卞顯紅,周筍芳（1.浙江工商大學(xué) 旅游與城市管理學(xué)院，浙江 杭州 310018；2.杭州碧海旅游規(guī)劃設(shè)計(jì)有限公司，浙江 杭州 310011）

[旅游市場(chǎng)研究]

中國(guó)城鄉(xiāng)居民生活消費(fèi)水平與結(jié)構(gòu)對(duì)其旅游花費(fèi)影響機(jī)制研究*

卞顯紅1,2,周筍芳1,2
（1.浙江工商大學(xué) 旅游與城市管理學(xué)院，浙江 杭州 310018；2.杭州碧海旅游規(guī)劃設(shè)計(jì)有限公司，浙江 杭州 310011）

基于計(jì)量經(jīng)濟(jì)學(xué)方法對(duì)中國(guó)城鄉(xiāng)居民生活消費(fèi)水平與結(jié)構(gòu)對(duì)其旅游花費(fèi)影響機(jī)制進(jìn)行分析，并結(jié)合城鄉(xiāng)居民消費(fèi)、旅游消費(fèi)等變動(dòng)趨勢(shì)進(jìn)行數(shù)據(jù)合理解釋。研究結(jié)果表明：（1）文教娛樂(lè)用品及服務(wù)消費(fèi)支出對(duì)城鄉(xiāng)居民旅游消費(fèi)均具有顯著正向影響；（2）食品消費(fèi)支出對(duì)城鄉(xiāng)居民旅游消費(fèi)支出影響方向相反，居住消費(fèi)支出對(duì)城鄉(xiāng)居民旅游消費(fèi)支出影響均為負(fù)相關(guān)影響；（3）交通通訊消費(fèi)支出對(duì)城鄉(xiāng)居民旅游消費(fèi)支出影響方向相反；（4）衣著消費(fèi)支出對(duì)城鄉(xiāng)居民旅游消費(fèi)支出影響方向相反；（5）醫(yī)療保健消費(fèi)支出對(duì)城鄉(xiāng)居民旅游消費(fèi)支出均為負(fù)相關(guān)影響；（6）城鄉(xiāng)居民物質(zhì)性、精神性生活消費(fèi)支出對(duì)旅游消費(fèi)支出影響差異明顯。

城鄉(xiāng)居民收入；居民旅游花費(fèi)；影響機(jī)制；消費(fèi)水平與結(jié)構(gòu)

引言

隨著我國(guó)經(jīng)濟(jì)的大力發(fā)展以及農(nóng)村各項(xiàng)民生保障制度的逐步完善，農(nóng)村居民年收入得以大幅度的增長(zhǎng)，因而農(nóng)村居民旅游市場(chǎng)已逐漸成為旅游市場(chǎng)的重要組成部分之一。目前大量的學(xué)者開(kāi)始研究城鄉(xiāng)居民旅游消費(fèi)相關(guān)的領(lǐng)域：（1）城鄉(xiāng)居民旅游消費(fèi)需求的特點(diǎn)研究[1-2]；（2）影響城鄉(xiāng)居民旅游消費(fèi)的主要因素研究[3-5]；（3）城鄉(xiāng)居民旅游消費(fèi)水平相關(guān)研究[6-7]；（4）城鄉(xiāng)居民出游頻率研究[8-9]；（5）影響城鄉(xiāng)居民旅游決策的研究[10-12]；（6）城鄉(xiāng)居民旅游消費(fèi)結(jié)構(gòu)及對(duì)社會(huì)影響的研究[13-17]等方面。以上研究從各個(gè)方面對(duì)城鄉(xiāng)居民旅游花費(fèi)的問(wèn)題進(jìn)行了分析與探討，為進(jìn)一步促進(jìn)國(guó)內(nèi)旅游事業(yè)的發(fā)展貢獻(xiàn)了一定的力量。

劉文斌認(rèn)為：旅游消費(fèi)的增長(zhǎng)并不一定帶來(lái)國(guó)民經(jīng)濟(jì)總量的增長(zhǎng)，因?yàn)橄M(fèi)者的邊際消費(fèi)傾向一般是相當(dāng)穩(wěn)定的，隨著收入的增長(zhǎng)人們消費(fèi)結(jié)構(gòu)會(huì)發(fā)生很大的變化，在一定的收入約束下，旅游消費(fèi)的增長(zhǎng)可能意味著其他消費(fèi)份額的減少[18]。同理，城鄉(xiāng)居民其他生活消費(fèi)支出的增減也必將對(duì)其旅游消費(fèi)產(chǎn)生重要影響。查芳通過(guò)對(duì)1994-2009年旅游消費(fèi)和居民消費(fèi)結(jié)構(gòu)有關(guān)數(shù)據(jù)的分析，發(fā)現(xiàn)我國(guó)旅游消費(fèi)的增長(zhǎng)速度在不斷放緩，導(dǎo)致旅游產(chǎn)業(yè)的發(fā)展可能面臨“瓶頸”；城鄉(xiāng)二元結(jié)構(gòu)對(duì)旅游消費(fèi)有重要影響，城鎮(zhèn)居民旅游消費(fèi)降低與住房、醫(yī)療和教育等支出有關(guān)，農(nóng)村居民旅游消費(fèi)可能會(huì)發(fā)展為新的增長(zhǎng)點(diǎn)[13]127-129。

城鄉(xiāng)居民生活消費(fèi)水平與結(jié)構(gòu)對(duì)其旅游花費(fèi)產(chǎn)生一定的影響，而且城鎮(zhèn)居民與農(nóng)村居民不同類型的生活消費(fèi)變動(dòng)對(duì)其影響機(jī)制不同，并具有較為明顯的差異。本文分析了城鎮(zhèn)居民、農(nóng)村居民食品、居住、衣著、文教娛樂(lè)用品及服務(wù)、交通通訊、醫(yī)療保健、家庭設(shè)備用品及服務(wù)、其他商品和服務(wù)消費(fèi)等8項(xiàng)生活消費(fèi)支出水平與結(jié)構(gòu)對(duì)城鄉(xiāng)居民旅游花費(fèi)的影響機(jī)制，分析了城鎮(zhèn)居民、農(nóng)村居民生活消費(fèi)對(duì)旅游消費(fèi)之間的影響差異，發(fā)現(xiàn)了一些有價(jià)值的規(guī)律，具有一定的實(shí)踐運(yùn)用價(jià)值。

一、數(shù)據(jù)來(lái)源與研究方法

（一）數(shù)據(jù)來(lái)源

本文數(shù)據(jù)來(lái)源于1996-2011年共11年的《中國(guó)統(tǒng)計(jì)年鑒》、《中國(guó)旅游統(tǒng)計(jì)年鑒》、《中國(guó)國(guó)內(nèi)旅游抽樣調(diào)查資料》（2009年后該調(diào)查資料改名為《中國(guó)旅游抽樣調(diào)查資料》）。根據(jù)以上年鑒中相關(guān)數(shù)據(jù)，本文整理出1995-2010年全國(guó)城鄉(xiāng)居民旅游花費(fèi)、旅游人次、可支配收入、生活消費(fèi)支出、人口等比較指標(biāo)；1995-2010年中國(guó)城鎮(zhèn)與農(nóng)村居民居住、醫(yī)療保健、旅游等支出占生活消費(fèi)支出比重變動(dòng)；1995-2010年中國(guó)城鎮(zhèn)、農(nóng)村新建住宅、人均住房面積等相關(guān)指標(biāo)。

（二）數(shù)據(jù)分析方法與步驟

本文使用的統(tǒng)計(jì)軟件為EViews6.0分析軟件。在對(duì)變量進(jìn)行回歸分析前，本文首先對(duì)城鎮(zhèn)居民、農(nóng)村居民旅游花費(fèi)、生活消費(fèi)支出及各種生活消費(fèi)支出等相關(guān)指標(biāo)進(jìn)行單位根ADF檢驗(yàn)；然后在得出這些數(shù)據(jù)符合平穩(wěn)序列后進(jìn)行回歸分析，并對(duì)估計(jì)方程進(jìn)行計(jì)量經(jīng)濟(jì)學(xué)檢測(cè)，如果沒(méi)有達(dá)到相關(guān)計(jì)量經(jīng)濟(jì)學(xué)檢測(cè)指標(biāo)，則再進(jìn)行加權(quán)回歸分析，得到理想的回歸估計(jì)方程。

