劉霽雯 馮學鋼

（華東師范大學商學院，上海 200241）

經(jīng)濟學與經(jīng)濟管理

我國居民收入差距與平均旅游消費傾向關系經(jīng)驗分析

劉霽雯 馮學鋼

（華東師范大學商學院，上海 200241）

本文以1994-2008年的相關數(shù)據(jù)為樣本，利用Johansen協(xié)整檢驗和格蘭杰因果檢驗從城鄉(xiāng)兩個層面實證分析了我國居民收入差距與平均旅游消費傾向的相關關系和因果關系，實證結果表明：城鎮(zhèn)居民收入差距與平均旅游消費傾向呈現(xiàn)負相關關系，并構成其單向格蘭杰原因；而農(nóng)村居民收入差距與平均旅游消費傾向呈正相關關系，但平均旅游消費傾向為因，收入差距為果。本文分析了原因并提出了政策建議。

平均旅游消費傾向收入差距Johansen協(xié)整格蘭杰因果檢驗

一、引言

消費不足一直是困擾我國經(jīng)濟持續(xù)穩(wěn)定發(fā)展的重要議題，改革開放以來，我國的最終消費率整體呈下降趨勢，從80年代的62%一直下降到2008年的48.6%，很多學者把原因部分歸咎于居民收入差距的擴大。但是在內需不振的背景下，國內旅游消費卻發(fā)揮了其巨大的潛力，2008年，我國國內旅游收入創(chuàng)造出了8749億元的新高，比2007年增長了12.6%，旅游消費占GDP的比重也從1994年的2.1%升至2008年的2.9%。2009年11月26日，國務院通過《關于加快發(fā)展旅游業(yè)的意見》，提出把旅游業(yè)培育成國民經(jīng)濟的戰(zhàn)略性支柱產(chǎn)業(yè)，又進一步提高了旅游業(yè)的地位。

不可否認，收入是影響旅游消費的最重要的因素之一，因此有關收入和旅游消費之間關系研究的論文也就不勝枚舉。近些年來，隨著居民收入差距不斷加大，收入差距與旅游消費的關系也開始引起理論界的重視，研究成果雖然還比較稀少，但是已得出了一些有意義的結論。例如，谷慧敏、伍春來（2003）認為收入差距的擴大將使國內旅游進入階層消費階段，即“一部分消費者遵循傳統(tǒng)，消費以實用為主，講究節(jié)約和理性；一部分消費者則傾向時尚和新潮，講究精致的生活享受和品位”。①谷慧敏、伍春來：《中國收入分配結構演變對國內旅游消費的影響》，《旅游學刊》2003年第2期。徐萍、成英文（2010）認為社會財富過分集中于高收入階層會引起整個社會的旅游消費傾向下降，從而使得全社會的旅游消費需求不足，不僅如此，城鄉(xiāng)收入差距的擴大也使得城鄉(xiāng)旅游消費差距也擴大。②徐萍、成英文：《收入分配制度對我國旅游消費增長的制約》，《經(jīng)濟研究導刊》2010年第5期。周文麗、李世平（2010）則利用計量經(jīng)濟模型得出了城鎮(zhèn)居民基尼系數(shù)每上升0.1，國內旅游平均消費傾向下降0.0051，農(nóng)村居民基尼系數(shù)每上升0.1，國內旅游平均消費傾向上升0.0694的結論。③周文麗、李世平：《基于凱恩斯消費理論的旅游消費與收入關系實證研究》，《旅游學刊》2010年第5期。

以上研究都為本文的分析提供了理論基礎，但是還是存在著一些不足。一是研究一般以定性為主，定量研究較少，通常是在研究收入對旅游消費的影響時附帶提到收入差距問題。二是研究中往往容易忽略了旅游消費所具有的非基本需求的特性，想當然認為旅游消費也應該是邊際消費傾向遞減的，從而得出收入差距擴大會降低旅游消費的結論。三是雖然已可以得出收入差距和平均旅游消費傾向的存在正或負的數(shù)量關系，卻沒有繼續(xù)對二者內部的因果關系進行研究，結論失之偏頗。因此，本文將在前人研究的基礎上，運用Johansen協(xié)整模型以及格蘭杰因果檢驗進一步探討收入差距與平均旅游消費傾向間相互關系，分析其原因并有針對性的提出相關建議。

