徐翠蓉+張廣海+汪立新

內(nèi)容提要：經(jīng)濟增長帶來我國居民消費支出逐年增加，通過對我國居民旅游消費函數(shù)實證分析發(fā)現(xiàn)：西方傳統(tǒng)消費函數(shù)可以很好地解釋我國宏觀和農(nóng)村居民旅游消費特征，但城鎮(zhèn)居民旅游消費行為不能被任何一個消費函數(shù)理論所直接描述；我國宏觀旅游消費行為可由生命周期假說消費函數(shù)模型來描述，農(nóng)村居民旅游消費函數(shù)可由理性預(yù)期假說消費函數(shù)模型所解釋；城鎮(zhèn)居民旅游消費水平同收入及余暇之間存在長期協(xié)整關(guān)系，且這種長期的均衡關(guān)系對各變量短期波動造成的偏離均衡水平存在較強的自我調(diào)整機制，同時，我國城鎮(zhèn)居民存在較高的自發(fā)性旅游消費，且受假期影響高于受收入因素的影響。

關(guān)鍵詞：旅游消費；消費函數(shù)；實證分析

中圖分類號：F592 文獻標識碼：B 文章編號：1001-148X（2017）10-0126-07

隨著經(jīng)濟逐年穩(wěn)步增長，我國居民用于消費的支出不斷增加，1995-2014年中國居民年平均消費水平增長率達11.34%。與此同時，居民人均旅游消費從1995年的218.71元增長到2014年的839.43元，其平均年增長率實現(xiàn)了7.65%的高速增長。近年來，研究文獻從不同角度分析了居民旅游消費行為及影響因素。張金寶（2014）通過分層抽樣調(diào)查我國24個城市家庭旅游消費支出，發(fā)現(xiàn)城市家庭對收入的預(yù)期以及家庭的風險偏好對旅游消費有顯著影響，此外，城市家庭的旅游消費與家庭生命周期密切相關(guān)[1]。 龐世明（2014）在持久收入假說的基礎(chǔ)上將閑暇因素納入我國城鎮(zhèn)居民旅游消費模型，研究結(jié)果表明，由于城鎮(zhèn)居民的旅游消費受到嚴格的休假制度的約束，其旅游消費行為無法滿足西方經(jīng)典消費函數(shù)模型[2]。周文麗（2013）提出收入價格因素、旅游產(chǎn)品服務(wù)水平及余暇是影響甘肅省農(nóng)村居民旅游消費的主要因素，而可進入性、旅游意愿和旅游動機對旅游消費的影響作用較小[3]。余鳳龍等（2013）通過構(gòu)建對數(shù)形式的多元回歸方程分析我國農(nóng)村居民旅游消費行為，發(fā)現(xiàn)收入水平、消費習慣等因素與農(nóng)村居民旅游消費之間的相關(guān)關(guān)系較顯著[4]。

綜上，現(xiàn)有文獻大都聚焦城鎮(zhèn)居民或農(nóng)村居民旅游消費行為，并未對我國城鄉(xiāng)居民總體的旅游消費行為進行研究。中國旅游消費函數(shù)是否可由一般消費函數(shù)理論來解釋？城鎮(zhèn)居民和農(nóng)村居民旅游消費函數(shù)的差異在哪里？哪些是影響不同旅游消費主體旅游消費決策的關(guān)鍵因素？深入研究旅游消費函數(shù)，分析城鄉(xiāng)居民不同消費主體的旅游消費決策的決定因素和影響因素，無論是理論還是實踐層面，都具有重要意義。

一、消費函數(shù)理論及模型假設(shè)