本文主要使用計(jì)量經(jīng)濟(jì)學(xué)方法對(duì)中國(guó)城鄉(xiāng)居民生活消費(fèi)水平與結(jié)構(gòu)對(duì)其旅游花費(fèi)影響機(jī)制進(jìn)行分析，并結(jié)合城鄉(xiāng)居民消費(fèi)、旅游消費(fèi)等變動(dòng)趨勢(shì)進(jìn)行數(shù)據(jù)合理解釋。

1.運(yùn)用ADF單位根檢驗(yàn)對(duì)數(shù)據(jù)序列進(jìn)行檢測(cè)

ADF單位根檢驗(yàn)主要用于檢驗(yàn)時(shí)間序列的平穩(wěn)性。假如ADF統(tǒng)計(jì)量為負(fù)，并且大于0.05顯著水平上的臨界值，那么表明時(shí)間序列是平穩(wěn)的。假如一階差分非平穩(wěn)，便進(jìn)行二階差分檢驗(yàn)[19]。

2.運(yùn)用格蘭杰因果關(guān)系檢驗(yàn)對(duì)數(shù)據(jù)序列進(jìn)行檢測(cè)

格蘭杰因果檢驗(yàn)統(tǒng)計(jì)量F服從標(biāo)準(zhǔn)F的分布，假如大于F分布的臨界值，便拒絕零假設(shè)。該檢驗(yàn)的基本依據(jù)是：假設(shè)某個(gè)變量發(fā)生改變是由另一個(gè)變量影響而產(chǎn)生的，那么另一個(gè)變量發(fā)生改變則應(yīng)該發(fā)生在某個(gè)變量變化之前（馬成文等）[3] 47-69。

3.運(yùn)用EG檢驗(yàn)對(duì)數(shù)據(jù)序列進(jìn)行協(xié)整關(guān)系分析

Engle和Granger對(duì)檢驗(yàn)xt和yt這兩個(gè)變量協(xié)整與否提出了EG檢驗(yàn)[20]。在d階單整的序列下的xt和yt，用OLS估計(jì)xt對(duì)yt回歸關(guān)系，即：yt=α+βxt+εt。若模型殘差的預(yù)估值為常數(shù)單整，那么xt和yt這兩個(gè)變量為協(xié)整關(guān)系且關(guān)系長(zhǎng)期穩(wěn)定，同時(shí)可知回歸方程未存在偽回歸（易丹輝；高鐵梅，王金明）[21-22]。

二、中國(guó)城鄉(xiāng)居民旅游消費(fèi)水平與其生活消費(fèi)支出相關(guān)數(shù)據(jù)ADF檢驗(yàn)

本文使用EViews6.0統(tǒng)計(jì)分析軟件對(duì)1995-2010年農(nóng)村居民旅游人均花費(fèi)、各類生活消費(fèi)支出時(shí)間序列數(shù)據(jù)進(jìn)行了ADF單位根檢驗(yàn)（表1、2）。表1、2表明：城鄉(xiāng)居民旅游人均花費(fèi)、各類生活消費(fèi)支出數(shù)據(jù)均為二階差分平穩(wěn)。本文使用EViews6.0統(tǒng)計(jì)分析軟件對(duì)城鄉(xiāng)居民旅游消費(fèi)與各類生活消費(fèi)支出1995-2010年時(shí)間序列數(shù)據(jù)，選擇滯后期為1，2，進(jìn)行格蘭杰因果檢驗(yàn)，發(fā)現(xiàn)：（1）對(duì)城鎮(zhèn)居民來(lái)說(shuō)，在0.05顯著水平上，CZSHHF，JTTX，JZZC，WYHF，YLBJ是引起CZLY變化的格蘭杰原因；（2）對(duì)農(nóng)村居民來(lái)說(shuō)，在0.05顯著水平上，NCSHHF，WYHF，YLBJ，YZZC，SPZC，JTTX，JZZC，JSZC是引起NCLY變化的格蘭杰原因。

表1 農(nóng)村居民旅游人均花費(fèi)、各類生活消費(fèi)支出單位根穩(wěn)定性檢驗(yàn)

注：（1）Δ表示對(duì)變量取差分，Δ2表示對(duì)變量取2階差分。（2）模型（C,T,P），其中C,T分別表示截距項(xiàng)或趨勢(shì)項(xiàng)，P表示檢驗(yàn)方程中差分項(xiàng)的滯后階數(shù)。當(dāng)C,T取值為0時(shí)，表示模型不包含截距項(xiàng)或趨勢(shì)項(xiàng)。滯后期選擇標(biāo)準(zhǔn)采用AIC原則。

數(shù)據(jù)來(lái)源：作者計(jì)算。

表2 城鎮(zhèn)居民旅游人均花費(fèi)、各類生活消費(fèi)支出單位根穩(wěn)定性檢驗(yàn)

注：（1）Δ表示對(duì)變量取差分，Δ2表示對(duì)變量取2階差分。（2）模型（C,T,P），其中C,T分別表示截距項(xiàng)或趨勢(shì)項(xiàng)，P表示檢驗(yàn)方程中差分項(xiàng)的滯后階數(shù)。當(dāng)C,T取值為0時(shí)，表示模型不包含截距項(xiàng)或趨勢(shì)項(xiàng)。滯后期選擇標(biāo)準(zhǔn)采用AIC原則。

數(shù)據(jù)來(lái)源：作者計(jì)算。

經(jīng)過(guò)對(duì)以上指標(biāo)數(shù)據(jù)ADF單位根檢驗(yàn)及格蘭杰因果檢驗(yàn)，結(jié)果表明：可以借鑒EG檢驗(yàn)法來(lái)檢驗(yàn)城鎮(zhèn)居民、農(nóng)村居民旅游消費(fèi)支出與其各類生活消費(fèi)支出之間存在長(zhǎng)期均衡關(guān)系和協(xié)整關(guān)系，適合進(jìn)行OLS估計(jì)。

三、中國(guó)農(nóng)村居民旅游消費(fèi)水平與其生活消費(fèi)支出水平、結(jié)構(gòu)回歸分析

（一）中國(guó)農(nóng)村居民人均旅游花費(fèi)與其生活消費(fèi)支出關(guān)系分析

本文使用EViews6.0分析軟件對(duì)農(nóng)村居民人均旅游花費(fèi)與其生活消費(fèi)支出進(jìn)行OLS分析，得出回歸方程（1）：

回歸方程為：

（1）

估計(jì)方程（1）擬合優(yōu)度R2為52.93%，F(xiàn)統(tǒng)計(jì)量滿足顯著性檢驗(yàn)（顯著水平為5%）。假如該殘差序列平穩(wěn)，則表明該方程不存在偽回歸。對(duì)方程（1）運(yùn)用平穩(wěn)性檢驗(yàn)對(duì)殘差序列進(jìn)行檢測(cè)，依據(jù)AIC最小原則并通過(guò)測(cè)算，選擇滯后期6時(shí)的單位根檢驗(yàn)形式，結(jié)果表明殘差平穩(wěn)性檢驗(yàn)的ADF統(tǒng)計(jì)量（-2.395 050）大于0.05顯著水平下的臨界值（-3.081 002），說(shuō)明殘差序列是I（0）不平穩(wěn)的，因此估計(jì)方程不存在協(xié)整關(guān)系且存在偽回歸。

現(xiàn)進(jìn)行加權(quán)OLS法估算（賦予權(quán)重1/殘差），得到回歸方程（2）：

回歸方程為：

（2）

估計(jì)方程（2）運(yùn)用平穩(wěn)性檢驗(yàn)對(duì)殘差序列進(jìn)行檢測(cè)，依據(jù)AIC最小原則并通過(guò)測(cè)算，選擇滯后期1時(shí)的單位根檢驗(yàn)形式，ADF統(tǒng)計(jì)量（-4.740 591）小于0.05顯著水平下的臨界值（-3.098 896），說(shuō)明殘差序列穩(wěn)定且不存在偽回歸，同時(shí)可知序列Y1和X1有著顯著的線性關(guān)系，農(nóng)村居民旅游花費(fèi)與生活消費(fèi)支出之間存在著長(zhǎng)期均衡關(guān)系，農(nóng)村居民生活消費(fèi)支出的增長(zhǎng)促進(jìn)了農(nóng)村居民人均旅游花費(fèi)的增長(zhǎng)，且在其他不變的條件下，農(nóng)村居民生活消費(fèi)支出每增長(zhǎng)100元，可以促進(jìn)4.63元的人均旅游花費(fèi)增長(zhǎng)。

