蘇發(fā)金

(中南財(cái)經(jīng)政法大學(xué)工商管理學(xué)院，湖北武漢 430073)

一、引 言

隨著我國旅游業(yè)的迅速發(fā)展，旅游消費(fèi)成為學(xué)術(shù)界研究的一個(gè)熱點(diǎn)。很多學(xué)者對(duì)我國城鎮(zhèn)居民與農(nóng)村居民旅游消費(fèi)與收入的關(guān)系進(jìn)行了有益的探索，這些研究具有如下特點(diǎn):一是在研究旅游消費(fèi)眾多影響因素時(shí)，將收入作為其中的一個(gè)變量加以考察。如劉文彬、王慧元和楊艷等揭示了影響居民旅游消費(fèi)的因素，其中收入水平起重要作用［1］12－13［2］35－36。周翀燕等指出農(nóng)民收入增長速度減慢且波動(dòng)性大是制約農(nóng)民旅游消費(fèi)水平提高的首要因素［3］25－29。二是研究多以定性為主，局限于數(shù)據(jù)的統(tǒng)計(jì)分析。如谷惠敏和伍春來從居民收入分配及分配結(jié)構(gòu)演變的角度，對(duì)中國國內(nèi)旅游消費(fèi)及其特征進(jìn)行了理論性分析［4］19－23。三是隨著計(jì)量經(jīng)濟(jì)學(xué)、統(tǒng)計(jì)學(xué)在經(jīng)濟(jì)領(lǐng)域的廣泛應(yīng)用，旅游消費(fèi)與收入的關(guān)系在定量研究方面取得一定進(jìn)展。如高書軍、張廣海通過建立城市居民人均旅游消費(fèi)和人均純收入、農(nóng)村居民人均旅游消費(fèi)和人均純收入兩個(gè)模型進(jìn)行分析，認(rèn)為城市居民人均旅游消費(fèi)和人均純收入在統(tǒng)計(jì)上存在著顯著關(guān)系，農(nóng)村居民的國內(nèi)旅游消費(fèi)具有較大的波動(dòng)性，沒有明顯的規(guī)律［5］57－58。刁宗廣根據(jù)2005年中國農(nóng)村居民人均純收入和2005年《中國國內(nèi)旅游抽樣調(diào)查資料》的相關(guān)數(shù)據(jù)，建立統(tǒng)計(jì)模型進(jìn)行統(tǒng)計(jì)分析，認(rèn)為中國農(nóng)村居民經(jīng)濟(jì)收入直接影響中國農(nóng)村居民的旅游人均消費(fèi)和旅游購買力［6］195－199。周文麗、李世平依據(jù)凱恩斯消費(fèi)理論，結(jié)合我國1994至2007年的數(shù)據(jù)，研究了我國城鄉(xiāng)居民關(guān)于總可支配收入、旅游消費(fèi)支出、城鄉(xiāng)居民基尼系數(shù)與國內(nèi)旅游平均消費(fèi)傾向四個(gè)變量之間的關(guān)系，認(rèn)為旅游消費(fèi)支出與城鎮(zhèn)居民和農(nóng)村居民年總可支配收入正相關(guān)，國內(nèi)旅游平均消費(fèi)傾向與城鎮(zhèn)基尼系數(shù)負(fù)相關(guān)，農(nóng)村基尼系數(shù)與國內(nèi)旅游平均消費(fèi)傾向正相關(guān)的結(jié)論［7］33－38。從上述分析可以看出，我國居民旅游消費(fèi)和收入關(guān)系的研究重點(diǎn)解決了如下問題:一是說明了影響旅游消費(fèi)的影響因素中收入占有重要地位;二是收入水平、收入分配結(jié)構(gòu)的變化對(duì)旅游消費(fèi)有重大影響。

