一般消費(fèi)函數(shù)理論可否解釋中國城鄉(xiāng)居民旅游消費(fèi)？

徐翠蓉+張廣海+汪立新

內(nèi)容提要：經(jīng)濟(jì)增長帶來我國居民消費(fèi)支出逐年增加，通過對我國居民旅游消費(fèi)函數(shù)實(shí)證分析發(fā)現(xiàn)：西方傳統(tǒng)消費(fèi)函數(shù)可以很好地解釋我國宏觀和農(nóng)村居民旅游消費(fèi)特征，但城鎮(zhèn)居民旅游消費(fèi)行為不能被任何一個(gè)消費(fèi)函數(shù)理論所直接描述；我國宏觀旅游消費(fèi)行為可由生命周期假說消費(fèi)函數(shù)模型來描述，農(nóng)村居民旅游消費(fèi)函數(shù)可由理性預(yù)期假說消費(fèi)函數(shù)模型所解釋；城鎮(zhèn)居民旅游消費(fèi)水平同收入及余暇之間存在長期協(xié)整關(guān)系，且這種長期的均衡關(guān)系對各變量短期波動(dòng)造成的偏離均衡水平存在較強(qiáng)的自我調(diào)整機(jī)制，同時(shí)，我國城鎮(zhèn)居民存在較高的自發(fā)性旅游消費(fèi)，且受假期影響高于受收入因素的影響。

關(guān)鍵詞：旅游消費(fèi)；消費(fèi)函數(shù)；實(shí)證分析

中圖分類號(hào)：F592 文獻(xiàn)標(biāo)識(shí)碼：B 文章編號(hào)：1001-148X（2017）10-0126-07

隨著經(jīng)濟(jì)逐年穩(wěn)步增長，我國居民用于消費(fèi)的支出不斷增加，1995-2014年中國居民年平均消費(fèi)水平增長率達(dá)11.34%。與此同時(shí)，居民人均旅游消費(fèi)從1995年的218.71元增長到2014年的839.43元，其平均年增長率實(shí)現(xiàn)了7.65%的高速增長。近年來，研究文獻(xiàn)從不同角度分析了居民旅游消費(fèi)行為及影響因素。張金寶（2014）通過分層抽樣調(diào)查我國24個(gè)城市家庭旅游消費(fèi)支出，發(fā)現(xiàn)城市家庭對收入的預(yù)期以及家庭的風(fēng)險(xiǎn)偏好對旅游消費(fèi)有顯著影響，此外，城市家庭的旅游消費(fèi)與家庭生命周期密切相關(guān)[1]。 龐世明（2014）在持久收入假說的基礎(chǔ)上將閑暇因素納入我國城鎮(zhèn)居民旅游消費(fèi)模型，研究結(jié)果表明，由于城鎮(zhèn)居民的旅游消費(fèi)受到嚴(yán)格的休假制度的約束，其旅游消費(fèi)行為無法滿足西方經(jīng)典消費(fèi)函數(shù)模型[2]。周文麗（2013）提出收入價(jià)格因素、旅游產(chǎn)品服務(wù)水平及余暇是影響甘肅省農(nóng)村居民旅游消費(fèi)的主要因素，而可進(jìn)入性、旅游意愿和旅游動(dòng)機(jī)對旅游消費(fèi)的影響作用較小[3]。余鳳龍等（2013）通過構(gòu)建對數(shù)形式的多元回歸方程分析我國農(nóng)村居民旅游消費(fèi)行為，發(fā)現(xiàn)收入水平、消費(fèi)習(xí)慣等因素與農(nóng)村居民旅游消費(fèi)之間的相關(guān)關(guān)系較顯著[4]。

綜上，現(xiàn)有文獻(xiàn)大都聚焦城鎮(zhèn)居民或農(nóng)村居民旅游消費(fèi)行為，并未對我國城鄉(xiāng)居民總體的旅游消費(fèi)行為進(jìn)行研究。中國旅游消費(fèi)函數(shù)是否可由一般消費(fèi)函數(shù)理論來解釋？城鎮(zhèn)居民和農(nóng)村居民旅游消費(fèi)函數(shù)的差異在哪里？哪些是影響不同旅游消費(fèi)主體旅游消費(fèi)決策的關(guān)鍵因素？深入研究旅游消費(fèi)函數(shù)，分析城鄉(xiāng)居民不同消費(fèi)主體的旅游消費(fèi)決策的決定因素和影響因素，無論是理論還是實(shí)踐層面，都具有重要意義。

