收入對農(nóng)村居民旅游需求的影響研究
——基于2000—2015年面板數(shù)據(jù)的實證分析

孫 穎

(安徽工程大學(xué) 管理工程學(xué)院， 安徽 蕪湖 241000)

20世紀90年代以來，我國農(nóng)村居民旅游人數(shù)呈上升趨勢?！吨袊糜谓y(tǒng)計年鑒》(1995—2016)的統(tǒng)計數(shù)據(jù)顯示，農(nóng)村居民旅游人數(shù)從1994年的3.19億人次增加到2015年的11.88億人次，占國內(nèi)旅游總?cè)藬?shù)的29.77%；旅游消費從1994年的175.3億元發(fā)展到2015年的6 584.15億元，占國內(nèi)旅游消費的19.25%?？梢?，我國農(nóng)村居民旅游需求呈不斷持續(xù)上升趨勢。那么，是什么因素影響著農(nóng)村居民旅游需求擴張，農(nóng)村居民收入對旅游需求的影響又如何呢，這是本文關(guān)注的重點。

一、文獻綜述

梳理已有文獻發(fā)現(xiàn)，農(nóng)村居民旅游消費研究主要包括旅游市場及需求預(yù)測、旅游消費水平差異、旅游消費行為影響因素，其中，關(guān)于農(nóng)村居民旅游消費影響因素的成果頗為豐富。有關(guān)研究根據(jù)消費行為理論得出了收入對旅游消費具有重要影響的結(jié)論，并指出收入是旅游消費的首要影響因素[1-5]，還有學(xué)者從電子商務(wù)的角度分析了旅游消費的影響因素[6]。關(guān)于農(nóng)村旅游收入與消費的關(guān)系，研究者們也大多得出了一致的觀點，即農(nóng)村居民的收入是其旅游意愿、旅游消費的影響因素[7-10]，農(nóng)村居民的旅游消費與收入之間存在正向的關(guān)系[11-14]。

從研究方法來看，早期研究集中于定性分析，隨后定量方法逐漸增多。學(xué)者開始基于應(yīng)用統(tǒng)計模型證實收入對消費水平的影響。統(tǒng)計分析方法主要包括：線性回歸模型、格蘭杰因果關(guān)系檢驗、協(xié)整檢驗、邏輯回歸等。其中，指標選取包括：總收入、可支配收入、基尼系數(shù)和不同來源結(jié)構(gòu)的收入。多數(shù)實證研究的結(jié)論基本一致，即農(nóng)村居民收入與旅游消費之間存在正向關(guān)系。然而，也有學(xué)者研究得出相反的觀點，如刁宗廣通過實證研究得出農(nóng)村居民收入與旅游意愿的關(guān)系不大[15]，龐世明認為農(nóng)村居民的旅游消費與其當(dāng)期收入無關(guān)[16]。

那么，我國農(nóng)村居民收入與旅游需求之間存在怎樣的關(guān)系？以往的線性關(guān)系、回歸關(guān)系的確立是否合理？二者之間是否存在長期均衡關(guān)系？鑒于此，本文利用OLS回歸模型、協(xié)整檢驗和多項式分布滯后模型對我國農(nóng)村居民收入與旅游需求之間的關(guān)系進行定量分析，并在實證研究的基礎(chǔ)上提出對策建議，以期為我國農(nóng)村旅游消費需求的提升提供一定的理論借鑒。

二、研究方法與指標選取

本文擬采用OLS回歸模型、Johansen協(xié)整檢驗、多項式分布滯后模型等計量模型分別建立基于時間序列的農(nóng)村居民人均純收入與出游率的關(guān)系模型，具體如下：

(一)研究方法

1.OLS回歸模型

對含有k個解釋變量的多元線性回歸模型式(1)進行最小二乘估計，能夠得到相應(yīng)的回歸方程式(2)。當(dāng)回歸方程中所有觀察值的殘差平方和達到最小時，方程有效。

yt=β0+β1x1t+β2x2t+…+βkxkt+εt

(1)

(2)

