中国城乡居民收入对旅游消费的影响
中图分类号：F590 文献标识码：A
城乡居民旅游消费需求主要是指城乡居民为了满足旅游消费需要，并且具有货币支付能力的支出，主要分为两类：一是城乡居民收入因素，由城镇居民人均可支配收入、农村居民年纯收入及收入类型与结构来衡量；二是非收入因素，如城乡居民旅游消费需求习惯、旅游产品价格、旅游消费环境、旅游消费政策等。收入因素是影响城乡居民旅游消费需求的主要因素，而收入的水平、收入的类型、结构等对城乡居民旅游消费需求产生了不同影响[1]。1995-2010年间，城乡居民人均旅游花费比从1996年的7.58逐步降低到2010年的2.89，而同期城乡居民收入比在3.00左右徘徊。1995-2010年间，我国城乡居民收入绝对差异持续扩大，但在中国城镇化率持续上升及乡村人口数持续下降背景下，农村居民旅游总花费水平持续提升，出游总人次仍保持一定的增长速度。城乡居民收入变迁及其旅游消费影响机制的分析有助于正确认识收入变化对城镇居民、农村居民旅游消费的影响差异及其内在机制，这对优化调控城乡居民旅游消费结构与潜力，及如何提升城乡居民、尤其是农村居民旅游消费水平具有一定价值。
一、数据来源与研究方法
（一）数据来源
本文数据主要有城镇与农村居民旅游消费支出、城镇与农村居民收入水平、城乡居民人口、城镇与农村居民生活消费支出、城镇与农村居民旅游总花费等指标，数据年限为1995-2010年共16年时
间序列数据，这些数据来源主要是1996-2011年各年《中国统计年鉴》、《中国农村统计年鉴》、《中国旅游统计年鉴》、《中国国内旅游抽样调查资料》（2009年后为《中国旅游抽样调查资料》）。
（二）数据分析方法与步骤
本文使用EViews6.0统计分析软件，对时间序列数据进行分析的方法与步骤如下：
1.对数据序列进行ADF单位根检验。ADF单位根检验对于检查时间序列的平稳性非常重要。时间序列只有同阶单整才能进行OLS估计，如果ADF统计量为负，且数值大于0.05显著水平上的临界值，则拒绝单位根假设而表明时间序列是平稳的。如果一阶差分不包含单位根，它就是一阶单整，如果一阶差分是非平稳的，可以继续对二阶差分进行检验[2]。
2.对数据序列进行格兰杰因果关系检验。小树长成参天大树的过程与GDP的增长过程可能存在高度相关关系，但两者未必存在因果关系。格兰杰因果检验的基本依据是将来不能预测过去，如果某变量的变化是由另一变量引起的，则另一变量的变化应该发生在某变量之前[3]。格兰杰因果检验统计量F服从标准的F分布，若检验统计量F的值大于F分布的临界值，则拒绝零假设。
公式（1）表明yt变动既受ΔXt的影响，又受上一次误差ecm影响。α为短期调整系数，反映了变量在短期波动中偏离它的长期均衡关系的程度及短期调整方向，若这一误差是负值，说明该变量在本期就应该做相应的正修正。
二、城乡居民收入与旅游消费数据稳定性与因果关系分析
（一）农村居民收入与旅游消费指标稳定性检验与因果关系分析
根据AIC最小原则，本文使用EViews分析软件，对农村居民旅游消费及农村居民年纯收入、工资收入、家庭经营收入、财产性与转移性收入等指标进行ADF单位根检验（表1）。由表1观察以上指标均是二阶稳定性数据，农村居民人均旅游花费与年纯收入、工资收入、家庭经营收入、财产性与转移性收入之间存在协整与长期均衡关系，可进行OLS估计。
（二）城镇居民旅游花费与收入数据稳定性检验（ADF单位根检验）
本文使用EViews分析软件，根据AIC最小原则，对城镇居民旅游花费、年人均纯收入、工资收入、家庭经营收入、财产性与转移性收入等进行ADF单位根稳定性检验（表2）。由表2观察以上指标均是二阶稳定性数据，城镇居民人均旅游花费与人均可支配收入、年人均纯收入、工资收入、家庭经营收入、财产性与转移性收入之间存在协整与长期均衡关系，可进行OLS估计。