（二）中國(guó)農(nóng)村居民人均旅游花費(fèi)與其生活消費(fèi)支出結(jié)構(gòu)回歸分析

本文使用EViews6.0分析軟件進(jìn)行分析，得出表1及回歸方程（3）。

回歸方程（3）為：

（3）

估計(jì)方程（3）擬合優(yōu)度R2為92.59%，F(xiàn)統(tǒng)計(jì)量滿足顯著性檢驗(yàn)（顯著水平為5%）。假如該殘差序列平穩(wěn)，則表明該方程不存在偽回歸。對(duì)估計(jì)方程（3）運(yùn)用平穩(wěn)性檢驗(yàn)對(duì)殘差序列進(jìn)行檢測(cè)，依據(jù)AIC最小原則并通過(guò)測(cè)算，選擇滯后期3時(shí)的單位根檢驗(yàn)形式，ADF統(tǒng)計(jì)量（-4.150 684）小于0.05顯著水平下的臨界值（-3.144 920），說(shuō)明殘差序列是平穩(wěn)的，估計(jì)結(jié)果可信，因此可以認(rèn)為農(nóng)村居民旅游花費(fèi)與8種類別生活消費(fèi)支出之間存在協(xié)整關(guān)系，存在長(zhǎng)期均衡關(guān)系，且協(xié)整方程不存在偽回歸，線性關(guān)系顯著。

估計(jì)方程（3）表明：（1）農(nóng)村居民文教娛樂(lè)用品及服務(wù)支出、食品支出、家庭設(shè)備用品及服務(wù)支出、交通通訊支出、其他商品和服務(wù)支出的增長(zhǎng)能促進(jìn)農(nóng)村居民人均旅游花費(fèi)的增長(zhǎng)。（2）農(nóng)村居民衣著支出、居住支出、醫(yī)療保健支出增長(zhǎng)將抑制農(nóng)村居民人均旅游花費(fèi)的增長(zhǎng)。

由表1分析：根據(jù)農(nóng)村居民旅游消費(fèi)占人均純收入比例、農(nóng)村居民旅游消費(fèi)占生活消費(fèi)支出比例變遷情況，1995-1999年5年間我國(guó)農(nóng)村居民旅游平均消費(fèi)傾向持續(xù)增長(zhǎng)，屬于高于其收入增長(zhǎng)、消費(fèi)增長(zhǎng)的早熟性消費(fèi)模式，而1999-2010年我國(guó)農(nóng)村居民旅游平均消費(fèi)持續(xù)降低，遠(yuǎn)遠(yuǎn)落后于其收入增長(zhǎng)、消費(fèi)增長(zhǎng)的滯后性消費(fèi)模式。

從生活消費(fèi)支出結(jié)構(gòu)變動(dòng)視角，估計(jì)方程（3）結(jié)果表明導(dǎo)致這種情況的主要原因有：

（1）農(nóng)村居民居住花費(fèi)除2002-2005年4年微降外，自1995年以來(lái)呈持續(xù)增長(zhǎng)態(tài)勢(shì)，尤其是2005年以來(lái)呈快速增長(zhǎng)態(tài)勢(shì)。方程（3）表明農(nóng)村居民居住花費(fèi)每增長(zhǎng)100元，將抑制38.3元的旅游花費(fèi)。農(nóng)村居民沒(méi)有城鎮(zhèn)居民的福利分房及住房補(bǔ)貼，為了改善居住條件，只能自身投入大量資金用于建房。自1999年以來(lái)農(nóng)村居民旅游花費(fèi)持續(xù)徘徊不前，甚至占生活花費(fèi)的比例持續(xù)下降，這與我國(guó)農(nóng)村居民為了改善居住條件進(jìn)行了大量的住房費(fèi)用支出緊密相關(guān)。

（2）農(nóng)村居民醫(yī)療保健支出1995-2010年間持續(xù)增長(zhǎng)。2006年農(nóng)村居民醫(yī)療保健支出占生活消費(fèi)支出的比重達(dá)到歷史高點(diǎn)（7.9%）。雖然2004年我國(guó)開(kāi)始實(shí)施新型農(nóng)村合作醫(yī)療制度，而且2006年以來(lái)，農(nóng)村居民醫(yī)療保健支出有所降低，但仍未扭轉(zhuǎn)持續(xù)上升趨勢(shì)。方程（3）表明農(nóng)村居民醫(yī)療保健支出每增長(zhǎng)100元，將抑制19.9元的旅游消費(fèi)支出。

（3）農(nóng)村居民衣著消費(fèi)支出占總消費(fèi)支出的比重1995-2010年間在5.8%-7.2%之間波動(dòng)，雖然升降趨勢(shì)不明顯，但估計(jì)方程（3）表明農(nóng)村居民衣著消費(fèi)支出與其旅游花費(fèi)成顯著負(fù)相關(guān)，而且系數(shù)較大。范金等研究表明從消費(fèi)支出彈性看，中國(guó)農(nóng)村居民衣著支出彈性大于1，衣著消費(fèi)對(duì)農(nóng)村居民是奢侈品。農(nóng)村居民由于收入水平低，消費(fèi)力弱，衣著消費(fèi)支出與居住消費(fèi)支出、醫(yī)療保健支出一起成為三大對(duì)農(nóng)村居民旅游花費(fèi)有顯著負(fù)面影響的生活消費(fèi)支出[23]。

（4）1995-2003年間，文教娛樂(lè)用品及服務(wù)支出占生活消費(fèi)支出的比重持續(xù)上升（7.8%至12.1%）。2003年以來(lái)，國(guó)家在廣大農(nóng)村大力推行義務(wù)教育免費(fèi)制度，并于2006年全面實(shí)行農(nóng)村免費(fèi)義務(wù)教育制度，這在一定程度上大力減輕了農(nóng)村居民教育負(fù)擔(dān)，2003-2010年8年間，該項(xiàng)支出呈下降態(tài)勢(shì)，至2010年降低到8.4%。自2006年以來(lái)，農(nóng)村居民旅游花費(fèi)打破在220元/人次左右的局面開(kāi)始緩慢上升，2010年達(dá)到306元/人次。農(nóng)村居民該項(xiàng)支出的持續(xù)降低對(duì)抵消居住消費(fèi)支出、醫(yī)療保健消費(fèi)支出增長(zhǎng)所帶來(lái)的抑制影響具有重要價(jià)值。但由于農(nóng)村居民用于文教娛樂(lè)用品及服務(wù)的支出比重過(guò)低，難以對(duì)促進(jìn)其旅游花費(fèi)起到關(guān)鍵作用，因此，農(nóng)村居民旅游花費(fèi)長(zhǎng)期滯后于收入水平及其他消費(fèi)水平的趨勢(shì)還將長(zhǎng)期存在。

（三）中國(guó)農(nóng)村居民人均旅游花費(fèi)與其生活消費(fèi)類型估計(jì)方程構(gòu)建

本文把農(nóng)村居民生活消費(fèi)類型劃分為物質(zhì)性生活消費(fèi)與精神性生活消費(fèi)。物質(zhì)性生活消費(fèi)支出主要包括食品、居住、衣著、家庭設(shè)備用品及服務(wù)等4類，精神性生活消費(fèi)主要包括醫(yī)療保健、文教娛樂(lè)用品及服務(wù)、交通通訊、其他商品及服務(wù)等4類。農(nóng)村居民精神性消費(fèi)支出1995-2010年來(lái)持續(xù)上升，由1995年的15.4%到2010年的28.5%，其中2003年以來(lái)，持續(xù)在28%左右徘徊（2006年突變，達(dá)到35.1%），總體上呈上升趨勢(shì)。

為了衡量農(nóng)村居民旅游花費(fèi)與其物質(zhì)性、精神性生活消費(fèi)之間的關(guān)系，本文使用EViews6.0分析軟件進(jìn)行分析：（1）農(nóng)村居民旅游花費(fèi)、農(nóng)村居民物質(zhì)性與精神性消費(fèi)三項(xiàng)變量進(jìn)行單位根ADF檢驗(yàn)，均滿足二階單整序列I（2）；（2）三項(xiàng)變量均為二階差分平穩(wěn)時(shí)間序列，滿足古典線性回歸模型的要求。本文采用OLS方法進(jìn)行分析，得回歸方程（4）：