2.協(xié)整檢驗

協(xié)整檢驗是分析時間序列之間是否存在長期均衡關(guān)系的定量統(tǒng)計模型。如果兩時間序列y1t和y2t滿足：

(1)yit～I(d)，i=1,2。

(2)存在非零向量α=(α1,α2)，使α1y1t+α2y2t～I(d-b)，其中0

則序列y1t和y2t是(d,b)階協(xié)整的，向量α=(α1,α2)為協(xié)整向量。

3.多項式分布滯后模型

對于如式(3)所示的有限分布滯后模型：

yt=α+β0xt+β1xt-2+…+βkxt-k+μt

(3)

用多項式βi=α0+α1i+α2i2+…+αmim轉(zhuǎn)換，可以得到式(4)：

yt=α+α0z0t+α1z1t+α2z2t+…+αmzmt+μt

(4)

其中：k是多項式的滯后長度，m是多項式的最高次數(shù)。

(二)指標選取

已有相關(guān)實證研究選取的指標大多是旅游總?cè)藬?shù)、旅游總花費或人均花費，這類指標會受到人口總數(shù)和增長率的影響。本文選取農(nóng)村居民出游率為實證研究指標來衡量農(nóng)村居民旅游需求，該指標能夠反映農(nóng)村居民出游的規(guī)模、旅游需求與動機。

對于農(nóng)村居民來說，除了生活中的日常開支外，還有生產(chǎn)資料、建房、醫(yī)療、教育等消費，這些存在于農(nóng)村居民日常生活中的消費和一些預(yù)防性的儲蓄一定程度上擠壓了旅游消費支出，再加上農(nóng)村居民收入的不穩(wěn)定性，因此，農(nóng)村居民的儲蓄偏好較強[17]。同時，不同來源的結(jié)構(gòu)性收入總是在動態(tài)變化中，在所有相關(guān)指標中，只有純收入是真正可以用來消費且是最容易計算的。因此，本文選取農(nóng)村居民人均純收入作為自變量，農(nóng)村居民出游率作為因變量。

三、實證分析

(一)數(shù)據(jù)來源

為保證數(shù)據(jù)的可獲得性和統(tǒng)計口徑的一致性，選取2000—2015年我國農(nóng)村居民人均純收入和農(nóng)村居民出游率的原始數(shù)據(jù)作為樣本數(shù)據(jù)，數(shù)據(jù)來自于《中國旅游統(tǒng)計年鑒》(2001—2016)和《中國統(tǒng)計年鑒》(2001—2016)。農(nóng)村居民人均純收入和農(nóng)村居民出游率的時間序列分別記為NIP和TR。

(二)農(nóng)村居民旅游消費現(xiàn)狀

首先，做農(nóng)村居民人均純收入與出游率的趨勢圖，以分析二者之間的關(guān)系，趨勢圖如圖1、圖2所示。

圖1 農(nóng)村居民人均純收入趨勢

直觀地判斷圖1、圖2可知：從出游率的本底趨勢來看，總體上呈現(xiàn)上升的趨勢。出游率由2000年的44%增長到2015年的176.2%，其中，出游率從2007年開始超過100%。這說明：從2007年以后我國農(nóng)村居民每年至少出游1次。不過，出游率的上升呈階段性增長，16年來共經(jīng)歷了4個階段，分別為：2000—2002年為第一階段，出游率首次突破50%；2003—2007年為第二階段，出游率從55.7%快速上升到105.4%，5年時間增長了近50個百分點，這一階段是農(nóng)村居民旅游行為的成長期；2008—2012年為第三階段，農(nóng)村居民出游率增長了近50個百分點，且始終維持在100%以上；2013—2015年為第四階段，農(nóng)村居民出游率維持在150%以上，且逐年增長，但增速有所放緩，3年時間增加了16.6個百分點。農(nóng)村居民出游率逐年增長的趨勢說明我國農(nóng)村居民旅游正處于成長期，具有較大的發(fā)展空間。

而從農(nóng)村居民人均純收入趨勢圖可知，人均純收入曲線相對出游率曲線更加平滑，總體上呈平穩(wěn)上升的走勢。人均純收入由2000年的2 253.4元增長到2015年的10 772.0元，16年間翻了3倍多，呈逐年上升的態(tài)勢。文章進一步做了人均純收入與出游率的增長率趨勢圖，如圖3所示。

