方程（6）：

估計方程（6）擬合優(yōu)度R2為94.51%，F(xiàn)統(tǒng)計量滿足顯著性檢驗（顯著水平為5%）。假如該殘差序列平穩(wěn)，則表明該方程不存在偽回歸。對估計方程（6）運用平穩(wěn)性檢驗對殘差序列進行檢測，依據(jù)AIC最小原則并通過測算，選擇滯后期1時的單位根檢驗形式，結(jié)果ADF統(tǒng)計量（－3.846 789）小于0.05顯著水平下的臨界值（－3.081 002），即殘差序列平穩(wěn)，因此可以認(rèn)為農(nóng)村居民旅游花費與8種類別生活消費支出之間存在協(xié)整與長期均衡的關(guān)系，方程不存在偽回歸，有著顯著的線性關(guān)系。

估計方程（6）表明：（1）城鎮(zhèn)居民文教娛樂用品及服務(wù)支出、衣著支出、家庭設(shè)備用品及服務(wù)支出的增長能促進城鎮(zhèn)居民人均旅游花費的增長，其中文教娛樂用品及服務(wù)支出與旅游消費支出呈顯著正相關(guān)（達到0.05水平上顯著相關(guān)水平）。在其他不變的條件下，城鎮(zhèn)居民文教娛樂用品及服務(wù)支出每增長100元，可以平均實現(xiàn)145.5元的人均旅游花費的增長；（2）城鎮(zhèn)居民食品支出、居住支出、醫(yī)療保健支出、交通通訊支出、其他商品和服務(wù)支出增長將抑制農(nóng)村居民人均旅游花費的增長，其中交通通訊消費支出與旅游消費支出呈顯著負(fù)相關(guān)（達到0.05水平上顯著相關(guān)水平）。在其他不變的條件下，城鎮(zhèn)居民交通通訊消費支出每增長100元，將會抑制93.13元的人均旅游花費增長。由表1、2分析：根據(jù)城鎮(zhèn)居民旅游消費占人均純收入比例、農(nóng)村居民旅游消費占生活消費支出比例變遷情況，自1995年以來，我國城鎮(zhèn)居民旅游平均消費傾向持續(xù)降低，遠(yuǎn)遠(yuǎn)落后于其收入增長、屬于典型的滯后性消費模式。城鎮(zhèn)居民旅游消費為滯后性消費模式形成的機制從消費支出結(jié)構(gòu)變遷情況，主要是源于城鎮(zhèn)居民交通通訊、醫(yī)療保健、居住等消費支出持續(xù)增長，從而嚴(yán)重制約著我國城鎮(zhèn)居民旅游消費水平提升。

（三）中國城鎮(zhèn)居民人均旅游花費與其生活消費類型估計方程構(gòu)建

城鎮(zhèn)居民精神性生活消費支出1995－2010年來持續(xù)上升，由1995年 的739.26元上升到2010年4 982.26元，占生活消費支出比重由1995年15.4%到2002年的35.73%，2003－2010年持續(xù)在36.0%左右徘徊。2003年以來城鎮(zhèn)居民精神性生活消費支出絕對數(shù)由2 154.24元增長到4 982.26元，年均增速11.05%，而同期居民精神性生活消費支出占生活消費支出比重持續(xù)不前，在一定程度上說明城鎮(zhèn)居民精神性生活消費負(fù)擔(dān)在一定程度上減輕或減弱，這也與城鎮(zhèn)居民人均旅游消費支出近10多年來一直徘徊不前的實際情況相符合。

為了衡量城鎮(zhèn)居民旅游花費與其物質(zhì)性、精神性生活消費之間的關(guān)系，本文使用EViews6.0分析軟件進行分析：（1）城鎮(zhèn)居民旅游花費、物質(zhì)性與精神性消費三項變量進行單位根ADF檢驗，均滿足二階單整序列（2）；（2）三項變量均為二階差分平穩(wěn)時間序列，滿足古典線性回歸模型的要求。本文采用OLS方法進行分析，得回歸方程（7）：

估計方程（7）擬合優(yōu)度R2為87.3708%，F(xiàn)統(tǒng)計量滿足顯著性檢驗（顯著水平為5%）。假如該殘差序列平穩(wěn)，則表明該方程不存在偽回歸。對估計方程（7）運用平穩(wěn)性檢驗對殘差序列進行檢測，依據(jù)AIC最小原則并通過測算，選擇滯后期2時的單位根檢驗形式，結(jié)果ADF統(tǒng)計量（－5.499 869）小于0.05顯著水平下的臨界值（－3.144 920），因而殘差序列平穩(wěn)，可以判斷城鎮(zhèn)居民旅游花費與物質(zhì)性與精神性生活消費支出之間存在協(xié)整關(guān)系和長期均衡關(guān)系，且協(xié)整方程不存在偽回歸，線性關(guān)系顯著。

