林文凱 胡海勝 徐國(guó)良 李文明

（江西財(cái)經(jīng)大學(xué)旅游與城市管理學(xué)院，江西南昌 330013）

0 引言

改革開放以來，隨著宏觀經(jīng)濟(jì)的持續(xù)增長(zhǎng)及國(guó)民可支配收入的大幅提升，我國(guó)城鄉(xiāng)居民生活方式和消費(fèi)結(jié)構(gòu)發(fā)生了重大變化，旅游由少數(shù)人的奢侈消費(fèi)變成普通大眾的日常消費(fèi)，并成為推動(dòng)我國(guó)居民消費(fèi)結(jié)構(gòu)升級(jí)和提升居民生活幸福感的重要方式。特別是近年來，在旅游需求快速增長(zhǎng)和居民消費(fèi)升級(jí)雙重推動(dòng)下，我國(guó)旅游消費(fèi)呈現(xiàn)出強(qiáng)勁的發(fā)展態(tài)勢(shì)，旅游消費(fèi)增速連續(xù)高于全國(guó)GDP 增速。2014年，我國(guó)城鄉(xiāng)居民旅游總消費(fèi)突破3 萬億元，同比增長(zhǎng)15.4%，高于同期GDP 的增長(zhǎng)率（7.3%），在社會(huì)消費(fèi)品零售總額中占比達(dá)12%；2018 年，我國(guó)城鄉(xiāng)居民旅游總消費(fèi)突破5 萬億元，同比增長(zhǎng)12.3%，高于同期GDP 的增長(zhǎng)率（6.57%）①數(shù)據(jù)由相應(yīng)年份的國(guó)家統(tǒng)計(jì)局與中國(guó)旅游業(yè)統(tǒng)計(jì)公報(bào)公布的數(shù)據(jù)整理而得。。然而，隨著中國(guó)經(jīng)濟(jì)進(jìn)入發(fā)展新常態(tài)，居民收入增速放緩，中國(guó)居民旅游消費(fèi)呈現(xiàn)出總量增長(zhǎng)但增幅跌宕起伏的新態(tài)勢(shì)，優(yōu)質(zhì)旅游產(chǎn)品供給不充分、休閑度假制度不完善、城鄉(xiāng)居民旅游消費(fèi)結(jié)構(gòu)不合理等新挑戰(zhàn)也制約著中國(guó)旅游消費(fèi)的持續(xù)穩(wěn)定增長(zhǎng)。在這種情況下，準(zhǔn)確把握居民旅游消費(fèi)增長(zhǎng)的內(nèi)在變化規(guī)律，深入剖析居民旅游消費(fèi)自身的動(dòng)態(tài)周期波動(dòng)，不僅可為更有效地引導(dǎo)我國(guó)旅游消費(fèi)增長(zhǎng)提供理論支持，也可為制定與經(jīng)濟(jì)新常態(tài)相適應(yīng)的旅游消費(fèi)促進(jìn)政策提供實(shí)證依據(jù)，對(duì)于拉動(dòng)內(nèi)需消費(fèi)，提升居民生活品質(zhì)，繼續(xù)強(qiáng)化旅游業(yè)在國(guó)民經(jīng)濟(jì)發(fā)展中的重要作用具有重要參考意義。

1 文獻(xiàn)綜述

一直以來，旅游消費(fèi)都是國(guó)內(nèi)外研究者關(guān)注的熱點(diǎn)和焦點(diǎn)。研究者從多學(xué)科視角對(duì)不同地域、不同群體、不同類型的旅游消費(fèi)進(jìn)行了豐富的研究，并重點(diǎn)關(guān)注了旅游消費(fèi)的系列影響因素。其中，收入被認(rèn)為是影響居民旅游消費(fèi)最基礎(chǔ)和最直接的因素（楊勇，2014），會(huì)對(duì)居民旅游消費(fèi)產(chǎn)生積極的正向影響（周文麗等，2010；Yang et al.，2014；Marrocu et al.，2015）。除收入外，旅游者所擁有的財(cái)富（資產(chǎn)）也是旅游消費(fèi)支出的重要影響因素之一（依紹華等，2011）。Hal（l1987）通過構(gòu)建生命周期-持久收入假說模型，提出家庭財(cái)富是消費(fèi)的重要影響因素；張傳勇等（2017）對(duì)2012年中國(guó)家庭追蹤調(diào)查數(shù)據(jù)（CFPS）進(jìn)行實(shí)證分析后發(fā)現(xiàn)，住房財(cái)富增加會(huì)顯著提升家庭的旅游消費(fèi)支出；王克穩(wěn)（2017）利用微觀調(diào)查數(shù)據(jù)，發(fā)現(xiàn)中國(guó)居民旅游消費(fèi)存在顯著的房地產(chǎn)財(cái)富效應(yīng)和金融資產(chǎn)財(cái)富效應(yīng)。在其他影響因素中，已有研究主要關(guān)注旅游者的家庭結(jié)構(gòu)（劉敏等，2016；余鳳龍等，2019）、人口統(tǒng)計(jì)特征（張金寶，2014）、消費(fèi)行為與心理特征（Wang et al.，2010；馬軼群，2016）等因素對(duì)居民旅游消費(fèi)的影響。此外，也有研究表明，假日制度（王瑩等，2009）、社會(huì)環(huán)境變化（Nicolau et al.，2013）、經(jīng)濟(jì)危機(jī)事件（Eugenio et al.，2014）、地域文化（Bernini et al.，2016）等因素也會(huì)影響居民旅游消費(fèi)。

上述研究主要從短期靜態(tài)視角來探討特定研究期內(nèi)不同因素對(duì)旅游消費(fèi)的影響及其作用效應(yīng)。而從長(zhǎng)期動(dòng)態(tài)視角來看，居民旅游消費(fèi)會(huì)在這些影響因素的疊加作用下表現(xiàn)出周期性波動(dòng)變化特征。然而，運(yùn)用計(jì)量方法與模型深入分析旅游消費(fèi)自身變化軌跡及其周期波動(dòng)特征的研究則相對(duì)較少。Burns等（1946）曾強(qiáng)調(diào)，只有透析經(jīng)濟(jì)增長(zhǎng)的內(nèi)在變化機(jī)制，才能有效引導(dǎo)經(jīng)濟(jì)增長(zhǎng)。張伯山（1999）也指出，了解和掌握旅游經(jīng)濟(jì)周期規(guī)律，對(duì)于旅游規(guī)劃和開發(fā)、旅游預(yù)測(cè)和管理、促進(jìn)宏觀經(jīng)濟(jì)增長(zhǎng)等具有深遠(yuǎn)意義。在國(guó)外，美國(guó)商務(wù)部早在1976年就已對(duì)其旅游經(jīng)濟(jì)周期運(yùn)行特征進(jìn)行了測(cè)度，以更好地判斷美國(guó)旅游經(jīng)濟(jì)的發(fā)展?jié)摿翱赡苡龅降膯栴}（隋建利等，2014），而近年來，Teresa（2007）、Smera（l2012）、Robertico等（2017）也紛紛從不同的研究視角，運(yùn)用不同的研究方法對(duì)不同國(guó)家及地區(qū)的旅游經(jīng)濟(jì)周期進(jìn)行了詳盡的分析；在國(guó)內(nèi)，較早開展這一方面研究的是匡林（2000），他以入境旅游人次為指標(biāo)測(cè)度比較了世界旅游業(yè)和中國(guó)旅游業(yè)的波動(dòng)周期，并分析了中國(guó)入境旅游的周期波動(dòng)特征和變化趨勢(shì)，其后國(guó)內(nèi)相關(guān)研究主要對(duì)不同區(qū)域尺度的旅游經(jīng)濟(jì)周期波動(dòng)問題進(jìn)行實(shí)證分析（方葉林等，2014；隋建利等，2014；生延超等，2014；張子昂等，2016；周成等，2016；吳江，2016）。