（4）

估計(jì)方程（4）擬合優(yōu)度R2為61.42%，F(xiàn)統(tǒng)計(jì)量滿足顯著性檢驗(yàn)（顯著水平為5%）。假如該殘差序列平穩(wěn)，則表明該方程不存在偽回歸。對(duì)估計(jì)方程（4）運(yùn)用平穩(wěn)性檢驗(yàn)對(duì)殘差序列進(jìn)行檢測(cè)，依據(jù)AIC最小原則并通過(guò)測(cè)算，選擇滯后期3時(shí)的單位根檢驗(yàn)形式，結(jié)果ADF統(tǒng)計(jì)量（-4.876 519）小于0.05顯著水平下的臨界值（-3.119 910），說(shuō)明殘差序列是平穩(wěn)的，因此可以認(rèn)為農(nóng)村居民旅游花費(fèi)與物質(zhì)性與精神性生活消費(fèi)支出之間存在協(xié)整關(guān)系和長(zhǎng)期均衡關(guān)系，方程不存在偽回歸，有著顯著的線性關(guān)系。

估計(jì)方程（4）表明：（1）農(nóng)村居民旅游花費(fèi)主要與精神性消費(fèi)支出呈顯著正相關(guān)（達(dá)到95%水平上的顯著正相關(guān)水平），每增加100元精神性消費(fèi)支出，將會(huì)促進(jìn)22.59元的旅游花費(fèi)；（2）農(nóng)村居民旅游花費(fèi)主要與物質(zhì)性消費(fèi)支出呈負(fù)相關(guān)（未達(dá)到95%水平上的顯著負(fù)相關(guān)水平），每增加100元物質(zhì)性消費(fèi)支出，將會(huì)抑制3.37元的旅游花費(fèi)。

四、中國(guó)城鎮(zhèn)居民旅游消費(fèi)水平與其生活消費(fèi)支出水平、結(jié)構(gòu)回歸分析

（一）我國(guó)城鎮(zhèn)居民人均旅游花費(fèi)與其生活消費(fèi)支出關(guān)系分析

選擇滯后期2，發(fā)現(xiàn)CZSHHF是引起CZLY變化的格蘭杰原因，且根據(jù)以上城鎮(zhèn)居民旅游及生活消費(fèi)支出指標(biāo)ADF單位根檢驗(yàn)為二階差分穩(wěn)定，CZSHHF與CZLY之間存在長(zhǎng)期穩(wěn)定關(guān)系，適合進(jìn)行OLS估計(jì)。本文使用EViews6.0分析軟件對(duì)城鎮(zhèn)居民人均旅游花費(fèi)與其生活消費(fèi)支出結(jié)構(gòu)進(jìn)行OLS分析，得出回歸方程（5）：

回歸方程為：

（5）

估計(jì)方程（5）擬合優(yōu)度R2為78.48%，F(xiàn)統(tǒng)計(jì)量滿足顯著性檢驗(yàn)（顯著水平為5%）。假如該殘差序列平穩(wěn)，則表明該方程不存在偽回歸。對(duì)估計(jì)方程（5）運(yùn)用平穩(wěn)性檢驗(yàn)對(duì)殘差序列進(jìn)行檢測(cè)，依據(jù)AIC最小原則并通過(guò)測(cè)算，選擇滯后期1時(shí)的單位根檢驗(yàn)形式， 結(jié)果ADF統(tǒng)計(jì)量（-2.893 922）小于0.10顯著水平下的臨界值（-2.681 330），說(shuō)明殘差序列是I（0）平穩(wěn)的，因而估計(jì)方程存在協(xié)整關(guān)系且不存在偽回歸。城鎮(zhèn)居民旅游花費(fèi)與生活消費(fèi)支出之間存在著長(zhǎng)期均衡關(guān)系（達(dá)到0.05水平上的顯著正相關(guān)影響），城鎮(zhèn)居民生活消費(fèi)支出的增長(zhǎng)促進(jìn)了其人均旅游花費(fèi)的增長(zhǎng)，且在其他不變條件下，城鎮(zhèn)居民生活消費(fèi)支出每增長(zhǎng)100元，旅游消費(fèi)支出增長(zhǎng)3.438元。

（二）城鎮(zhèn)居民人均旅游花費(fèi)與其生活消費(fèi)支出結(jié)構(gòu)回歸分析

本文使用EViews6.0分析軟件進(jìn)行分析，得出回歸方程（6）：

（6）

估計(jì)方程（6）擬合優(yōu)度R2為94.51%，F(xiàn)統(tǒng)計(jì)量滿足顯著性檢驗(yàn)（顯著水平為5%）。假如該殘差序列平穩(wěn)，則表明該方程不存在偽回歸。對(duì)估計(jì)方程（6）運(yùn)用平穩(wěn)性檢驗(yàn)對(duì)殘差序列進(jìn)行檢測(cè)，依據(jù)AIC最小原則并通過(guò)測(cè)算，選擇滯后期1時(shí)的單位根檢驗(yàn)形式，結(jié)果ADF統(tǒng)計(jì)量（-3.846 789）小于0.05顯著水平下的臨界值（-3.081 002），即殘差序列平穩(wěn)，因此可以認(rèn)為農(nóng)村居民旅游花費(fèi)與8種類別生活消費(fèi)支出之間存在協(xié)整與長(zhǎng)期均衡的關(guān)系，方程不存在偽回歸，有著顯著的線性關(guān)系。

估計(jì)方程（6）表明：（1）城鎮(zhèn)居民文教娛樂(lè)用品及服務(wù)支出、衣著支出、家庭設(shè)備用品及服務(wù)支出的增長(zhǎng)能促進(jìn)城鎮(zhèn)居民人均旅游花費(fèi)的增長(zhǎng)，其中文教娛樂(lè)用品及服務(wù)支出與旅游消費(fèi)支出呈顯著正相關(guān)（達(dá)到0.05水平上顯著相關(guān)水平）。在其他不變的條件下，城鎮(zhèn)居民文教娛樂(lè)用品及服務(wù)支出每增長(zhǎng)100元，可以平均實(shí)現(xiàn)145.5元的人均旅游花費(fèi)的增長(zhǎng)；（2）城鎮(zhèn)居民食品支出、居住支出、醫(yī)療保健支出、交通通訊支出、其他商品和服務(wù)支出增長(zhǎng)將抑制農(nóng)村居民人均旅游花費(fèi)的增長(zhǎng)，其中交通通訊消費(fèi)支出與旅游消費(fèi)支出呈顯著負(fù)相關(guān)（達(dá)到0.05水平上顯著相關(guān)水平）。在其他不變的條件下，城鎮(zhèn)居民交通通訊消費(fèi)支出每增長(zhǎng)100元，將會(huì)抑制93.13元的人均旅游花費(fèi)增長(zhǎng)。由表1、2分析：根據(jù)城鎮(zhèn)居民旅游消費(fèi)占人均純收入比例、農(nóng)村居民旅游消費(fèi)占生活消費(fèi)支出比例變遷情況，自1995年以來(lái)，我國(guó)城鎮(zhèn)居民旅游平均消費(fèi)傾向持續(xù)降低，遠(yuǎn)遠(yuǎn)落后于其收入增長(zhǎng)、屬于典型的滯后性消費(fèi)模式。城鎮(zhèn)居民旅游消費(fèi)為滯后性消費(fèi)模式形成的機(jī)制從消費(fèi)支出結(jié)構(gòu)變遷情況，主要是源于城鎮(zhèn)居民交通通訊、醫(yī)療保健、居住等消費(fèi)支出持續(xù)增長(zhǎng)，從而嚴(yán)重制約著我國(guó)城鎮(zhèn)居民旅游消費(fèi)水平提升。

（三）中國(guó)城鎮(zhèn)居民人均旅游花費(fèi)與其生活消費(fèi)類型估計(jì)方程構(gòu)建

城鎮(zhèn)居民精神性生活消費(fèi)支出1995-2010年來(lái)持續(xù)上升，由1995年的739.26元上升到2010年4 982.26元，占生活消費(fèi)支出比重由1995年15.4%到2002年的35.73%，2003-2010年持續(xù)在36.0%左右徘徊。2003年以來(lái)城鎮(zhèn)居民精神性生活消費(fèi)支出絕對(duì)數(shù)由2 154.24元增長(zhǎng)到4 982.26元，年均增速11.05%，而同期居民精神性生活消費(fèi)支出占生活消費(fèi)支出比重持續(xù)不前，在一定程度上說(shuō)明城鎮(zhèn)居民精神性生活消費(fèi)負(fù)擔(dān)在一定程度上減輕或減弱，這也與城鎮(zhèn)居民人均旅游消費(fèi)支出近10多年來(lái)一直徘徊不前的實(shí)際情況相符合。