估計方程（7）表明：（1）城鎮(zhèn)居民住房、食品、衣著、家庭設(shè)備等物質(zhì)性消費對其旅游消費具有較為明顯的抑制作用，每增加100元物質(zhì)性消費，旅游消費將要減少6.661 5元；（2）城鎮(zhèn)居民精神性生活消費支出對其旅游消費有明顯的促進作用，每增加100元，旅游消費增加17.156元。

五、結(jié)論與討論

（一）文教娛樂用品及服務(wù)消費支出對城鄉(xiāng)居民旅游消費均具有顯著正向影響

據(jù)表1、2分析：農(nóng)村居民與城鎮(zhèn)居民文教娛樂用品及服務(wù)消費支出對其旅游消費均有顯著正相關(guān)影響，而且城鎮(zhèn)居民（系數(shù)：1.454 486）要大于農(nóng)村居民（系數(shù)：1.367 493）。文化教育消費支出有助于提升居民文化素質(zhì)及提升居民出游力。休閑娛樂消費支出直接對居民旅游花費帶來顯著影響。城鄉(xiāng)居民該項花費降低一方面是文化、休閑娛樂消費支出絕對值增長緩慢，嚴(yán)重滯后于生活花費消費支出增長，另一方面也與教育費用增速減緩或降低有關(guān)系。

城鄉(xiāng)居民文教娛樂用品及服務(wù)消費支出對其旅游消費支出具有如此重要的影響，為提升城鄉(xiāng)居民旅游消費支出，打破多年盤而不升的僵局，關(guān)鍵在于培育旅游休閑、文化娛樂等消費理念，改善城鄉(xiāng)休閑娛樂環(huán)境，加大教育公共投資降低教育費用等路徑提升文教娛樂用品及服務(wù)消費支出在生活消費支出中的比重。

中國教育經(jīng)費支出占財政總支出的比重，1991年為18.24%，1996年達到21.06%，之后逐漸回落，到2010年，這一比重僅為13.96%。在中國財政收入與財政支出不斷大幅度提升情況下，教育經(jīng)費支出占財政總支出的比重卻有所下降，與行政管理支出占財政總支出的比重不斷上升形成鮮明對比。教育經(jīng)費投入不足與教育事業(yè)發(fā)展及城鄉(xiāng)居民對教育的需求產(chǎn)生了尖銳矛盾，迫使城鄉(xiāng)居民不得不在子女教育上投入更多的資金［4］39－59。文教娛樂用品及服務(wù)消費支出中教育消費支出占的比重過大，對旅游休閑消費支出具有較大的擠出效應(yīng)，不利于城鄉(xiāng)居民旅游消費水平提升。文教娛樂用品及服務(wù)消費支出城鄉(xiāng)居民旅游消費水平提升具有顯著影響，因此，加大教育經(jīng)費投入對城鄉(xiāng)居民旅游消費將會產(chǎn)生顯著影響。

（二）食品消費支出對城鄉(xiāng)居民旅游消費支出影響方向相反，居住消費支出對城鄉(xiāng)居民旅游消費支出影響均為負(fù)相關(guān)影響

由于農(nóng)村居民食品消費有相當(dāng)比例為自給自足，其消費支出的增長意味著在一定程度上意味著生活水平的提升，而對城鎮(zhèn)居民來說，食品消費不能自產(chǎn)自用，增長意味著在一定程度上生活水平下降。農(nóng)村居民食品消費支出對其旅游消費支出具有顯著正相關(guān)影響，在其他條件不變的前提下，每提升100元，則將會促進11.78元的旅游花費；而城鎮(zhèn)居民食品消費支出對其旅游消費支出具有負(fù)相關(guān)影響，在其他條件不變的前提下，每提升100元，則將會抑制5.74元的旅游花費。不論食品消費支出對城鄉(xiāng)居民旅游花費影響是正相關(guān)還是負(fù)相關(guān)，食品消費支出占生活消費支出的比重降低，都將會結(jié)余更多的收入用于包括旅游、休閑娛樂等精神性消費，因此，有效降低城鄉(xiāng)居民恩格爾系數(shù)將會大力促進城鄉(xiāng)居民旅游消費水平。