二、模型構建與數(shù)據(jù)描述

我們先假定居民收入差距會影響居民平均旅游消費傾向，由此引入兩個計量模型：

UCR、RCR是指城鎮(zhèn)居民平均旅游消費傾向，代表的是居民（我們把全國所有的人口都看作潛在的旅游對象）收入中用于旅游消費的部分，其計算公式為：

在這里，城鎮(zhèn)居民旅游總花費、農(nóng)村居民旅游總花費、城鎮(zhèn)居民人口數(shù)據(jù)、農(nóng)村居民人口數(shù)據(jù)、城鎮(zhèn)居民可支配收入以及農(nóng)村居民純收入數(shù)據(jù)均來源于《新中國60年統(tǒng)計資料匯編》。

式（1）、（2）中的UGINI、RGINI分別指的是城鎮(zhèn)居民基尼系數(shù)和農(nóng)村居民基尼系數(shù)。其中城鎮(zhèn)居民基尼系數(shù)是通過《中國統(tǒng)計年鑒》相關年份的分組數(shù)據(jù)用矩陣算法④洪興建：《基尼系數(shù)理論研究》，經(jīng)濟科學出版社2008年版，第26頁。計算得出，但由于《中國統(tǒng)計年鑒》缺乏農(nóng)村居民的分組數(shù)據(jù)，農(nóng)村居民基尼系數(shù)則直接采用了國家統(tǒng)計局農(nóng)村社會經(jīng)濟調查司發(fā)布的《2009中國農(nóng)村住戶調查年鑒》中現(xiàn)成的數(shù)據(jù)。數(shù)據(jù)樣本選取區(qū)間為1994－2008年。

具體涉及指標和數(shù)據(jù)如表1。

三、計量分析

（一）單位根檢驗

由于很多時間序列是非平穩(wěn)的，不能直接用于建模，因此第一步要求驗證變量的平穩(wěn)性。首先做出原始數(shù)據(jù)及其一階差分的趨勢如圖1所示。

圖中，帶有D打頭的變量名表示原始數(shù)據(jù)的一階差分。從圖像中可知，UGINI、RCR、RGINI出現(xiàn)很明顯的隨時間上揚的趨勢，應該含有截距項和趨勢項，而UCR走向則比較穩(wěn)定，因此判斷其應該只含有截距項，不含有時間趨勢項。DUCR、DUGINI、DRCR、DRGINI均圍繞0值上下波動，則既不含截距項，也不含時間趨勢項。

表1 城鄉(xiāng)居民平均消費傾向與基尼系數(shù)

圖1 各變量及其一階差分趨勢圖

圖1 （續(xù)）各變量及其一階差分趨勢圖

表2 各變量及其一階差分的單位根檢驗

我們根據(jù)圖像分析的結果對變量進行相應的ADF檢驗，其檢驗結果如表2所示。

單位根檢驗的結果表明，在5%的顯著性水平下，UCR、UGINI、RCR、RGINI經(jīng)過差分后均為平穩(wěn)的時間系列，因此原始序列為一階單整的，可以進行協(xié)整分析。