由圖3可知：農(nóng)村居民人均純收入從2000年的2 253.4元增長到2015年的10 772.0元，增長了378.03%，出游率從2000年的44%增長到2015年的176.2%，增長了300.45%。由此可見，雖然旅游正成為農(nóng)村居民生活的新常態(tài)，但是出游率的增長低于人均純收入的增長。從兩變量的增長率趨勢圖可以看出，農(nóng)村人均純收入與出游率之間存在相似的走勢，但二者之間存在怎樣的關(guān)系，是否存在正相關(guān)關(guān)系，還需做進一步的實證分析。

(三)OLS回歸分析

首先，本文對兩變量的關(guān)系進行OLS回歸模型估計，以判斷二者之間是否存在線性回歸關(guān)系。

1.模型估計

農(nóng)村居民人均純收入與農(nóng)村居民出游率的回歸散點圖如圖4所示。

圖3 兩變量的增長率趨勢

從圖4可以看出，散點(NIP，TR)大部分位于直線周圍，可以先假定序列NIP和序列TR之間存在線性關(guān)系，再進行檢驗。人均純收入與出游率的關(guān)系模型，如式(5)所示：

TR=C0+C*NIP+εt

(5)

所建立的模型估計結(jié)果如表1所示。

表1 人均純收入與出游率的方程估計結(jié)果

由表1的估計結(jié)果得出二者的關(guān)系方程，如式(6)所示：

TR= 23.777 69+ 0.015 4NIP

(6)

(4.176 3) (15.998 2)

回歸方程的判定系數(shù)為0.948 1，調(diào)整后的判定系數(shù)為0.944 4，都很接近1，說明回歸方程的擬合效果非常好。變量NIP對應(yīng)的系數(shù)估計值為0.015 4，說明當(dāng)人均純收入增加100元時，出游率將增加1.54個百分點。然而，該模型是否合理，還需做進一步的檢驗。

2.模型檢驗

在方程估計結(jié)果的基礎(chǔ)上，對回歸方程進行視圖操作和過程操作以檢驗?zāi)Ｐ偷臄M合度。 因變量的實際值、擬合值和殘差值如圖5所示。

由圖5可知，2000—2015年時間段模型擬合效果較好，大部分殘差都位于置信帶區(qū)域內(nèi)，但有3個時間段的殘差位于置信帶區(qū)域之外，即2000年、2007年和2015年。

這里需要檢驗這3個時間段(點)是否為分割點。以2007年為例，假設(shè)2007年為分割點，判斷2007年之前和之后的兩段時期，模型是否發(fā)生了顯著的結(jié)果變化，檢驗的原假設(shè)為H0：模型無顯著的結(jié)構(gòu)變化。做Chow分割點檢驗，結(jié)果如表2所示。

表2的檢驗結(jié)果顯示，F(xiàn)統(tǒng)計量=44.109 2，LR統(tǒng)計量=33.959 1，這兩個統(tǒng)計量相應(yīng)的概率值P都非常小，因此拒絕原假設(shè)H0，即認為模型有結(jié)構(gòu)變化。在此基礎(chǔ)上進行Chow穩(wěn)定性檢驗，即Chow預(yù)測檢驗。結(jié)果如表3所示。

表2 Chow分割點檢驗結(jié)果

圖5 實際值、擬合值和殘差值的折線

表3 Chow預(yù)測檢驗的統(tǒng)計量及概率值

由表3可知，F(xiàn)統(tǒng)計量=104.345 5，LR統(tǒng)計量=83.852 9，這兩個統(tǒng)計量相應(yīng)的概率值P都非常小，因此拒絕原假設(shè)H0，即認為模型在2007年發(fā)生了結(jié)構(gòu)變化。抽取2007年之前的樣本進行估計，結(jié)果如表4所示。

由于Chow穩(wěn)定性檢驗結(jié)果發(fā)現(xiàn)模型的結(jié)構(gòu)并不是穩(wěn)定的，本文又利用遞歸OLS重新對模型進行估計，并判斷回歸系數(shù)是否穩(wěn)定。

文章對已建立的TR與NIP模型估計結(jié)果進行遞歸OLS估計，結(jié)果如圖6所示。

從圖6的曲線圖中可以看出，2007年之后出現(xiàn)了巨大的變化，CUSUM檢驗曲線變得非常陡峭，并逐漸超越顯著性為5%的臨界直線，說明模型估計得到的系數(shù)并不是穩(wěn)定的。

