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    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

    2018-10-18 08:51:24
    關(guān)鍵詞:純收入協(xié)整農(nóng)村居民

    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。

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