凱恩斯最早提出消費理論，他認為在既定的就業(yè)量水平下，社會總消費受收入、客觀實際①及收入分配等因素影響[5]。凱恩斯假定居民的消費傾向僅取決于客觀因素的改變，并在此基礎(chǔ)上建立了絕對收入假說消費函數(shù)理論，函數(shù)表達式為：Ct=α+βYt 。杜森貝里在研究中發(fā)現(xiàn)消費者的消費行為具有“示范性”和“不可逆性”，即消費者的消費行為受所處平均收入環(huán)境影響和其前期消費水平影響，并在消費者消費行為后顧性的假定前提下提出相對收入假說。相對收入假設(shè)消費函數(shù)為：Ct=αYt+βCt-1 。與相對收入假說不同，莫迪利尼亞、布倫伯格和安杜假定消費者行為是前瞻的并提出了生命周期消費函數(shù)理論。該理論認為，消費者的消費決策不僅與當期收入有關(guān)，還受本人的年齡、所擁有的資產(chǎn)以及收入預(yù)期影響。考慮資產(chǎn)因素對消費支出的巨大影響，現(xiàn)期資產(chǎn)與滯后一期資產(chǎn)的差值可由滯后一期的收入與消費的差值近似地替代，因此生命周期假設(shè)消費函數(shù)可表示為：Ct=αYt+βCt-1+γYt-1 。而后，弗里德曼提出了持久收入假說消費函數(shù)理論，認為消費者的實際消費由其可預(yù)見的持久收入對應(yīng)的持久消費和不可預(yù)見的瞬時收入決定的瞬時消費組成。在估算持久收入時，各期持久收入間的關(guān)系為：Ypt-Ypt-1=λ（Yt-Ypt-1） 。將瞬時消費歸入隨機擾動項，持久收入假設(shè)消費函數(shù)可表示為：Ct=αYt+βYt-1 。莫斯將持久收入視為經(jīng)常收入的移動加權(quán)平均并結(jié)合持久收入假說加以討論，得出適應(yīng)性預(yù)期消費函數(shù)理論。該理論認為，消費者會根據(jù)經(jīng)常收入的變化對其消費預(yù)測做出部分調(diào)整，適應(yīng)性預(yù)期假設(shè)的消費函數(shù)可表示為：Ct=α+βYt+γCt-1 。

鑒于上述消費函數(shù)在很多領(lǐng)域都得到了驗證，本文將其與我國旅游消費數(shù)據(jù)擬合，通過各個函數(shù)的擬合優(yōu)度及其所表達的實際意義來判斷其解釋力，并在此基礎(chǔ)上拓展，建立用于解釋中國旅游者消費行為的消費函數(shù)理論。

二、我國城鄉(xiāng)居民旅游消費函數(shù)的實證分析

（一）數(shù)據(jù)來源與處理

本文選取1995-2014年我國城鄉(xiāng)、城鎮(zhèn)及農(nóng)村居民人均旅游消費和可支配收入數(shù)據(jù)分別對上述消費函數(shù)理論進行實證檢驗。人均旅游消費和人均可支配收入統(tǒng)計數(shù)據(jù)來源于國家統(tǒng)計局網(wǎng)站，其中城鄉(xiāng)居民人均可支配收入數(shù)據(jù)是由城鎮(zhèn)居民人均可支配收入和農(nóng)村居民人均純收入加權(quán)求和得來的，各自的權(quán)重分別為兩地區(qū)居民占我國居民總數(shù)的比重。根據(jù)我國居民人均旅游消費及可支配收入樣本數(shù)據(jù)整理得出我國居民歷年平均旅游消費傾向（ATPC）和邊際旅游消費傾向（MTPC）[6]見表1?？傮w而言，較之城鄉(xiāng)居民及城鎮(zhèn)居民，我國農(nóng)村居民邊際旅游消費傾向存在較大波動，體現(xiàn)我國農(nóng)村居民旅游消費決策對收入因素具有較高的彈性。長期來說，我國居民平均旅游消費傾向處于下降趨勢，這驗證了凱恩斯有效性需求不足的理論，農(nóng)村居民平均旅游消費傾向降幅平緩，表明農(nóng)村居民旅游消費需求意圖明顯。