（三）城乡居民收入与旅游消费分析
1.农村居民收入与旅游消费因果关系分析。本文把农村居民旅游消费设为因变量Y1，农村居民年人均纯收入等设为自变量X1，村居民工资性收入X2、农村居民家庭经营性收入X3、农村居民财产性与转移性收入X4。格兰杰检验的基本依据是将来不能预测过去，如果Y的变化是由X引起的，则X的变化应该发生在Y之前。
本文使用EViews6.0，通过选择滞后期2、3、4，对我国农村居民旅游消费和农村居民年人均纯收入、农村居民工资性收入、农村居民家庭经营性收入、农村居民财产性与转移性收入进行格兰杰因果关系检验，结果如表3。由表3可见选择滞后期为2，在0.05显著水平下，农村居民年人均纯收入、工资收入、家庭经营收入、财产性与转移性收入均为农村居民人均旅游花费的格兰杰原因。 2.城镇居民收入与旅游消费因果关系分析。通过使用EViews6.0进行运算，本文选择滞后期2、3、4，对我国城镇居民旅游消费和城镇居民可支配收入、工资性收入、家庭经营性收入、财产性与转移性收入进行格兰杰因果关系检验，结果如表4。由表4可见选择滞后期为2，在0.05显著水平下，城镇居民可支配收入为城镇居民人均旅游花费的格兰杰原因；工资收入、家庭经营收入、财产性与转移性收入与城镇居民人均旅游花费，在0.05显著水平上，不具有格兰杰因果关系。
三、城乡居民收入与旅游花费水平回归分析
（一）中国农村居民旅游花费与年纯收入及类型之间的回归分析
1.中国农村居民人均旅游花费与年纯收入回归分析。据本文第三部分分析，农村居民旅游花费、农村居民年人均纯收入、工资性收入、家庭经营收入、财产性与转移性收入等均是二阶单整序列，且农村居民人均年纯收入是旅游花费的格兰杰原因，可以借鉴EG检验法来检验它们之间是否存在长期均衡关系。本文使用EViews6.0分析软件得出农村居民旅游花费与年纯收入之间的回归方程及表3、表4。
经过测算，现进一步对估计方程（2）的残差序列进行平稳性检验。根据AIC最小原则，选择滞后期1时的单位根检验形式，残差平稳性检验的ADF统计量（-3.417419）小于0.05显著水平下的临界值（-3.098896），说明残差序列稳定，估计方程（2）不存在伪回归，序列Y1和X1线性关系显著。农村居民旅游花费与人均年纯收入之间存在着长期均衡关系，1995-2010年间农村居民旅游边际消费倾向为0.0382。农村居民年人均纯收入的增长促进了农村居民人均旅游花费的增长，且在其他不变的条件下，农村居民人均年纯收入每增长100元，可以平均实现3.82元的人均旅游花费增长。姚丽芬等（2010）认为旅游消费和居民收入为长期均衡关系，居民收入每增加1%，可以使旅游消费增加1.144%；农村居民旅游消费的长期收入弹性系数为1.175，短期弹性系数为-0.924；居民收入对旅游消费促进作用明显[7]。中国农村居民经济收入直接影响中国农村居民的旅游人均花费和旅游购买力，但对出游率影响不大。农村居民人均纯收入每增加1000元，人均花费大致增加161元[8]。黄秀娟（2004）认为农村居民人均纯收入（城镇居民人均可支配收入）2 000元为我国居民旅游消费的一个重要临界点，超过这一临界点，居民旅游消费将会以很快的速度增长。但是，从我国当前的经济收人来看还有大部分居民，尤其是农村居民的人均收人没有达到这一临界点。刁宗广（2009）认为促进农村经济的发展和农村居民收入水平的提高，是提高旅游消费水平的重要因素[8]。中国农村居民旅游消费还受到城镇化率、农业产业化发展水平、农村社会保障水平等因素影响，1995-2010年我国乡村人口比重持续下降，人口数量持续减少，而同期农林牧渔业总产值、第一产业总产值、政府财政用于农业的支出、农村固定资产投资等农村、农业社会经济、农村居民出游率等指标均以较快速度增长，这些因素在一定程度上提升了农村居民旅游总人次、年人均旅游消费支出及中国农村居民旅游总花费。因此，需要采取加大农村财政支持力度、发展农村经济、加大农村居民社会保障水平等措施，有效降低农村居民负担，提升其收入水平，这样才能有效提升收入对旅游消费的促进作用。
