基于动态协整模型的我国城镇居民旅游消费与可支配收入的关系探析

刘建平 罗立清 柳子辰 余 婷

(湘潭大学旅游管理学院，湖南湘潭 411105)

随着我国城市化进程的深入、城镇居民人均可支配收入的增加，城镇居民可支配收入中用于旅游消费的支出呈现逐年增加的态势，人均旅游消费对旅游产业经济效益的增加发挥着越来越重要的作用。比如，随着我国居民在红色旅游景区的消费促进了红色旅游景区收入的显著增长，拉动了红色旅游产业的快速发展。根据《中国旅游年鉴》统计数据显示，从2000年到2012年期间全国旅游消费 (名义旅游消费)以每年7.1%的速度在增加，在可支配收入中人们用于旅游消费的比重也呈逐年上升的趋势。经过初步计算的数据得知，除了在2003年由于“非典”使得城镇人均旅游消费出现了一定程度的波动，其余时间我国城镇人均旅游消费总趋势一直呈现上升势头。但是由于我国至今仍然是一个发展中国家，地域经济差异比较明显而且不同地域的旅游消费观念也存在差异，因此有必要对我国不同省份分别进行分析，并和全国平均人均旅游消费进行对比，找出不同省份城镇人均旅游消费的差异，这对我国和各个省份制定宏观旅游发展政策具有重要意义。

一、文献回顾

国外关于旅游收入和旅游消费主要集中在旅游收入对旅游消费的促进作用，以及对一个特定的区域而言不同因素对旅游消费所起的作用。在第一个方面，mccoskey(1998)［1］、CHI－OK(2005)［2］和 micheal MC Aller(2006)［3］分别检验了地区面板数据的残差、韩国旅游消费对于居民旅游收入的依赖性和国际旅游消费与出境游客职业收入、旅游客源国、旅游目的地国家间汇率的关系;在第二个方面，Modiglian(1986)以美国家庭为例，分析了居民不同生命周期阶段对于旅游消费的倾向，以及根据这种特点来实施不同的居民旅游消费营销策略［4］。

城镇居民人均旅游消费一直是我国旅游研究的重要领域，根据我国旅游消费发展的实际情况，我国学者对这一领域做了大量的理论和实践研究，随着计量经济学的引入，城镇居民人均旅游消费的研究开始逐步定量化和科学化。李云鹏 (2011)通过建立城镇人均旅游消费的OLS模型，得出我国城镇人均旅游消费与可支配收入呈正相关关系，与城镇居民旅游消费价格指数呈现负相关关系［5］。黄秀娟 (2004)通过面板数据总结出在不同的城市城镇居民人均旅游消费水平存在差异，高收入城市人均旅游消费对于人均可支配收入的弹性要高于低收入城市［6］。孙根年 (2013)根据我国旅游统计年鉴2006－2007年的30个省区数据将我国划分为高城市化——高出游率、高城市化——低出游率、低城市化——高出游率、低城市化——低出游率［7］四种类型。

二、变量选取及模型形式选择

1、变量选取

影响我国城镇居民旅游消费的因素有很多，但最重要的是城镇居民可支配收入、城镇居民旅游消费偏好以及城镇居民的闲暇时间。在这三个因素中，城镇居民可支配收入往往起决定作用，同时城镇居民可支配收入可以度量，而城镇居民旅游消费偏好和闲暇时间往往具有主观性和地域差异，笔者不将其作为独立变量加入到模型的分析中，而归于随机干扰项中，通过协整分析来分析城镇居民偏好和闲暇时间对城镇旅游消费的影响。

2、模型形式的选择

数据来自《中国统计年鉴》和《中国旅游统计年鉴》，并对原始数据进行相应整理。笔者以2000年为基期对以后各期城镇居民旅游消费和城镇居民可支配收入进行了标准化处理 (即用数据除以居民旅游消费价格指数得到城镇居民实际旅游消费和实际可支配收入)，如图1所示。笔者采用双对数模型研究城镇居民实际旅游消费和实际可支配收入的关系，即其中Y为城镇居民名义旅游消费，X为城镇居民名义可支配收入，P为城镇居民旅游消费价格指数，et为时间序列各期的随机干扰项。

图1 标准化后城镇居民实际旅游消费和实际收入

三、实证研究结果

1、平稳性检验

从图1可以看出，城镇居民实际旅游消费和实际收入两个变量都随时间推移向上移动，因此须将城镇居民实际旅游消费和城镇居民实际收入进行平稳性检验，采用ADF(augment dickey fuller)检验。