中國現(xiàn)行住戶統(tǒng)計調(diào)查中使用的居民居住支出，主要是用來反映居民日常消費中用于居住的現(xiàn)金支出情況，包括水電燃料費、取暖費、租房房租、物業(yè)管理費以及裝修材料等支出費用，不包括購建房支出和自有住房的虛擬房租。1995－2010年農(nóng)村居民居住支出絕對值從182.21元上升到835.19元，占生活消費支出的比重由13.91%上升到20.16%，16年均值為16.18%；城鎮(zhèn)居民居住支出絕對值從283.76元上升到1 332.14元，占生活消費消費支出的比重2003年為最高（12.29%），2003年之后基本上在10%左右。

本研究表明：居住支出對城鄉(xiāng)居民旅游消費均有明顯的負(fù)影響，居民居住支出每增加100元，農(nóng)村居民旅游消費減少38.3元，城鎮(zhèn)居民減少7.58元，對農(nóng)村居民影響更大。農(nóng)村居民居住支出占生活消費的比重要高于城鎮(zhèn)居民，尤其是2003年以來，基本上是城鎮(zhèn)居民的2倍。由于城鎮(zhèn)具有良好的基礎(chǔ)設(shè)施，而農(nóng)村則不享有一些由財政支出負(fù)擔(dān)的基礎(chǔ)設(shè)施所帶來的福利，使得農(nóng)村居民居住支出持續(xù)增長過快，占到生活消費支出的1／5左右，成為生活消費支出的重要負(fù)擔(dān)。因此，加大對農(nóng)村居民用電、用水、取暖、物業(yè)（農(nóng)村社區(qū)）管理等方面的財政支持力度，有效降低農(nóng)村居民居住支出，對促進農(nóng)村居民旅游消費水平具有重要作用。

（三）交通通訊消費支出對城鄉(xiāng)居民旅游消費支出影響方向相反

1995－2010年間，城鄉(xiāng)居民交通通訊消費支出比在5.43～3.93之間呈下降態(tài)勢；城鎮(zhèn)居民交通通訊消費支出占總生活消費支出的比重由5.1%持續(xù)上升到14.7%，絕對數(shù)也相應(yīng)由183.22元上升到1 983.7元，16年持續(xù)增長（其中2008年有突變）；農(nóng)村居民由2.6%持續(xù)上升到10.5%。

表1表明農(nóng)村居民交通通訊支出每增加100元，旅游消費支出就會增加11.51元。農(nóng)村居民交通通訊消費支出增加在一定程度上提升了農(nóng)村居民對外信息聯(lián)系度，拓寬其視，野能有效促進農(nóng)村居民外出旅游。農(nóng)村居民交通通訊支出占生活消費支出的比重相對于城鎮(zhèn)居民來說還較低，其與城鎮(zhèn)有所不同的是，城鎮(zhèn)居民交通通訊支出中有部分用于私家車的購買，而農(nóng)村居民則有相當(dāng)部分用于農(nóng)機具等生產(chǎn)經(jīng)營資料的購買。農(nóng)村居民電話用戶2010年達到9 776.1萬戶，開通互聯(lián)網(wǎng)寬帶業(yè)務(wù)的行政村比重為80.11%。農(nóng)村居民通訊消費支出逐年增長，有效地接觸到旅游消費相關(guān)知識信息。對城鎮(zhèn)居民來說，表2表明其交通通訊支出每增加100元，就會抑制93.13元旅游消費支出。城鎮(zhèn)居民交通通訊支出增長主要源于通勤交通費用、私家車購置費用、通信費用等。2010年，每100元城鎮(zhèn)居民生活消費支出中有14.7元為交通通訊消費支出。交通通訊消費已成為城鎮(zhèn)居民生活消費支出的重要組成部分，并在一定程度上成為一種經(jīng)濟負(fù)擔(dān)，從而成為制約城鎮(zhèn)居民從事旅游、休閑娛樂等精神性消費的重要因素。

我國交通通信設(shè)施主要由政府和國有壟斷企業(yè)供給，具有明顯的外部效應(yīng)。城市公共交通價格難以有效降低，成為居民生活消費支出的重要組成部分。在通訊方面，移動電話進入千家萬戶，互聯(lián)網(wǎng)也成為普通家庭必需品，使得居民在通信設(shè)施與服務(wù)費用支出方面不斷增加。此外，城市居民私家車保有量持續(xù)增長，成為中高收入階層城鎮(zhèn)居民重要消費領(lǐng)域，從而不斷增加城鎮(zhèn)居民交通消費支出。表2表明：城鎮(zhèn)居民交通通訊消費支出的不斷增加對其旅游花費帶來重要負(fù)面影響（達到0.05水平上的顯著負(fù)相關(guān)水平），每增加100元交通通訊支出將會抑制93.13元的旅游消費支出。為了促進城鎮(zhèn)居民旅游消費，可通過加強城鎮(zhèn)公共設(shè)施尤其是大眾公共交通設(shè)施的建設(shè)，降低公共交通票價，建設(shè)大運量快速度的城市軌道交通設(shè)施，降低城市道路使用，增大公共交通補貼，降低通訊成本等路徑，有效降低城鎮(zhèn)居民交通通訊支出，將對促進城鎮(zhèn)居民旅游花費起到顯著作用。