隨著研究的不斷深入，部分研究者指出，傳統(tǒng)的周期波動(dòng)測(cè)度模型與方法雖然可以較好地對(duì)經(jīng)濟(jì)周期進(jìn)行測(cè)度與劃分，但卻無法窺視經(jīng)濟(jì)周期的動(dòng)態(tài)變遷路徑（隋建利等，2015）。為此，越來越多的研究者開始構(gòu)建非線性計(jì)量經(jīng)濟(jì)模型來研究和識(shí)別產(chǎn)業(yè)經(jīng)濟(jì)周期運(yùn)行的具體形態(tài)及其階段性時(shí)變特征。Leamer 等（2003）、Wal（l2007）分別運(yùn)用門限自回歸模型和馬爾科夫區(qū)制轉(zhuǎn)移模型這兩種非線性計(jì)量模型分析了不同國(guó)家經(jīng)濟(jì)周期的動(dòng)態(tài)時(shí)變特征，張同斌等（2015）基于馬爾科夫區(qū)制轉(zhuǎn)移模型定量測(cè)度了中國(guó)經(jīng)濟(jì)的周期性波動(dòng)態(tài)勢(shì)。在旅游研究領(lǐng)域，已有研究主要通過構(gòu)建馬爾科夫區(qū)制轉(zhuǎn)移模型來分析旅游經(jīng)濟(jì)運(yùn)行特征及其動(dòng)態(tài)變化路徑，例如：Moore等（2005）較早運(yùn)用馬爾科夫區(qū)制轉(zhuǎn)換模型，發(fā)現(xiàn)巴巴多斯旅游經(jīng)濟(jì)增長(zhǎng)存在階段性差異；Chen（2013）和Hsu（2017）基于馬爾科夫區(qū)制轉(zhuǎn)移模型的實(shí)證分析表明，臺(tái)灣旅游市場(chǎng)周期存在高速增長(zhǎng)與低速增長(zhǎng)兩種區(qū)制狀態(tài)；隋建利等利用不同形式的馬爾科夫區(qū)制轉(zhuǎn)移模型，刻畫了中國(guó)旅游經(jīng)濟(jì)增長(zhǎng)的多階段動(dòng)態(tài)變遷過程（隋建利等，2013；隋建利等，2014）；林文凱（2020）則運(yùn)用馬爾科夫區(qū)制轉(zhuǎn)移模型揭示了省際單元旅游經(jīng)濟(jì)增長(zhǎng)的動(dòng)態(tài)變遷過程。

綜上可知，國(guó)內(nèi)外在旅游消費(fèi)及其影響因素等方面積累了較為豐富的研究成果，在旅游經(jīng)濟(jì)周期波動(dòng)及其測(cè)度上也已進(jìn)行了有益的探索。但是，目前國(guó)內(nèi)關(guān)于旅游經(jīng)濟(jì)周期的研究大多以入境旅游或國(guó)內(nèi)旅游統(tǒng)計(jì)數(shù)據(jù)為指標(biāo)，對(duì)居民旅游消費(fèi)的周期波動(dòng)特征關(guān)注較少，也尚未發(fā)現(xiàn)有研究者運(yùn)用非線性馬爾科夫區(qū)制轉(zhuǎn)移模型來揭示居民旅游消費(fèi)周期波動(dòng)規(guī)律及其動(dòng)態(tài)變遷過程?；诖?，本文將遵循金曉彤等（2010）、隋建利等（2013）已有的研究思路，利用1995—2018 年我國(guó)城鄉(xiāng)居民旅游消費(fèi)年度數(shù)據(jù)①考慮到我國(guó)城鄉(xiāng)二元體制結(jié)構(gòu)使得我國(guó)城鄉(xiāng)經(jīng)濟(jì)發(fā)展不平衡，城鄉(xiāng)壁壘的基本國(guó)情使得城鄉(xiāng)居民作為兩種不同的社會(huì)群體在制度上得以固化，社會(huì)、經(jīng)濟(jì)、文化等制度環(huán)境的差異使二者的旅游消費(fèi)行為明顯不同（余鳳龍等，2013），因此，在對(duì)我國(guó)居民旅游消費(fèi)周期進(jìn)行分析時(shí)，有必要將居民旅游消費(fèi)細(xì)分為城鎮(zhèn)居民旅游消費(fèi)和農(nóng)村居民旅游消費(fèi)，從而得到兩類時(shí)間序列數(shù)據(jù)。計(jì)算增長(zhǎng)率時(shí)間序列數(shù)據(jù)，以刻畫我國(guó)城鄉(xiāng)居民旅游消費(fèi)的變化軌跡及增長(zhǎng)態(tài)勢(shì)；在此基礎(chǔ)上，綜合運(yùn)用HP 濾波和非線性馬爾科夫區(qū)制轉(zhuǎn)移模型，識(shí)別和刻畫我國(guó)城鄉(xiāng)居民旅游消費(fèi)的周期波動(dòng)及其動(dòng)態(tài)區(qū)制變遷過程，以期通過甄別我國(guó)城鄉(xiāng)居民旅游消費(fèi)在“低速增長(zhǎng)區(qū)制”和“高速增長(zhǎng)區(qū)制”的轉(zhuǎn)變點(diǎn)，深入探析我國(guó)城鄉(xiāng)居民旅游消費(fèi)波動(dòng)的緣由，為新常態(tài)下繼續(xù)維系我國(guó)居民旅游消費(fèi)的持續(xù)穩(wěn)定增長(zhǎng)提供理論支持與實(shí)證依據(jù)。

2 方法、模型與數(shù)據(jù)

2.1 HP濾波法

HP 濾波是經(jīng)濟(jì)周期研究中廣泛使用的一種研究方法，由Hodrick 和Prescott 在分析戰(zhàn)后美國(guó)經(jīng)濟(jì)周期的研究中首次提出，其實(shí)質(zhì)是將經(jīng)濟(jì)時(shí)間序列中的低頻趨勢(shì)成分和高頻周期成分分離出來（林文凱等，2015）。本文將利用HP 濾波技術(shù)對(duì)中國(guó)城鄉(xiāng)居民旅游消費(fèi)數(shù)據(jù)進(jìn)行分解，以揭示中國(guó)城鄉(xiāng)居民旅游消費(fèi)的周期波動(dòng)情況。HP濾波的基本原理如下：

假設(shè){Yt}是包含趨勢(shì)成分和波動(dòng)成分的經(jīng)濟(jì)時(shí)間序列，其中{}為包含的趨勢(shì)成分，{}為包含的波動(dòng)成分。則：

計(jì)算HP濾波就是將{}從時(shí)間序列{Yt}中分離出來，也即下式最小化問題的解：

其中，c(L)為延遲算子多項(xiàng)式，L表示滯后算子；最小化問題用[c(L)]2來調(diào)整序列趨勢(shì)的變化；最小化解將隨λ的增大而增大，當(dāng)λ=0 時(shí)，滿足最小化問題的趨勢(shì)等于時(shí)間序列本身，隨著λ的增大，其趨勢(shì)成分將趨于平滑，當(dāng)λ值趨于無窮大時(shí)，其趨勢(shì)成分將接近于線性函數(shù)。λ取值的經(jīng)驗(yàn)是：年度時(shí)間序列取值100，季度時(shí)間序列取值1600，月度時(shí)間序列取值14400（高鐵梅，2015）。

2.2 馬爾科夫區(qū)制轉(zhuǎn)移模型

在描述經(jīng)濟(jì)指標(biāo)時(shí)間序列動(dòng)態(tài)特征的研究中，最常用的方法是建立自回歸模型對(duì)其進(jìn)行自回歸處理，并通過自回歸模型對(duì)歷史數(shù)據(jù)的擬合程度，來判斷該模型對(duì)某一經(jīng)濟(jì)指標(biāo)時(shí)間序列數(shù)據(jù)的預(yù)測(cè)能力（隋建利等，2016）。假設(shè)旅游消費(fèi)增長(zhǎng)率為yt，其q階自回歸模型AR（q）可用下式表示：