(1)对双对数变量的原始序列相关性进行检验

将城镇居民实际旅游消费和城镇居民实际收入进行对数化处理后，首先将其输入到EVIEWS 6.0中进行样本相关检验，得到了两个取对数后原始变量的自相关图和偏自相关图(见图2和图3)。从图中可以看到，城镇居民实际旅游消费和城镇居民实际收入两个样本的自相关函数都呈现出缓慢下降而且呈现正弦波形，由Q－STAT统计量的相伴概率可以得知，城镇居民实际旅游消费和城镇居民实际收入进行对数化处理后的两个时间序列样本都拒绝平稳性的假设。所以可以得出城镇居民实际旅游消费和城镇居民实际收入都是非平稳的。

图2 城镇居民实际旅游消费的自相关和偏自相关图

图3 城镇居民实际收入的自相关和偏自相关图

(2)对双对数变量进行ADF检验

为了使变量的平稳性检验结果更具有客观性和准确性，将城镇居民实际旅游消费和城镇居民实际收入进行对数化处理后时间序列再次进行ADF检验，对两个变量检验的形式分别包含了三种形式:只包含截距项、只包含时间趋势项、同时包含截距和时间趋势项。检验过程中兼顾AIC、SC相对小值原则，检验结果如表1所示。

表1 两变量原始序列不同方程形式的ADF检验结果

(3)对双对数变量进行差分后进行ADF检验和构建各自模型

为了消除两变量之间的不平稳因素和时间趋势因素，使模型的预测结果能够客观的反映城镇居民旅游消费和收入之间经济活动的实际状况，将两变量在原始时间序列的基础上进行了差分，在差分的基础上再进行ADF检验。通过检验得知，经过对数化处理后的城镇居民实际旅游消费和城镇居民实际收入都是I(1)序列，即两变量通过一阶差分后的时间序列是平稳的时间序列。将经过对数化一阶差分后的城镇居民实际旅游消费和城镇居民实际收入进行样本相关性检验得出图4和图5。

图4 一阶差分后城镇居民实际旅游消费的相关图和偏自相关图

图5 一阶差分城镇居民实际收入的相关图和偏自相关图

由图4和图5，可以建立它们各自的时间序列模型。

关于城镇居民实际收入可以建立AMRA(2，1)结构方程，拟合结果为:

关于城镇居民实际旅游消费可以建立ARMA(3，3)模型，拟合结果为:

将估计方程结构模型分别进行各自时间序列数据拟合，得到拟合结果见图6。可以看出，两个变量各自的拟合残差序列结果都在以半径为1的单位圆内，拟合结果比较好。

图6 时间序列数据拟合结果

2、对差分后的双变量的协整分析和格兰杰因果检验

(1)协整分析

从图4和图5可以看出，经过差分后的对数城镇居民实际旅游消费和对数城镇居民实际收入都是I(1)型时间序列，从图7可以看出两个差分变量都落在95%的置信区间内，因此这两个变量有可能存在着协整关系。笔者通过构建以下协整方程:lnconsume=β0+β1lnincome+εt，将协整方程进行估计，得出dlnconsume=2.469+0.273dlnincome+ εt。

图7 两变量经过差分后进行时间序列拟合后的残差序列

如果估计出的协整方程能够准确的表达出dlnconsume和dlnincome之间的长期关系，那么对于随机干扰项应该满足两个要求，即E(εt)=0且E(εtεt+s)≠0(其中s为滞后阶数，s≠0)。因此，将随机干扰项单独生成一个时间序列，对其进行ADF平稳性检验，检验结果如表2所示。通过检验结果可以知道经过差分后的城镇居民实际旅游消费和城镇居民实际收入之间具有长期稳定的关系，从方程的估计结果可以知道，城镇居民收入平均每增加1%可以拉动平均城镇旅游消费平均增长0.273%。

表2 随机干扰项εt的ADF平稳性检验

(2)格兰杰因果检验

虽然协整分析的结果表明了经过两个差分序列存在长期稳定的均衡关系，但是这种关系是单方面影响还是两个变量相互影响以及其中一个变量的滞后项会不会对当前造成影响，这需要用格兰杰检验来进行分析。首先，对经过差分的对数双变量根据格兰杰检验的要求建立如下方程:

如果dlnincome对dlnconsume有单向影响，表现为第一个方程dlnincome的各滞后项前的滞后项的参数整体不为零，相反如果是双向影响，那么两个方程的滞后项都拒绝滞后项参数为零的原假设。取滞后项为1阶和2阶，格兰杰检验结果如表3所示。

表3 dlnincome与dlnconsume的格兰杰因果关系检验

3、建立动态协整模型及地域分布图

在协整回归分析的基础上将协整回归中的随机干扰项序列εt作为修正项，可建立动态协整模型:

根据估计模型的残差估计，该模型不存在序列相关性，分析结果如表4所示:

