| 标题 | 一般消费函数理论可否解释中国城乡居民旅游消费？ |
| 范文 | 徐翠蓉+张广海+汪立新 内容提要：经济增长带来我国居民消费支出逐年增加，通过对我国居民旅游消费函数实证分析发现：西方传统消费函数可以很好地解释我国宏观和农村居民旅游消费特征，但城镇居民旅游消费行为不能被任何一个消费函数理论所直接描述；我国宏观旅游消费行为可由生命周期假说消费函数模型来描述，农村居民旅游消费函数可由理性预期假说消费函数模型所解释；城镇居民旅游消费水平同收入及余暇之间存在长期协整关系，且这种长期的均衡关系对各变量短期波动造成的偏离均衡水平存在较强的自我调整机制，同时，我国城镇居民存在较高的自发性旅游消费，且受假期影响高于受收入因素的影响。 关键词：旅游消费；消费函数；实证分析 中图分类号：F592 文献标识码：B 文章编号：1001-148X（2017）10-0126-07 随着经济逐年稳步增长，我国居民用于消费的支出不断增加，1995-2014年中国居民年平均消费水平增长率达11.34%。与此同时，居民人均旅游消费从1995年的218.71元增长到2014年的839.43元，其平均年增长率实现了7.65%的高速增长。近年来，研究文献从不同角度分析了居民旅游消费行为及影响因素。张金宝（2014）通过分层抽样调查我国24个城市家庭旅游消费支出，发现城市家庭对收入的预期以及家庭的风险偏好对旅游消费有显著影响，此外，城市家庭的旅游消费与家庭生命周期密切相关[1]。 庞世明（2014）在持久收入假说的基础上将闲暇因素纳入我国城镇居民旅游消费模型，研究结果表明，由于城镇居民的旅游消费受到严格的休假制度的约束，其旅游消费行为无法满足西方经典消费函数模型[2]。周文丽（2013）提出收入价格因素、旅游产品服务水平及余暇是影响甘肃省农村居民旅游消费的主要因素，而可进入性、旅游意愿和旅游动机对旅游消费的影响作用较小[3]。余凤龙等（2013）通过构建对数形式的多元回归方程分析我国农村居民旅游消费行为，发现收入水平、消费习惯等因素与农村居民旅游消费之间的相关关系较显著[4]。 综上，现有文献大都聚焦城镇居民或农村居民旅游消费行为，并未对我国城乡居民总体的旅游消费行为进行研究。中国旅游消费函数是否可由一般消费函数理论来解释？城镇居民和农村居民旅游消费函数的差异在哪里？哪些是影响不同旅游消费主体旅游消费决策的关键因素？深入研究旅游消费函数，分析城乡居民不同消费主体的旅游消费决策的决定因素和影响因素，无论是理论还是实践层面，都具有重要意义。 一、消费函数理论及模型假设 凯恩斯最早提出消费理论，他认为在既定的就业量水平下，社会总消费受收入、客观实际①及收入分配等因素影响[5]。凯恩斯假定居民的消费倾向仅取决于客观因素的改变，并在此基础上建立了绝对收入假说消费函数理论，函数表达式为：Ct=α+βYt 。杜森贝里在研究中发现消费者的消费行为具有“示范性”和“不可逆性”，即消费者的消费行为受所处平均收入环境影响和其前期消费水平影响，并在消费者消费行为后顾性的假定前提下提出相对收入假说。相对收入假设消费函数为：Ct=αYt+βCt-1 。与相对收入假说不同，莫迪利尼亚、布伦伯格和安杜假定消费者行为是前瞻的并提出了生命周期消费函数理论。该理论认为，消费者的消费决策不仅与当期收入有关，还受本人的年龄、所拥有的资产以及收入预期影响。考虑资产因素对消费支出的巨大影响，现期资产与滞后一期资产的差值可由滞后一期的收入与消费的差值近似地替代，因此生命周期假设消费函数可表示为：Ct=αYt+βCt-1+γYt-1 。而后，弗里德曼提出了持久收入假说消费函数理论，认为消费者的实际消费由其可预见的持久收入对应的持久消费和不可预见的瞬时收入决定的瞬时消费组成。在估算持久收入时，各期持久收入间的关系为：Ypt-Ypt-1=λ（Yt-Ypt-1） 。将瞬时消费归入随机扰动项，持久收入假设消费函数可表示为：Ct=αYt+βYt-1 。