其中，μ表示均值；εt為服從均值為0，方差為σ2正態(tài)分布的隨機(jī)擾動(dòng)項(xiàng)，t=1，2，…，T。在自回歸模型中，假定均值、回歸系數(shù)、方差均為不變的常數(shù)，這樣當(dāng)前期的旅游消費(fèi)增長(zhǎng)率依賴于前q期的旅游消費(fèi)增長(zhǎng)率，當(dāng)該時(shí)間序列的算子方程1-φ1L-φ2L2-，…，-φq Lq=0 的單位根都落在單位元以外時(shí)，表明該時(shí)間序列是平穩(wěn)的。然而，如果時(shí)間序列在宏觀環(huán)境或經(jīng)濟(jì)體制影響下出現(xiàn)結(jié)構(gòu)突變時(shí)，序列平穩(wěn)性假設(shè)則不能得到滿足，這時(shí)再采用平穩(wěn)時(shí)間序列模型將導(dǎo)致模型參數(shù)估計(jì)出現(xiàn)較大誤差。此外，自回歸模型只能簡(jiǎn)單描述經(jīng)濟(jì)現(xiàn)象或經(jīng)濟(jì)變量存在的某種線性關(guān)系，無法很好地刻畫經(jīng)濟(jì)指標(biāo)時(shí)間序列中可能存在的非線性動(dòng)態(tài)特征。鑒于此，參考Hamilton（1990）的思想，在簡(jiǎn)單自回歸模型設(shè)定的基礎(chǔ)上，進(jìn)一步構(gòu)建包含馬爾科夫區(qū)制轉(zhuǎn)移形式的旅游消費(fèi)增長(zhǎng)率模型：

其中，區(qū)制狀態(tài)St=i，i=1，2；μSt表示t時(shí)刻所處區(qū)制St下的旅游消費(fèi)增長(zhǎng)率的條件均值；φiSt代表在t時(shí)刻的自回歸系數(shù)；εt為擾動(dòng)項(xiàng)，服從均值為0，方差為的正態(tài)分布。在此模型中，假定我國(guó)城鄉(xiāng)居民旅游消費(fèi)的變化過程可能存在“低速增長(zhǎng)”和“高速增長(zhǎng)”兩種區(qū)制狀態(tài)，具體地，假定區(qū)制狀態(tài)1（St=1）代表低速增長(zhǎng)階段，區(qū)制狀態(tài)2（St=2）代表高速增長(zhǎng)階段。此外，假設(shè)模型中的所有參數(shù)都是可變的，并由區(qū)制變量St控制，同時(shí)區(qū)制狀態(tài)之間的轉(zhuǎn)移概率滿足離散取值的一階馬爾科夫過程，則區(qū)制狀態(tài)變量St轉(zhuǎn)移概率矩陣可用下式表示：

其中，pij=Pr(St=j|St-1=i)表示區(qū)制狀態(tài)變量St從t-1 時(shí)刻的i狀態(tài)變遷至t時(shí)刻j狀態(tài)的轉(zhuǎn)移概率，且=1，i=1，2，j=1，2。為了對(duì)所構(gòu)建的馬爾科夫區(qū)制轉(zhuǎn)移模型進(jìn)行估計(jì)，參考并利用Hamilton（1990）提出的極大似然估計(jì)法來對(duì)模型進(jìn)行參數(shù)估計(jì)，即通過推導(dǎo)yt，St和St-1基于過去信息集Ii-1條件下的聯(lián)合分布密度，獲得邊際分布及對(duì)數(shù)似然函數(shù)值。具體過程如下：

其中，Ωt-1={yt-1，yt-2，…，yt}，表示到t-1 時(shí)刻可觀測(cè)變量的集合；θ為模型待估參數(shù)向量。根據(jù)貝葉斯公式可得到上式的聯(lián)合分布密度：

再由全概率公式可得：

由此進(jìn)一步獲得對(duì)數(shù)似然函數(shù)：

根據(jù)模型估計(jì)結(jié)果，還可進(jìn)一步求出各個(gè)區(qū)制狀態(tài)維持概率、平均持續(xù)期及穩(wěn)態(tài)概率。

2.3 指標(biāo)選取與數(shù)據(jù)來源

在探尋經(jīng)濟(jì)變量周期運(yùn)行規(guī)律時(shí)常用的指標(biāo)主要有兩類：一類是表征總體規(guī)模的絕對(duì)量指標(biāo)，另一類是反映行業(yè)增速的增長(zhǎng)率指標(biāo)（馬曉龍，2014）。其中，絕對(duì)量指標(biāo)可以很好地反映經(jīng)濟(jì)變量的長(zhǎng)期發(fā)展趨勢(shì)，但卻無法直觀呈現(xiàn)其周期變化特征；增長(zhǎng)率指標(biāo)一方面可以很好地反映經(jīng)濟(jì)變量的增幅波動(dòng)，從而更為直觀地呈現(xiàn)經(jīng)濟(jì)變量的周期波動(dòng)態(tài)勢(shì)（呂光明等，2006），另一方面，增長(zhǎng)率指標(biāo)相當(dāng)于對(duì)原始時(shí)間序列做了一次差分處理，這在一定程度上可以避免時(shí)間序列中長(zhǎng)期趨勢(shì)因素的干擾，從而使測(cè)度結(jié)果更加契合經(jīng)濟(jì)發(fā)展的實(shí)際情況（李維維等，2017）。因此，本文將以我國(guó)城鄉(xiāng)居民旅游消費(fèi)年度數(shù)據(jù)為基礎(chǔ)，通過計(jì)算獲得中國(guó)城鄉(xiāng)居民旅游消費(fèi)年度增長(zhǎng)率序列，并依此來描述和分析我國(guó)城鄉(xiāng)居民旅游消費(fèi)的周期波動(dòng)變化。本文所用數(shù)據(jù)來源于相應(yīng)年份的《中國(guó)旅游統(tǒng)計(jì)年鑒》及國(guó)家統(tǒng)計(jì)局公布的統(tǒng)計(jì)數(shù)據(jù)①在國(guó)家統(tǒng)計(jì)局公布的年度統(tǒng)計(jì)數(shù)據(jù)中，旅游消費(fèi)是指游客在旅行、游覽過程中用于交通、參觀游覽、住宿、餐飲、購(gòu)物、娛樂等方面的全部花費(fèi)，具體分為城鎮(zhèn)居民國(guó)內(nèi)旅游消費(fèi)和農(nóng)村居民國(guó)內(nèi)旅游消費(fèi)兩種類型。，城鄉(xiāng)居民旅游消費(fèi)增長(zhǎng)率數(shù)據(jù)由同比增長(zhǎng)率公式計(jì)算而得②計(jì)算公式為：旅游消費(fèi)增長(zhǎng)率=（當(dāng)年旅游消費(fèi)總額-上年旅游消費(fèi)總額）/上年旅游消費(fèi)總額。，考慮數(shù)據(jù)的可獲得性和完整性，本文研究期為1995—2018年。