2.农村居民旅游消费与年纯收入误差修正分析。根据协整方程（1），运用EViews软件得到农村居民旅游花费受年纯收入影响的短期波动误差修正模型为：
估计方程（4）拟合优度R2为67%，表明被解释变量变化的67.0%可以由解释变量的变化得到解释，F统计量均满足显著水平为5%的统计显著性检验。如果其残差序列是平稳的，则说明其不存在伪回归现象。根据AIC最小原则，现进一步对估计方程（4）的残差序列进行平稳性检验，经过测算选择滞后期1时的单位根检验形式，结果如表3所示（使用EViews6.0分析软件）。由表3可知残差平稳性检验的ADF统计量（-3.866761）小于0.05显著水平下的临界值（-3.098896），说明残差序列是I（0）平稳的，可以认为农村居民旅游消费支出与其家庭经营收入、工资性收入、财产与转移性收入之间存在协整关系，存在长期均衡关系，且协整方程不存在伪回归，序列Y1和X1、X2、X3线性关系显著。
估计方程（4）表明：（1）农村居民年人均工资性收入的增长促进了农村居民人均旅游花费的增长，且在其他不变的条件下，农村居民人均工资性收入每增长100元，可以平均实现21.7元的人均旅游花费的增长；（2）农村居民年人均家庭经营收入的增长促进了农村居民人均旅游花费增长，且在其他不变的条件下，农村居民人均家庭经营收入每增长100元，可以平均实现3.0元的人均旅游花费增长；（3）农村居民年人均财产性与转移性收入的增长抑制了农村居民人均旅游花费的增长，且在其他不变的条件下，该项收入每增长100元，将会抑制56元的人均旅游花费增长。黄秀娟（2004）认为我国居民收入对居民的国内旅游消费起着决定性作用，居民旅游消费的多少不仅与居民收人的绝对值有关，还与收人的增长率及城镇居民和农村居民收人增长的相对速度有关。因此，在分析我国居民旅游消费时不仅要考虑居民的总体收人增长情况，还要分析居民的收人增长结构。
（二）中国城镇居民旅游花费与年可自由支配收入及类型之间的回归分析
1.中国城镇居民旅游花费与人均可支配收入回归分析。本文使用EViews6.0分析软件得出城镇居民旅游花费与人均可支配收入之间的回归方程为：
估计方程（5）的F，t统计量均满足显著水平为5%的统计显著性检验，如果其残差序列是平稳的，则说明其不存在伪回归现象。现进一步对估计方程（5）的残差序列进行平稳性检验，根据AIC最小原则，使用EViews6.0分析软件经过分析，选择滞后期1时的单位根检验形式，残差平稳性检验的ADF统计量大于0.05显著水平下的临界值，小于0.10显著水平下的临界值，说明残差序列是稳定的，估计方程（5）不存在伪回归，序列Y2和X5线性关系显著。城镇居民旅游花费与人均可支配收入之间存在着长期均衡关系，城镇居民人均可支配收入的增长促进了城镇居民人均旅游花费的增长，且在其他不变的条件下，城镇居民人均可支配收入每增长100元，可以平均实现2.3元的人均旅游花费增长。陈敏（2011）研究表明我国城镇居民人均可支配收入每增长1元，其中仅有约2.22%部分用于旅游消费，我国城镇居民的人均旅游消费占人均可支配收入的比重较小，旅游消费市场还有很大的潜力可以开发，城镇居民人均可支配收入对人均旅游消费支出的影响较弱，即在可支配收入较快增长的情况下，个人旅游消费增幅并不是很大[9]。 2.中国城镇居民旅游消费与可支配收入误差修正分析。根据协整方程（1），运用EViews软件得到城镇居民旅游花费受可支配收入影响的短期波动误差修正模型为：
