摘要：基于計量經濟學方法，本文從城鄉(xiāng)居民收入與旅游消費數據穩(wěn)定性與因果關系、城鄉(xiāng)居民收入與旅游花費水平回歸分析等方面，分析了中國城鄉(xiāng)居民收入對旅游消費的影響。研究結果表明：收入水平與旅游邊際消費傾向對城鄉(xiāng)居民旅游花費影響差異明顯，提升城鎮(zhèn)居民旅游邊際消費傾向與農村居民純收入水平，是提升我國城鄉(xiāng)居民旅游總花費的關鍵;城鄉(xiāng)居民旅游消費對收入過度敏感性均過低，應采取有效措施降低城鄉(xiāng)居民在食品、住房、醫(yī)療、教育等方面的消費支出，改善城鄉(xiāng)居民旅游消費對收入的過度敏感性，促進旅游消費水平提升;城鄉(xiāng)居民收入結構對城鄉(xiāng)居民旅游花費影響具有較大差異，在城鄉(xiāng)居民收入翻番背景下，城鄉(xiāng)居民、尤其是農村居民旅游消費水平將得到大幅度提升，并將在國民經濟增長中發(fā)揮重要作用。

　　關鍵詞：城鄉(xiāng)居民收入;居民旅游花費;影響機制;差異分析

　　中圖分類號：F590 文獻標識碼：A

　　城鄉(xiāng)居民旅游消費需求主要是指城鄉(xiāng)居民為了滿足旅游消費需要，并且具有貨幣支付能力的支出，主要分為兩類：一是城鄉(xiāng)居民收入因素，由城鎮(zhèn)居民人均可支配收入、農村居民年純收入及收入類型與結構來衡量;二是非收入因素，如城鄉(xiāng)居民旅游消費需求習慣、旅游產品價格、旅游消費環(huán)境、旅游消費政策等。收入因素是影響城鄉(xiāng)居民旅游消費需求的主要因素，而收入的水平、收入的類型、結構等對城鄉(xiāng)居民旅游消費需求產生了不同影響[1]。1995-2010年間，城鄉(xiāng)居民人均旅游花費比從1996年的7.58逐步降低到2010年的2.89，而同期城鄉(xiāng)居民收入比在3.00左右徘徊。1995-2010年間，我國城鄉(xiāng)居民收入絕對差異持續(xù)擴大，但在中國城鎮(zhèn)化率持續(xù)上升及鄉(xiāng)村人口數持續(xù)下降背景下，農村居民旅游總花費水平持續(xù)提升，出游總人次仍保持一定的增長速度。城鄉(xiāng)居民收入變遷及其旅游消費影響機制的分析有助于正確認識收入變化對城鎮(zhèn)居民、農村居民旅游消費的影響差異及其內在機制，這對優(yōu)化調控城鄉(xiāng)居民旅游消費結構與潛力，及如何提升城鄉(xiāng)居民、尤其是農村居民旅游消費水平具有一定價值。

　　一、數據來源與研究方法

　　(一)數據來源

　　本文數據主要有城鎮(zhèn)與農村居民旅游消費支出、城鎮(zhèn)與農村居民收入水平、城鄉(xiāng)居民人口、城鎮(zhèn)與農村居民生活消費支出、城鎮(zhèn)與農村居民旅游總花費等指標，數據年限為1995-2010年共16年時

　　間序列數據，這些數據來源主要是1996-2011年各年《中國統(tǒng)計年鑒》、《中國農村統(tǒng)計年鑒》、《中國旅游統(tǒng)計年鑒》、《中國國內旅游抽樣調查資料》(2009年后為《中國旅游抽樣調查資料》)。

　　(二)數據分析方法與步驟

　　本文使用EViews6.0統(tǒng)計分析軟件，對時間序列數據進行分析的方法與步驟如下：

　　1.對數據序列進行ADF單位根檢驗。ADF單位根檢驗對于檢查時間序列的平穩(wěn)性非常重要。時間序列只有同階單整才能進行OLS估計，如果ADF統(tǒng)計量為負，且數值大于0.05顯著水平上的臨界值，則拒絕單位根假設而表明時間序列是平穩(wěn)的。如果一階差分不包含單位根，它就是一階單整，如果一階差分是非平穩(wěn)的，可以繼續(xù)對二階差分進行檢驗[2]。

　　2.對數據序列進行格蘭杰因果關系檢驗。小樹長成參天大樹的過程與GDP的增長過程可能存在高度相關關系，但兩者未必存在因果關系。格蘭杰因果檢驗的基本依據是將來不能預測過去，如果某變量的變化是由另一變量引起的，則另一變量的變化應該發(fā)生在某變量之前[3]。格蘭杰因果檢驗統(tǒng)計量F服從標準的F分布，若檢驗統(tǒng)計量F的值大于F分布的臨界值，則拒絕零假設。