3 實(shí)證結(jié)果與分析

3.1 我國(guó)城鄉(xiāng)居民旅游消費(fèi)的總體運(yùn)行軌跡分析

圖1 刻畫了我國(guó)城鎮(zhèn)居民和農(nóng)村居民旅游消費(fèi)及其增長(zhǎng)率的動(dòng)態(tài)運(yùn)行軌跡。從總體發(fā)展態(tài)勢(shì)來看，我國(guó)城鄉(xiāng)居民旅游消費(fèi)總體上呈現(xiàn)不斷攀升的發(fā)展態(tài)勢(shì)，且城鎮(zhèn)居民旅游消費(fèi)與旅游總體消費(fèi)時(shí)間序列表現(xiàn)出極為相似的波動(dòng)運(yùn)行軌跡。從增長(zhǎng)情況來看，城鎮(zhèn)居民旅游消費(fèi)增長(zhǎng)率在2000年達(dá)到階段性“波峰”后于2003年滑落至最低點(diǎn)，在2011年波動(dòng)上行至最高值后迅速回落，并小幅波動(dòng)至2018年；農(nóng)村居民旅游消費(fèi)增長(zhǎng)率在1997 年上升至最高點(diǎn)后，于2000 年陡然回落至谷底，其后波動(dòng)運(yùn)行并于2011年再次到達(dá)階段性高點(diǎn)，后平穩(wěn)波動(dòng)至2018年。從具體時(shí)間點(diǎn)來看，1995 年，隨著新《中華人民共和國(guó)勞動(dòng)法》的頒布與實(shí)施，我國(guó)職工每周工作時(shí)間由44小時(shí)縮短為40小時(shí)，“八小時(shí)工作制”和“周末雙休”開始成為居民生活的重要組成部分，閑暇時(shí)間的增加也極大地刺激了人們的外出旅游需求，全國(guó)各地很快出現(xiàn)了“周末旅游熱”，城鄉(xiāng)居民旅游消費(fèi)均實(shí)現(xiàn)了超過30%的增長(zhǎng)；1997年，在農(nóng)村居民收入增加及開拓農(nóng)村市場(chǎng)等宏觀經(jīng)濟(jì)政策的影響下，我國(guó)農(nóng)村居民旅游消費(fèi)實(shí)現(xiàn)了翻倍增長(zhǎng)，但旅游消費(fèi)基數(shù)依然偏低，僅占旅游總體消費(fèi)的26.55%；2000 年，受全國(guó)性下崗潮的影響，數(shù)千萬農(nóng)民工的就業(yè)受到?jīng)_擊，該年農(nóng)村居民收入同比增長(zhǎng)率僅為1.90%，這在很大程度上抑制了農(nóng)村居民出游意愿及旅游消費(fèi)需求，致使該年農(nóng)村居民旅游消費(fèi)出現(xiàn)了13.23%的負(fù)增長(zhǎng)；2003年，“非典”疫情席卷全國(guó)，我國(guó)旅游業(yè)進(jìn)入發(fā)展寒冬，旅游產(chǎn)業(yè)全面受創(chuàng)，國(guó)內(nèi)旅游消費(fèi)，特別是作為旅游消費(fèi)主要群體的城鎮(zhèn)居民，其旅游消費(fèi)增長(zhǎng)率在該年滑落至最低谷，出現(xiàn)15.59%的負(fù)增長(zhǎng)，農(nóng)村居民旅游消費(fèi)增長(zhǎng)率也不足1%（0.77%）；2004年，隨著旅游政策的及時(shí)調(diào)整及居民出游心理的轉(zhuǎn)變，旅游業(yè)迅速擺脫“非典”疫情影響，旅游消費(fèi)大幅增長(zhǎng)；2008 年，美國(guó)次貸危機(jī)急劇擴(kuò)散，在此期間，我國(guó)城鎮(zhèn)居民旅游消費(fèi)增長(zhǎng)率由2007年的25.73%下降至2008年的7.59%，而農(nóng)村居民旅游消費(fèi)增長(zhǎng)率則由2007 年22.33%小幅增長(zhǎng)至2008 年的25.11%①究其原因可能是，受美國(guó)次貸危機(jī)影響，我國(guó)外部需求下滑、股市下挫，居民（尤其是城鎮(zhèn)居民）的股票及房產(chǎn)等財(cái)產(chǎn)性收入出現(xiàn)了縮水，進(jìn)而在一定程度上影響了我國(guó)城鎮(zhèn)居民的旅游消費(fèi)支出。；2009 年以后，隨著一系列促進(jìn)旅游產(chǎn)業(yè)發(fā)展政策的出臺(tái)，旅游業(yè)逐漸成為國(guó)家的戰(zhàn)略性支柱產(chǎn)業(yè)，大眾旅游時(shí)代的到來也使我國(guó)城鄉(xiāng)居民旅游消費(fèi)增長(zhǎng)率在2011 年整體達(dá)到最高值；2012 年，受宏觀經(jīng)濟(jì)下行、高房?jī)r(jià)及居民收入增長(zhǎng)放緩等多種因素的影響，我國(guó)城鄉(xiāng)居民旅游消費(fèi)增長(zhǎng)率明顯下滑，此后一直呈波動(dòng)下滑狀態(tài)，其中，城鎮(zhèn)居民旅游消費(fèi)增長(zhǎng)率由2012 年的19.38%波動(dòng)下滑至2018 年的13.05%，農(nóng)村居民旅游消費(fèi)增長(zhǎng)率由2012年的11.82%下滑至2018年的8.77%。

圖1 中國(guó)居民旅游消費(fèi)及其增長(zhǎng)率的動(dòng)態(tài)運(yùn)行軌跡

3.2 我國(guó)城鄉(xiāng)居民旅游消費(fèi)的時(shí)序波動(dòng)特征

圖1 僅簡(jiǎn)單刻畫了我國(guó)城鄉(xiāng)居民旅游消費(fèi)的總量變化軌跡及相對(duì)變化特征，為揭示我國(guó)城鄉(xiāng)居民旅游消費(fèi)增長(zhǎng)的長(zhǎng)期變化趨勢(shì)和短期波動(dòng)特征，運(yùn)用HP濾波法對(duì)我國(guó)城鄉(xiāng)居民旅游消費(fèi)增長(zhǎng)的時(shí)間序列進(jìn)行分解，得到其趨勢(shì)成分與周期成分（見圖2）。其中，“周期成分”主要用于揭示我國(guó)城鄉(xiāng)居民旅游消費(fèi)的短期波動(dòng)變化，“趨勢(shì)成分”用于反映我國(guó)城鄉(xiāng)居民旅游消費(fèi)的長(zhǎng)期發(fā)展態(tài)勢(shì)。

對(duì)城鎮(zhèn)居民而言，其旅游消費(fèi)增長(zhǎng)率的“趨勢(shì)成分”表現(xiàn)出較為明顯的“類周期”變化過程，具體表現(xiàn)為由1995年的高位水平逐漸下滑至2000年的最低點(diǎn)，之后緩慢攀升至2011 年的波峰，而后又逐漸回落直至2018 年，其波動(dòng)拐點(diǎn)與前述城鎮(zhèn)居民旅游消費(fèi)變化的關(guān)鍵時(shí)間節(jié)點(diǎn)相吻合。從“周期成分”來看，城鎮(zhèn)居民旅游消費(fèi)增長(zhǎng)率在2011 年以前表現(xiàn)出典型的波動(dòng)聚類特征，但波動(dòng)幅度總體較為穩(wěn)定；2011 年以后，隨著大眾旅游時(shí)代的到來，城鎮(zhèn)居民旅游消費(fèi)增長(zhǎng)較為穩(wěn)定，波動(dòng)幅度明顯減弱，這反映出作為我國(guó)最為重要的旅游消費(fèi)主體，城鎮(zhèn)居民的旅游消費(fèi)韌性在不斷增強(qiáng)。

對(duì)農(nóng)村居民而言，其旅游消費(fèi)增長(zhǎng)率的“趨勢(shì)成分”未呈現(xiàn)明顯的波峰、波谷形態(tài)，總體上呈不斷下滑的態(tài)勢(shì)，特別是1995—2003 年，在農(nóng)民工下崗潮、農(nóng)村居民收入增長(zhǎng)停滯及“SARS”等因素的多重影響下，下降趨勢(shì)尤為明顯。從“周期成分”來看，農(nóng)村居民旅游消費(fèi)增長(zhǎng)率在1995—2003年波動(dòng)最為劇烈，波幅也最為明顯；2004—2010 年，農(nóng)村居民旅游消費(fèi)增長(zhǎng)率的波動(dòng)漸趨緩和，波幅變??；2011 年以后，隨著農(nóng)村居民消費(fèi)觀念的轉(zhuǎn)變，農(nóng)村居民的旅游意愿逐漸增強(qiáng)，旅游消費(fèi)支出不斷提高，這一時(shí)期農(nóng)村居民旅游消費(fèi)的增長(zhǎng)較為穩(wěn)定，波動(dòng)較為微弱。