一、消費(fèi)函數(shù)理論及模型假設(shè)

凱恩斯最早提出消費(fèi)理論，他認(rèn)為在既定的就業(yè)量水平下，社會(huì)總消費(fèi)受收入、客觀實(shí)際①及收入分配等因素影響[5]。凱恩斯假定居民的消費(fèi)傾向僅取決于客觀因素的改變，并在此基礎(chǔ)上建立了絕對收入假說消費(fèi)函數(shù)理論，函數(shù)表達(dá)式為：Ct=α+βYt 。杜森貝里在研究中發(fā)現(xiàn)消費(fèi)者的消費(fèi)行為具有“示范性”和“不可逆性”，即消費(fèi)者的消費(fèi)行為受所處平均收入環(huán)境影響和其前期消費(fèi)水平影響，并在消費(fèi)者消費(fèi)行為后顧性的假定前提下提出相對收入假說。相對收入假設(shè)消費(fèi)函數(shù)為：Ct=αYt+βCt-1 。與相對收入假說不同，莫迪利尼亞、布倫伯格和安杜假定消費(fèi)者行為是前瞻的并提出了生命周期消費(fèi)函數(shù)理論。該理論認(rèn)為，消費(fèi)者的消費(fèi)決策不僅與當(dāng)期收入有關(guān)，還受本人的年齡、所擁有的資產(chǎn)以及收入預(yù)期影響?？紤]資產(chǎn)因素對消費(fèi)支出的巨大影響，現(xiàn)期資產(chǎn)與滯后一期資產(chǎn)的差值可由滯后一期的收入與消費(fèi)的差值近似地替代，因此生命周期假設(shè)消費(fèi)函數(shù)可表示為：Ct=αYt+βCt-1+γYt-1 。而后，弗里德曼提出了持久收入假說消費(fèi)函數(shù)理論，認(rèn)為消費(fèi)者的實(shí)際消費(fèi)由其可預(yù)見的持久收入對應(yīng)的持久消費(fèi)和不可預(yù)見的瞬時(shí)收入決定的瞬時(shí)消費(fèi)組成。在估算持久收入時(shí)，各期持久收入間的關(guān)系為：Ypt-Ypt-1=λ（Yt-Ypt-1） 。將瞬時(shí)消費(fèi)歸入隨機(jī)擾動(dòng)項(xiàng)，持久收入假設(shè)消費(fèi)函數(shù)可表示為：Ct=αYt+βYt-1 。莫斯將持久收入視為經(jīng)常收入的移動(dòng)加權(quán)平均并結(jié)合持久收入假說加以討論，得出適應(yīng)性預(yù)期消費(fèi)函數(shù)理論。該理論認(rèn)為，消費(fèi)者會(huì)根據(jù)經(jīng)常收入的變化對其消費(fèi)預(yù)測做出部分調(diào)整，適應(yīng)性預(yù)期假設(shè)的消費(fèi)函數(shù)可表示為：Ct=α+βYt+γCt-1 。

鑒于上述消費(fèi)函數(shù)在很多領(lǐng)域都得到了驗(yàn)證，本文將其與我國旅游消費(fèi)數(shù)據(jù)擬合，通過各個(gè)函數(shù)的擬合優(yōu)度及其所表達(dá)的實(shí)際意義來判斷其解釋力，并在此基礎(chǔ)上拓展，建立用于解釋中國旅游者消費(fèi)行為的消費(fèi)函數(shù)理論。