　　公式(1)表明yt變動既受ΔXt的影響，又受上一次誤差ecm影響。α為短期調整系數，反映了變量在短期波動中偏離它的長期均衡關系的程度及短期調整方向，若這一誤差是負值，說明該變量在本期就應該做相應的正修正。

　　二、城鄉(xiāng)居民收入與旅游消費數據穩(wěn)定性與因果關系分析

　　(一)農村居民收入與旅游消費指標穩(wěn)定性檢驗與因果關系分析

　　根據AIC最小原則，本文使用EViews分析軟件，對農村居民旅游消費及農村居民年純收入、工資收入、家庭經營收入、財產性與轉移性收入等指標進行ADF單位根檢驗(表1)。由表1觀察以上指標均是二階穩(wěn)定性數據，農村居民人均旅游花費與年純收入、工資收入、家庭經營收入、財產性與轉移性收入之間存在協整與長期均衡關系，可進行OLS估計。

　　(二)城鎮(zhèn)居民旅游花費與收入數據穩(wěn)定性檢驗(ADF單位根檢驗)

　　本文使用EViews分析軟件，根據AIC最小原則，對城鎮(zhèn)居民旅游花費、年人均純收入、工資收入、家庭經營收入、財產性與轉移性收入等進行ADF單位根穩(wěn)定性檢驗(表2)。由表2觀察以上指標均是二階穩(wěn)定性數據，城鎮(zhèn)居民人均旅游花費與人均可支配收入、年人均純收入、工資收入、家庭經營收入、財產性與轉移性收入之間存在協整與長期均衡關系，可進行OLS估計。

　　(三)城鄉(xiāng)居民收入與旅游消費分析

　　1.農村居民收入與旅游消費因果關系分析。本文把農村居民旅游消費設為因變量Y1，農村居民年人均純收入等設為自變量X1，村居民工資性收入X2、農村居民家庭經營性收入X3、農村居民財產性與轉移性收入X4。格蘭杰檢驗的基本依據是將來不能預測過去，如果Y的變化是由X引起的，則X的變化應該發(fā)生在Y之前。

　　本文使用EViews6.0，通過選擇滯后期2、3、4，對我國農村居民旅游消費和農村居民年人均純收入、農村居民工資性收入、農村居民家庭經營性收入、農村居民財產性與轉移性收入進行格蘭杰因果關系檢驗，結果如表3。由表3可見選擇滯后期為2，在0.05顯著水平下，農村居民年人均純收入、工資收入、家庭經營收入、財產性與轉移性收入均為農村居民人均旅游花費的格蘭杰原因。 　　2.城鎮(zhèn)居民收入與旅游消費因果關系分析。通過使用EViews6.0進行運算，本文選擇滯后期2、3、4，對我國城鎮(zhèn)居民旅游消費和城鎮(zhèn)居民可支配收入、工資性收入、家庭經營性收入、財產性與轉移性收入進行格蘭杰因果關系檢驗，結果如表4。由表4可見選擇滯后期為2，在0.05顯著水平下，城鎮(zhèn)居民可支配收入為城鎮(zhèn)居民人均旅游花費的格蘭杰原因;工資收入、家庭經營收入、財產性與轉移性收入與城鎮(zhèn)居民人均旅游花費，在0.05顯著水平上，不具有格蘭杰因果關系。

　　三、城鄉(xiāng)居民收入與旅游花費水平回歸分析

　　(一)中國農村居民旅游花費與年純收入及類型之間的回歸分析

　　1.中國農村居民人均旅游花費與年純收入回歸分析。據本文第三部分分析，農村居民旅游花費、農村居民年人均純收入、工資性收入、家庭經營收入、財產性與轉移性收入等均是二階單整序列，且農村居民人均年純收入是旅游花費的格蘭杰原因，可以借鑒EG檢驗法來檢驗它們之間是否存在長期均衡關系。本文使用EViews6.0分析軟件得出農村居民旅游花費與年純收入之間的回歸方程及表3、表4。