（二）協(xié)整檢驗

所謂協(xié)整檢驗是指，雖然一些經(jīng)濟變量本身是非平穩(wěn)的時間序列，但是他們的線性組合卻可能是平穩(wěn)的序列，這種線性組合可被解釋為變量之間的長期穩(wěn)定的均衡關系。在進行協(xié)整檢驗時，通常采用的是兩種方法，即Engle-Granger兩步法和Johansen檢驗法，E-G兩步法易于計算，因此早期被廣泛采用，但缺點是在小樣本下參數(shù)估計的誤差較大，而Johansen檢驗在這方面顯著優(yōu)于 Engle和 Granger的方法，因此本文選用Johansen的協(xié)整檢驗方法。由于Johansen檢驗中最優(yōu)滯后期的選擇是根據(jù)非約束的VAR模型的LR、AIC、SC準則而得到的，因此首先需要構建VAR模型。

VAR模型是以向量形式建立的自回歸模型，常用于解釋各種經(jīng)濟沖擊對經(jīng)濟變量造成的影響，是一種非結構化的多方程模型。其一般的表達形式為：

其中，yt為k維內生變量向量，xt為d維外生變量向量，A1，…，Ap和B1，…，Br為待估計的系數(shù)矩陣，εt為誤差向量。

我們需要運用VAR模型中的LR檢驗、AIC信息準則和SC準則來確定模型最佳的滯后期，表3是我們對UCR和UGINI試驗的幾個滯后項，最大的滯后期設定為3。

雖然AIC和SC都指向最佳滯后期為3，但是由于數(shù)據(jù)容量太小，以3為滯后需要估計的參數(shù)太多，甚至有可能估計不出，因此在實際運用中，將不得不限制滯后項的數(shù)，使之少于反映模型動態(tài)特征性所應有的理想數(shù)目①高鐵梅：《計量經(jīng)濟分析方法與建模：Eviews應用及實例》，清華大學出版社2006年版，第263頁。，最終，我們以LR檢驗為依據(jù)確定了最佳滯后期為1。

同理，我們也用LR檢驗、AIC信息準則和SC準則對農(nóng)村居民平均旅游消費傾向與農(nóng)村居民收入差距的兩變量VAR模型選擇最佳滯后期。

在表4中，LR、SC準則都指向了最佳滯后期為1，因此也選擇了1為模型的最佳滯后期。

下一步我們將根據(jù)最佳滯后期對設定的模型進行Johansen協(xié)整檢驗，從前面的圖像（圖1）中已經(jīng)看出UCR原始數(shù)據(jù)存在截距，沒有確定的趨勢，所以在做協(xié)整檢驗時選擇了有截距項無趨勢的協(xié)整方程形式進行檢驗。

跡檢驗表明在0.05的顯著性水平下存在一個協(xié)整向量。

接下來我們對RCR與RGINI的VAR模型選擇了有截距項有趨勢的協(xié)整方程進行Johanson檢驗，滯后期為1。跡檢驗顯示在0.1的顯著性水平下兩者不存在協(xié)整關系。

但是最大特征根檢驗卻顯示存在一個協(xié)整關系，在此，我們接受了最大特征根的檢驗結果。

但是我們還必須驗證協(xié)整模型是否穩(wěn)定，因為如果模型不穩(wěn)定，某些結果（如脈沖響應函數(shù)的標準誤差）將不會是有效的。我們可以用單位根的圖表來查看模型的穩(wěn)定性，如果單位根模的倒數(shù)小于1，即位于單位圓內，則說明是穩(wěn)定的。從圖2可以看到，兩個模型的單位根的模全部在單位圓內，說明協(xié)整關系都是穩(wěn)定的，同時這也是我們剛才選擇接受第二個模型存在協(xié)整關系的原因。

根據(jù)標準化后的協(xié)整系數(shù)，我們可以得出如下協(xié)整關系式：

關系式中UGINI的系數(shù)為正，RGINI的系數(shù)為負，說明城鎮(zhèn)居民平均旅游消費傾向與城鎮(zhèn)居民收入差距呈負相關的關系，而農(nóng)村居民平均旅游消費傾向與城鎮(zhèn)居民收入差距呈正相關的關系。雖然我們已經(jīng)得到居民平均旅游消費傾向和居民收入差距是具有長期均衡關系的，但這未必就能構成因果關系。也就是說，究竟是平均旅游消費傾向的變化引起了居民收入差距的變化還是居民收入差距的變化引起了居民平均旅游消費傾向的變化，又或是二者具有雙向因果關系，這需要借助于格蘭杰（Granger）因果檢驗驗證誰為因誰為果。