以往關(guān)于旅游消費(fèi)與收入關(guān)系的研究存在一定的局限。首先，研究局限于旅游消費(fèi)與收入之間的數(shù)量關(guān)系的討論，對(duì)它們之間在統(tǒng)計(jì)上的因果關(guān)系缺乏研究;其次，旅游消費(fèi)模型缺乏理論支撐。消費(fèi)理論作為一種理論范式?jīng)]有納入研究之中，所以研究結(jié)果更多表現(xiàn)一種經(jīng)驗(yàn)歸納，缺乏理論與實(shí)證的有機(jī)結(jié)合。三是沒有對(duì)不同的消費(fèi)群體進(jìn)行分層考察。不同群體的收入水平不同，導(dǎo)致旅游消費(fèi)行為表現(xiàn)出一定的差異。在我國提出以拉動(dòng)內(nèi)需促進(jìn)經(jīng)濟(jì)可持續(xù)發(fā)展的背景下，旅游消費(fèi)無疑是促進(jìn)經(jīng)濟(jì)增長一個(gè)重要力量，對(duì)農(nóng)村居民和城鎮(zhèn)居民因收入水平不同而形成的旅游消費(fèi)差異進(jìn)行考察具有特別重要的意義。本文以西方消費(fèi)函數(shù)理論為基礎(chǔ)，運(yùn)用協(xié)整分析、格蘭杰因果檢驗(yàn)等時(shí)間序列分析方法，對(duì)城鎮(zhèn)居民和農(nóng)村居民分層研究旅游消費(fèi)與收入的關(guān)系，并對(duì)城鎮(zhèn)居民、農(nóng)村居民旅游消費(fèi)行為的差異性進(jìn)行比較分析，提出刺激城鄉(xiāng)旅游消費(fèi)的差別化政策建議。

二、理論依據(jù)和研究方法

(一)理論依據(jù)

本文以西方消費(fèi)理論作為實(shí)證分析的理論依據(jù)。凱恩斯首先提出絕對(duì)收入假說，研究影響消費(fèi)的主觀因素及客觀因素，強(qiáng)調(diào)實(shí)際消費(fèi)支出和實(shí)際收入之間存在穩(wěn)定的函數(shù)關(guān)系，居民消費(fèi)支出的大小與收入水平相聯(lián)系，現(xiàn)期收入的絕對(duì)水平?jīng)Q定消費(fèi)，平均消費(fèi)傾向遞減。因凱恩斯的消費(fèi)理論不能完美解釋西方發(fā)達(dá)國家的長期經(jīng)驗(yàn)數(shù)據(jù)表現(xiàn)，學(xué)者們開始為長短期消費(fèi)函數(shù)的矛盾尋求新的解釋。斯密西斯認(rèn)為非收入因素也影響消費(fèi)，他對(duì)庫茲涅茨長期消費(fèi)函數(shù)和凱恩斯短期消費(fèi)函數(shù)的矛盾進(jìn)行調(diào)和［8］46－54。杜森貝里提出相對(duì)收入假說理論，強(qiáng)調(diào)消費(fèi)既受自身收入影響，也受自身過去收入、消費(fèi)水平和他人消費(fèi)行為的影響，在解釋短期消費(fèi)函數(shù)與長期消費(fèi)函數(shù)矛盾時(shí)，引入消費(fèi)“示范效應(yīng)”和“棘輪效應(yīng)”兩個(gè)新概念。莫迪利阿尼提出生命周期假說，強(qiáng)調(diào)個(gè)人常常將消費(fèi)開支置于長時(shí)期內(nèi)進(jìn)行規(guī)劃，有利于在整個(gè)生命周期內(nèi)實(shí)現(xiàn)消費(fèi)資源最佳配置。弗里德曼持久收入假說的基本觀點(diǎn)與生命周期假說相似，認(rèn)為理性的消費(fèi)者是為了實(shí)現(xiàn)效用最大化，不是根據(jù)現(xiàn)期的暫時(shí)性收入，而是根據(jù)長期中能保持的收入水平即持久收入水平作出消費(fèi)決策。霍爾的隨機(jī)游走假說把理性預(yù)期方法引入到消費(fèi)者行為理論，并以生命周期假說和持久收入假說為基礎(chǔ)，用流動(dòng)性約束假說和預(yù)防性儲(chǔ)蓄假說修正隨機(jī)游走假說［9］83－87。上述理論為我國城鄉(xiāng)居民旅游消費(fèi)與收入關(guān)系的對(duì)比研究奠定了基礎(chǔ)。