　　經過測算，現進一步對估計方程(2)的殘差序列進行平穩(wěn)性檢驗。根據AIC最小原則，選擇滯后期1時的單位根檢驗形式，殘差平穩(wěn)性檢驗的ADF統(tǒng)計量(-3.417419)小于0.05顯著水平下的臨界值(-3.098896)，說明殘差序列穩(wěn)定，估計方程(2)不存在偽回歸，序列Y1和X1線性關系顯著。農村居民旅游花費與人均年純收入之間存在著長期均衡關系，1995-2010年間農村居民旅游邊際消費傾向為0.0382。農村居民年人均純收入的增長促進了農村居民人均旅游花費的增長，且在其他不變的條件下，農村居民人均年純收入每增長100元，可以平均實現3.82元的人均旅游花費增長。姚麗芬等(2010)認為旅游消費和居民收入為長期均衡關系，居民收入每增加1%，可以使旅游消費增加1.144%;農村居民旅游消費的長期收入彈性系數為1.175，短期彈性系數為-0.924;居民收入對旅游消費促進作用明顯[7]。中國農村居民經濟收入直接影響中國農村居民的旅游人均花費和旅游購買力，但對出游率影響不大。農村居民人均純收入每增加1000元，人均花費大致增加161元[8]。黃秀娟(2004)認為農村居民人均純收入(城鎮(zhèn)居民人均可支配收入)2 000元為我國居民旅游消費的一個重要臨界點，超過這一臨界點，居民旅游消費將會以很快的速度增長。但是，從我國當前的經濟收人來看還有大部分居民，尤其是農村居民的人均收人沒有達到這一臨界點。刁宗廣(2009)認為促進農村經濟的發(fā)展和農村居民收入水平的提高，是提高旅游消費水平的重要因素[8]。中國農村居民旅游消費還受到城鎮(zhèn)化率、農業(yè)產業(yè)化發(fā)展水平、農村社會保障水平等因素影響，1995-2010年我國鄉(xiāng)村人口比重持續(xù)下降，人口數量持續(xù)減少，而同期農林牧漁業(yè)總產值、第一產業(yè)總產值、政府財政用于農業(yè)的支出、農村固定資產投資等農村、農業(yè)社會經濟、農村居民出游率等指標均以較快速度增長，這些因素在一定程度上提升了農村居民旅游總人次、年人均旅游消費支出及中國農村居民旅游總花費。因此，需要采取加大農村財政支持力度、發(fā)展農村經濟、加大農村居民社會保障水平等措施，有效降低農村居民負擔，提升其收入水平，這樣才能有效提升收入對旅游消費的促進作用。

　　2.農村居民旅游消費與年純收入誤差修正分析。根據協整方程(1)，運用EViews軟件得到農村居民旅游花費受年純收入影響的短期波動誤差修正模型為：

　　估計方程(4)擬合優(yōu)度R2為67%，表明被解釋變量變化的67.0%可以由解釋變量的變化得到解釋，F統(tǒng)計量均滿足顯著水平為5%的統(tǒng)計顯著性檢驗。如果其殘差序列是平穩(wěn)的，則說明其不存在偽回歸現象。根據AIC最小原則，現進一步對估計方程(4)的殘差序列進行平穩(wěn)性檢驗，經過測算選擇滯后期1時的單位根檢驗形式，結果如表3所示(使用EViews6.0分析軟件)。由表3可知殘差平穩(wěn)性檢驗的ADF統(tǒng)計量(-3.866761)小于0.05顯著水平下的臨界值(-3.098896)，說明殘差序列是I(0)平穩(wěn)的，可以認為農村居民旅游消費支出與其家庭經營收入、工資性收入、財產與轉移性收入之間存在協整關系，存在長期均衡關系，且協整方程不存在偽回歸，序列Y1和X1、X2、X3線性關系顯著。

　　估計方程(4)表明：(1)農村居民年人均工資性收入的增長促進了農村居民人均旅游花費的增長，且在其他不變的條件下，農村居民人均工資性收入每增長100元，可以平均實現21.7元的人均旅游花費的增長;(2)農村居民年人均家庭經營收入的增長促進了農村居民人均旅游花費增長，且在其他不變的條件下，農村居民人均家庭經營收入每增長100元，可以平均實現3.0元的人均旅游花費增長;(3)農村居民年人均財產性與轉移性收入的增長抑制了農村居民人均旅游花費的增長，且在其他不變的條件下，該項收入每增長100元，將會抑制56元的人均旅游花費增長。黃秀娟(2004)認為我國居民收入對居民的國內旅游消費起著決定性作用，居民旅游消費的多少不僅與居民收人的絕對值有關，還與收人的增長率及城鎮(zhèn)居民和農村居民收人增長的相對速度有關。因此，在分析我國居民旅游消費時不僅要考慮居民的總體收人增長情況，還要分析居民的收人增長結構。

　　(二)中國城鎮(zhèn)居民旅游花費與年可自由支配收入及類型之間的回歸分析