（三）格蘭杰因果檢驗

所謂格蘭杰因果檢驗是指一個變量如y中加入另一個變量比如x的滯后期是否可以提高解釋程度，如果解釋程度提高，可以說y是由x引起的。

表3 UCR與UGINI的滯后期檢驗結果

表4 RCR與RGINI的滯后期檢驗結果

表5 UCR與UGINI的跡檢驗結果

表6 RCR與RGINI的跡檢驗結果

表7 RCR與RGINI的最大特征根檢驗結果

圖2 單位根的圖表

表8 格蘭杰因果檢驗

基于前面的最佳滯后期的選擇，我們分別對UCR和UGINI二者以及RCR和RGINI二者進行格蘭杰因果檢驗，檢驗結果如表8。

根據(jù)表8，在10%的顯著性水平下，UCR不是引起UGINI的原因，而UGINI卻顯著地引起了UCR的變化。這說明了城鎮(zhèn)居民的收入差距可以對城鎮(zhèn)居民的平均旅游消費傾向產(chǎn)生影響，而反之影響則不是很顯著。接下來我們在對RCR和RGINI的格蘭杰檢驗卻發(fā)現(xiàn)，RGINI不是引起RCR的格蘭杰原因，RCR卻是引起RGINI的原因，也就是說，農(nóng)村居民收入差距的擴大并不會引起農(nóng)村平均旅游消費傾向的擴大，而農(nóng)村居民平均旅游消費傾向的上升卻引起農(nóng)村居民收入差距的擴大。

現(xiàn)行教育制度下，教師往往教授專業(yè)課程中的一門或幾門課程，課程之間天然被割裂，無法幫助學生將知識進行有效串聯(lián)，將專業(yè)中各門課程有效融合。

這也許會讓人覺得迷惑不解，通常的理解是，根據(jù)邊際消費傾向遞減原理，收入差距的擴大不僅會對平均消費傾向有影響，而且往往是負影響。前面有關城鎮(zhèn)居民的協(xié)整檢驗和格蘭杰檢驗已經(jīng)證明了這點，但在對農(nóng)村居民的實證分析中卻發(fā)現(xiàn)收入差距不僅和平均旅游消費傾向呈正相關關系，而且農(nóng)村居民平均旅游消費傾向是導致農(nóng)村居民收入差距變化的格蘭杰原因。

關于這個困惑，我們認為原因之一在于農(nóng)民收入來源過于單一，非農(nóng)收入水平低，隨著近些年來我國“旅游扶貧”政策的開展，旅游業(yè)已成為一個地區(qū)擺脫貧困的重要途徑。當前農(nóng)村居民旅游消費占我國旅游總消費比重越來越大，由1994年的17.1提高到2008年的28.6%，已經(jīng)成為我國旅游經(jīng)濟中不可或缺的一部分，發(fā)展旅游業(yè)帶來的收入使得不少地區(qū)的農(nóng)民走向了致富之路。但是一個地區(qū)旅游經(jīng)濟的發(fā)展畢竟是存在著一定的地域與環(huán)境依賴性的，對于缺乏旅游資源或者缺乏開發(fā)環(huán)境的地區(qū)，農(nóng)民收入無法通過旅游開發(fā)得到改善。原因之二是旅游產(chǎn)業(yè)本身是一個高投入與高產(chǎn)出的資源密集型或說是環(huán)境密集型的產(chǎn)業(yè)①Shan J，Wilson K，“Causality between trade and tourism：empirical evidence from China”，Applied Economics Letters. Vol.8，No.4，2001，PP.279-283.，發(fā)達地區(qū)由于資本實力雄厚，旅游投資機制較為完善，因此旅游業(yè)產(chǎn)出也更高，給農(nóng)民收入帶來的貢獻也更大。所以旅游經(jīng)濟對農(nóng)民收入的影響是存在區(qū)域之間的差異的，東部地區(qū)如北京、上海等地區(qū)旅游業(yè)對農(nóng)民收入的貢獻要高于中西部地區(qū)②操建華：《旅游業(yè)對中國農(nóng)村和農(nóng)民的影響的研究》，中國社會科學院博士論文2002年，第39頁。，這樣就進一步擴大了農(nóng)民的收入差距。而對于城鎮(zhèn)居民來說，收入來源相對多元化，通過旅游業(yè)創(chuàng)造的收入對他們來說影響甚微，這也就是為什么格蘭杰檢驗顯示城鎮(zhèn)居民平均旅游消費傾向不構成城鎮(zhèn)居民收入差距的格蘭杰原因，而農(nóng)村居民平均旅游消費傾向的變化構成了農(nóng)村居民收入差距的格蘭杰原因。