莫斯将持久收入视为经常收入的移动加权平均并结合持久收入假说加以讨论，得出适应性预期消费函数理论。该理论认为，消费者会根据经常收入的变化对其消费预测做出部分调整，适应性预期假设的消费函数可表示为：Ct=α+βYt+γCt-1 。 鉴于上述消费函数在很多领域都得到了验证，本文将其与我国旅游消费数据拟合，通过各个函数的拟合优度及其所表达的实际意义来判断其解释力，并在此基础上拓展，建立用于解释中国旅游者消费行为的消费函数理论。 二、我国城乡居民旅游消费函数的实证分析 （一）数据来源与处理 本文选取1995-2014年我国城鄉、城镇及农村居民人均旅游消费和可支配收入数据分别对上述消费函数理论进行实证检验。人均旅游消费和人均可支配收入统计数据来源于国家统计局网站，其中城乡居民人均可支配收入数据是由城镇居民人均可支配收入和农村居民人均纯收入加权求和得来的，各自的权重分别为两地区居民占我国居民总数的比重。根据我国居民人均旅游消费及可支配收入样本数据整理得出我国居民历年平均旅游消费倾向（ATPC）和边际旅游消费倾向（MTPC）[6]见表1。总体而言，较之城乡居民及城镇居民，我国农村居民边际旅游消费倾向存在较大波动，体现我国农村居民旅游消费决策对收入因素具有较高的弹性。长期来说，我国居民平均旅游消费倾向处于下降趋势，这验证了凯恩斯有效性需求不足的理论，农村居民平均旅游消费倾向降幅平缓，表明农村居民旅游消费需求意图明显。 （二）城乡居民旅游消费函数的计量经济模型 对中国居民旅游消费函数的研究，目前我国尚无可据以建立研究模型的成熟的消费理论作为支撑。因此，本文将以西方成熟的消费理论为依据，对我国城乡居民旅游消费历史统计数据进行拟合，从而验证西方消费函数对我国城乡居民旅游消费行为的解释度。通过上文对西方主流消费函数理论的梳理，可以建立表2所示消费函数计量经济模型。由表2 可知，除模型1属于古典的一元线性回归模型外，其他模型都考虑了滞后期因素对我国城乡居民当期旅游消费的影响。因此，对模型1采用普通最小二乘法（OLS）进行估计，对模型2到模型4采用两阶段最小二乘法（TSLS）进行估计。 （三）中国城乡居民旅游消费函数的实证分析 1.单位根检验 由于对非平稳时间序列直接进行回归会降低模型解释现实情况的有效性，因此，在回归分析之前需要检验序列的平稳性。检验时间序列平稳性最标准的方法是单位根检验，常见的检验方法有 ADF、DFGLS、PP等[7]。本文选择实际应用中最常见的ADF检验分别对上述6个时间序序列的平稳性进行检验，检验结果表明所有序列均为非平稳时间序列，需要对其差分项进行单位根检验，直至平稳方可结束。检验结果见表3，表中ADF统计量后的*、**和***分别表示对应差分序列在0.1、0.05和0.01的显著性水平下拒绝H0假设。城乡和城镇居民人均旅游消费和人均可支配收入时间序列均为一阶单整，即TCt～I（1），YDt～I（1），CTCt～I（1），CYDt～I（1），可以对TCt和YDt，CTCt和CYDt分别进行协整回归。而NTCt～I（1），NYDt～I（2），两序列的单整阶数不同，不能直接进行协整回归。 2.我国旅游消费函数的建立与实证分析 （1）城乡居民旅游消费函数的建立与实证分析。利用样本区间内我国城乡居民人均旅游消费和人均可支配收入时间序列数据对表1所示消费函数模型进行估计。对模型1采用OLS进行估计，模型2至模型5采用TSLS进行估计，估计结果及各项检验值见表4。 根据表中参数估计结果的t检验值及方程拟合的判定系数得知，模型1、模型3和模型5可以更好地解释我国城乡居民旅游消费特征。进一步，对输出结果中的D.W.值进行分析。模型1的样本容量T和解释变量k分别为20和1，查D.W.分布表得出临界值dl=1.201，du=1.411。模型1的D.W.