表4 动态协整模型的残差估计结果

然后，将全国各省、自治区和直辖市的数据代入到动态协整模型中，得到分析结果如表5所示。

表5 全国数据代入动态协整模型所得结果

由表5可知，在全国各省市均存在着居民收入与消费之间的显著影响。

四、结论与启示

1、我国城镇居民收入和城镇居民前一期旅游消费对当期旅游消费有直接影响

从代入动态协整模型的全国数据分析结果可以看出，进入21世纪以来全国大部分地域与代表平均水平的协整模型估计结果是一致的。从长期来看，城镇居民的旅游消费与城镇居民前一期的旅游消费和本期的收入呈正相关关系，即以上三个因素对当期的旅游消费具有明显的促进作用。因此，城镇居民旅游消费对于该地区城镇居民收入而言具有两重性:一方面，城镇居民的可持续性收入对该地区城镇居民消费具有促进作用，从动态协整分析模型中可以看出这种促进作用不仅局限于促进当年该地区城镇旅游居民消费，而且还会产生旅游消费惯性对下一年度该地区的城镇居民旅游消费起作用。我国城镇居民可支配收入对于城镇居民的旅游消费惯性影响呈现出“西低东高”的态势，东部沿海省份城镇居民的旅游消费水平以及由此带来的旅游消费惯性要明显高于中部和西部省份，可以看出，城镇居民的可支配收入是影响该地区城镇居民旅游消费水平的一个重要因素。另一方面，城镇旅游消费偏好和闲暇时间是影响该地区城镇居民旅游消费水平的重要潜在因素，从随机干扰项 (εt)前的估计系数来看，有些省份虽然不属于经济发达省份但是由于该地区城镇居民旅游消费偏好和能够用于旅游的闲暇时间高于全国平均水平，因而这些省份的城镇居民在可支配收入水平低于全国平均城镇居民水平的情况下，该地区城镇居民旅游消费水平仍然能够超过全国平均水平。由此可见，在我国不同地区城镇居民可支配收入相等的情况下，旅游偏好和闲暇时间的不同将会导致该地区城镇居民旅游消费水平的差异［8］，一般而言，城镇居民旅游消费偏好以及城镇居民能够用于旅游的闲暇时间与该地区城镇居民旅游消费水平呈正相关关系。

2、针对西部地区城镇居民旅游消费水平偏低的现状，西部地区应该努力发展当地的经济并因地制宜地刺激当地居民旅游消费的需求

我国西部地区省份应该积极提高本地区的经济发展水平，再由经济发展反过来促进该地区城镇居民旅游消费偏好的产生和旅游消费水平的增加。可以确立旅游业为该地区的战略性支柱产业，西部地区由于旅游资源的禀赋和类型往往要比我国其他地区好，因此可以通过发展旅游业来实现当地经济发展的目的。同时，加强旅游产业配套设施的建设，主要是道路交通和旅游企业为旅游者提供旅游产品的能力。并且可以发挥东部沿海省份旅游者的“示范作用”，来西部地区旅游的游客中，会有一定比例的东部省份旅游客。东部省份的游客由于自身的知识结构、思维理念和生活观念比较先进，而这种先进的意识形态可以通过旅游传递给旅游目的地居民。

3、不可忽视城镇居民的旅游消费偏好和闲暇时间对于城镇居民旅游消费水平的影响

1988年，世界旅游组织 (World Tourism Organiation)在《马尼拉宣言》中指出，旅游将是21世纪世界所有公民的基本权利之一，其重要性不亚于生命权和发展权。但是，在我国，有些省份城镇居民的旅游权利往往得不到保证。鉴于此，应该在两个方面保障我国居民正常的旅游权利:第一，应该将居民可以利用闲暇时间进行旅游的行为进行立法，将公民旅游消费权利上升为国家意志，这样一来，公民的旅游权利才能够得到更好的保障。第二，应加大对于公民旅游权利的宣传，让我国公民意识到旅游并不是一种属于某种阶级和特殊群体的一种活动而是我国所有公民共同享有的正当权利。只有这样，才能提高我国公民利用闲暇时间进行旅游的机会。

［1］McCokery，and Kao，C.A Residal Test for cointergration in panel Data［J］.Econometric Reviews，1998，(17):157－166.

［2］Su jia Hti，Michael Mc Aleer，Riaz，Shareef.Modelling international tourism and country risk spillovers for Cyprus and Malta［J］.Tourism Management，2006，(27):695－706.

［3］CHI－OK OH.The Contribution of Tourism Development to Economic Growth in the Korean Economy［J］.Tourism Management，2005，(26):39－44.

［4］Modigliani，Franco.Life Cycle，Individual Thrift，and the Wealth of Nations［J］.American Economic Review，1986，(3):76－81.

［5］李云鹏.我国城镇居民人均消费模型研究［J］.统计观察，2011，(2):90－92.

［6］黄秀娟.我国居民国内旅游消费与居民收入之间的关系［J］.河北经贸大学学报，2004，(4):31－34.

［7］孙根年.城市化推动我国国内旅游发展的时空动态分析［J］.经济地理，2013，(7):171－177.

［8］粟路军.城市居民近郊运动休闲项目偏好研究［J］.湖南财政经济学院学报，2012，(1):70－77.