為了衡量城鎮(zhèn)居民旅游花費(fèi)與其物質(zhì)性、精神性生活消費(fèi)之間的關(guān)系，本文使用EViews6.0分析軟件進(jìn)行分析：（1）城鎮(zhèn)居民旅游花費(fèi)、物質(zhì)性與精神性消費(fèi)三項(xiàng)變量進(jìn)行單位根ADF檢驗(yàn)，均滿足二階單整序列（2）；（2）三項(xiàng)變量均為二階差分平穩(wěn)時(shí)間序列，滿足古典線性回歸模型的要求。本文采用OLS方法進(jìn)行分析，得回歸方程（7）：

（7）

估計(jì)方程（7）擬合優(yōu)度R2為87.3708%，F(xiàn)統(tǒng)計(jì)量滿足顯著性檢驗(yàn)（顯著水平為5%）。假如該殘差序列平穩(wěn)，則表明該方程不存在偽回歸。對(duì)估計(jì)方程（7）運(yùn)用平穩(wěn)性檢驗(yàn)對(duì)殘差序列進(jìn)行檢測(cè)，依據(jù)AIC最小原則并通過(guò)測(cè)算，選擇滯后期2時(shí)的單位根檢驗(yàn)形式，結(jié)果ADF統(tǒng)計(jì)量（-5.499 869）小于0.05顯著水平下的臨界值（-3.144 920），因而殘差序列平穩(wěn)，可以判斷城鎮(zhèn)居民旅游花費(fèi)與物質(zhì)性與精神性生活消費(fèi)支出之間存在協(xié)整關(guān)系和長(zhǎng)期均衡關(guān)系，且協(xié)整方程不存在偽回歸，線性關(guān)系顯著。

估計(jì)方程（7）表明：（1）城鎮(zhèn)居民住房、食品、衣著、家庭設(shè)備等物質(zhì)性消費(fèi)對(duì)其旅游消費(fèi)具有較為明顯的抑制作用，每增加100元物質(zhì)性消費(fèi)，旅游消費(fèi)將要減少6.661 5元；（2）城鎮(zhèn)居民精神性生活消費(fèi)支出對(duì)其旅游消費(fèi)有明顯的促進(jìn)作用，每增加100元，旅游消費(fèi)增加17.156元。

五、結(jié)論與討論

（一）文教娛樂(lè)用品及服務(wù)消費(fèi)支出對(duì)城鄉(xiāng)居民旅游消費(fèi)均具有顯著正向影響

據(jù)表1、2分析：農(nóng)村居民與城鎮(zhèn)居民文教娛樂(lè)用品及服務(wù)消費(fèi)支出對(duì)其旅游消費(fèi)均有顯著正相關(guān)影響，而且城鎮(zhèn)居民（系數(shù)：1.454 486）要大于農(nóng)村居民（系數(shù)：1.367 493）。文化教育消費(fèi)支出有助于提升居民文化素質(zhì)及提升居民出游力。休閑娛樂(lè)消費(fèi)支出直接對(duì)居民旅游花費(fèi)帶來(lái)顯著影響。城鄉(xiāng)居民該項(xiàng)花費(fèi)降低一方面是文化、休閑娛樂(lè)消費(fèi)支出絕對(duì)值增長(zhǎng)緩慢，嚴(yán)重滯后于生活花費(fèi)消費(fèi)支出增長(zhǎng)，另一方面也與教育費(fèi)用增速減緩或降低有關(guān)系。

城鄉(xiāng)居民文教娛樂(lè)用品及服務(wù)消費(fèi)支出對(duì)其旅游消費(fèi)支出具有如此重要的影響，為提升城鄉(xiāng)居民旅游消費(fèi)支出，打破多年盤(pán)而不升的僵局，關(guān)鍵在于培育旅游休閑、文化娛樂(lè)等消費(fèi)理念，改善城鄉(xiāng)休閑娛樂(lè)環(huán)境，加大教育公共投資降低教育費(fèi)用等路徑提升文教娛樂(lè)用品及服務(wù)消費(fèi)支出在生活消費(fèi)支出中的比重。

中國(guó)教育經(jīng)費(fèi)支出占財(cái)政總支出的比重，1991年為18.24%，1996年達(dá)到21.06%，之后逐漸回落，到2010年，這一比重僅為13.96%。在中國(guó)財(cái)政收入與財(cái)政支出不斷大幅度提升情況下，教育經(jīng)費(fèi)支出占財(cái)政總支出的比重卻有所下降，與行政管理支出占財(cái)政總支出的比重不斷上升形成鮮明對(duì)比。教育經(jīng)費(fèi)投入不足與教育事業(yè)發(fā)展及城鄉(xiāng)居民對(duì)教育的需求產(chǎn)生了尖銳矛盾，迫使城鄉(xiāng)居民不得不在子女教育上投入更多的資金[4] 39-59。文教娛樂(lè)用品及服務(wù)消費(fèi)支出中教育消費(fèi)支出占的比重過(guò)大，對(duì)旅游休閑消費(fèi)支出具有較大的擠出效應(yīng)，不利于城鄉(xiāng)居民旅游消費(fèi)水平提升。文教娛樂(lè)用品及服務(wù)消費(fèi)支出城鄉(xiāng)居民旅游消費(fèi)水平提升具有顯著影響，因此，加大教育經(jīng)費(fèi)投入對(duì)城鄉(xiāng)居民旅游消費(fèi)將會(huì)產(chǎn)生顯著影響。

（二）食品消費(fèi)支出對(duì)城鄉(xiāng)居民旅游消費(fèi)支出影響方向相反，居住消費(fèi)支出對(duì)城鄉(xiāng)居民旅游消費(fèi)支出影響均為負(fù)相關(guān)影響

由于農(nóng)村居民食品消費(fèi)有相當(dāng)比例為自給自足，其消費(fèi)支出的增長(zhǎng)意味著在一定程度上意味著生活水平的提升，而對(duì)城鎮(zhèn)居民來(lái)說(shuō)，食品消費(fèi)不能自產(chǎn)自用，增長(zhǎng)意味著在一定程度上生活水平下降。農(nóng)村居民食品消費(fèi)支出對(duì)其旅游消費(fèi)支出具有顯著正相關(guān)影響，在其他條件不變的前提下，每提升100元，則將會(huì)促進(jìn)11.78元的旅游花費(fèi)；而城鎮(zhèn)居民食品消費(fèi)支出對(duì)其旅游消費(fèi)支出具有負(fù)相關(guān)影響，在其他條件不變的前提下，每提升100元，則將會(huì)抑制5.74元的旅游花費(fèi)。不論食品消費(fèi)支出對(duì)城鄉(xiāng)居民旅游花費(fèi)影響是正相關(guān)還是負(fù)相關(guān)，食品消費(fèi)支出占生活消費(fèi)支出的比重降低，都將會(huì)結(jié)余更多的收入用于包括旅游、休閑娛樂(lè)等精神性消費(fèi)，因此，有效降低城鄉(xiāng)居民恩格爾系數(shù)將會(huì)大力促進(jìn)城鄉(xiāng)居民旅游消費(fèi)水平。

中國(guó)現(xiàn)行住戶統(tǒng)計(jì)調(diào)查中使用的居民居住支出，主要是用來(lái)反映居民日常消費(fèi)中用于居住的現(xiàn)金支出情況，包括水電燃料費(fèi)、取暖費(fèi)、租房房租、物業(yè)管理費(fèi)以及裝修材料等支出費(fèi)用，不包括購(gòu)建房支出和自有住房的虛擬房租。1995-2010年農(nóng)村居民居住支出絕對(duì)值從182.21元上升到835.19元，占生活消費(fèi)支出的比重由13.91%上升到20.16%，16年均值為16.18%；城鎮(zhèn)居民居住支出絕對(duì)值從283.76元上升到1 332.14元，占生活消費(fèi)消費(fèi)支出的比重2003年為最高（12.29%），2003年之后基本上在10%左右。

本研究表明：居住支出對(duì)城鄉(xiāng)居民旅游消費(fèi)均有明顯的負(fù)影響，居民居住支出每增加100元，農(nóng)村居民旅游消費(fèi)減少38.3元，城鎮(zhèn)居民減少7.58元，對(duì)農(nóng)村居民影響更大。農(nóng)村居民居住支出占生活消費(fèi)的比重要高于城鎮(zhèn)居民，尤其是2003年以來(lái)，基本上是城鎮(zhèn)居民的2倍。由于城鎮(zhèn)具有良好的基礎(chǔ)設(shè)施，而農(nóng)村則不享有一些由財(cái)政支出負(fù)擔(dān)的基礎(chǔ)設(shè)施所帶來(lái)的福利，使得農(nóng)村居民居住支出持續(xù)增長(zhǎng)過(guò)快，占到生活消費(fèi)支出的1/5左右，成為生活消費(fèi)支出的重要負(fù)擔(dān)。因此，加大對(duì)農(nóng)村居民用電、用水、取暖、物業(yè)（農(nóng)村社區(qū)）管理等方面的財(cái)政支持力度，有效降低農(nóng)村居民居住支出，對(duì)促進(jìn)農(nóng)村居民旅游消費(fèi)水平具有重要作用。