统计量落在[0，dl]内，可以判断模型1存在正自相关，即E（μtμt-1）≠0，模型1在阐释我国城乡居民旅游消费行为时有效性不足。当模型的解释变量中含有滞后项时，DW检验将不再有效，因此对于模型3和模型5，需要进行拉格朗日乘数检验，检验结果如表5所示。 就统计学意义来看，我国城乡居民旅游消费数据可以很好地拟合由生命周期假说指导下的模型3和理性预期假说指导下的模型5。通过对模型5进行分析，发现我国城乡居民旅游消费决策受当期可支配收入及滞后一期旅游消费影响显著，同时存在自发性旅游消费。模型5显示，我国城乡居民每增加1元收入，人均旅游消费将增加0.0142元，即我国城乡居民边际旅游消费倾向为0.0142元。然而对比表1相关数据得知，该模型低估了我国城乡居民旅游消费倾向。且通过对样本期内我国城乡居民人均旅游消费和人均可支配收入序列做交叉相关系数图发现，当期旅游消费与滞后一期人均可支配收入之间的相关关系较强，而模型5并没有考虑到这一因素。而对于模型3，我国城乡居民人均可支配收入每增加1元，旅游消费将增加0.1023元，较之模型5可以更好地描述我国城乡居民旅游消费倾向。模型3显示，我国城乡居民当期旅游消费和滞后一期人均可支配收入之间的偏相关系数为-0.1139，即前期人均可支配收入每增加1元，当期旅游消费将减少0.1139元，验证了我国居民总体在整体上呈现出较强的储蓄倾向。我国城乡居民前一期人均旅游消费每增加1元，当期旅游消费将增加1.0407元，体现了我国城乡居民旅游消费具有不可逆性，消费行为受其消费习惯影响较大。综上所述，生命周期假说指导下的消费函数模型在阐述我国宏观旅游消费行为时具有较强的解释力度。 （2）城镇居民旅游消费函数的建立与实证分析。利用样本区间内我国城镇居民人均旅游消费和人均可支配收入时间序列数据对表1所示消费函数模型进行估计。对模型1采用OLS进行估计，模型2至模型5采用TSLS进行估计，估计结果及各项检验值见表6。 根据表中参数估计结果的t检验值及其方程拟合优度得知，方程1和方程5可以很好地解释我国城镇居民旅游消费特征。进一步，對表6输出结果中的D.W.统计量进行分析。模型1的样本容量T和解释变量k分别为20和1，查D.W.分布表得出临界值dl=1.201，du=1.411。由于D.W.=0.6702，落在[0，dl]区间，可以判断模型1存在正的自相关，对我国城镇居民旅游消费行为特征的描述失效。而对于模型5，因其考虑了变量的滞后因素，需对其进行序列相关检验，检验结果如表7所示。 表7所示模型5 LM和ARCH LM检验表明，该模型残差既不存在序列相关性也不存在条件异方差性，能够很好地解释我国城镇居民旅游消费特征。我国城镇居民旅游消费函数可表示为： CTC=274.9889+0.0066CYD+0.5471CTC（-1）（3） 就模型5的统计学意义来看，我国城镇居民旅游消费数据可以很好地拟合理性预期假说指导下的消费函数模型。通过分析发现，当期收入因素及滞后一期消费因素对我国城镇居民当旅游消费决策存在显著的正向影响，同时城镇居民具有约270元的自发性旅游消费。具体而言，我国城镇居民平均每增加1元的可支配收入，旅游消费将增加0.0066元。然而，对比表1人均旅游消费倾向历年实际数据发现，模型5对我国城镇居民旅游消费倾向的估计过于保守。我国城镇居民前一期每增加1元旅游消费，当期旅游消费将增加0.5471元。由于样本期我国城镇居民人均旅游消费数据的一阶偏自相关系数为0.757，发现模型5对我国城镇居民前一期人均旅游消费对当期消费影响的估计亦过于保守。综上所述，模型5不能很好地解释我国城镇居民旅游消费特征，需要对模型进行改进。 众所周知，在一定的社会环境下，对我国居民旅游行为影响最大的制约因素为可支配收入和余暇。所谓余暇，是指人们在履行社会职责及各种生理时间支出后，由个人自由支配的时间[8]。由于城镇居民的工作生活相比农村居民在时间上更具系统性和结构性，其旅游行为较之农村居民更容易受时间因素的影响，因此在构建模型时应充分考虑闲暇因素的影响。