（二）城鄉(xiāng)居民旅游消費函數(shù)的計量經(jīng)濟模型

對中國居民旅游消費函數(shù)的研究，目前我國尚無可據(jù)以建立研究模型的成熟的消費理論作為支撐。因此，本文將以西方成熟的消費理論為依據(jù)，對我國城鄉(xiāng)居民旅游消費歷史統(tǒng)計數(shù)據(jù)進行擬合，從而驗證西方消費函數(shù)對我國城鄉(xiāng)居民旅游消費行為的解釋度。通過上文對西方主流消費函數(shù)理論的梳理，可以建立表2所示消費函數(shù)計量經(jīng)濟模型。由表2 可知，除模型1屬于古典的一元線性回歸模型外，其他模型都考慮了滯后期因素對我國城鄉(xiāng)居民當期旅游消費的影響。因此，對模型1采用普通最小二乘法（OLS）進行估計，對模型2到模型4采用兩階段最小二乘法（TSLS）進行估計。endprint

（三）中國城鄉(xiāng)居民旅游消費函數(shù)的實證分析

1.單位根檢驗

由于對非平穩(wěn)時間序列直接進行回歸會降低模型解釋現(xiàn)實情況的有效性，因此，在回歸分析之前需要檢驗序列的平穩(wěn)性。檢驗時間序列平穩(wěn)性最標準的方法是單位根檢驗，常見的檢驗方法有 ADF、DFGLS、PP等[7]。本文選擇實際應(yīng)用中最常見的ADF檢驗分別對上述6個時間序序列的平穩(wěn)性進行檢驗，檢驗結(jié)果表明所有序列均為非平穩(wěn)時間序列，需要對其差分項進行單位根檢驗，直至平穩(wěn)方可結(jié)束。檢驗結(jié)果見表3，表中ADF統(tǒng)計量后的*、**和***分別表示對應(yīng)差分序列在0.1、0.05和0.01的顯著性水平下拒絕H0假設(shè)。城鄉(xiāng)和城鎮(zhèn)居民人均旅游消費和人均可支配收入時間序列均為一階單整，即TCt～I（1），YDt～I（1），CTCt～I（1），CYDt～I（1），可以對TCt和YDt，CTCt和CYDt分別進行協(xié)整回歸。而NTCt～I（1），NYDt～I（2），兩序列的單整階數(shù)不同，不能直接進行協(xié)整回歸。

2.我國旅游消費函數(shù)的建立與實證分析

（1）城鄉(xiāng)居民旅游消費函數(shù)的建立與實證分析。利用樣本區(qū)間內(nèi)我國城鄉(xiāng)居民人均旅游消費和人均可支配收入時間序列數(shù)據(jù)對表1所示消費函數(shù)模型進行估計。對模型1采用OLS進行估計，模型2至模型5采用TSLS進行估計，估計結(jié)果及各項檢驗值見表4。

根據(jù)表中參數(shù)估計結(jié)果的t檢驗值及方程擬合的判定系數(shù)得知，模型1、模型3和模型5可以更好地解釋我國城鄉(xiāng)居民旅游消費特征。進一步，對輸出結(jié)果中的D.W.值進行分析。模型1的樣本容量T和解釋變量k分別為20和1，查D.W.分布表得出臨界值dl=1.201，du=1.411。模型1的D.W.統(tǒng)計量落在[0，dl]內(nèi)，可以判斷模型1存在正自相關(guān)，即E（μtμt-1）≠0，模型1在闡釋我國城鄉(xiāng)居民旅游消費行為時有效性不足。當模型的解釋變量中含有滯后項時，DW檢驗將不再有效，因此對于模型3和模型5，需要進行拉格朗日乘數(shù)檢驗，檢驗結(jié)果如表5所示。