（三）交通通訊消費(fèi)支出對(duì)城鄉(xiāng)居民旅游消費(fèi)支出影響方向相反

1995-2010年間，城鄉(xiāng)居民交通通訊消費(fèi)支出比在5.43～3.93之間呈下降態(tài)勢(shì)；城鎮(zhèn)居民交通通訊消費(fèi)支出占總生活消費(fèi)支出的比重由5.1%持續(xù)上升到14.7%，絕對(duì)數(shù)也相應(yīng)由183.22元上升到1 983.7元，16年持續(xù)增長(zhǎng)（其中2008年有突變）；農(nóng)村居民由2.6%持續(xù)上升到10.5%。

表1表明農(nóng)村居民交通通訊支出每增加100元，旅游消費(fèi)支出就會(huì)增加11.51元。農(nóng)村居民交通通訊消費(fèi)支出增加在一定程度上提升了農(nóng)村居民對(duì)外信息聯(lián)系度，拓寬其視，野能有效促進(jìn)農(nóng)村居民外出旅游。農(nóng)村居民交通通訊支出占生活消費(fèi)支出的比重相對(duì)于城鎮(zhèn)居民來(lái)說(shuō)還較低，其與城鎮(zhèn)有所不同的是，城鎮(zhèn)居民交通通訊支出中有部分用于私家車(chē)的購(gòu)買(mǎi)，而農(nóng)村居民則有相當(dāng)部分用于農(nóng)機(jī)具等生產(chǎn)經(jīng)營(yíng)資料的購(gòu)買(mǎi)。農(nóng)村居民電話用戶2010年達(dá)到9 776.1萬(wàn)戶，開(kāi)通互聯(lián)網(wǎng)寬帶業(yè)務(wù)的行政村比重為80.11%。農(nóng)村居民通訊消費(fèi)支出逐年增長(zhǎng)，有效地接觸到旅游消費(fèi)相關(guān)知識(shí)信息。對(duì)城鎮(zhèn)居民來(lái)說(shuō)，表2表明其交通通訊支出每增加100元，就會(huì)抑制93.13元旅游消費(fèi)支出。城鎮(zhèn)居民交通通訊支出增長(zhǎng)主要源于通勤交通費(fèi)用、私家車(chē)購(gòu)置費(fèi)用、通信費(fèi)用等。2010年，每100元城鎮(zhèn)居民生活消費(fèi)支出中有14.7元為交通通訊消費(fèi)支出。交通通訊消費(fèi)已成為城鎮(zhèn)居民生活消費(fèi)支出的重要組成部分，并在一定程度上成為一種經(jīng)濟(jì)負(fù)擔(dān)，從而成為制約城鎮(zhèn)居民從事旅游、休閑娛樂(lè)等精神性消費(fèi)的重要因素。

我國(guó)交通通信設(shè)施主要由政府和國(guó)有壟斷企業(yè)供給，具有明顯的外部效應(yīng)。城市公共交通價(jià)格難以有效降低，成為居民生活消費(fèi)支出的重要組成部分。在通訊方面，移動(dòng)電話進(jìn)入千家萬(wàn)戶，互聯(lián)網(wǎng)也成為普通家庭必需品，使得居民在通信設(shè)施與服務(wù)費(fèi)用支出方面不斷增加。此外，城市居民私家車(chē)保有量持續(xù)增長(zhǎng)，成為中高收入階層城鎮(zhèn)居民重要消費(fèi)領(lǐng)域，從而不斷增加城鎮(zhèn)居民交通消費(fèi)支出。表2表明：城鎮(zhèn)居民交通通訊消費(fèi)支出的不斷增加對(duì)其旅游花費(fèi)帶來(lái)重要負(fù)面影響（達(dá)到0.05水平上的顯著負(fù)相關(guān)水平），每增加100元交通通訊支出將會(huì)抑制93.13元的旅游消費(fèi)支出。為了促進(jìn)城鎮(zhèn)居民旅游消費(fèi)，可通過(guò)加強(qiáng)城鎮(zhèn)公共設(shè)施尤其是大眾公共交通設(shè)施的建設(shè)，降低公共交通票價(jià)，建設(shè)大運(yùn)量快速度的城市軌道交通設(shè)施，降低城市道路使用，增大公共交通補(bǔ)貼，降低通訊成本等路徑，有效降低城鎮(zhèn)居民交通通訊支出，將對(duì)促進(jìn)城鎮(zhèn)居民旅游花費(fèi)起到顯著作用。

（四）衣著消費(fèi)支出對(duì)城鄉(xiāng)居民旅游消費(fèi)支出影響方向相反

1995-2000年間，農(nóng)村居民衣著支出占生活消費(fèi)支出比重逐年降低，這可能與20世紀(jì)90年代農(nóng)村居民負(fù)擔(dān)沉重導(dǎo)致他們不得不減少衣著上的支出[1] 152-155。2000-2005年間保持在0.55%～0.58%之間，直到2006年起，比重才開(kāi)始回升，這主要與近幾年國(guó)家采取了多項(xiàng)促進(jìn)農(nóng)村發(fā)展，減少農(nóng)村居民負(fù)擔(dān)的措施：國(guó)家取消農(nóng)業(yè)稅、全面實(shí)施義務(wù)教育免費(fèi)、增大農(nóng)村社會(huì)事業(yè)投入等。相對(duì)于農(nóng)村居民，自1998年以來(lái)，城鎮(zhèn)居民衣著消費(fèi)占生活消費(fèi)比重始終在10.0%左右，比重沒(méi)有明顯變化，但絕對(duì)數(shù)增加較快。農(nóng)村居民衣著支出對(duì)旅游消費(fèi)支出的影響較為明顯，影響系數(shù)為-5.153，達(dá)到0.05水平上的顯著負(fù)相關(guān)水平。2010年，農(nóng)村居民人均衣著消費(fèi)支出為264.03元，如果衣著消費(fèi)支出增加10元，旅游消費(fèi)將受到51.53元的抑制。以三口之家計(jì)算，農(nóng)村居民家庭衣著消費(fèi)年均792元，相對(duì)于剛剛解決溫飽問(wèn)題的農(nóng)村居民家庭來(lái)說(shuō)是一筆較重的負(fù)擔(dān)。

城鎮(zhèn)居民衣著消費(fèi)支出對(duì)旅游消費(fèi)支出的影響為正相關(guān)影響，影響系數(shù)為0.772，雖未達(dá)到0.05水平上的顯著正相關(guān)水平，但與農(nóng)村居民不同，衣著消費(fèi)支出水平在一定程度上與旅游消費(fèi)支出呈正相關(guān)，沒(méi)有對(duì)城鎮(zhèn)居民旅游消費(fèi)支出帶來(lái)負(fù)影響。城鎮(zhèn)居民衣著消費(fèi)支出占生活消費(fèi)支出比重自1998年以來(lái)沒(méi)有明顯變化，衣著消費(fèi)支出增長(zhǎng)與生活消費(fèi)支出、可支配收入增長(zhǎng)同步，沒(méi)有對(duì)城鎮(zhèn)居民其他生活消費(fèi)支出造成負(fù)擔(dān)。2010年，城鎮(zhèn)居民衣著消費(fèi)支出年人均1 444.34元，絕對(duì)數(shù)是同期農(nóng)村居民的5.47倍，明顯大于城鄉(xiāng)居民收入比（3.23）與生活消費(fèi)支出比（3.07）。農(nóng)村居民生活消費(fèi)支出較為注重食品、教育、醫(yī)療等消費(fèi)支出，在衣著消費(fèi)上要明顯落后于城鎮(zhèn)居民，這也與農(nóng)村居民收入水平相對(duì)城鎮(zhèn)居民要明顯低有關(guān)。衣著消費(fèi)支出對(duì)農(nóng)村居民來(lái)說(shuō)是一項(xiàng)負(fù)擔(dān)，其增加會(huì)對(duì)旅游消費(fèi)有較強(qiáng)的擠出效應(yīng)，而對(duì)城鎮(zhèn)居民來(lái)說(shuō)衣著消費(fèi)支出高低是自身生活質(zhì)量高低的重要標(biāo)榜，其增加在一定程度上也代表屬于精神性消費(fèi)的旅游消費(fèi)支出也將增加。但不論如何，依靠降低農(nóng)村居民衣著消費(fèi)支出來(lái)提升其旅游消費(fèi)水平可能性非常低，同樣，提升城鎮(zhèn)居民衣著消費(fèi)支出來(lái)提升其旅游消費(fèi)水平可能性也非常低。因此，提升農(nóng)村居民旅游消費(fèi)水平的路徑中，不必過(guò)多考慮衣著消費(fèi)支出對(duì)城鄉(xiāng)居民旅游消費(fèi)支出的影響。