3.3 我國(guó)城鄉(xiāng)居民旅游消費(fèi)的區(qū)制轉(zhuǎn)移與路徑變遷分析

圖1與圖2初步揭示了我國(guó)城鄉(xiāng)居民旅游消費(fèi)的增長(zhǎng)軌跡與時(shí)序波動(dòng)特征，為了進(jìn)一步識(shí)別和刻畫我國(guó)城鄉(xiāng)居民旅游消費(fèi)周期的動(dòng)態(tài)區(qū)制變遷過程，使用OxMetrics6.0軟件對(duì)所構(gòu)建的非線性馬爾科夫區(qū)制轉(zhuǎn)移模型進(jìn)行參數(shù)估計(jì)。

3.3.1 模型選取與參數(shù)估計(jì)

為避免“偽回歸”，在檢驗(yàn)時(shí)間序列變量之間的非線性關(guān)系前，需要對(duì)時(shí)間序列進(jìn)行平穩(wěn)性檢驗(yàn)?？紤]到Ng-Perron 檢驗(yàn)法在小樣本時(shí)間序列數(shù)據(jù)中具有更好的適用性，且相比較于ADF 和PP 單位根檢驗(yàn)，Ng-Perron 檢驗(yàn)的統(tǒng)計(jì)量更為穩(wěn)健，檢驗(yàn)結(jié)果也更為穩(wěn)定和可靠（吳賢堅(jiān)等，2017），為此，本文采用Ng-Perron檢驗(yàn)法對(duì)中國(guó)城鄉(xiāng)居民旅游消費(fèi)增長(zhǎng)率時(shí)間序列進(jìn)行平穩(wěn)性檢驗(yàn)。從表1 檢驗(yàn)結(jié)果可以看出，中國(guó)城鎮(zhèn)居民和農(nóng)村居民旅游消費(fèi)增長(zhǎng)率時(shí)間序列在5%的顯著水平下均為平穩(wěn)序列。

表1 變量的平穩(wěn)性檢驗(yàn)結(jié)果

為保證模型估計(jì)結(jié)果的穩(wěn)健性，還需進(jìn)一步確定模型的最優(yōu)滯后階數(shù)。在確定最優(yōu)滯后階數(shù)時(shí)，一般都希望滯后階數(shù)盡可能大，從而更好地體現(xiàn)模型的動(dòng)態(tài)變化過程（李華等，2019）。但是，如果選取的滯后階數(shù)過大，模型的待估計(jì)參數(shù)就會(huì)增多，進(jìn)而增大模型的估計(jì)誤差，從而影響模型的精準(zhǔn)度和可信度。為此，借鑒已有研究思路（隋建利等，2014；林文凱，2020），綜合選取AIC、SC、HQ 信息準(zhǔn)則來確定模型的最優(yōu)滯后階數(shù)。從表2 滯后階數(shù)選取結(jié)果中可以看出，AIC、SC、HQ 信息準(zhǔn)則下的最優(yōu)滯后期均為2期。由此，確定兩個(gè)模型的最優(yōu)滯后階數(shù)均為2階。

表2 滯后階數(shù)選取結(jié)果

最后，使用OxMetrics6.0軟件對(duì)所構(gòu)建的MS（2）-AR（2）模型進(jìn)行參數(shù)估計(jì)，模型估計(jì)結(jié)果如表3所示。不難看出，我國(guó)城鎮(zhèn)居民與農(nóng)村居民的旅游消費(fèi)增長(zhǎng)率在不同區(qū)制狀態(tài)下的大多數(shù)參數(shù)估計(jì)結(jié)果均十分顯著，且各序列回歸參數(shù)具有明顯差異，這表明本文所構(gòu)建的雙階段馬爾科夫區(qū)制轉(zhuǎn)移模型能夠較為準(zhǔn)確地刻畫我國(guó)城鄉(xiāng)居民旅游消費(fèi)增長(zhǎng)的動(dòng)態(tài)區(qū)制變化。同時(shí)，不論是城鎮(zhèn)居民還是農(nóng)村居民，其旅游消費(fèi)處于區(qū)制1（St=1）的均值估計(jì)值都要小于其增長(zhǎng)率處于區(qū)制2（St=2）的均值估計(jì)值，滿足μ1＜μ2的參數(shù)約束條件。因此，將區(qū)制1視為城鄉(xiāng)居民旅游消費(fèi)的“低速增長(zhǎng)區(qū)制”，將區(qū)制2視為城鄉(xiāng)居民旅游消費(fèi)的“高速增長(zhǎng)區(qū)制”。

3.3.2 我國(guó)城鄉(xiāng)居民旅游消費(fèi)的區(qū)制轉(zhuǎn)移概率及其平均持續(xù)期

從表4 列出的我國(guó)城鄉(xiāng)居民旅游消費(fèi)處于各個(gè)區(qū)制的轉(zhuǎn)移概率矩陣可知：對(duì)城鎮(zhèn)居民而言，其旅游消費(fèi)處于“低速增長(zhǎng)區(qū)制”的維持概率為0.8551，由“低速增長(zhǎng)區(qū)制”變遷至“高速增長(zhǎng)區(qū)制”的轉(zhuǎn)移概率較低，僅為0.1449；相應(yīng)的，城鎮(zhèn)居民旅游消費(fèi)處于“高速增長(zhǎng)區(qū)制”的維持概率為0.6167，而由“高速增長(zhǎng)區(qū)制”變遷至“低速增長(zhǎng)區(qū)制”的轉(zhuǎn)移概率不足0.5，為0.3833。對(duì)農(nóng)村居民而言，其旅游消費(fèi)處于“低速增長(zhǎng)區(qū)制”的維持概率為0.6038，由“低速增長(zhǎng)區(qū)制”變遷至“高速增長(zhǎng)區(qū)制”的轉(zhuǎn)移概率低于0.5，為0.3962；相應(yīng)的，農(nóng)村居民旅游消費(fèi)處于“高速增長(zhǎng)區(qū)制”的維持概率為0.5341，由“高速增長(zhǎng)區(qū)制”變遷至“低速增長(zhǎng)區(qū)制”的轉(zhuǎn)移概率為0.4659。對(duì)比我國(guó)城鄉(xiāng)居民旅游消費(fèi)在不同區(qū)制狀態(tài)時(shí)的波動(dòng)性可以發(fā)現(xiàn)，我國(guó)農(nóng)村居民旅游消費(fèi)處于低速增長(zhǎng)區(qū)制的方差為0.0105，小于其處于高速增長(zhǎng)區(qū)制時(shí)的方差（0.2950），這表明農(nóng)村居民旅游消費(fèi)增速越快，其伴隨的波動(dòng)性也將越大，反之，旅游消費(fèi)增速越慢，其伴隨的波動(dòng)性也將越??；類似的，城鎮(zhèn)居民旅游消費(fèi)處于低速增長(zhǎng)區(qū)制時(shí)的方差為0.0436，小于其處于高速增長(zhǎng)區(qū)制時(shí)的方差（0.2133），即城鎮(zhèn)居民旅游消費(fèi)增速越快，其伴隨的波動(dòng)性也將越大，反之則越小。同時(shí)，農(nóng)村居民旅游消費(fèi)處于高速增長(zhǎng)區(qū)制時(shí)的波動(dòng)性要略大于城鎮(zhèn)居民旅游消費(fèi)處于同一區(qū)制時(shí)的波動(dòng)性，但處于低速增長(zhǎng)區(qū)制時(shí)的波動(dòng)性要低于城鎮(zhèn)居民旅游消費(fèi)處于低速增長(zhǎng)區(qū)制時(shí)的波動(dòng)性。