就統(tǒng)計學(xué)意義來看，我國城鄉(xiāng)居民旅游消費數(shù)據(jù)可以很好地擬合由生命周期假說指導(dǎo)下的模型3和理性預(yù)期假說指導(dǎo)下的模型5。通過對模型5進行分析，發(fā)現(xiàn)我國城鄉(xiāng)居民旅游消費決策受當期可支配收入及滯后一期旅游消費影響顯著，同時存在自發(fā)性旅游消費。模型5顯示，我國城鄉(xiāng)居民每增加1元收入，人均旅游消費將增加0.0142元，即我國城鄉(xiāng)居民邊際旅游消費傾向為0.0142元。然而對比表1相關(guān)數(shù)據(jù)得知，該模型低估了我國城鄉(xiāng)居民旅游消費傾向。且通過對樣本期內(nèi)我國城鄉(xiāng)居民人均旅游消費和人均可支配收入序列做交叉相關(guān)系數(shù)圖發(fā)現(xiàn)，當期旅游消費與滯后一期人均可支配收入之間的相關(guān)關(guān)系較強，而模型5并沒有考慮到這一因素。而對于模型3，我國城鄉(xiāng)居民人均可支配收入每增加1元，旅游消費將增加0.1023元，較之模型5可以更好地描述我國城鄉(xiāng)居民旅游消費傾向。模型3顯示，我國城鄉(xiāng)居民當期旅游消費和滯后一期人均可支配收入之間的偏相關(guān)系數(shù)為-0.1139，即前期人均可支配收入每增加1元，當期旅游消費將減少0.1139元，驗證了我國居民總體在整體上呈現(xiàn)出較強的儲蓄傾向。我國城鄉(xiāng)居民前一期人均旅游消費每增加1元，當期旅游消費將增加1.0407元，體現(xiàn)了我國城鄉(xiāng)居民旅游消費具有不可逆性，消費行為受其消費習慣影響較大。綜上所述，生命周期假說指導(dǎo)下的消費函數(shù)模型在闡述我國宏觀旅游消費行為時具有較強的解釋力度。

（2）城鎮(zhèn)居民旅游消費函數(shù)的建立與實證分析。利用樣本區(qū)間內(nèi)我國城鎮(zhèn)居民人均旅游消費和人均可支配收入時間序列數(shù)據(jù)對表1所示消費函數(shù)模型進行估計。對模型1采用OLS進行估計，模型2至模型5采用TSLS進行估計，估計結(jié)果及各項檢驗值見表6。

根據(jù)表中參數(shù)估計結(jié)果的t檢驗值及其方程擬合優(yōu)度得知，方程1和方程5可以很好地解釋我國城鎮(zhèn)居民旅游消費特征。進一步，對表6輸出結(jié)果中的D.W.統(tǒng)計量進行分析。模型1的樣本容量T和解釋變量k分別為20和1，查D.W.分布表得出臨界值dl=1.201，du=1.411。由于D.W.=0.6702，落在[0，dl]區(qū)間，可以判斷模型1存在正的自相關(guān)，對我國城鎮(zhèn)居民旅游消費行為特征的描述失效。而對于模型5，因其考慮了變量的滯后因素，需對其進行序列相關(guān)檢驗，檢驗結(jié)果如表7所示。

表7所示模型5 LM和ARCH LM檢驗表明，該模型殘差既不存在序列相關(guān)性也不存在條件異方差性，能夠很好地解釋我國城鎮(zhèn)居民旅游消費特征。我國城鎮(zhèn)居民旅游消費函數(shù)可表示為：

CTC=274.9889+0.0066CYD+0.5471CTC（-1）（3）

就模型5的統(tǒng)計學(xué)意義來看，我國城鎮(zhèn)居民旅游消費數(shù)據(jù)可以很好地擬合理性預(yù)期假說指導(dǎo)下的消費函數(shù)模型。通過分析發(fā)現(xiàn)，當期收入因素及滯后一期消費因素對我國城鎮(zhèn)居民當旅游消費決策存在顯著的正向影響，同時城鎮(zhèn)居民具有約270元的自發(fā)性旅游消費。具體而言，我國城鎮(zhèn)居民平均每增加1元的可支配收入，旅游消費將增加0.0066元。然而，對比表1人均旅游消費傾向歷年實際數(shù)據(jù)發(fā)現(xiàn)，模型5對我國城鎮(zhèn)居民旅游消費傾向的估計過于保守。我國城鎮(zhèn)居民前一期每增加1元旅游消費，當期旅游消費將增加0.5471元。由于樣本期我國城鎮(zhèn)居民人均旅游消費數(shù)據(jù)的一階偏自相關(guān)系數(shù)為0.757，發(fā)現(xiàn)模型5對我國城鎮(zhèn)居民前一期人均旅游消費對當期消費影響的估計亦過于保守。綜上所述，模型5不能很好地解釋我國城鎮(zhèn)居民旅游消費特征，需要對模型進行改進。