（五）醫(yī)療保健消費(fèi)支出對(duì)城鄉(xiāng)居民旅游消費(fèi)支出均為負(fù)相關(guān)影響

醫(yī)療保健消費(fèi)支出對(duì)城鄉(xiāng)居民旅游消費(fèi)支出均為負(fù)相關(guān)影響，但均未達(dá)到0.05水平上的顯著相關(guān)水平。長(zhǎng)期以來(lái)我國(guó)農(nóng)村居民缺乏有效的醫(yī)療保障，2004年我國(guó)開(kāi)始實(shí)施新型農(nóng)村合作醫(yī)療制度。2004年新型農(nóng)村合作醫(yī)療人數(shù)為0.80億人，2010年達(dá)到8.36億人，補(bǔ)償受益人次分別由0.76億人次上升到10.87億人次，2010年新型農(nóng)村合作醫(yī)療基金支出1 187.8億。雖然新型農(nóng)村合作醫(yī)療制度的實(shí)施有效降低了農(nóng)村居民醫(yī)療負(fù)擔(dān)，但由于我國(guó)醫(yī)療服務(wù)與藥品價(jià)格不斷增長(zhǎng)，也導(dǎo)致農(nóng)村居民醫(yī)療保健支出方面的增加，農(nóng)村居民因病致貧的現(xiàn)象客觀存在。農(nóng)村醫(yī)療保障制度不健全及醫(yī)療保障力度較低，對(duì)提升農(nóng)村居民旅游消費(fèi)水平帶來(lái)較大影響，公式（3）表明農(nóng)村居民醫(yī)療保健支出每增加100元，將抑制旅游消費(fèi)19.92元。

城鎮(zhèn)居民相對(duì)農(nóng)村居民擁有相對(duì)完善的醫(yī)療保障制度，但醫(yī)療制度改革后，個(gè)人的醫(yī)療支出比例增加，公費(fèi)比例不斷縮減，此外，醫(yī)療服務(wù)的市場(chǎng)化又導(dǎo)致藥品價(jià)格及醫(yī)療費(fèi)用不斷上漲[4] 39-59。這兩方面的醫(yī)療支出風(fēng)險(xiǎn)逐步轉(zhuǎn)化為個(gè)人承擔(dān)，導(dǎo)致城鎮(zhèn)居民醫(yī)療保健支出占生活消費(fèi)支出的比重在2005年達(dá)到0.076歷史高點(diǎn)之后，持續(xù)在0.07左右徘徊，成為一種抑制旅游花費(fèi)的重要生活消費(fèi)支出項(xiàng)目。因而提升城鄉(xiāng)居民醫(yī)療保障水平，有效降低城鄉(xiāng)居民醫(yī)療保健消費(fèi)支出對(duì)促進(jìn)城鄉(xiāng)居民旅游花費(fèi)具有重要影響。

（六）城鄉(xiāng)居民物質(zhì)性、精神性生活消費(fèi)支出對(duì)旅游消費(fèi)支出影響差異明顯

城鎮(zhèn)居民由于住房?jī)r(jià)格比農(nóng)村居民自建住房成本要高，食品與衣著等成本也較高，支出的增加明顯影響其旅游消費(fèi)，且影響程度比農(nóng)村居民要高（分別為增加100元，減少城鄉(xiāng)居民旅游消費(fèi)6.661 5元、3.37元）。城鄉(xiāng)居民旅游消費(fèi)與其物質(zhì)性消費(fèi)成高度負(fù)相關(guān)的關(guān)系，使得提升城鄉(xiāng)居民旅游消費(fèi)水平有很大的空間。在有效提升城鄉(xiāng)居民收入的前提下，遏制住房、食品等物質(zhì)性消費(fèi)品價(jià)格過(guò)快上漲對(duì)促進(jìn)城鄉(xiāng)居民旅游消費(fèi)具有明顯的影響。

城鎮(zhèn)居民精神性生活消費(fèi)對(duì)其旅游消費(fèi)的影響程度沒(méi)有農(nóng)村居民高（增加100元，城鄉(xiāng)居民旅游消費(fèi)分別增長(zhǎng)17.156元、22.59元）。農(nóng)村居民精神性生活消費(fèi)的增加能顯著促進(jìn)旅游消費(fèi)的增加。本文借鑒郭亞軍[2]170-180、田青[4]39-59等相關(guān)研究成果，認(rèn)為農(nóng)村居民生活性消費(fèi)持續(xù)呈增長(zhǎng)態(tài)勢(shì)的主要原因有：（1）農(nóng)業(yè)勞動(dòng)生產(chǎn)率逐步提升、農(nóng)村居民從業(yè)人員逐步增加、國(guó)家休假制度改革等導(dǎo)致農(nóng)村居民閑暇時(shí)間增多，有更多的時(shí)間用于精神性消費(fèi)；（2）農(nóng)村公共設(shè)施，尤其是文化、教育、體育、娛樂(lè)、旅游、休閑等設(shè)施逐步完善，農(nóng)村居民有更多從事休閑娛樂(lè)、旅游、體育等精神性消費(fèi)活動(dòng)的機(jī)會(huì)；（3）農(nóng)村基礎(chǔ)設(shè)施逐步完善，家電設(shè)施逐步配套，交通通信設(shè)施漸趨發(fā)達(dá)，拓寬了農(nóng)村居民精神消費(fèi)渠道；（4）農(nóng)村生活水平日益提高，生活環(huán)境日益改善，醫(yī)療保險(xiǎn)、養(yǎng)老保險(xiǎn)等社會(huì)保障體系漸趨完善。這些都促進(jìn)農(nóng)村居民有更多的動(dòng)力將收入用于精神消費(fèi)，改善生活質(zhì)量，驅(qū)動(dòng)農(nóng)村居民消費(fèi)結(jié)構(gòu)由生存型轉(zhuǎn)向發(fā)展型和享受型。因此要提升農(nóng)村居民旅游消費(fèi)水平需要從逐步提高農(nóng)村居民閑暇時(shí)間、完善農(nóng)村居民休閑旅游及文化設(shè)施、拓寬農(nóng)村居民旅游信息渠道、加強(qiáng)農(nóng)村居民社會(huì)保障力度等方面入手。

[1]ZhangSY.ThestudyonconsumptionlevelandconsumptionstructureofChineseruralresidents[M].Beijing:EconomicSciencePress, 2010:152-155[張書(shū)云.中國(guó)農(nóng)村居民消費(fèi)水平與消費(fèi)結(jié)構(gòu)研究[M].北京:經(jīng)濟(jì)科學(xué)出版社, 2010:152-155.]

[2]GuoYJ.Theanalysistoruralresidentsconsumptionanditseffectingfactor[M].Beijing:ChinaAgriculturePress, 2009:170-180.[郭亞軍.中國(guó)農(nóng)村居民消費(fèi)及其影響因素分析[M].北京:中國(guó)農(nóng)業(yè)出版社, 2009:170-180.]

[3]MaCW,LiX,ZhengLL.ThestudyontheinfluenceofruralresidentsconsumptiononChina’seconomicgrowth[M].Hefei:PressofUniversityofScienceandTechnologyofChina, 2010:47-69.[馬成文,李想,鄭麗琳.農(nóng)村居民消費(fèi)對(duì)我國(guó)經(jīng)濟(jì)發(fā)展影響效應(yīng)研究[M].合肥:中國(guó)科學(xué)技術(shù)大學(xué)出版社, 2010:47-69.]

[4]TianQ.ThestudyontheinfluencingfactorsofChineseresidentsconsumptiondemandvicissitudes[M].Beijing:SciencePress, 2011:39-59.[田青.中國(guó)居民消費(fèi)需求變遷及影響因素研究[M].北京:科學(xué)出版社, 2011:39-59.]