（四）衣著消費支出對城鄉(xiāng)居民旅游消費支出影響方向相反

1995－2000年間，農(nóng)村居民衣著支出占生活消費支出比重逐年降低，這可能與20世紀(jì)90年代農(nóng)村居民負(fù)擔(dān)沉重導(dǎo)致他們不得不減少衣著上的支出［1］152－155。2000－2005年 間 保 持 在0.55%～0.58%之間，直到2006年起，比重才開始回升，這主要與近幾年國家采取了多項促進農(nóng)村發(fā)展，減少農(nóng)村居民負(fù)擔(dān)的措施：國家取消農(nóng)業(yè)稅、全面實施義務(wù)教育免費、增大農(nóng)村社會事業(yè)投入等。相對于農(nóng)村居民，自1998年以來，城鎮(zhèn)居民衣著消費占生活消費比重始終在10.0%左右，比重沒有明顯變化，但絕對數(shù)增加較快。農(nóng)村居民衣著支出對旅游消費支出的影響較為明顯，影響系數(shù)為－5.153，達到0.05水平上的顯著負(fù)相關(guān)水平。2010年，農(nóng)村居民人均衣著消費支出為264.03元，如果衣著消費支出增加10元，旅游消費將受到51.53元的抑制。以三口之家計算，農(nóng)村居民家庭衣著消費年均792元，相對于剛剛解決溫飽問題的農(nóng)村居民家庭來說是一筆較重的負(fù)擔(dān)。

城鎮(zhèn)居民衣著消費支出對旅游消費支出的影響為正相關(guān)影響，影響系數(shù)為0.772，雖未達到0.05水平上的顯著正相關(guān)水平，但與農(nóng)村居民不同，衣著消費支出水平在一定程度上與旅游消費支出呈正相關(guān)，沒有對城鎮(zhèn)居民旅游消費支出帶來負(fù)影響。城鎮(zhèn)居民衣著消費支出占生活消費支出比重自1998年以來沒有明顯變化，衣著消費支出增長與生活消費支出、可支配收入增長同步，沒有對城鎮(zhèn)居民其他生活消費支出造成負(fù)擔(dān)。2010年，城鎮(zhèn)居民衣著消費支出年人均1 444.34元，絕對數(shù)是同期農(nóng)村居民的5.47倍，明顯大于城鄉(xiāng)居民收入比（3.23）與生活消費支出比（3.07）。農(nóng)村居民生活消費支出較為注重食品、教育、醫(yī)療等消費支出，在衣著消費上要明顯落后于城鎮(zhèn)居民，這也與農(nóng)村居民收入水平相對城鎮(zhèn)居民要明顯低有關(guān)。衣著消費支出對農(nóng)村居民來說是一項負(fù)擔(dān)，其增加會對旅游消費有較強的擠出效應(yīng)，而對城鎮(zhèn)居民來說衣著消費支出高低是自身生活質(zhì)量高低的重要標(biāo)榜，其增加在一定程度上也代表屬于精神性消費的旅游消費支出也將增加。但不論如何，依靠降低農(nóng)村居民衣著消費支出來提升其旅游消費水平可能性非常低，同樣，提升城鎮(zhèn)居民衣著消費支出來提升其旅游消費水平可能性也非常低。因此，提升農(nóng)村居民旅游消費水平的路徑中，不必過多考慮衣著消費支出對城鄉(xiāng)居民旅游消費支出的影響。