表3 模型參數(shù)估計(jì)結(jié)果

這些結(jié)果表明：首先，城鎮(zhèn)居民旅游消費(fèi)在“低速增長(zhǎng)區(qū)制”和“高速增長(zhǎng)區(qū)制”的維持概率均大于農(nóng)村居民旅游消費(fèi)處于相應(yīng)區(qū)制的維持概率，說明我國(guó)城鎮(zhèn)居民旅游消費(fèi)維系低速增長(zhǎng)和高速增長(zhǎng)的可能性都要強(qiáng)于農(nóng)村居民，但也意味著城鎮(zhèn)居民旅游消費(fèi)更容易長(zhǎng)時(shí)段地處于某一區(qū)制狀態(tài)。其次，城鎮(zhèn)居民和農(nóng)村居民旅游消費(fèi)在步入“高速增長(zhǎng)區(qū)制”后，回落至“低速增長(zhǎng)區(qū)制”的概率均小于0.5，說明我國(guó)城鄉(xiāng)居民旅游消費(fèi)維系高速增長(zhǎng)的可能性較大。最后，無論是城鎮(zhèn)居民還是農(nóng)村居民，一旦其旅游消費(fèi)步入“低速增長(zhǎng)區(qū)制”，則其回升至“高速增長(zhǎng)區(qū)制”的難度較大，區(qū)制變遷發(fā)生概率小于0.5，且城鎮(zhèn)居民的變遷概率更低，僅為0.1449。究其原因，一方面是當(dāng)前我國(guó)居民總體收入水平不高且城鄉(xiāng)收入差距過大，這極大地制約了我國(guó)城鄉(xiāng)居民旅游消費(fèi)需求的持續(xù)釋放；另一方面，在我國(guó)城鎮(zhèn)住房制度改革、國(guó)家醫(yī)療保障體制變遷及家庭教育支出增長(zhǎng)等諸多因素影響下，居民收入不僅要考慮日常必需品和耐用品的消費(fèi)，還要考慮預(yù)防性儲(chǔ)蓄以增加對(duì)未來不確定支出的保障，這在很大程度上會(huì)限制居民的當(dāng)期消費(fèi)（金曉彤等，2010），加之近年來我國(guó)居民住房負(fù)債高漲，由此引發(fā)的“房奴效應(yīng)”極大地抑制了居民的旅游消費(fèi)支出（謝佳慧等，2018），致使2012 年以來我國(guó)居民旅游消費(fèi)長(zhǎng)時(shí)間處于低速增長(zhǎng)狀態(tài)，阻滯了我國(guó)城鄉(xiāng)居民旅游消費(fèi)向高速增長(zhǎng)狀態(tài)變遷①相較于農(nóng)村居民，城鎮(zhèn)居民在住房、醫(yī)保及教育培訓(xùn)等方面的支出更高，因而所受影響更大，即表現(xiàn)為城鎮(zhèn)居民旅游消費(fèi)由低速增長(zhǎng)向高速增長(zhǎng)區(qū)制變遷的概率更低。。

表4 我國(guó)城鄉(xiāng)居民旅游消費(fèi)的區(qū)制轉(zhuǎn)移概率矩陣

為進(jìn)一步剖析我國(guó)城鄉(xiāng)居民旅游消費(fèi)在不同區(qū)制狀態(tài)下的概率持續(xù)特征，根據(jù)表4，利用式（10）可以計(jì)算得到與區(qū)制變量St相對(duì)應(yīng)的平均持續(xù)期：

計(jì)算結(jié)果顯示：城鎮(zhèn)居民旅游消費(fèi)在“低速增長(zhǎng)區(qū)制”的平均持續(xù)期約為6.9000年，在“高速增長(zhǎng)區(qū)制”的平均持續(xù)期約為2.6100年，農(nóng)村居民旅游消費(fèi)在“低速增長(zhǎng)區(qū)制”的平均持續(xù)期約為2.5200 年，在“高速增長(zhǎng)區(qū)制”的平均持續(xù)期約為2.1500 年。由此可見，首先，無論是城鎮(zhèn)居民還是農(nóng)村居民，其旅游消費(fèi)在“低速增長(zhǎng)區(qū)制”的平均持續(xù)期都要長(zhǎng)于其在“高速增長(zhǎng)區(qū)制”的平均持續(xù)期，這表明我國(guó)城鎮(zhèn)居民和農(nóng)村居民的旅游消費(fèi)在“低速增長(zhǎng)區(qū)制”具有更強(qiáng)的穩(wěn)定性和持續(xù)性。其次，城鎮(zhèn)居民旅游消費(fèi)處于低速增長(zhǎng)區(qū)制的持續(xù)性要明顯高于農(nóng)村居民旅游消費(fèi)處于低速增長(zhǎng)區(qū)制的持續(xù)性，持續(xù)時(shí)間相差約4.3800年，這意味著城鎮(zhèn)居民旅游消費(fèi)維系低速增長(zhǎng)的可能性要高于農(nóng)村居民，也表明我國(guó)城鎮(zhèn)居民旅游消費(fèi)在低速增長(zhǎng)區(qū)制的“惰性”較強(qiáng)，即一旦城鎮(zhèn)居民旅游消費(fèi)步入“低速增長(zhǎng)區(qū)制”，其容易長(zhǎng)時(shí)間處于該區(qū)制?？紤]到城鎮(zhèn)居民旅游消費(fèi)是我國(guó)旅游消費(fèi)最重要的一部分，相關(guān)部門應(yīng)及時(shí)出臺(tái)相應(yīng)的政策舉措，刺激和擴(kuò)大我國(guó)城鎮(zhèn)居民旅游消費(fèi)，從而保證我國(guó)居民旅游消費(fèi)的快速穩(wěn)定增長(zhǎng)。最后，城鎮(zhèn)居民旅游消費(fèi)處于高速增長(zhǎng)區(qū)制的持續(xù)性也要略高于農(nóng)村居民旅游消費(fèi)處于高速增長(zhǎng)區(qū)制的持續(xù)性，這表明城鎮(zhèn)居民旅游消費(fèi)維系高速增長(zhǎng)的可能性要強(qiáng)于農(nóng)村居民?？紤]到我國(guó)農(nóng)村市場(chǎng)蘊(yùn)含著巨大潛力，未來應(yīng)重點(diǎn)加大消費(fèi)觀念的宣傳力度，強(qiáng)化農(nóng)村居民旅游消費(fèi)意識(shí)，持續(xù)釋放我國(guó)農(nóng)村居民消費(fèi)需求，使我國(guó)農(nóng)村居民旅游消費(fèi)能穩(wěn)定步入增長(zhǎng)“快速道”。

3.3.3 我國(guó)城鄉(xiāng)居民旅游消費(fèi)的動(dòng)態(tài)區(qū)制變遷過程

平滑概率，即經(jīng)濟(jì)變量在不同區(qū)制狀態(tài)發(fā)生轉(zhuǎn)移的概率，可以用于刻畫經(jīng)濟(jì)變量在不同區(qū)制狀態(tài)下的階段性變遷特征（林文凱，2020）。一般地，當(dāng)區(qū)制狀態(tài)變量St的平滑概率值P(St=i|It)＞0.5(i=1，2)時(shí)，即可認(rèn)為城鄉(xiāng)居民旅游消費(fèi)增長(zhǎng)率在t時(shí)刻處于i區(qū)制狀態(tài)。本文通過繪制平滑概率曲線來識(shí)別我國(guó)城鄉(xiāng)居民旅游消費(fèi)的階段性動(dòng)態(tài)變遷過程。圖3 和圖4 分別展示了我國(guó)城鎮(zhèn)居民和農(nóng)村居民旅游消費(fèi)在不同區(qū)制狀態(tài)下的平滑概率曲線。