(二)研究方法

梳理消費(fèi)函數(shù)理論發(fā)展史可知，早期的消費(fèi)理論如絕對(duì)收入假說、相對(duì)收入假說等認(rèn)為消費(fèi)是現(xiàn)期收入的函數(shù)，后來的理論如持久收入理論、生命周期理論等則認(rèn)為居民消費(fèi)不是一個(gè)短期行為，應(yīng)放在個(gè)人生命周期內(nèi)進(jìn)行考察，再后來的新理論如預(yù)防性儲(chǔ)蓄理論、緩沖庫存儲(chǔ)蓄理論等在消費(fèi)函數(shù)中引入不確定性因素［10］394－412。各種消費(fèi)理論強(qiáng)調(diào)不同的重點(diǎn)，切入問題的視角有差異，但仍存共性即肯定收入決定消費(fèi)，把短期波動(dòng)和長期均衡看成收入與消費(fèi)之間關(guān)系的本質(zhì)體現(xiàn)。據(jù)此，遵照循序漸進(jìn)原則與簡潔性原則，本文實(shí)證分析利用凱恩斯的絕對(duì)收入假說、杜森貝里的相對(duì)收入假說和弗里德曼的持久收入假說，結(jié)合我國1994年至2008年的數(shù)據(jù)，實(shí)證檢驗(yàn)我國城鎮(zhèn)居民和農(nóng)村居民的旅游消費(fèi)行為。數(shù)據(jù)選取時(shí)間從1994年開始原因在于，由于旅游在很大程度上屬于娛樂享受型活動(dòng)，在很長時(shí)間里，大多數(shù)農(nóng)村居民是旅游活動(dòng)的旁觀者，直到20世紀(jì)90年代中期，農(nóng)村居民旅游才逐漸開始［11］55－56。

本文將我國城鎮(zhèn)居民個(gè)體與農(nóng)村居民個(gè)體分別作為研究對(duì)象，并假設(shè)所有城鄉(xiāng)居民都有可能成為國內(nèi)旅游者。城鄉(xiāng)居民旅游消費(fèi)支出與實(shí)際收入在本文是指人均指標(biāo)，即城鎮(zhèn)居民人均旅游消費(fèi)支出(UTC)，城鎮(zhèn)居民人均可支配收入(UY)、農(nóng)村居民人均旅游消費(fèi)支出(RTC)以及農(nóng)村居民人均可支配收入(RY)，數(shù)據(jù)來源于中國統(tǒng)計(jì)年鑒。下面利用我國數(shù)據(jù)對(duì)各個(gè)階段的消費(fèi)函數(shù)理論進(jìn)行檢驗(yàn)，先考察本期旅游消費(fèi)與本期收入的關(guān)系，實(shí)證檢驗(yàn)凱恩斯絕對(duì)收入假說，再引入上期旅游消費(fèi)變量，實(shí)證檢驗(yàn)杜森貝里相對(duì)收入假說，最后加入持久收入變量，實(shí)證檢驗(yàn)弗里德曼持久收入假說，通過這些理論在我國的實(shí)證效果，對(duì)我國城鄉(xiāng)居民收入與旅游消費(fèi)的關(guān)系進(jìn)行比較研究。

三、實(shí)證檢驗(yàn)

(一)城鎮(zhèn)居民旅游消費(fèi)行為實(shí)證檢驗(yàn)

1．凱恩斯絕對(duì)收入假說檢驗(yàn)

平穩(wěn)的時(shí)間序列才能進(jìn)行回歸分析，非平穩(wěn)序列進(jìn)行回歸，易造成虛假回歸，t值、F值、DW值和R等傳統(tǒng)的統(tǒng)計(jì)量會(huì)出現(xiàn)偏差［12］199－211。下面先利用 ADF 檢驗(yàn)對(duì)變量的平穩(wěn)性進(jìn)行檢驗(yàn)，再對(duì)平穩(wěn)時(shí)序協(xié)整分析。不變價(jià)格的城鎮(zhèn)居民人均旅游消費(fèi)支出用UTC表示，城鎮(zhèn)居民人均可支配收入用UY表示，分別對(duì)UTC、UY進(jìn)行單位根檢驗(yàn)，結(jié)果表明UTC、UY均為2階單整的時(shí)間序列，是否存在協(xié)整關(guān)系，需運(yùn)用 EG 兩步法進(jìn)行檢驗(yàn)［13］154－157。

先按凱恩斯消費(fèi)函數(shù)理論，建立回歸模型(1)，用OLS方法對(duì)參數(shù)進(jìn)行估計(jì)，再用AR(1)進(jìn)行修正，消除自相關(guān)。