通過定量分析得出原假設(shè)的兩變量之間的線性關(guān)系是不穩(wěn)定的，即農(nóng)村居民人均純收入與農(nóng)村居民出游率之間并不存在簡單線性關(guān)系。由此說明，農(nóng)村居民人均純收入的增加并不會同比例提高農(nóng)村居民出游率。

表4 2007年之前的樣本估計模型結(jié)果

圖6 遞歸OLS的CUSUM檢驗曲線

(四)協(xié)整檢驗

本文采用協(xié)整檢驗探究農(nóng)村居民人均純收入與出游率之間是否存在長期均衡關(guān)系。首先對兩變量的時間序列進行單位根檢驗以判定其平穩(wěn)性。

1.序列的平穩(wěn)性檢驗

為防止序列出現(xiàn)偽回歸現(xiàn)象，對兩變量的時間序列分別取自然對數(shù)，生成的新序列分別記為lnNIP和lnTR，檢驗結(jié)果如表5所示。

表5的檢驗結(jié)果顯示：lnNIP和lnTR的原序列和一階差分序列均為非平穩(wěn)序列，兩變量的二階序列均為二階單整序列，符合協(xié)整檢驗的同階單整序列要求，可以進行下一步檢驗。

表5 兩變量的單位根檢驗結(jié)果

2.協(xié)整檢驗

對兩變量做協(xié)整檢驗，檢驗結(jié)果見表6。

表6 兩變量的協(xié)整檢驗結(jié)果

由表6可知，協(xié)整檢驗結(jié)果中的特征值均小于跡統(tǒng)計量和5%水平下的臨界值，且概率值P也均大于0.05，由此可以判定兩變量之間并不存在長期均衡關(guān)系，因此只能在短期內(nèi)考察變量的關(guān)聯(lián)性。由于消費滯后于收入，那么消費需求是否也滯后于收入？本文建立多項式分布滯后模型來考察農(nóng)村居民人均純收入與出游率之間是否具有滯后關(guān)系以及具體的關(guān)聯(lián)性如何。

圖7 序列TR和序列NIP的交叉相關(guān)系數(shù)

3.多項式分布滯后模型

繪制變量的交叉相關(guān)系數(shù)圖，如圖7所示。

由圖7可知，序列TR和序列NIP 0階滯后的相關(guān)系數(shù)為0.973 7，1階、2階滯后的相關(guān)系數(shù)分別為0.757 4和0.541 7。大于2階的滯后，這兩個序列的交叉相關(guān)系數(shù)小于0.5，因此，多項式分布滯后模型的滯后長度不大于2，又由于滯后長度不能為1，因此，建立滯后長度為2(k=2)的多項式分布滯后模型。由于多項式次數(shù)m必須小于k，因此相應(yīng)的多項式次數(shù)只能為2。PDL(2,2)模型的估計結(jié)果見表7。

表7 多項式分布滯后模型估計結(jié)果

據(jù)表7的估計結(jié)果顯示，調(diào)整后的擬合系數(shù)為0.978 387，概率值=0.000 000，F(xiàn)統(tǒng)計量=197.167 8，DW值=0.781 315，數(shù)據(jù)結(jié)果表明PDL(2,2)模型擬合效果很好?？梢愿鶕?jù)PDL(2,2)模型做TR對NIP的彈性變動走勢圖，如圖8所示。

圖8 各期滯后彈性變動情況

由圖8可知：農(nóng)村居民人均純收入對出游率的影響效果在當(dāng)期最大(0.041 67)，即人均純收入增加100元，出游率增加4.167%；一年以后，這種效果會下降0.153%。從觀察期內(nèi)的總體影響效果來看，農(nóng)村居民人均純收入對出游率的影響系數(shù)為0.006 89，即人均收入增加100元，出游率增加0.689%。農(nóng)村居民收入彈性不大，收入對旅游需求的帶動作用有限。這主要是因為農(nóng)村居民當(dāng)前的收入水平整體仍然較低，增加的收入大多用于預(yù)防性儲蓄，以降低和避免未來的風(fēng)險。在這種情況下，旅游還不是農(nóng)村居民的生活必需品，旅游動機尚未普遍產(chǎn)生。綜上，農(nóng)村居民人均純收入對旅游需求的拉動作用為正，但效果較為微弱，且這種效果在滯后2期釋放完畢。