圖3 我國(guó)城鎮(zhèn)居民旅游消費(fèi)各區(qū)制轉(zhuǎn)移的平滑概率曲線

圖4 我國(guó)農(nóng)村居民旅游消費(fèi)各區(qū)制轉(zhuǎn)移的平滑概率曲線

從城鎮(zhèn)居民旅游消費(fèi)平滑概率曲線發(fā)現(xiàn)：從總體變遷軌跡來看，我國(guó)城鎮(zhèn)居民旅游消費(fèi)僅在2003年、2004年、2009年、2010年、2011年等5個(gè)年份步入“高速發(fā)展區(qū)制”，概率值P(St=2|It)＞0.5，而在1997—2002 年、2005—2008 年和2012—2018年處于“低速增長(zhǎng)區(qū)制”，概率值P(St=1|It)＞0.5。從具體變遷年份來看，城鎮(zhèn)居民旅游消費(fèi)在2002年由低速增長(zhǎng)區(qū)制向高速增長(zhǎng)區(qū)制變遷，再在2005年由高速增長(zhǎng)區(qū)制回落至低速增長(zhǎng)區(qū)制，在2008年重新步入高速增長(zhǎng)區(qū)制后于2011年重新回到低速增長(zhǎng)區(qū)制，并一直處于低速增長(zhǎng)區(qū)制至2018 年。從未來發(fā)展趨勢(shì)來看，我國(guó)城鎮(zhèn)居民旅游消費(fèi)處于低速增長(zhǎng)區(qū)制的平滑概率值相對(duì)穩(wěn)定，接近于1.0，即其在未來保持在低速增長(zhǎng)狀態(tài)的可能性比較大。

從農(nóng)村居民旅游消費(fèi)平滑概率曲線發(fā)現(xiàn)：從總體變遷軌跡來看，我國(guó)農(nóng)村居民旅游消費(fèi)在1997—1998年、2000年、2002年、2004—2008年和2011年步入“高速發(fā)展區(qū)制”，概率值P(St=2|It)＞0.5，在1999 年、2001 年、2003 年、2009—2010 年、2012—2018 年處于“低速增長(zhǎng)區(qū)制”，概率值P(St=1|It)＞0.5，且旅游消費(fèi)處于各區(qū)制狀態(tài)的平滑概率均相對(duì)比較穩(wěn)定，基本保持在1.0 左右。從具體變遷年份來看，相較于城鎮(zhèn)居民，我國(guó)農(nóng)村居民旅游消費(fèi)的區(qū)制變遷更為頻繁。具體地，在1998年由高速增長(zhǎng)區(qū)制變遷至低速增長(zhǎng)區(qū)制，并在1999 年、2001 年和2003 年等3 個(gè)年份由低速增長(zhǎng)區(qū)制向高速增長(zhǎng)區(qū)制變遷，而后分別在2008 年、2010 年和2011 年等年份由高速區(qū)制變遷至低速區(qū)制再變遷至高速區(qū)制直至2012年穩(wěn)定在低速區(qū)制。與城鎮(zhèn)居民類似，我國(guó)農(nóng)村居民旅游消費(fèi)一直以近似于1.0 的平滑概率穩(wěn)定在“低速增長(zhǎng)區(qū)制”。

將圖3、圖4 與圖2 結(jié)果對(duì)比可以發(fā)現(xiàn)，無論是城鎮(zhèn)居民還是農(nóng)村居民，圖3、圖4 中所示的城鎮(zhèn)居民和農(nóng)村居民旅游消費(fèi)處于高速增長(zhǎng)區(qū)制的時(shí)間范圍與圖2中“周期成分”出現(xiàn)劇烈波動(dòng)的時(shí)間范圍基本吻合，圖3、圖4 中城鎮(zhèn)居民和農(nóng)村居民旅游消費(fèi)處于低速增長(zhǎng)區(qū)制的時(shí)間范圍亦與圖2中“周期成分”相對(duì)平穩(wěn)的時(shí)間范圍基本一致，這一結(jié)果也印證了本文構(gòu)建的馬爾科夫區(qū)制轉(zhuǎn)移模型中方差估計(jì)的正確性，即當(dāng)旅游消費(fèi)增長(zhǎng)率相對(duì)較高時(shí)，其所伴隨的波動(dòng)性也相對(duì)較大，而在旅游消費(fèi)增長(zhǎng)率相對(duì)較低時(shí)，其面臨風(fēng)險(xiǎn)沖擊的可能性也相對(duì)較小。

結(jié)合表5，對(duì)比我國(guó)城鄉(xiāng)居民旅游消費(fèi)的區(qū)制變遷路徑還可以發(fā)現(xiàn)：由于農(nóng)村居民在旅游消費(fèi)過程中較為注重經(jīng)濟(jì)成本，旅游消費(fèi)支出更易受收入水平、旅游產(chǎn)品價(jià)格等因素的影響（余鳳龍等，2019），因此，相較于城鎮(zhèn)居民，其旅游消費(fèi)的區(qū)制變遷頻率更高，表現(xiàn)出在“高速增長(zhǎng)區(qū)制”和“低速增長(zhǎng)區(qū)制”之間交替往復(fù)的運(yùn)行態(tài)勢(shì)，且處于“高速增長(zhǎng)區(qū)制”的年份數(shù)也相對(duì)較多。這一結(jié)果一方面反映出我國(guó)農(nóng)村居民旅游消費(fèi)增長(zhǎng)的穩(wěn)定性較弱，易受外部正負(fù)沖擊的影響，波動(dòng)性較強(qiáng)，另一方面也表明我國(guó)農(nóng)村居民旅游消費(fèi)蘊(yùn)含著巨大的空間，實(shí)現(xiàn)高速增長(zhǎng)的潛力較大，未來可加強(qiáng)對(duì)農(nóng)村居民旅游消費(fèi)的引導(dǎo)，繼續(xù)釋放農(nóng)村居民旅游消費(fèi)潛力。此外，值得注意的是，我國(guó)城鄉(xiāng)居民旅游消費(fèi)在2012年以后一直以近似于1.0的平滑概率穩(wěn)定在“低速增長(zhǎng)區(qū)制”，即我國(guó)居民旅游消費(fèi)未來繼續(xù)處于低速增長(zhǎng)區(qū)制的可能性較大?？紤]到當(dāng)前我國(guó)宏觀經(jīng)濟(jì)下行壓力仍然很大，居民收入增速放緩，城鄉(xiāng)收入差距加大，“房奴效應(yīng)”持續(xù)放大等因素極大地制約著我國(guó)居民消費(fèi)需求的擴(kuò)大和消費(fèi)潛力的釋放，為了從根本上提高我國(guó)城鄉(xiāng)居民旅游消費(fèi)水平，實(shí)現(xiàn)我國(guó)居民旅游消費(fèi)的持續(xù)快速增長(zhǎng)，未來應(yīng)在“擴(kuò)大內(nèi)需，促進(jìn)消費(fèi)”的宏觀政策引領(lǐng)下，聚焦旅游消費(fèi)增長(zhǎng)，推動(dòng)出臺(tái)促進(jìn)旅游消費(fèi)的新舉措，引導(dǎo)我國(guó)居民旅游消費(fèi)向高速增長(zhǎng)區(qū)制過渡，實(shí)現(xiàn)我國(guó)旅游消費(fèi)的逆周期增長(zhǎng)。

表5 我國(guó)城鄉(xiāng)居民旅游消費(fèi)的區(qū)制變遷路徑對(duì)比

4 結(jié)論與建議

4.1 主要結(jié)論

本文基于1995—2018 年我國(guó)城鄉(xiāng)居民旅游消費(fèi)年度數(shù)據(jù)，綜合運(yùn)用HP 濾波和馬爾科夫區(qū)制轉(zhuǎn)移模型，識(shí)別并刻畫了我國(guó)城鄉(xiāng)居民旅游消費(fèi)周期波動(dòng)及其動(dòng)態(tài)區(qū)制變遷過程，得到如下主要結(jié)論：

（1）在研究期內(nèi)，我國(guó)城鄉(xiāng)居民旅游收入呈現(xiàn)總量不斷攀升，但增長(zhǎng)率反復(fù)波動(dòng)的發(fā)展態(tài)勢(shì)，且城鎮(zhèn)居民旅游消費(fèi)表現(xiàn)出與總體旅游消費(fèi)類似的波動(dòng)軌跡和更強(qiáng)的抗周期波動(dòng)能力。具體來看，我國(guó)城鎮(zhèn)居民和農(nóng)村居民旅游消費(fèi)增長(zhǎng)在2011年前出現(xiàn)較為劇烈的波動(dòng)，表現(xiàn)出明顯的波動(dòng)聚類特征，經(jīng)濟(jì)形勢(shì)、政策變動(dòng)、金融危機(jī)、疫病等外部沖擊是引發(fā)這一階段旅游消費(fèi)增長(zhǎng)波動(dòng)的主要原因；2011 年以后，隨著居民收入水平的提升及國(guó)民旅游消費(fèi)意識(shí)的增強(qiáng)，我國(guó)城鎮(zhèn)居民和農(nóng)村居民旅游消費(fèi)增長(zhǎng)均呈現(xiàn)出波動(dòng)減弱、波幅減小的發(fā)展態(tài)勢(shì)，短期內(nèi)我國(guó)城鄉(xiāng)居民旅游消費(fèi)增長(zhǎng)的波動(dòng)性及不確定性顯著加劇的可能性較小。