由此，我們認為，函數(shù)（2）中把RGINI作為外生變量，RCR作為內生變量的假定是不恰當?shù)?，于是我們把函?shù)（2）中RGINI和RCR的位置調換下，把RGINI作為內生變量，RCR作為外生變量，并重復上述步驟（此過程略），得出二者的協(xié)整關系式：

可以看出二者依然是成正相關的關系，農(nóng)村居民平均旅游消費傾向提高0.1，會使得農(nóng)村居民基尼系數(shù)提高0.1198。

（四）脈沖響應與方差分解

下面我們進一步分析因變量的一個正向沖擊會給系統(tǒng)造成怎樣的影響，這就要用到脈沖響應函數(shù)方法。我們給UGINI一個正的單位的沖擊，得到了關于UCR的脈沖響應函數(shù)圖（如圖3所示）。

圖3 UCR的脈沖響應函數(shù)圖

我們再通過方差分解分析每一個結構沖擊對城鎮(zhèn)居民平均旅游消費傾向的貢獻率從而進一步評價不同結構沖擊的重要性（如圖4所示）。

從城鎮(zhèn)居民平均旅游消費傾向的方差分解圖可以看出，在10期內，來自城鎮(zhèn)居民平均旅游消費傾向自身的貢獻度保持平穩(wěn)緩慢下降的態(tài)勢，而來自城鎮(zhèn)居民收入差距的貢獻度則平穩(wěn)緩慢的上升，達到26.9%，但是還不到1/3。說明在居民平均旅游消費傾向的變動中，其自身的變動還是起了最主要作用，也說明旅游消費是具有較強慣性的，慣性可能來源自居民自身消費習慣、偏好等因素，但收入差距的變動也給平均旅游消費傾向造成了一定的影響，這種影響雖然不起決定性作用，但也是不容忽視的。

圖4 UCR的方差分解圖

圖5 RGINI的脈沖響應函數(shù)圖

同樣，我們也作出關于農(nóng)村居民基尼系數(shù)的脈沖響應函數(shù)圖和方差分解圖來具體分析（如圖5、圖6所示）。

圖6 RGINI的方差分解圖

圖中可以看出，給RCR一個單位的正沖擊，將會給RGINI帶來持續(xù)的正效應，這個效應在第4期達到最大，隨后保持穩(wěn)定。方差分解的結果則表明，到第5期后，在RGINI的變動中，RCR的貢獻度甚至超過了RGINI自身的變動的貢獻度，到第10期甚至達到67.8%，這說明在農(nóng)村居民收入差距的變動中，農(nóng)村居民平均旅游消費傾向起了重要作用。