回歸結(jié)果(表1)說明，無自相關(guān)性，回歸參數(shù)顯著，模型擬合效果好;對(duì)殘差Et進(jìn)行ADF檢驗(yàn)，結(jié)果(如表2所示)顯示殘差序列為平穩(wěn)序列，說明城鎮(zhèn)居民本期旅游消費(fèi)與本期收入之間存在協(xié)整關(guān)系，我國旅游消費(fèi)行為實(shí)證檢驗(yàn)支持凱恩斯絕對(duì)收入假說。

對(duì)時(shí)間序列UTC、UY進(jìn)行Granger因果關(guān)系檢驗(yàn)，考察一個(gè)變量的滯后項(xiàng)是否對(duì)另一個(gè)變量產(chǎn)生影響。由于城鎮(zhèn)居民人均旅游消費(fèi)支出UTC以及城鎮(zhèn)居民人均可支配收入U(xiǎn)Y均為I(2)時(shí)間序列，且存在協(xié)整關(guān)系，對(duì)時(shí)間序列建立無約束 VAR模型，如式(2)、式(3)，進(jìn)行Granger因果關(guān)系檢驗(yàn)。VAR的滯后階數(shù)的確定采用赤池信息準(zhǔn)則(AIC)和施瓦茨準(zhǔn)則(SC)，將數(shù)據(jù)輸入Eviews軟件可得滯后二階的SC值和AIC值最小，如表4所示，故選擇VAR(2)模型做Granger因果關(guān)系檢驗(yàn)，結(jié)果表明，在5%顯著性水平上，城鎮(zhèn)居民人均可支配收入U(xiǎn)Y是城鎮(zhèn)居民人均旅游消費(fèi)支出UTC變動(dòng)的格蘭杰原因，進(jìn)一步證實(shí)了凱恩斯絕對(duì)收入假說。

2．杜森貝里相對(duì)收入假說檢驗(yàn)

杜森貝里認(rèn)為不但本期收入影響居民本期消費(fèi)，自身過去收入和消費(fèi)水平及他人消費(fèi)行為也影響本期消費(fèi)［14］66－73。因?yàn)闇p少影響變量個(gè)數(shù)可以簡化問題，故在此只選取前一期旅游消費(fèi)為自變量，并將這一自變量納入凱恩斯消費(fèi)函數(shù)，記前期旅游消費(fèi)解釋變量為UTCt－1，其為2階單整時(shí)間序列，建立回歸模型(4)，用OLS法進(jìn)行參數(shù)估計(jì)，檢驗(yàn)結(jié)果如表1。

由表1知，無自相關(guān)性，回歸參數(shù)顯著，模型擬合效果好;對(duì)殘差Et進(jìn)行ADF檢驗(yàn)，結(jié)果(見表2)顯示殘差序列平穩(wěn)。故城鎮(zhèn)居民本期旅游消費(fèi)支出與本期收入和前期旅游消費(fèi)之間存在協(xié)整關(guān)系，城鎮(zhèn)居民本期旅游消費(fèi)支出受本期收入、前期旅游消費(fèi)水平的共同影響，即城鎮(zhèn)居民旅游消費(fèi)具有“棘輪效應(yīng)”，杜森貝里的相對(duì)收入假說在我國旅游消費(fèi)中被證實(shí)。

3．弗里德曼持久收入假說檢驗(yàn)

持久收入包含過去的收入、當(dāng)期收入和預(yù)期收入，而預(yù)期收入難以估算，為分析的方便，持久收入用本期與滯后n期的實(shí)際收入的加權(quán)平均數(shù)來表示，離本期近的收入賦予較高的權(quán)數(shù)。城鎮(zhèn)居民的持久收入用本年和滯后3年收入的加權(quán)平均數(shù)來表示，權(quán)數(shù)分別為0.4、0.3、。因持久收入是四階段移動(dòng)平均數(shù)，故樣本數(shù)據(jù)城鎮(zhèn)居民可支配收入的時(shí)間段要往前推移3期，即1991－2008年。依式(5)檢驗(yàn)城鎮(zhèn)居民本期旅游消費(fèi)與持久收入(UYp，2階單整時(shí)間序列)的協(xié)整關(guān)系，回歸結(jié)果如表1所示，殘差的ADF檢驗(yàn)如表2所示。結(jié)果表明，城鎮(zhèn)居民本期旅游消費(fèi)支出與持久收入之間存在協(xié)整關(guān)系，本期旅游消費(fèi)受本期收入和滯后各期收入的影響，弗里德曼的持久收入假說得到證實(shí)。