四、結(jié)論及對策建議

(一)結(jié)論

本研究表明：農(nóng)村居民收入與出游率之間既不存在簡單線性關(guān)系，也不存在長期均衡關(guān)系，而是總體為正的滯后關(guān)系，即出游率的變化滯后于人均純收入的變化，人均純收入對出游率的影響存在滯后效應(yīng)；但是，農(nóng)村居民人均純收入對出游率的帶動作用并不顯著。因此，如何持續(xù)地提升農(nóng)村居民的收入，減弱滯后效應(yīng)，對于農(nóng)村居民旅游需求的增加具有重要的意義。鑒于此，本文根據(jù)實證研究結(jié)果，提出如下對策建議，以期合理開發(fā)農(nóng)村旅游市場、增加農(nóng)村居民的旅游消費需求。

(二)對策建議

1.提升農(nóng)村居民人均純收入

根據(jù)實證研究結(jié)果，農(nóng)村居民人均純收入在一定時期內(nèi)會對農(nóng)村居民出游率產(chǎn)生正向的影響，因此，提升農(nóng)村居民人均純收入，是刺激農(nóng)村旅游市場、提升農(nóng)村居民旅游消費能力的重要手段。首先，積極推進農(nóng)村經(jīng)濟結(jié)構(gòu)的調(diào)整升級，優(yōu)化農(nóng)村生產(chǎn)力結(jié)構(gòu)，鼓勵農(nóng)民開發(fā)附加值高的農(nóng)產(chǎn)品。其次，合理引導(dǎo)農(nóng)村富余勞動力向城鎮(zhèn)第二產(chǎn)業(yè)和第三產(chǎn)業(yè)轉(zhuǎn)移，同時，加強城鄉(xiāng)之間的溝通交流，放大城鎮(zhèn)居民對農(nóng)村居民消費的“示范作用”，從而促進農(nóng)村居民的旅游行為。再次，健全收入分配體系，縮小收入差距，切實提高農(nóng)村居民的純收入，從而刺激其旅游消費需求。最后，提供相應(yīng)的就業(yè)機會和優(yōu)惠的就業(yè)政策，降低農(nóng)民就業(yè)難度，從而提高其收入水平。

2.積極培育農(nóng)村居民的旅游消費意愿

市場由消費意愿和消費能力共同組成，因此，對農(nóng)村旅游市場的開拓，除提高其收入之外，還應(yīng)培育其消費意愿，使旅游消費成為農(nóng)村居民生活消費中的正常支出?？梢酝ㄟ^鄉(xiāng)、鎮(zhèn)、村的宣傳部門及媒體、海報、微信、公眾號等多種平臺和手段的宣傳和教育，培育農(nóng)村居民積極的旅游消費觀，提升農(nóng)村居民的旅游消費意愿。

3.健全各類保障措施，加大各項支持力度

首先，積極完善各類惠農(nóng)政策，加大對農(nóng)產(chǎn)品市場的監(jiān)管和保護，從而降低農(nóng)村居民在生產(chǎn)經(jīng)營過程中可能遇到的各種風(fēng)險，規(guī)避生產(chǎn)經(jīng)營損失，保障其生活和生產(chǎn)的有序進行。

其次，加大對農(nóng)村居民旅游的金融財政支持力度?？梢酝ㄟ^構(gòu)建相應(yīng)的信貸市場，針對農(nóng)村居民的旅游行為提供一定的支持和幫助，如低息貸款、無息貸款等，鼓勵農(nóng)村居民的旅游消費。還可以通過建立針對農(nóng)村居民旅游行為的保險險種，為其避免或減少旅游消費中可能遇到的風(fēng)險，減輕其相應(yīng)的負擔(dān)。

最后，引導(dǎo)旅游企業(yè)提供有針對性的產(chǎn)品和服務(wù)。通過減少或減免稅收、給予物質(zhì)和精神獎勵等措施以鼓勵景區(qū)景點和旅游企業(yè)(如旅游社、賓館、酒店等)，引導(dǎo)和促進旅游企業(yè)為農(nóng)村居民提供專門的、有針對性的產(chǎn)品和服務(wù)，如產(chǎn)品細分、價格折扣、促銷策略、廣告等，以增加農(nóng)村居民的旅游滿意度和重游意愿。