眾所周知，在一定的社會環(huán)境下，對我國居民旅游行為影響最大的制約因素為可支配收入和余暇。所謂余暇，是指人們在履行社會職責及各種生理時間支出后，由個人自由支配的時間[8]。由于城鎮(zhèn)居民的工作生活相比農(nóng)村居民在時間上更具系統(tǒng)性和結(jié)構(gòu)性，其旅游行為較之農(nóng)村居民更容易受時間因素的影響，因此在構(gòu)建模型時應(yīng)充分考慮閑暇因素的影響。通過整理我國歷年放假安排，發(fā)現(xiàn)我國公休假和法定節(jié)假日的天數(shù)總量并未發(fā)生很大變化，而由于我國假期調(diào)休制度的實施，使得我國歷年假期在時間分布上具有不同的均勻程度。本文通過得出歷年公休假和法定假期的在時間上的分配和分布，并求出歷年假期分布的變異系數(shù)（variable covariance）以此來表示我國歷年假期分配均勻程度，VC值越大，表明我國假期在時間分配上越集中。通過對城鎮(zhèn)居民人均旅游消費（CTC）、人均可支配收入（CYD）以及假期分布相對差異（VC）時間序列進行單位根檢驗，發(fā)現(xiàn)CTC～I1、CYD～I1且VC～I1，可以對三個時間序列進行協(xié)整檢驗。此處選擇基于殘差的EG兩步法對上述時間序列進行協(xié)整檢驗，得出以下協(xié)整方程：endprint

式（4）表示從長期看，收入和閑暇都對我國城鎮(zhèn)居民旅游消費存在正向影響，且假期時間分布均勻度對旅游消費的影響遠大于收入因素，表明當前假期制度下，我國城鎮(zhèn)居民旅游消費行為最大的限制因素是閑暇時間的合理分配與否。城鎮(zhèn)居民人均可支配收入每增加1元，旅游消費支出將增加0.0121元，而我國假期時間分配的相對差異每提高一個單位，城鎮(zhèn)居民人均旅游消費支出將增加19.7744個單位。同時，我國城鎮(zhèn)居民人均旅游消費存在620.7316元的自發(fā)性消費，顯示我國城鎮(zhèn)居民人均旅游消費及消費剛性均已達到較高水平。從短期來看，我國城鎮(zhèn)居民旅游消費的波動可以分為三部分：一部分是可支配收入波動的影響；一部分是我國假期安排在時間上分配的影響；一部分是我國城鎮(zhèn)居民人均旅游消費偏離長期均衡的影響。式（5）中誤差修正項ECM的系數(shù)大小反映了對短期波動偏離長期均衡的調(diào)整力度，ECM的系數(shù)估計值為-0.4651，表明城鎮(zhèn)居民人均可支配收入和閑暇時間分配均衡度在短期內(nèi)偏離長期均衡水平的程度較大，而我國城鎮(zhèn)居民人均旅游消費和人均可支配收入及余暇之間長期的均衡關(guān)系對短期波動帶來的非均衡誤差的自身修正能力較強。

（3）農(nóng)村居民旅游消費函數(shù)的建立與實證分析。利用樣本區(qū)間內(nèi)我國農(nóng)村居民人均旅游消費和純收入統(tǒng)計數(shù)據(jù)對表1所示消費函數(shù)模型進行估計。對模型2至模型5采用TSLS進行估計，估計結(jié)果及各項檢驗值見表8。