通過建立無約束的VAR模型(式6、式7)對(duì)城鎮(zhèn)居民旅游消費(fèi)支出UTCt和持久收入之間進(jìn)行格蘭杰因果檢驗(yàn);可以得知，在1%的顯著性水平下，城鎮(zhèn)居民持久收入是其旅游消費(fèi)支出變動(dòng)的格蘭杰原因，檢驗(yàn)結(jié)果如表4所示。

表1 城鎮(zhèn)居民人均旅游消費(fèi)支出關(guān)于收入的回歸結(jié)果

表2 殘差序列Et的ADF檢驗(yàn)結(jié)果

(二)農(nóng)村居民旅游消費(fèi)行為實(shí)證檢驗(yàn)

1．凱恩斯絕對(duì)收入假說檢驗(yàn)

利用ADF方法對(duì)農(nóng)村居民人均旅游消費(fèi)支出(RTC)與農(nóng)村居民人均純收入 (RY)兩個(gè)時(shí)間序列變量進(jìn)行平穩(wěn)性檢驗(yàn)，結(jié)果表明均為2階單整，即 RTC～I(xiàn)(2)，RY～I(xiàn)(2)，運(yùn)用 EG兩步法檢驗(yàn)兩個(gè)變量是否存在協(xié)整關(guān)系。

回歸模型如式(8)，依據(jù)凱恩斯消費(fèi)函數(shù)理論，用 OLS方法對(duì)參數(shù)進(jìn)行估計(jì)，并用AR(3)進(jìn)行修正，消除自相關(guān)。

結(jié)果如表3所示，無自相關(guān)性，回歸參數(shù)顯著，模型擬合優(yōu)度效果好。對(duì)殘差Et進(jìn)行ADF檢驗(yàn)，結(jié)果顯示(表2)殘差為平穩(wěn)序列，故農(nóng)村居民本期旅游消費(fèi)與本期收入兩個(gè)時(shí)間序列存在協(xié)整關(guān)系，我國農(nóng)村居民旅游消費(fèi)行為證實(shí)了凱恩斯絕對(duì)收入假說。

通過建立無約束的VAR模型(式9、式10)對(duì)農(nóng)村居民旅游消費(fèi)支出RTCt和可支配收入RYt之間進(jìn)行格蘭杰因果檢驗(yàn)，可以得知，在10%的顯著性水平下，農(nóng)村居民可支配收入是農(nóng)村居民旅游消費(fèi)支出變動(dòng)的格蘭杰原因，檢驗(yàn)結(jié)果見表4。

2．杜森貝里相對(duì)收入假說檢驗(yàn)

RTCt－1表示農(nóng)村居民前期旅游消費(fèi)。RTC、RY、RTCt－1均為2 階單整時(shí)間序列，對(duì)農(nóng)村居民本期旅游消費(fèi)與本期收入和前期旅游消費(fèi)之間的協(xié)整關(guān)系(11)進(jìn)行檢驗(yàn)，結(jié)果見表3。

表3顯示，變量農(nóng)村居民前期旅游消費(fèi)支出RTCt－1的參數(shù)估計(jì)值未能通過t檢驗(yàn)，而且系數(shù)為－0.379154，與經(jīng)濟(jì)意義不相符，模型存在明顯的共線性。為了進(jìn)一步確認(rèn)這一點(diǎn)，用逐步回歸法檢驗(yàn)，發(fā)現(xiàn)去掉變量RTCt－1，模型更有解釋力。RTC和RTCt－1不存在協(xié)整關(guān)系，杜森貝里的相對(duì)收入假說不能解釋我國農(nóng)村居民旅游消費(fèi)行為。

3．弗里德曼持久收入假說檢驗(yàn)