（2）本文通過構(gòu)建雙階段馬爾科夫區(qū)制轉(zhuǎn)移模型，檢驗(yàn)并證實(shí)了我國(guó)城鄉(xiāng)居民旅游消費(fèi)增速在其動(dòng)態(tài)變化過程中存在顯著的“二區(qū)制”特征，即“低速增長(zhǎng)區(qū)制”和“高速增長(zhǎng)區(qū)制”。不論是城鎮(zhèn)居民還是農(nóng)村居民，其旅游消費(fèi)在“低速增長(zhǎng)區(qū)制”的平均持續(xù)期都長(zhǎng)于其在“高速增長(zhǎng)區(qū)制”的平均持續(xù)期，這表明我國(guó)城鄉(xiāng)居民旅游消費(fèi)在“低速增長(zhǎng)區(qū)制”具有更強(qiáng)的持續(xù)性和穩(wěn)定性。此外，城鎮(zhèn)居民旅游消費(fèi)維系高速增長(zhǎng)的可能性明顯強(qiáng)于農(nóng)村居民，但值得注意的是，當(dāng)城鎮(zhèn)居民和農(nóng)村居民旅游消費(fèi)處于較高增長(zhǎng)率時(shí)，其所伴隨的波動(dòng)性也相對(duì)較大，當(dāng)旅游消費(fèi)增長(zhǎng)率相對(duì)較低時(shí)，其面臨風(fēng)險(xiǎn)沖擊的可能性也相對(duì)較小。

（3）為更好地理解城鎮(zhèn)居民和農(nóng)村居民旅游消費(fèi)周期的異質(zhì)性特征，對(duì)比兩者區(qū)制變遷路徑發(fā)現(xiàn)：城鎮(zhèn)居民旅游消費(fèi)僅在2003 年、2004 年、2009 年、2010 年、2011年等5個(gè)年份步入“高速發(fā)展區(qū)制”，其余年份則處于“低速增長(zhǎng)區(qū)制”；農(nóng)村居民旅游消費(fèi)在1997—1998 年、2000 年、2002 年、2004—2008 年和2011 年等10 個(gè)年份步入“高速發(fā)展區(qū)制”，在1999 年、2001 年、2003 年、2009 年、2010 年、2012—2018年則處于“低速增長(zhǎng)區(qū)制”。相對(duì)而言，農(nóng)村居民旅游消費(fèi)增長(zhǎng)的穩(wěn)定性較弱，易受外部正負(fù)沖擊的影響，周期波動(dòng)頻率更高，特別是在2012 年以前，表現(xiàn)出在“高速增長(zhǎng)區(qū)制”和“低速增長(zhǎng)區(qū)制”之間頻繁交替的運(yùn)行態(tài)勢(shì)。2012 年以后，我國(guó)城鎮(zhèn)居民和農(nóng)村居民旅游消費(fèi)均步入了長(zhǎng)達(dá)7 年的“低速增長(zhǎng)區(qū)制”，且從發(fā)展趨勢(shì)來看，我國(guó)城鎮(zhèn)居民和農(nóng)村居民旅游消費(fèi)一直以近似于1.0 的平滑概率穩(wěn)定在“低速增長(zhǎng)區(qū)制”，這表明我國(guó)城鄉(xiāng)居民旅游消費(fèi)在未來保持在低速增長(zhǎng)狀態(tài)的可能性比較大，這也意味著我國(guó)還需繼續(xù)引導(dǎo)和擴(kuò)大我國(guó)城鄉(xiāng)居民的旅游消費(fèi)需求。

4.2 對(duì)策建議

為繼續(xù)推動(dòng)我國(guó)城鄉(xiāng)居民旅游消費(fèi)保持快速增長(zhǎng)態(tài)勢(shì)，根據(jù)本文研究結(jié)論，提出如下建議：

（1）提高居民收入水平，縮小城鄉(xiāng)收入差距。居民收入增速放緩、城鄉(xiāng)收入差距加大是制約當(dāng)前我國(guó)居民，特別是農(nóng)村居民旅游消費(fèi)潛力釋放的關(guān)鍵因素，為此應(yīng)積極調(diào)整國(guó)民收入分配格局，通過稅收調(diào)節(jié)、財(cái)政轉(zhuǎn)移支付、增加就業(yè)創(chuàng)業(yè)機(jī)會(huì)等政策措施，切實(shí)提高國(guó)民收入水平，不斷縮小城鄉(xiāng)收入差距，以增強(qiáng)居民，特別是農(nóng)村居民旅游消費(fèi)能力，充分釋放城鄉(xiāng)居民旅游消費(fèi)潛力。

（2）正確認(rèn)識(shí)旅游消費(fèi)周期波動(dòng)規(guī)律，做好頂層設(shè)計(jì)。旅游主管部門及地方政府應(yīng)客觀認(rèn)識(shí)旅游消費(fèi)周期的存在，做好頂層設(shè)計(jì)和產(chǎn)業(yè)發(fā)展規(guī)劃，強(qiáng)化對(duì)居民旅游消費(fèi)支出的動(dòng)態(tài)監(jiān)測(cè)，降低外部因素對(duì)居民旅游消費(fèi)的影響，提升我國(guó)居民的旅游消費(fèi)韌性。

（3）豐富優(yōu)質(zhì)旅游產(chǎn)品供給，培育旅游消費(fèi)新熱點(diǎn)。在“旅游+”戰(zhàn)略的引領(lǐng)下，繼續(xù)加快旅游產(chǎn)業(yè)與文化產(chǎn)業(yè)等其他產(chǎn)業(yè)的融合發(fā)展，發(fā)展旅游新業(yè)態(tài)，開發(fā)旅游新產(chǎn)品，豐富優(yōu)質(zhì)旅游產(chǎn)品供給，為我國(guó)居民旅游消費(fèi)的持續(xù)增長(zhǎng)提供新動(dòng)能。

（4）規(guī)范市場(chǎng)秩序，優(yōu)化旅游消費(fèi)環(huán)境。一方面，以游客滿意為導(dǎo)向，提升行業(yè)整體服務(wù)質(zhì)量和水平，加大對(duì)“低價(jià)團(tuán)”“過度購(gòu)物”“強(qiáng)制購(gòu)物”等不規(guī)范行業(yè)服務(wù)的整治，切實(shí)維護(hù)旅游消費(fèi)者正當(dāng)權(quán)益；另一方面，規(guī)范發(fā)展居民旅游消費(fèi)信貸業(yè)務(wù)，創(chuàng)新居民旅游消費(fèi)信貸模式，開發(fā)針對(duì)居民旅游消費(fèi)的信貸產(chǎn)品。

（5）落實(shí)帶薪休假制度，推出旅游消費(fèi)惠民舉措。加強(qiáng)監(jiān)督和宣傳力度，鼓勵(lì)帶薪休假、錯(cuò)峰休假，使帶薪休假成為一種共識(shí)，使主動(dòng)休假、積極休閑的消費(fèi)理念深入人心，切實(shí)保障國(guó)民帶薪休假權(quán)利；同時(shí)，繼續(xù)推動(dòng)國(guó)有重點(diǎn)景區(qū)門票降價(jià)，鼓勵(lì)非國(guó)有景區(qū)景點(diǎn)降低門票價(jià)格，支持各類景區(qū)實(shí)施淡季門票減免、平季門票優(yōu)惠、旺季門票不漲等旅游惠民政策。