[5]JangaSC,BaibB,HongcGS,etal.Understandingtravelexpenditurepatterns:AstudyofJapanesepleasuretravelerstotheUnitedStatesbyincomelevel[J].TourismManagement, 2004,25（3）: 331-341.

[6]PerezEA,SampolCJ.Touristexpenditureformasstourismmarkets[J].AnnalsofTourismResearch, 2000,27（3）: 624-637.

[7]ThraneC,FarstadE.Domestictourismexpenditures:Thenon-lineareffectsoflengthofstayandtravelpartysize[J].TourismManagement, 2011,32: 46-52.

[8]ZhongSE,ZhangJ,RenLF,etal.AstudyoftheprovincialemissivenessinChinabasedonthesocio-economicproperties-withcontrastbetweenChinaandothercountries[J].EconomicGeography,2009,29（1）:153-159.[鐘士恩,張捷,任黎芳，等.基于社會(huì)經(jīng)濟(jì)屬性的中國(guó)省際出游力研究:兼對(duì)中國(guó)與世界已研究國(guó)家案例比較[J].經(jīng)濟(jì)地理,2009,29（1）:153-159. ]

[9]ZhaoYL.AdiscussionofnewfactorandanalysismethodsubjectingtothestudyoflatentDomesticEmissiveness[J].ArealResearchAndDevelopment,2006,25（2）:52-56.[趙英麗. 新時(shí)期居民國(guó)內(nèi)出游力影響因素研究[J].地域研究與開(kāi)發(fā),2006,25（2）:52-56. ]

[10]BianXH,TangDJ,etal.Analysisontheinfluencefactorsofruralresidents'touristdestinationchoiceintheProvinceofZhejianginChina[J].TourismForum,2012,5（2）:29-36.[卞顯紅,唐代劍,等.浙江農(nóng)村居民旅游目的地選擇影響因素研究[J].旅游論壇,2012,5（2）:29-36. ]

[11]ZhengQM.Astudyofruralresidents’attitudestotravelanditsfeatures:AcasestudyofHunanprovince[J].TourismScience,2004,18（2）:9-14.[鄭群明.農(nóng)村居民的旅游態(tài)度和出游特征研究:以湖南省為例[J].旅游科學(xué),2004,18（2）:9-14. ]

[12]ZendvlietR，DijstM，BertoliniL．Destinationchoiceandtheidentityofplaces：AdisaggregatedanalysisfordifferenttypesofvisitorpopulationenvironmentintheNetherlands[J].JournalofTransportGeography，2006,14（6）：451-462．

[13]ZhaF.Tourismdevelopmentandstructureofconsumption:Basedonyearsofexperienceindata1994-2009[J].EconomicProblems,2011（7）:127-129.[查芳.旅游產(chǎn)業(yè)發(fā)展與居民消費(fèi)結(jié)構(gòu):基于1994-2009年經(jīng)驗(yàn)數(shù)據(jù)[J].經(jīng)濟(jì)問(wèn)題,2011（7）:127-129. ]

[14]DiaoZG.TouristconsumptionlevelofChina’sruralresidentsanditsregionalclassification[J].ScientiaGeographicaSinica,2009,29（2）:195-199.[刁宗廣.中國(guó)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),2009,29（2）:195-199. ]

[15]AlizaFleischer,GilPeleg,JudithRivlin.Theimpactofchangesinhouseholdvacationexpendituresonthetravelandhospitalityindustries[J].TourismManagement,2011,32 （5） :815-821.

[16]WeiM,YangJ.Irrationaltourismconsumptionofzeroinclusive-feeandnegativeinclusive-fee:Reflectionandmeasurements[J].EnergyProcedia, 2011（5） :1416-1424.

[17]ChenCP,LiuM,ZhangGF.Dynamicrelationamongresident'sincomegrowth,financialassetdevelopmentanddomestictourismconsumption[J].FinanceEconomics,2011（9）:25-31.[陳燦平,劉梅,張國(guó)峰.居民收入增長(zhǎng)、金融資產(chǎn)發(fā)展與國(guó)內(nèi)旅游消費(fèi)的動(dòng)態(tài)關(guān)系[J].財(cái)經(jīng)科學(xué),2011（9）:25-31. ]

[18]LiuWB.QuantitativeanalysisoftherelationofChinesecityandcountryresidents'incomeandtourismconsumption[J].StatisticsandDecision,2009（10）:78-81[劉文斌.我國(guó)城鄉(xiāng)居民的經(jīng)濟(jì)收入與旅游消費(fèi)關(guān)系的定量分析[J].統(tǒng)計(jì)與決策,2009（10）:92-93.]

[19]ZhangXT.AguidetousingEviews[M].Beijing:ChinaMachinePress, 2011:55-77. [張曉峒.Eviews使用指南與案例[M]. 北京：機(jī)械工業(yè)出版社, 2011:55-77. ]

[20]EngleRF,GrangerCWJ.Cointegrationanderrorcorrection:Representation,estimationandtesting[J].Econometrics, 1987,55:251-276.

[21]YiDH.DataanalysisandusingEviews[M].Beijing:ChinaRenminUniversityPress, 2011:152-174. [易丹輝.數(shù)據(jù)分析與Eviews應(yīng)用[M].北京:中國(guó)人民大學(xué)出版社, 2011:152-174. ]

[22]GaoTM,WangJM.Econometricanalysismethodandmodeling[M].Beijing:TSinghuaUniversityPress, 2009:3-26. [高鐵梅,王金明,等.計(jì)量經(jīng)濟(jì)分析方法與建模[M].北京：清華大學(xué)出版社, 2009:3-26. ]

[23]FanJ,SanF,WangY,etal.SituationanalysisandpolicyresearchofurbanandruralresidentsconsumptionorientationoftheChina[M].Beijing:ChinaSocialSciencesPress,2008.[范金,傘鋒,王艷,等.中國(guó)城鄉(xiāng)居民消費(fèi)取向的情景分析和政策研究[M].北京:中國(guó)社會(huì)科學(xué)出版社,2008. ]

[責(zé)任編輯：陸寶福]

Study on Chinese Urban and Rural Residents Living Consumption Level and Structure on the Tourism Consumption Influence Mechanism

BIAN XianHong1,2，ZHOU SunFang1,2
（1.ZhejiangGongshangUniversity,Hangzhou310018,China；2.HangzhouBihaiTourismPlanningandDesignCo.,Ltd,Hangzhou310011,China）

The paper studied on Chinese urban and rural residents living consumption level and structure on the tourism consumption influence mechanism，Combined with the urban and rural residents consumption, tourism consumption change trend attempt to explain the data rationally. The result shows that:（1） Cultural and educational entertainment products and service consumption have significantly positive impact on the tourism consumption of urban and rural residents;（2） Food consumption expenditure impact on tourism consumption expenditure of urban and rural residents in the opposite direction, residential consumption expenditure impact on tourism consumption of urban and rural residents is negative;（3） Traffic communication consumption expenditure has influence on tourism consumption expenditure of urban and rural residents in the opposite direction;（4） Clothing consumption expenditure has on impact on tourism consumption expenditure of urban and rural residents in the opposite direction;（5） Health care consumption expenditure impact on tourism consumption of urban and rural residents is negative;（6） Material and spiritual life consumption expenditure of urban and rural residents impact on tourism consumption expenditure is apparent

income of urban and rural residents; residents’ tourism consumption; influence mechanism; consumption level and structure

教育部人文社會(huì)科學(xué)研究規(guī)劃基金項(xiàng)目（10YJA790005）

2014-09-10

卞顯紅（1974- ），男，安徽壽縣人，浙江工商大學(xué)旅游與城市管理學(xué)院教授，博士，碩士研究生導(dǎo)師，杭州碧海旅游規(guī)劃有限公司董事長(zhǎng)，主要從事旅游管理與規(guī)劃、旅游企業(yè)經(jīng)營(yíng)與管理研究；周筍芳（1982- ），女，浙江杭州人，浙江工商大學(xué)2013級(jí)旅游管理專業(yè)型碩士研究生，主要從事旅游管理與規(guī)劃研究。

Bian XH，Zhou SF.Study on Chinese urban and rural residents living consumption level and structure on the tourism consumption influence mechanism[J].Tourism Forum,2015,8（3）:92-100.[ 卞顯紅,周筍芳.中國(guó)城鄉(xiāng)居民生活消費(fèi)水平與結(jié)構(gòu)對(duì)其旅游花費(fèi)影響機(jī)制研究[J].旅游論壇，2015，8（3）：92-100.]

F590

A

1674-3784（2015）03-0092-09