農(nóng)村居民持久收入仍用本年和前3年收入的加權(quán)平均數(shù)來替代，權(quán)數(shù)分別為 0.4、0.3、0.2和0.1，農(nóng)村居民可支配收入的時(shí)間段為1991－2008年。檢驗(yàn)農(nóng)村居民本期旅游消費(fèi)與持久收入(RYp，2階單整時(shí)間序列)的協(xié)整關(guān)系(如式12)，回歸結(jié)果列示在表3中，殘差的ADF檢驗(yàn)結(jié)果見表2。結(jié)果顯示，農(nóng)村居民本期旅游消費(fèi)支出與持久收入存在協(xié)整關(guān)系，農(nóng)村居民本期旅游消費(fèi)受本期收入和以前各期收入的影響，弗里德曼持久收入假說得到證實(shí)。

構(gòu)建無約束的VAR模型(式13、式14)對(duì)農(nóng)村居民旅游消費(fèi)支出RTCt和持久收入RYpt之間進(jìn)行格蘭杰因果檢驗(yàn)，可以得知，在1%的顯著性水平下，農(nóng)村居民持久收入是農(nóng)村居民旅游消費(fèi)支出變動(dòng)的格蘭杰原因，弗里德曼的持久收入假說得到進(jìn)一步驗(yàn)證，檢驗(yàn)結(jié)果見表4。

表3 農(nóng)村居民人均旅游消費(fèi)支出關(guān)于收入的回歸結(jié)果

表4 城鄉(xiāng)居民旅游消費(fèi)支出與收入之間的格蘭杰因果檢驗(yàn)結(jié)果

四、結(jié)論與建議

(一)結(jié)論

(1)從實(shí)證檢驗(yàn)的結(jié)果可以看出，城鎮(zhèn)居民、農(nóng)村居民旅游消費(fèi)支出與本期收入、持久收入之間存在長期的均衡關(guān)系，本期收入、持久收入是影響城鎮(zhèn)居民、農(nóng)村居民旅游消費(fèi)支出變動(dòng)的格蘭杰原因。因此，本期收入、持久收入都是解釋我國城鄉(xiāng)居民旅游消費(fèi)的主要變量，只有收入水平提高，城鄉(xiāng)居民的旅游消費(fèi)水平才會(huì)相應(yīng)提高。

(2)影響城鎮(zhèn)居民與農(nóng)村居民旅游消費(fèi)的因素有差異。實(shí)證說明，城鎮(zhèn)旅游消費(fèi)受前期旅游消費(fèi)影響，而農(nóng)村居民消費(fèi)不受前期旅游消費(fèi)影響。就本期消費(fèi)與前期消費(fèi)的關(guān)系而言，城鄉(xiāng)居民旅游消費(fèi)行為存在較大差異。從旅游消費(fèi)支出模型回歸結(jié)果來看，城鎮(zhèn)居民前期旅游消費(fèi)UTCt－1的系數(shù)為0.513952，參數(shù)估計(jì)值通過了t檢驗(yàn)，說明城鎮(zhèn)居民本期旅游消費(fèi)與前期旅游消費(fèi)的聯(lián)系較明顯，城鎮(zhèn)居民旅游消費(fèi)的“棘輪效應(yīng)”得以體現(xiàn);而農(nóng)村居民前期旅游消費(fèi)支出RTCt－1的參數(shù)估計(jì)值未能通過t檢驗(yàn)，且系數(shù)為－0.379154，與經(jīng)濟(jì)意義不相符，說明農(nóng)村居民相鄰期間旅游消費(fèi)之間的關(guān)系并不顯著。城鎮(zhèn)居民旅游消費(fèi)體現(xiàn)出“棘輪效應(yīng)”特征，這與城鎮(zhèn)居民生活經(jīng)濟(jì)來源穩(wěn)定有關(guān);更重要的是相對(duì)農(nóng)村居民而言，城鎮(zhèn)居民的社會(huì)保障體系更為完善，實(shí)施也更早，解決了城鎮(zhèn)居民生活的后顧之憂，即使經(jīng)濟(jì)波動(dòng)、收入下降，也不會(huì)輕易降低旅游消費(fèi)支出。