估计方程（7）的F统计量均满足显著水平为5%的统计显著性检验，工资性收入、财产与转移性收入t统计量不满足显著水平为5%的统计显著性检验。如果其残差序列是平稳的，则说明其不存在伪回归现象。现进一步对估计方程（7）的残差序列进行平稳性检验，根据AIC最小原则，经过测算，选择滞后期1时的单位根检验形式，结果如表3显示，残差平稳性检验的ADF统计量（-4.016165）小于0.05和0.01显著水平下的临界值（-3.098896，-4.004425），说明残差序列是I（0）平稳的，协整方程不存在伪回归，序列Yt和X6、X7、X8线性关系显著，城镇居民人均旅游花费与工资性收入、家庭经营收入、财产性与转移性收入之间存在着长期均衡关系。
估计方程（7）表明：（1）城镇居民年人均工资性收入的增长促进了城镇居民人均旅游花费的增长，且在其他不变的条件下，城镇居民人均工资性收入每增长100元，可以平均实现3.21元的人均旅游花费增长；（2）城镇居民年人均家庭经营收入的增长抑制了城镇居民人均旅游花费的增长，且在其他不变的条件下，城镇居民人均家庭经营收入每增长100元，将会抑制32.79元的人均旅游花费增长；（3）城镇居民年人均财产性与转移性收入的增长促进了农村居民人均旅游花费增长，且在其他不变的条件下，城镇居民人均财产性与转移性收入每增长100元，将会促进11.61元人均旅游花费的增长。
四、结论与讨论
第一，收入水平与旅游边际消费倾向对城乡居民旅游花费影响差异明显。随着我国城镇化率提升，虽然我国城乡人口比逐渐升高，但2001年以来城乡居民旅游总花费一直在均值2.52左右波动，一方面源于农村居民人均旅游花费逐步提升，另一方面也与农村居民出游人次增长迅速有关。本文研究结论再次证明提升农村居民人均年纯收入水平，对旅游消费水平提升及我国旅游经济发展水平具有十分重要的作用。
第二，提升城镇居民旅游边际消费倾向与农村居民纯收入水平，是提升我国城乡居民旅游总花费的关键。从促进我国旅游发展视角，增加农村居民收入对促进我国旅游总收入持续、快速增长具有重要作用。因此，培育城镇居民旅游消费理念，优化旅游消费环境，促进旅游消费水平，提升城镇居民旅游边际消费倾向，对促进我国旅游业发展具有极为重要的作用；对农村居民来说，提升农村居民收入水平是促进农村居民旅游发展的关键要素之一。
第三，城乡居民旅游消费对收入过度敏感性均过低。本研究表明农村居民、城镇居民旅游消费过度敏感性分别为0.023449、0.013403，城乡居民旅游消费对收入的过度敏感性系数均较低。相对于其他生活消费支出，旅游消费属于精神性非必需品消费，只有收入达到一定水平后才会考虑旅游等精神消费需求。在我国农村居民年纯收入不到1 000美元及城镇居民可支配收入尚未达到3 000美元前提下，以2010年城镇居民生活消费结构为例，居住、食品、医疗保健、交通通讯等花费占到总生活花费支出的87%，文教娱乐花费只占12.1%，且教育花费占到文教娱乐花费的75%，旅游消费水平比较低。城乡居民旅游消费对收入过度敏感性均过低，这对促进城乡居民旅游等精神消费或发展、享受型生活消费需求的增长是严重障碍。城镇居民消费过度敏感性系数比农村居民还要低，这在一定程度上说明我国城镇居民旅游消费对收入的依赖性，或收入增长对旅游消费增长的促进作用很微小。旅游消费在城镇居民收入得以持续提升背景下持续徘徊不前需要多方面思考，尤其是城镇居民的民生社会保障力度问题，如住房价格过高、教育负担过重、医疗成本过高、食品价格持续上扬等对居民收入实际提升的影响。农村居民消费变动呈现出对收入变动的过度敏感性；农村居民消费表现出了显著的内部习惯形成，即消费存在着棘轮效应，城镇居民的消费行为对农村居民具有示范效应[10]。