二、我國城鄉(xiāng)居民旅游消費(fèi)函數(shù)的實(shí)證分析

（一）數(shù)據(jù)來源與處理

本文選取1995-2014年我國城鄉(xiāng)、城鎮(zhèn)及農(nóng)村居民人均旅游消費(fèi)和可支配收入數(shù)據(jù)分別對上述消費(fèi)函數(shù)理論進(jìn)行實(shí)證檢驗(yàn)。人均旅游消費(fèi)和人均可支配收入統(tǒng)計(jì)數(shù)據(jù)來源于國家統(tǒng)計(jì)局網(wǎng)站，其中城鄉(xiāng)居民人均可支配收入數(shù)據(jù)是由城鎮(zhèn)居民人均可支配收入和農(nóng)村居民人均純收入加權(quán)求和得來的，各自的權(quán)重分別為兩地區(qū)居民占我國居民總數(shù)的比重。根據(jù)我國居民人均旅游消費(fèi)及可支配收入樣本數(shù)據(jù)整理得出我國居民歷年平均旅游消費(fèi)傾向（ATPC）和邊際旅游消費(fèi)傾向（MTPC）[6]見表1?？傮w而言，較之城鄉(xiāng)居民及城鎮(zhèn)居民，我國農(nóng)村居民邊際旅游消費(fèi)傾向存在較大波動(dòng)，體現(xiàn)我國農(nóng)村居民旅游消費(fèi)決策對收入因素具有較高的彈性。長期來說，我國居民平均旅游消費(fèi)傾向處于下降趨勢，這驗(yàn)證了凱恩斯有效性需求不足的理論，農(nóng)村居民平均旅游消費(fèi)傾向降幅平緩，表明農(nóng)村居民旅游消費(fèi)需求意圖明顯。

（二）城鄉(xiāng)居民旅游消費(fèi)函數(shù)的計(jì)量經(jīng)濟(jì)模型

對中國居民旅游消費(fèi)函數(shù)的研究，目前我國尚無可據(jù)以建立研究模型的成熟的消費(fèi)理論作為支撐。因此，本文將以西方成熟的消費(fèi)理論為依據(jù)，對我國城鄉(xiāng)居民旅游消費(fèi)歷史統(tǒng)計(jì)數(shù)據(jù)進(jìn)行擬合，從而驗(yàn)證西方消費(fèi)函數(shù)對我國城鄉(xiāng)居民旅游消費(fèi)行為的解釋度。通過上文對西方主流消費(fèi)函數(shù)理論的梳理，可以建立表2所示消費(fèi)函數(shù)計(jì)量經(jīng)濟(jì)模型。由表2 可知，除模型1屬于古典的一元線性回歸模型外，其他模型都考慮了滯后期因素對我國城鄉(xiāng)居民當(dāng)期旅游消費(fèi)的影響。因此，對模型1采用普通最小二乘法（OLS）進(jìn)行估計(jì)，對模型2到模型4采用兩階段最小二乘法（TSLS）進(jìn)行估計(jì)。endprint

（三）中國城鄉(xiāng)居民旅游消費(fèi)函數(shù)的實(shí)證分析

1.單位根檢驗(yàn)

由于對非平穩(wěn)時(shí)間序列直接進(jìn)行回歸會(huì)降低模型解釋現(xiàn)實(shí)情況的有效性，因此，在回歸分析之前需要檢驗(yàn)序列的平穩(wěn)性。檢驗(yàn)時(shí)間序列平穩(wěn)性最標(biāo)準(zhǔn)的方法是單位根檢驗(yàn)，常見的檢驗(yàn)方法有 ADF、DFGLS、PP等[7]。本文選擇實(shí)際應(yīng)用中最常見的ADF檢驗(yàn)分別對上述6個(gè)時(shí)間序序列的平穩(wěn)性進(jìn)行檢驗(yàn)，檢驗(yàn)結(jié)果表明所有序列均為非平穩(wěn)時(shí)間序列，需要對其差分項(xiàng)進(jìn)行單位根檢驗(yàn)，直至平穩(wěn)方可結(jié)束。檢驗(yàn)結(jié)果見表3，表中ADF統(tǒng)計(jì)量后的*、**和***分別表示對應(yīng)差分序列在0.1、0.05和0.01的顯著性水平下拒絕H0假設(shè)。城鄉(xiāng)和城鎮(zhèn)居民人均旅游消費(fèi)和人均可支配收入時(shí)間序列均為一階單整，即TCt～I(xiàn)（1），YDt～I(xiàn)（1），CTCt～I(xiàn)（1），CYDt～I(xiàn)（1），可以對TCt和YDt，CTCt和CYDt分別進(jìn)行協(xié)整回歸。而NTCt～I(xiàn)（1），NYDt～I(xiàn)（2），兩序列的單整階數(shù)不同，不能直接進(jìn)行協(xié)整回歸。