(3)城鎮(zhèn)居民與農(nóng)村居民自發(fā)旅游消費(fèi)與旅游邊際消費(fèi)傾向有差異。從表1和表3可知，各類旅游消費(fèi)函數(shù)實(shí)證檢驗(yàn)結(jié)果都表明城鎮(zhèn)居民的自發(fā)旅游消費(fèi)都高于農(nóng)村居民。城鎮(zhèn)居民在絕對(duì)收入假說消費(fèi)函數(shù)中的自發(fā)消費(fèi)為504．3263元，在相對(duì)收入假說消費(fèi)函數(shù)中的自發(fā)消費(fèi)為237．6574元，在持久收入假說消費(fèi)函數(shù)中的自發(fā)消費(fèi)為475．9759元，而農(nóng)村居民的自發(fā)消費(fèi)分別為 128．0888、186．0913、83．06397元。出現(xiàn)這一差異與城鄉(xiāng)居民的生活條件和消費(fèi)環(huán)境有關(guān)。城鎮(zhèn)地區(qū)的生活水平普遍高于農(nóng)村地區(qū)，城鎮(zhèn)居民基本消費(fèi)支出必然高于農(nóng)村居民，城鎮(zhèn)居民旅游支出高于農(nóng)村居民也理所當(dāng)然。

表1和表3還表明我國農(nóng)村居民的旅游邊際消費(fèi)傾向高于城鎮(zhèn)居民，農(nóng)村居民在絕對(duì)收入假說消費(fèi)函數(shù)、相對(duì)收入假說消費(fèi)函數(shù)、持久收入假說消費(fèi)函中的邊際消費(fèi)傾向分別為0.030030、0.037581、0.048681，而城鎮(zhèn)居民的邊際消費(fèi)傾向分別為 0.023526、0.013534、0.029236，這些數(shù)據(jù)也證實(shí)了邊際消費(fèi)傾向遞減規(guī)律。當(dāng)前，城鎮(zhèn)居民消費(fèi)結(jié)構(gòu)正在轉(zhuǎn)型升級(jí)，由旅游等基本生活消費(fèi)轉(zhuǎn)向高檔消費(fèi)，城鎮(zhèn)居民收入增量在滿足基本生活消費(fèi)之后，大部分被儲(chǔ)蓄起來 ，用于未來購買汽車、住房等大宗耐用消費(fèi)品，或用于投資以獲得財(cái)產(chǎn)性收入。而我國農(nóng)村發(fā)展滯后，城鄉(xiāng)收入差距不斷拉大，農(nóng)村居民收入水平相對(duì)較低，多數(shù)農(nóng)民仍舊停留在以基本生活為主的消費(fèi)階段。對(duì)城鎮(zhèn)居民而言，旅游是較低層次的消費(fèi)，需求的收入彈性較小;而對(duì)農(nóng)村居民來說，旅游在其基本消費(fèi)中層次較高，需求的收入彈性較大。這就是我國農(nóng)村居民旅游邊際消費(fèi)傾向高于城鎮(zhèn)居民的主要原因。

(二)建議

(1)完善收入分配制度，提高城鎮(zhèn)居民收入水平和邊際旅游消費(fèi)傾向。在效益優(yōu)先、兼顧公平的原則下，逐步解決收入分配不公，收入差距擴(kuò)大問題，加強(qiáng)收入的結(jié)構(gòu)性調(diào)整，加大對(duì)低收入人群的轉(zhuǎn)移支付力度;國民收入分配適當(dāng)向居民傾斜，增加勞動(dòng)力要素收入在總收入中的占比，將經(jīng)濟(jì)增長的好處讓城鎮(zhèn)居民分享，降低勞動(dòng)收入的不確定性，保證城鎮(zhèn)居民收入持續(xù)快速增長;轉(zhuǎn)變經(jīng)濟(jì)增長方式，加快經(jīng)濟(jì)結(jié)構(gòu)和區(qū)域結(jié)構(gòu)調(diào)整力度，促進(jìn)經(jīng)濟(jì)持續(xù)增長;推進(jìn)公共服務(wù)體制等相關(guān)制度建設(shè)，健全社會(huì)保障體系，為城鎮(zhèn)居民構(gòu)建一個(gè)安全網(wǎng)絡(luò)，促進(jìn)城鎮(zhèn)居民旅游消費(fèi)需求的日益增長。