根據(jù)表中參數(shù)估計結(jié)果的t檢驗值及其R2值可知，方程2、方程4和方程5都可以很好地解釋我國城鎮(zhèn)居民旅游消費特征。由于這三個模型都是考慮了滯后因素的影響，因此需要檢驗對應(yīng)殘差序列是否存在自相關(guān)性和條件異方差效應(yīng)。檢驗結(jié)果如表9所示。

表9所示對模型2、模型4和模型5有關(guān)序列相關(guān)和條件異方差檢驗表明，三個模型的殘差序列均已消除序列相關(guān)和條件異方差效應(yīng)，能夠?qū)ξ覈r(nóng)村居民旅游消費行為進行解釋。明確兩模型對我國城鄉(xiāng)居民旅游消費特征解釋力度的強弱，需對三個模型進行深入的分析探討。

就統(tǒng)計學(xué)意義來看，我國農(nóng)村居民旅游消費數(shù)據(jù)可以很好地擬合相對收入假說指導(dǎo)下的模型2、持久收入假說指導(dǎo)下的模型4和理性預(yù)期假說指導(dǎo)下的模型5。根據(jù)模型4得知，我國農(nóng)村居民每增加1元的純收入，將減少0.1532元的旅游消費。對比表1歷年邊際旅游消費傾向發(fā)現(xiàn)，模型4對實際邊際旅游消費傾向估計的有效性較低。根據(jù)模型2和模型5推導(dǎo)出我國農(nóng)村居民平均旅游消費傾向函數(shù)表達式分別為：

根據(jù)表1數(shù)據(jù)對（9）式和（10）式進行分析：據(jù)（9）式所得我國農(nóng)村居民平均旅游消費傾向的擬合值與實際值的殘差平方和為0.00240924，而（10）式所得殘差平方和為0.00203117。根據(jù)最小二乘估計原理得知，（10）式能更好地估計我國農(nóng)村居民平均旅游消費傾向。綜上所述，理性預(yù)期假說指導(dǎo)下的消費函數(shù)模型5能更好地解釋我國農(nóng)村居民旅游消費特征。模型5表示我國農(nóng)村居民消費過程中存在自發(fā)性旅游消費，非收入水平因素對我國農(nóng)村居民旅游消費行為的影響為42.2052元。農(nóng)村居民每增加1元的純收入，將有0.0281元用于增加旅游消費。滯后一期旅游消費較之同期收入對我國農(nóng)村居民旅游消費決策的影響更大：農(nóng)村居民每增加1元的滯后一期旅游消費，當期旅游消費將增加0.4509元。

三、結(jié)論與啟示

本文在梳理西方經(jīng)典消費理論的基礎(chǔ)上，對我國城鄉(xiāng)、城鎮(zhèn)以及農(nóng)村居民旅游消費行為進行了實證分析。結(jié)論如下：