2.我國旅游消費(fèi)函數(shù)的建立與實(shí)證分析

（1）城鄉(xiāng)居民旅游消費(fèi)函數(shù)的建立與實(shí)證分析。利用樣本區(qū)間內(nèi)我國城鄉(xiāng)居民人均旅游消費(fèi)和人均可支配收入時(shí)間序列數(shù)據(jù)對表1所示消費(fèi)函數(shù)模型進(jìn)行估計(jì)。對模型1采用OLS進(jìn)行估計(jì)，模型2至模型5采用TSLS進(jìn)行估計(jì)，估計(jì)結(jié)果及各項(xiàng)檢驗(yàn)值見表4。

根據(jù)表中參數(shù)估計(jì)結(jié)果的t檢驗(yàn)值及方程擬合的判定系數(shù)得知，模型1、模型3和模型5可以更好地解釋我國城鄉(xiāng)居民旅游消費(fèi)特征。進(jìn)一步，對輸出結(jié)果中的D.W.值進(jìn)行分析。模型1的樣本容量T和解釋變量k分別為20和1，查D.W.分布表得出臨界值dl=1.201，du=1.411。模型1的D.W.統(tǒng)計(jì)量落在[0，dl]內(nèi)，可以判斷模型1存在正自相關(guān)，即E（μtμt-1）≠0，模型1在闡釋我國城鄉(xiāng)居民旅游消費(fèi)行為時(shí)有效性不足。當(dāng)模型的解釋變量中含有滯后項(xiàng)時(shí)，DW檢驗(yàn)將不再有效，因此對于模型3和模型5，需要進(jìn)行拉格朗日乘數(shù)檢驗(yàn)，檢驗(yàn)結(jié)果如表5所示。

就統(tǒng)計(jì)學(xué)意義來看，我國城鄉(xiāng)居民旅游消費(fèi)數(shù)據(jù)可以很好地?cái)M合由生命周期假說指導(dǎo)下的模型3和理性預(yù)期假說指導(dǎo)下的模型5。通過對模型5進(jìn)行分析，發(fā)現(xiàn)我國城鄉(xiāng)居民旅游消費(fèi)決策受當(dāng)期可支配收入及滯后一期旅游消費(fèi)影響顯著，同時(shí)存在自發(fā)性旅游消費(fèi)。模型5顯示，我國城鄉(xiāng)居民每增加1元收入，人均旅游消費(fèi)將增加0.0142元，即我國城鄉(xiāng)居民邊際旅游消費(fèi)傾向?yàn)?.0142元。然而對比表1相關(guān)數(shù)據(jù)得知，該模型低估了我國城鄉(xiāng)居民旅游消費(fèi)傾向。且通過對樣本期內(nèi)我國城鄉(xiāng)居民人均旅游消費(fèi)和人均可支配收入序列做交叉相關(guān)系數(shù)圖發(fā)現(xiàn)，當(dāng)期旅游消費(fèi)與滯后一期人均可支配收入之間的相關(guān)關(guān)系較強(qiáng)，而模型5并沒有考慮到這一因素。而對于模型3，我國城鄉(xiāng)居民人均可支配收入每增加1元，旅游消費(fèi)將增加0.1023元，較之模型5可以更好地描述我國城鄉(xiāng)居民旅游消費(fèi)傾向。模型3顯示，我國城鄉(xiāng)居民當(dāng)期旅游消費(fèi)和滯后一期人均可支配收入之間的偏相關(guān)系數(shù)為-0.1139，即前期人均可支配收入每增加1元，當(dāng)期旅游消費(fèi)將減少0.1139元，驗(yàn)證了我國居民總體在整體上呈現(xiàn)出較強(qiáng)的儲(chǔ)蓄傾向。我國城鄉(xiāng)居民前一期人均旅游消費(fèi)每增加1元，當(dāng)期旅游消費(fèi)將增加1.0407元，體現(xiàn)了我國城鄉(xiāng)居民旅游消費(fèi)具有不可逆性，消費(fèi)行為受其消費(fèi)習(xí)慣影響較大。綜上所述，生命周期假說指導(dǎo)下的消費(fèi)函數(shù)模型在闡述我國宏觀旅游消費(fèi)行為時(shí)具有較強(qiáng)的解釋力度。