第四，采取有效措施降低城乡居民食品、住房、医疗、教育等生活消费支出，提升城乡居民旅游消费对收入过度敏感性水平，促进旅游消费水平提升。增加农村居民收入能有效提高农村居民收入对旅游消费的影响力，提升过度敏感性系数，增加农村居民旅游消费额，提高农村居民旅游消费水平。对于城镇居民来说需要在提升居民可支配收入水平的基础上，有效解决住房、医疗保健、城镇公共交通基础设施等方面的制度改革，有效减轻城镇居民生活消费负担，以避免城镇居民节省支出以增加储蓄来应付不确定性大额支出，从而影响城镇居民消费能力。
第五，城乡居民收入结构对城乡居民旅游花费影响具有较大差异，其中城乡居民财产性与转移性收入对城乡居民旅游消费影响相反。城乡居民工资性收入的增长对旅游花费的促进作用差异较大，农村居民工资性收入的增长能显著促进旅游消费的增长（100元增长促进21.7元旅游消费），而城镇居民则影响甚小（100元增长促进3.21元旅游消费）。因此，加大农业产业化及发展乡村经济，提升农村居民就业与工资性收入水平对促进农村居民旅游消费及我国旅游经济发展具有十分重要的意义。城乡居民财产性与转移性收入的增长对旅游花费的促进作用相反。农村居民财产性与转移性收入的增长能显著抑制旅游消费的增长（100元增长抑制56元旅游消费），而城镇居民则影响为正向（100元增长促进11.61元旅游消费）。中国的城镇化发展需要充分重视农村居民土地流转及土地征用过程中对土地价值的补偿水平提升，使农村居民在城镇化过程中财产性和转移性收入得以有效提升；需要为农村居民利用宅基地自建住房能办理房产证，使农居房不仅具有实用价值，也具有价值，而不是利用较多资金兴建的住房不具有财产性价值。此外，还需要加大对农业、农村、农民的财政性转移支付水平，使农村居民财产性与转移性收入的增长具有质量。只有采取与城镇居民财产性与转移性收入相等同的措施，才能使农村居民财产性与转移性收入的提升对其旅游消费或其他生活消费的正向影响水平。 第六，在中国城乡居民收入翻番背景下，城乡居民、尤其是农村居民旅游消费水平将得到大幅度提升，并将在国民经济增长中发挥重要作用，但与收入水平翻番、实现农村居民旅游消费翻番，还需要采取有效措施才能实现。城乡居民旅游消费与城乡居民收入之间存在着长期均衡关系，城乡居民收入翻番会对其旅游消费产生积极影响，但收入提升对城乡居民旅游消费水平提升促进作用不大。加大农村基础设施和农村医疗、养老、教育、农业等财政投入力度，有效降低农村居民生活消费支出中的住房、医疗、教育、食品等支出，才能提升农村居民人均家庭年纯收入对旅游等休闲娱乐消费正向影响力度，惟有大力发展中低收入层次的农村居民收入水平，才能最大限度发挥农村居民对我国旅游经济发展水平提升的促进作用。
影响农村居民旅游消费水平的主要因素不是农村居民的绝对收入水平，而是农村居民收入的增长量。中国农村居民消费不足是经济转型过程中长期积累的结果，要想从根本上解决问题，必须从深层次上建立增加农村居民收入的长效机制，建立健全农业、农村和农民的各种保障制度，尽最大努力解决城乡二元结构问题。只依靠短期政策调整刺激农村居民短期收入的增加，难以从根本上解决农村居民消费不足的问题[11-12]。因此，需要保持农村居民收入水平持续增长是促进农村居民旅游消费的主要因素。就中长期来看，只要中国政府致力于加快推动城乡居民基本权利平等化的进程，城乡居民收入必将进一步缩小。正由于农村居民消费基数较低，农村居民旅游消费增长必将在中国经济增长中发挥重要作用。