（五）醫(yī)療保健消費支出對城鄉(xiāng)居民旅游消費支出均為負(fù)相關(guān)影響

醫(yī)療保健消費支出對城鄉(xiāng)居民旅游消費支出均為負(fù)相關(guān)影響，但均未達到0.05水平上的顯著相關(guān)水平。長期以來我國農(nóng)村居民缺乏有效的醫(yī)療保障，2004年我國開始實施新型農(nóng)村合作醫(yī)療制度。2004年新型農(nóng)村合作醫(yī)療人數(shù)為0.80億人，2010年達到8.36億人，補償受益人次分別由0.76億人次上升到10.87億人次，2010年新型農(nóng)村合作醫(yī)療基金支出1 187.8億。雖然新型農(nóng)村合作醫(yī)療制度的實施有效降低了農(nóng)村居民醫(yī)療負(fù)擔(dān)，但由于我國醫(yī)療服務(wù)與藥品價格不斷增長，也導(dǎo)致農(nóng)村居民醫(yī)療保健支出方面的增加，農(nóng)村居民因病致貧的現(xiàn)象客觀存在。農(nóng)村醫(yī)療保障制度不健全及醫(yī)療保障力度較低，對提升農(nóng)村居民旅游消費水平帶來較大影響，公式（3）表明農(nóng)村居民醫(yī)療保健支出每增加100元，將抑制旅游消費19.92元。

城鎮(zhèn)居民相對農(nóng)村居民擁有相對完善的醫(yī)療保障制度，但醫(yī)療制度改革后，個人的醫(yī)療支出比例增加，公費比例不斷縮減，此外，醫(yī)療服務(wù)的市場化又導(dǎo)致藥品價格及醫(yī)療費用不斷上漲［4］39－59。這兩方面的醫(yī)療支出風(fēng)險逐步轉(zhuǎn)化為個人承擔(dān)，導(dǎo)致城鎮(zhèn)居民醫(yī)療保健支出占生活消費支出的比重在2005年達到0.076歷史高點之后，持續(xù)在0.07左右徘徊，成為一種抑制旅游花費的重要生活消費支出項目。因而提升城鄉(xiāng)居民醫(yī)療保障水平，有效降低城鄉(xiāng)居民醫(yī)療保健消費支出對促進城鄉(xiāng)居民旅游花費具有重要影響。

（六）城鄉(xiāng)居民物質(zhì)性、精神性生活消費支出對旅游消費支出影響差異明顯

城鎮(zhèn)居民由于住房價格比農(nóng)村居民自建住房成本要高，食品與衣著等成本也較高，支出的增加明顯影響其旅游消費，且影響程度比農(nóng)村居民要高（分別為增加100元，減少城鄉(xiāng)居民旅游消費6.661 5元、3.37元）。城鄉(xiāng)居民旅游消費與其物質(zhì)性消費成高度負(fù)相關(guān)的關(guān)系，使得提升城鄉(xiāng)居民旅游消費水平有很大的空間。在有效提升城鄉(xiāng)居民收入的前提下，遏制住房、食品等物質(zhì)性消費品價格過快上漲對促進城鄉(xiāng)居民旅游消費具有明顯的影響。

城鎮(zhèn)居民精神性生活消費對其旅游消費的影響程度沒有農(nóng)村居民高（增加100元，城鄉(xiāng)居民旅游消費分別增長17.156元、22.59元）。農(nóng)村居民精神性生活消費的增加能顯著促進旅游消費的增加。本文借鑒郭亞軍［2］170－180、田青［4］39－59等相關(guān)研究成果，認(rèn)為農(nóng)村居民生活性消費持續(xù)呈增長態(tài)勢的主要原因有：（1）農(nóng)業(yè)勞動生產(chǎn)率逐步提升、農(nóng)村居民從業(yè)人員逐步增加、國家休假制度改革等導(dǎo)致農(nóng)村居民閑暇時間增多，有更多的時間用于精神性消費；（2）農(nóng)村公共設(shè)施，尤其是文化、教育、體育、娛樂、旅游、休閑等設(shè)施逐步完善，農(nóng)村居民有更多從事休閑娛樂、旅游、體育等精神性消費活動的機會；（3）農(nóng)村基礎(chǔ)設(shè)施逐步完善，家電設(shè)施逐步配套，交通通信設(shè)施漸趨發(fā)達，拓寬了農(nóng)村居民精神消費渠道；（4）農(nóng)村生活水平日益提高，生活環(huán)境日益改善，醫(yī)療保險、養(yǎng)老保險等社會保障體系漸趨完善。這些都促進農(nóng)村居民有更多的動力將收入用于精神消費，改善生活質(zhì)量，驅(qū)動農(nóng)村居民消費結(jié)構(gòu)由生存型轉(zhuǎn)向發(fā)展型和享受型。因此要提升農(nóng)村居民旅游消費水平需要從逐步提高農(nóng)村居民閑暇時間、完善農(nóng)村居民休閑旅游及文化設(shè)施、拓寬農(nóng)村居民旅游信息渠道、加強農(nóng)村居民社會保障力度等方面入手。

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