（2）城鎮(zhèn)居民旅游消費(fèi)函數(shù)的建立與實(shí)證分析。利用樣本區(qū)間內(nèi)我國城鎮(zhèn)居民人均旅游消費(fèi)和人均可支配收入時(shí)間序列數(shù)據(jù)對表1所示消費(fèi)函數(shù)模型進(jìn)行估計(jì)。對模型1采用OLS進(jìn)行估計(jì)，模型2至模型5采用TSLS進(jìn)行估計(jì)，估計(jì)結(jié)果及各項(xiàng)檢驗(yàn)值見表6。

根據(jù)表中參數(shù)估計(jì)結(jié)果的t檢驗(yàn)值及其方程擬合優(yōu)度得知，方程1和方程5可以很好地解釋我國城鎮(zhèn)居民旅游消費(fèi)特征。進(jìn)一步，對表6輸出結(jié)果中的D.W.統(tǒng)計(jì)量進(jìn)行分析。模型1的樣本容量T和解釋變量k分別為20和1，查D.W.分布表得出臨界值dl=1.201，du=1.411。由于D.W.=0.6702，落在[0，dl]區(qū)間，可以判斷模型1存在正的自相關(guān)，對我國城鎮(zhèn)居民旅游消費(fèi)行為特征的描述失效。而對于模型5，因其考慮了變量的滯后因素，需對其進(jìn)行序列相關(guān)檢驗(yàn)，檢驗(yàn)結(jié)果如表7所示。

表7所示模型5 LM和ARCH LM檢驗(yàn)表明，該模型殘差既不存在序列相關(guān)性也不存在條件異方差性，能夠很好地解釋我國城鎮(zhèn)居民旅游消費(fèi)特征。我國城鎮(zhèn)居民旅游消費(fèi)函數(shù)可表示為：

CTC=274.9889+0.0066CYD+0.5471CTC（-1）（3）

就模型5的統(tǒng)計(jì)學(xué)意義來看，我國城鎮(zhèn)居民旅游消費(fèi)數(shù)據(jù)可以很好地?cái)M合理性預(yù)期假說指導(dǎo)下的消費(fèi)函數(shù)模型。通過分析發(fā)現(xiàn)，當(dāng)期收入因素及滯后一期消費(fèi)因素對我國城鎮(zhèn)居民當(dāng)旅游消費(fèi)決策存在顯著的正向影響，同時(shí)城鎮(zhèn)居民具有約270元的自發(fā)性旅游消費(fèi)。具體而言，我國城鎮(zhèn)居民平均每增加1元的可支配收入，旅游消費(fèi)將增加0.0066元。然而，對比表1人均旅游消費(fèi)傾向歷年實(shí)際數(shù)據(jù)發(fā)現(xiàn)，模型5對我國城鎮(zhèn)居民旅游消費(fèi)傾向的估計(jì)過于保守。我國城鎮(zhèn)居民前一期每增加1元旅游消費(fèi)，當(dāng)期旅游消費(fèi)將增加0.5471元。由于樣本期我國城鎮(zhèn)居民人均旅游消費(fèi)數(shù)據(jù)的一階偏自相關(guān)系數(shù)為0.757，發(fā)現(xiàn)模型5對我國城鎮(zhèn)居民前一期人均旅游消費(fèi)對當(dāng)期消費(fèi)影響的估計(jì)亦過于保守。綜上所述，模型5不能很好地解釋我國城鎮(zhèn)居民旅游消費(fèi)特征，需要對模型進(jìn)行改進(jìn)。

眾所周知，在一定的社會(huì)環(huán)境下，對我國居民旅游行為影響最大的制約因素為可支配收入和余暇。所謂余暇，是指人們在履行社會(huì)職責(zé)及各種生理時(shí)間支出后，由個(gè)人自由支配的時(shí)間[8]。由于城鎮(zhèn)居民的工作生活相比農(nóng)村居民在時(shí)間上更具系統(tǒng)性和結(jié)構(gòu)性，其旅游行為較之農(nóng)村居民更容易受時(shí)間因素的影響，因此在構(gòu)建模型時(shí)應(yīng)充分考慮閑暇因素的影響。通過整理我國歷年放假安排，發(fā)現(xiàn)我國公休假和法定節(jié)假日的天數(shù)總量并未發(fā)生很大變化，而由于我國假期調(diào)休制度的實(shí)施，使得我國歷年假期在時(shí)間分布上具有不同的均勻程度。本文通過得出歷年公休假和法定假期的在時(shí)間上的分配和分布，并求出歷年假期分布的變異系數(shù)（variable covariance）以此來表示我國歷年假期分配均勻程度，VC值越大，表明我國假期在時(shí)間分配上越集中。通過對城鎮(zhèn)居民人均旅游消費(fèi)（CTC）、人均可支配收入（CYD）以及假期分布相對差異（VC）時(shí)間序列進(jìn)行單位根檢驗(yàn)，發(fā)現(xiàn)CTC～I(xiàn)1、CYD～I(xiàn)1且VC～I(xiàn)1，可以對三個(gè)時(shí)間序列進(jìn)行協(xié)整檢驗(yàn)。此處選擇基于殘差的EG兩步法對上述時(shí)間序列進(jìn)行協(xié)整檢驗(yàn)，得出以下協(xié)整方程：endprint