（1）總體而言，同城鎮(zhèn)居民相比，我國農(nóng)村居民邊際旅游消費傾向波動較明顯，平均旅游消費傾向下降趨勢較平緩，體現(xiàn)農(nóng)村居民旅游消費需求相對較強且消費決策受收入因素影響較大。（2）我國城鄉(xiāng)居民宏觀旅游消費數(shù)據(jù)對生命周期消費假說下的消費函數(shù)模型擬合較好，農(nóng)村居民旅游消費行為可以被理性預(yù)期假說消費函數(shù)理論更好地解釋，而我國城鎮(zhèn)居民消費行為不能被任何一個西方經(jīng)典消費函數(shù)理論所解釋，究其原因主要是相比可支配收入，我國城鎮(zhèn)居民旅游消費決策更多地受閑暇時間所限制。（3）對我國城鄉(xiāng)居民總體消費行為的實證分析表明，我國城鄉(xiāng)居民旅游消費行為主要受當期收入因子和滯后一期消費因子的正向影響和滯后一期收入因素的負向影響的共同作用。具體而言，我國城鄉(xiāng)居民旅游消費行為具有不可逆性，其消費決策受消費習慣的影響最大；當期和滯后一期收入因素對我國城鄉(xiāng)居民旅游消費行為的影響力度大致一致，方向相反。我國城鎮(zhèn)居民旅游消費行為不能被任何一個西方經(jīng)典消費函數(shù)理論所解釋，原因主要是因為我國帶薪休假制度尚未落實，城鎮(zhèn)居民旅游消費行為更多地受可任意支配時間影響。（4）通過協(xié)整回歸并建立誤差修正模型，發(fā)現(xiàn)我國城鎮(zhèn)居民人均旅游消費、人均可支配收入和假期時間分配相對差異之間存在長期穩(wěn)定的協(xié)整關(guān)系，同時這種長期均衡關(guān)系對自變量短期波動帶來的因變量脫離均衡狀態(tài)的偏離狀態(tài)存在修正力度為-0.4561自我調(diào)整機制。我國農(nóng)村居民旅游消費行為可以很好地被理性預(yù)期假說消費函數(shù)理論解釋，主要受當期收入因素和滯后一期消費因素共同影響。由于我國城鄉(xiāng)居民旅游消費行為具有不可逆性且農(nóng)村居民具有較高的儲蓄傾向，農(nóng)村居民旅游消費習慣對旅游消費決策的影響比當期純收入的影響更大。（5）綜合分析我國城鎮(zhèn)及農(nóng)村旅游消費特征，發(fā)現(xiàn)兩者均存在旅游自發(fā)性消費，而城鎮(zhèn)居民旅游自發(fā)性消費比農(nóng)村居民的14倍還多：一方面表明我國城鎮(zhèn)居民旅游消費水平及消費剛性都較高；另一方面顯示了我國農(nóng)村居民較大的旅游消費潛力。

通過對上述結(jié)論得出以下啟示：（1）隨著經(jīng)濟發(fā)展和城鄉(xiāng)一體化建設(shè)，我國部分農(nóng)村居民和城鎮(zhèn)居民在旅游消費行為上具有一定的相似性。但由于所處工作生活環(huán)境及生活方式的不同，我國城鎮(zhèn)居民和農(nóng)村居民總體在旅游消費決策制定上仍然存在巨大差異。因此，在研究我國居民旅游消費行為時仍需從宏觀、農(nóng)村居民以及城鎮(zhèn)居民三個角度進行分析。（2）我國城鄉(xiāng)居民作為一個消費整體，其旅游消費決策受個人滯后一期旅游消費水平影響最大，因此，一方面可以通過可獲得的各影響因子統(tǒng)計數(shù)據(jù)預(yù)測未來我國城鄉(xiāng)居民旅游消費水平；另一方面可以通過合理的短期促銷活動為我國城鄉(xiāng)居民旅游消費者提供高水平的旅游產(chǎn)品及服務(wù)。（3）我國城鎮(zhèn)居民旅游消費行為受閑暇時間的影響遠高于收入因素。因此，應(yīng)逐步落實帶薪休假制度，這對我國城鎮(zhèn)居民的休閑生活及旅游產(chǎn)業(yè)的常態(tài)發(fā)展有百利而無一害。（4）我國農(nóng)村居民自發(fā)性旅游消費水平與城鎮(zhèn)居民相比較低，并且我國農(nóng)村居民旅游消費行為主要受當期純收入和滯后一期人均旅游消費水平所決定。因此，可以從兩個角度刺激我國農(nóng)村居民旅游消費需求：一方面通過逐步提高我國農(nóng)村居民的收入水平解放可支配收入對農(nóng)村居民旅游消費行為的束縛，從而釋放我國農(nóng)村居民強大的旅游消費需求；另一方面通過開展旅游產(chǎn)品及服務(wù)的推廣活動，使農(nóng)村居民在體驗過程中逐步提高對旅游消費水平的期望，從而潛移默化地提高我國農(nóng)村居民旅游消費水平。

注釋：

① 此處客觀實際概括為工資單位的改變、收入和凈收入之間差額的改變、在計算凈收入時沒有計入的資本價值的以外變動、對時間折算的貼現(xiàn)率的改變以及財政政策的改變。

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