四、本文結論與建議

至此，我們分別從城市和農(nóng)村這兩個層面對居民平均旅游消費傾向和收入差距的關系進行了實證分析，并得出以下基本結論：

1.城鎮(zhèn)居民平均旅游消費傾向和農(nóng)村居民平均旅游消費傾向表現(xiàn)出了完全不同的特征。從圖像中我們發(fā)現(xiàn)，城鎮(zhèn)居民平均旅游消費傾向走向比較平穩(wěn)，略微有所下降，而農(nóng)村居民平均旅游消費傾向則呈現(xiàn)了很明顯的上升態(tài)勢，這說明農(nóng)村居民旅游消費在快速的發(fā)展之中，潛力在逐漸地迸發(fā)，因此應該提高對農(nóng)民旅游市場的重視程度，制定相關政策引導和培育農(nóng)民旅游市場。

2.城鎮(zhèn)居民收入差距與城鎮(zhèn)居民平均旅游消費傾向存在長期穩(wěn)定的正相關關系，并構成城鎮(zhèn)居民平均旅游消費傾向的格蘭杰原因，城鎮(zhèn)居民基尼系數(shù)每擴大0.1，城鎮(zhèn)居民平均消費傾向降低0.0078。來自城鎮(zhèn)居民收入差距的一個正向沖擊，對于城鎮(zhèn)居民平均旅游消費傾向的變動產(chǎn)生持續(xù)的負向作用，總體看來，雖然收入差距在平均消費傾向的變動中的貢獻率并不是很大，但還是不應忽視收入差距的擴大對城鎮(zhèn)居民旅游消費造成的不良影響。為此應該采取措施扭轉收入差距擴大趨勢，包括建立合理的收入分配制度，提高勞動報酬在初次分配中的比重；加大對低收入階層的轉移支付，完善社會保障制度；打破經(jīng)營壟斷，促進行業(yè)間收益率的均衡等等。

3.農(nóng)村居民平均旅游消費傾向與農(nóng)村居民收入差距則存在長期穩(wěn)定的負相關關系，但是格蘭杰因果檢驗表明農(nóng)村居民平均旅游消費傾向對農(nóng)村居民收入差距有顯著影響，反之則不然。從方差分解中我們還可以看到，農(nóng)村居民平均旅游傾向在農(nóng)村居民收入差距的變動中貢獻度非常大，甚至超過其本身的貢獻度。因此要正視并設法消除居民旅游消費的擴大對于農(nóng)村居民收入差距造成的不良影響，具體而言，應該加大在貧困地區(qū)旅游開發(fā)的扶持力度，改善交通環(huán)境，優(yōu)化投資環(huán)境，提高投資效率，進行科學合理的旅游規(guī)劃等等，努力把豐富的旅游資源轉化為經(jīng)濟優(yōu)勢，加快農(nóng)民的脫貧步伐。

An Em pirical Study on the Relationship between Income Gap and Average Propensity to Tourism Consum ption in China

LIU Jiwen，F(xiàn)ENG Xuegang

In the framework of Johansen’s co-integration model and Granger causality test，the paper takes the statistical data from 1994 to 2008 as samples to study the correlation and causal link between the Chinese income gap and average propensity to tourism consumption based on rural and urban levels.The results indicate that there exists a long-term equilibrium relationship between income gap and average propensity to tourism consumption in town.Large urban income gap is one of the reasons for low average propensity to tourism consumption.The rural income gap and average propensity to tourism consumption has positive correlation，while the former is the result of the latter.The article analyzes the reason and then gives the corresponding policies.

average propensity to tourism consume，income gap，Johansen co-integration model，Granger causality test

本文系華東師范大學優(yōu)秀博士研究生培養(yǎng)基金（項目批準號:2010007）。

劉霽雯（1980－），女，江西人，華東師范大學商學院2008級博士研究生，研究方向：服務貿易與國際旅游經(jīng)濟；馮學鋼（1962－），男，安徽人，華東師范大學商學院副院長，教授，博導，研究方向：旅游經(jīng)濟與旅游規(guī)劃。

F590.8

A

1008-7672（2010）06-0057-10

余風）