式（4）表示從長期看，收入和閑暇都對我國城鎮(zhèn)居民旅游消費(fèi)存在正向影響，且假期時(shí)間分布均勻度對旅游消費(fèi)的影響遠(yuǎn)大于收入因素，表明當(dāng)前假期制度下，我國城鎮(zhèn)居民旅游消費(fèi)行為最大的限制因素是閑暇時(shí)間的合理分配與否。城鎮(zhèn)居民人均可支配收入每增加1元，旅游消費(fèi)支出將增加0.0121元，而我國假期時(shí)間分配的相對差異每提高一個(gè)單位，城鎮(zhèn)居民人均旅游消費(fèi)支出將增加19.7744個(gè)單位。同時(shí)，我國城鎮(zhèn)居民人均旅游消費(fèi)存在620.7316元的自發(fā)性消費(fèi)，顯示我國城鎮(zhèn)居民人均旅游消費(fèi)及消費(fèi)剛性均已達(dá)到較高水平。從短期來看，我國城鎮(zhèn)居民旅游消費(fèi)的波動(dòng)可以分為三部分：一部分是可支配收入波動(dòng)的影響；一部分是我國假期安排在時(shí)間上分配的影響；一部分是我國城鎮(zhèn)居民人均旅游消費(fèi)偏離長期均衡的影響。式（5）中誤差修正項(xiàng)ECM的系數(shù)大小反映了對短期波動(dòng)偏離長期均衡的調(diào)整力度，ECM的系數(shù)估計(jì)值為-0.4651，表明城鎮(zhèn)居民人均可支配收入和閑暇時(shí)間分配均衡度在短期內(nèi)偏離長期均衡水平的程度較大，而我國城鎮(zhèn)居民人均旅游消費(fèi)和人均可支配收入及余暇之間長期的均衡關(guān)系對短期波動(dòng)帶來的非均衡誤差的自身修正能力較強(qiáng)。

（3）農(nóng)村居民旅游消費(fèi)函數(shù)的建立與實(shí)證分析。利用樣本區(qū)間內(nèi)我國農(nóng)村居民人均旅游消費(fèi)和純收入統(tǒng)計(jì)數(shù)據(jù)對表1所示消費(fèi)函數(shù)模型進(jìn)行估計(jì)。對模型2至模型5采用TSLS進(jìn)行估計(jì)，估計(jì)結(jié)果及各項(xiàng)檢驗(yàn)值見表8。

根據(jù)表中參數(shù)估計(jì)結(jié)果的t檢驗(yàn)值及其R2值可知，方程2、方程4和方程5都可以很好地解釋我國城鎮(zhèn)居民旅游消費(fèi)特征。由于這三個(gè)模型都是考慮了滯后因素的影響，因此需要檢驗(yàn)對應(yīng)殘差序列是否存在自相關(guān)性和條件異方差效應(yīng)。檢驗(yàn)結(jié)果如表9所示。

表9所示對模型2、模型4和模型5有關(guān)序列相關(guān)和條件異方差檢驗(yàn)表明，三個(gè)模型的殘差序列均已消除序列相關(guān)和條件異方差效應(yīng)，能夠?qū)ξ覈r(nóng)村居民旅游消費(fèi)行為進(jìn)行解釋。明確兩模型對我國城鄉(xiāng)居民旅游消費(fèi)特征解釋力度的強(qiáng)弱，需對三個(gè)模型進(jìn)行深入的分析探討。