(2)促進(jìn)農(nóng)村居民增收，優(yōu)化農(nóng)村居民旅游消費(fèi)產(chǎn)品結(jié)構(gòu)，轉(zhuǎn)變農(nóng)村居民消費(fèi)觀念。與城鎮(zhèn)居民不同，農(nóng)村居民旅游消費(fèi)的邊際傾向較高，制約農(nóng)村居民旅游消費(fèi)水平提高的主要因素是農(nóng)村居民收入水平低、農(nóng)村旅游消費(fèi)結(jié)構(gòu)不合理、消費(fèi)觀念落后。為了提高農(nóng)村居民旅游消費(fèi)水平，首先，應(yīng)努力拓展農(nóng)民增收的途徑，積極實(shí)行各種減負(fù)的措施，深化農(nóng)村生產(chǎn)要素的市場化改革步伐，切實(shí)提高農(nóng)民的收入水平。加強(qiáng)農(nóng)村公共品投入，建立健全農(nóng)村社會(huì)保障體系，降低農(nóng)村居民家庭保障的投入。其次，降低旅游消費(fèi)門檻，積極開發(fā)適合農(nóng)村居民消費(fèi)需求的旅游產(chǎn)品;促進(jìn)農(nóng)村金融發(fā)展，開展農(nóng)村居民信用消費(fèi)業(yè)務(wù)，提升農(nóng)村居民旅游消費(fèi)需求層次;再次，引導(dǎo)農(nóng)民轉(zhuǎn)變消費(fèi)觀念，加強(qiáng)對(duì)農(nóng)村居民的旅游休閑消費(fèi)宣傳，培養(yǎng)其科學(xué)文明的休閑消費(fèi)習(xí)慣，提升其旅游消費(fèi)意識(shí)［16］23－27。

［1］劉文彬．影響城鄉(xiāng)居民國內(nèi)旅游消費(fèi)的若干因素分析［J］．消費(fèi)導(dǎo)刊，2009，(2)．

［2］王慧元，楊艷．城市居民國內(nèi)旅游消費(fèi)行為決策研究［J］．商業(yè)研究，2009，(18)．

［3］周翀燕，李祝舜．我國農(nóng)民旅游市場開發(fā)初探［J］．旅游學(xué)刊，2004，(4)．

［4］谷惠敏，伍春來．中國收入分配結(jié)構(gòu)演變對(duì)國內(nèi)旅游消費(fèi)的影響［J］．旅游學(xué)刊，2003，(2)．

［5］高書軍，張廣海．國內(nèi)旅游消費(fèi)模型及實(shí)證研究［J］．統(tǒng)計(jì)與決策，2004，(4)．

［6］刁宗廣．中國農(nóng)村居民旅游消費(fèi)水平及區(qū)域差異研究［J］．地理科學(xué)，2009，(2)．

［7］周文麗，李世平．基于凱恩斯消費(fèi)理論的旅游消費(fèi)與收入關(guān)系實(shí)證研究［J］．旅游學(xué)刊，2010，(5)．

［8］曾令華，趙曉英．中國城鎮(zhèn)居民消費(fèi)函數(shù)分析——基于1978－2000年的數(shù)據(jù)［J］．山西財(cái)經(jīng)大學(xué)學(xué)報(bào)，2006，(12)．

［9］依紹華，聶紹偉．我國農(nóng)村居民旅游消費(fèi)與收入關(guān)系實(shí)證研究［J］．經(jīng)濟(jì)學(xué)動(dòng)態(tài)，2011，(9)．

［10］余永定，張宇燕，鄭秉文．西方經(jīng)濟(jì)學(xué)(第3版)［M］．北京:經(jīng)濟(jì)科學(xué)出版社，2002．

［11］封巖．現(xiàn)代西方消費(fèi)行為理論的綜述［J］．商場現(xiàn)代化，2009，(8)．

［12］Granger，C．W．J．．Some Recent Development in a Concept of Causality［J］．Journal of Econometrics，1988，(39)．

［13］高鐵梅．計(jì)量經(jīng)濟(jì)分析方法與建?！狤views應(yīng)用及實(shí)例［M］．北京:清華大學(xué)出版社，2006．

［14］潘文軒．我國城鄉(xiāng)居民消費(fèi)行為的差異性及其政策含義［J］．統(tǒng)計(jì)研究，2010，(8)．

［15］張麗峰，柳彬德．我國居民旅游消費(fèi)對(duì)經(jīng)濟(jì)增長的影響分析［J］．技術(shù)經(jīng)濟(jì)，2009，(5)．

［16］趙東喜，劉永涓．農(nóng)村居民旅游消費(fèi)影響因素研究［J］．旅游論壇，2010，(2)．