就統(tǒng)計(jì)學(xué)意義來看，我國農(nóng)村居民旅游消費(fèi)數(shù)據(jù)可以很好地?cái)M合相對收入假說指導(dǎo)下的模型2、持久收入假說指導(dǎo)下的模型4和理性預(yù)期假說指導(dǎo)下的模型5。根據(jù)模型4得知，我國農(nóng)村居民每增加1元的純收入，將減少0.1532元的旅游消費(fèi)。對比表1歷年邊際旅游消費(fèi)傾向發(fā)現(xiàn)，模型4對實(shí)際邊際旅游消費(fèi)傾向估計(jì)的有效性較低。根據(jù)模型2和模型5推導(dǎo)出我國農(nóng)村居民平均旅游消費(fèi)傾向函數(shù)表達(dá)式分別為：

根據(jù)表1數(shù)據(jù)對（9）式和（10）式進(jìn)行分析：據(jù)（9）式所得我國農(nóng)村居民平均旅游消費(fèi)傾向的擬合值與實(shí)際值的殘差平方和為0.00240924，而（10）式所得殘差平方和為0.00203117。根據(jù)最小二乘估計(jì)原理得知，（10）式能更好地估計(jì)我國農(nóng)村居民平均旅游消費(fèi)傾向。綜上所述，理性預(yù)期假說指導(dǎo)下的消費(fèi)函數(shù)模型5能更好地解釋我國農(nóng)村居民旅游消費(fèi)特征。模型5表示我國農(nóng)村居民消費(fèi)過程中存在自發(fā)性旅游消費(fèi)，非收入水平因素對我國農(nóng)村居民旅游消費(fèi)行為的影響為42.2052元。農(nóng)村居民每增加1元的純收入，將有0.0281元用于增加旅游消費(fèi)。滯后一期旅游消費(fèi)較之同期收入對我國農(nóng)村居民旅游消費(fèi)決策的影響更大：農(nóng)村居民每增加1元的滯后一期旅游消費(fèi)，當(dāng)期旅游消費(fèi)將增加0.4509元。

三、結(jié)論與啟示

本文在梳理西方經(jīng)典消費(fèi)理論的基礎(chǔ)上，對我國城鄉(xiāng)、城鎮(zhèn)以及農(nóng)村居民旅游消費(fèi)行為進(jìn)行了實(shí)證分析。結(jié)論如下：

（1）總體而言，同城鎮(zhèn)居民相比，我國農(nóng)村居民邊際旅游消費(fèi)傾向波動(dòng)較明顯，平均旅游消費(fèi)傾向下降趨勢較平緩，體現(xiàn)農(nóng)村居民旅游消費(fèi)需求相對較強(qiáng)且消費(fèi)決策受收入因素影響較大。（2）我國城鄉(xiāng)居民宏觀旅游消費(fèi)數(shù)據(jù)對生命周期消費(fèi)假說下的消費(fèi)函數(shù)模型擬合較好，農(nóng)村居民旅游消費(fèi)行為可以被理性預(yù)期假說消費(fèi)函數(shù)理論更好地解釋，而我國城鎮(zhèn)居民消費(fèi)行為不能被任何一個(gè)西方經(jīng)典消費(fèi)函數(shù)理論所解釋，究其原因主要是相比可支配收入，我國城鎮(zhèn)居民旅游消費(fèi)決策更多地受閑暇時(shí)間所限制。（3）對我國城鄉(xiāng)居民總體消費(fèi)行為的實(shí)證分析表明，我國城鄉(xiāng)居民旅游消費(fèi)行為主要受當(dāng)期收入因子和滯后一期消費(fèi)因子的正向影響和滯后一期收入因素的負(fù)向影響的共同作用。具體而言，我國城鄉(xiāng)居民旅游消費(fèi)行為具有不可逆性，其消費(fèi)決策受消費(fèi)習(xí)慣的影響最大；當(dāng)期和滯后一期收入因素對我國城鄉(xiāng)居民旅游消費(fèi)行為的影響力度大致一致，方向相反。我國城鎮(zhèn)居民旅游消費(fèi)行為不能被任何一個(gè)西方經(jīng)典消費(fèi)函數(shù)理論所解釋，原因主要是因?yàn)槲覈鴰叫菁僦贫壬形绰鋵?shí)，城鎮(zhèn)居民旅游消費(fèi)行為更多地受可任意支配時(shí)間影響。（4）通過協(xié)整回歸并建立誤差修正模型，發(fā)現(xiàn)我國城鎮(zhèn)居民人均旅游消費(fèi)、人均可支配收入和假期時(shí)間分配相對差異之間存在長期穩(wěn)定的協(xié)整關(guān)系，同時(shí)這種長期均衡關(guān)系對自變量短期波動(dòng)帶來的因變量脫離均衡狀態(tài)的偏離狀態(tài)存在修正力度為-0.4561自我調(diào)整機(jī)制。我國農(nóng)村居民旅游消費(fèi)行為可以很好地被理性預(yù)期假說消費(fèi)函數(shù)理論解釋，主要受當(dāng)期收入因素和滯后一期消費(fèi)因素共同影響。由于我國城鄉(xiāng)居民旅游消費(fèi)行為具有不可逆性且農(nóng)村居民具有較高的儲(chǔ)蓄傾向，農(nóng)村居民旅游消費(fèi)習(xí)慣對旅游消費(fèi)決策的影響比當(dāng)期純收入的影響更大。（5）綜合分析我國城鎮(zhèn)及農(nóng)村旅游消費(fèi)特征，發(fā)現(xiàn)兩者均存在旅游自發(fā)性消費(fèi)，而城鎮(zhèn)居民旅游自發(fā)性消費(fèi)比農(nóng)村居民的14倍還多：一方面表明我國城鎮(zhèn)居民旅游消費(fèi)水平及消費(fèi)剛性都較高；另一方面顯示了我國農(nóng)村居民較大的旅游消費(fèi)潛力。

通過對上述結(jié)論得出以下啟示：（1）隨著經(jīng)濟(jì)發(fā)展和城鄉(xiāng)一體化建設(shè)，我國部分農(nóng)村居民和城鎮(zhèn)居民在旅游消費(fèi)行為上具有一定的相似性。但由于所處工作生活環(huán)境及生活方式的不同，我國城鎮(zhèn)居民和農(nóng)村居民總體在旅游消費(fèi)決策制定上仍然存在巨大差異。因此，在研究我國居民旅游消費(fèi)行為時(shí)仍需從宏觀、農(nóng)村居民以及城鎮(zhèn)居民三個(gè)角度進(jìn)行分析。（2）我國城鄉(xiāng)居民作為一個(gè)消費(fèi)整體，其旅游消費(fèi)決策受個(gè)人滯后一期旅游消費(fèi)水平影響最大，因此，一方面可以通過可獲得的各影響因子統(tǒng)計(jì)數(shù)據(jù)預(yù)測未來我國城鄉(xiāng)居民旅游消費(fèi)水平；另一方面可以通過合理的短期促銷活動(dòng)為我國城鄉(xiāng)居民旅游消費(fèi)者提供高水平的旅游產(chǎn)品及服務(wù)。（3）我國城鎮(zhèn)居民旅游消費(fèi)行為受閑暇時(shí)間的影響遠(yuǎn)高于收入因素。因此，應(yīng)逐步落實(shí)帶薪休假制度，這對我國城鎮(zhèn)居民的休閑生活及旅游產(chǎn)業(yè)的常態(tài)發(fā)展有百利而無一害。（4）我國農(nóng)村居民自發(fā)性旅游消費(fèi)水平與城鎮(zhèn)居民相比較低，并且我國農(nóng)村居民旅游消費(fèi)行為主要受當(dāng)期純收入和滯后一期人均旅游消費(fèi)水平所決定。因此，可以從兩個(gè)角度刺激我國農(nóng)村居民旅游消費(fèi)需求：一方面通過逐步提高我國農(nóng)村居民的收入水平解放可支配收入對農(nóng)村居民旅游消費(fèi)行為的束縛，從而釋放我國農(nóng)村居民強(qiáng)大的旅游消費(fèi)需求；另一方面通過開展旅游產(chǎn)品及服務(wù)的推廣活動(dòng)，使農(nóng)村居民在體驗(yàn)過程中逐步提高對旅游消費(fèi)水平的期望，從而潛移默化地提高我國農(nóng)村居民旅游消費(fèi)水平。

注釋：

① 此處客觀實(shí)際概括為工資單位的改變、收入和凈收入之間差額的改變、在計(jì)算凈收入時(shí)沒有計(jì)入的資本價(jià)值的以外變動(dòng)、對時(shí)間折算的貼現(xiàn)率的改變以及財(cái)政政策的改變。

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