通过整理我国历年放假安排，发现我国公休假和法定节假日的天数总量并未发生很大变化，而由于我国假期调休制度的实施，使得我国历年假期在时间分布上具有不同的均匀程度。本文通过得出历年公休假和法定假期的在时间上的分配和分布，并求出历年假期分布的变异系数（variable covariance）以此来表示我国历年假期分配均匀程度，VC值越大，表明我国假期在时间分配上越集中。通过对城镇居民人均旅游消费（CTC）、人均可支配收入（CYD）以及假期分布相对差异（VC）时间序列进行单位根检验，发现CTC～I1、CYD～I1且VC～I1，可以对三个时间序列进行协整检验。此处选择基于残差的EG两步法对上述时间序列进行协整检验，得出以下协整方程： 式（4）表示从长期看，收入和闲暇都对我国城镇居民旅游消费存在正向影响，且假期时间分布均匀度对旅游消费的影响远大于收入因素，表明当前假期制度下，我国城镇居民旅游消费行为最大的限制因素是闲暇时间的合理分配与否。城镇居民人均可支配收入每增加1元，旅游消费支出将增加0.0121元，而我国假期时间分配的相对差异每提高一个单位，城镇居民人均旅游消费支出将增加19.7744个单位。同时，我国城镇居民人均旅游消费存在620.7316元的自发性消费，显示我国城镇居民人均旅游消费及消费刚性均已达到较高水平。从短期来看，我国城镇居民旅游消费的波动可以分为三部分：一部分是可支配收入波动的影响；一部分是我国假期安排在时间上分配的影响；一部分是我国城镇居民人均旅游消费偏离长期均衡的影响。式（5）中误差修正项ECM的系数大小反映了对短期波动偏离长期均衡的调整力度，ECM的系数估计值为-0.4651，表明城镇居民人均可支配收入和闲暇时间分配均衡度在短期内偏离长期均衡水平的程度较大，而我国城镇居民人均旅游消费和人均可支配收入及余暇之间长期的均衡关系对短期波动带来的非均衡误差的自身修正能力较强。 （3）农村居民旅游消费函数的建立与实证分析。利用样本区间内我国农村居民人均旅游消费和纯收入统计数据对表1所示消费函数模型进行估计。对模型2至模型5采用TSLS进行估计，估计结果及各项检验值见表8。 根据表中参数估计结果的t检验值及其R2值可知，方程2、方程4和方程5都可以很好地解释我国城镇居民旅游消费特征。由于这三个模型都是考虑了滞后因素的影响，因此需要检验对应残差序列是否存在自相关性和条件异方差效应。检验结果如表9所示。 表9所示对模型2、模型4和模型5有关序列相关和条件异方差检验表明，三个模型的残差序列均已消除序列相关和条件异方差效应，能够对我国农村居民旅游消费行为进行解释。明确两模型对我国城乡居民旅游消费特征解释力度的强弱，需对三个模型进行深入的分析探讨。 就统计学意义来看，我国农村居民旅游消费数据可以很好地拟合相对收入假说指导下的模型2、持久收入假说指导下的模型4和理性预期假说指导下的模型5。根据模型4得知，我国农村居民每增加1元的纯收入，将减少0.1532元的旅游消费。对比表1历年边际旅游消费倾向发现，模型4对实际边际旅游消费倾向估计的有效性较低。根据模型2和模型5推导出我国农村居民平均旅游消费倾向函数表达式分别为： 根据表1数据对（9）式和（10）式进行分析：据（9）式所得我国农村居民平均旅游消费倾向的拟合值与实际值的残差平方和为0.00240924，而（10）式所得残差平方和为0.00203117。根据最小二乘估计原理得知，（10）式能更好地估计我国农村居民平均旅游消费倾向。综上所述，理性预期假说指导下的消费函数模型5能更好地解释我国农村居民旅游消费特征。模型5表示我国农村居民消费过程中存在自发性旅游消费，非收入水平因素对我国农村居民旅游消费行为的影响为42.2052元。农村居民每增加1元的纯收入，将有0.0281元用于增加旅游消费。滞后一期旅游消费较之同期收入对我国农村居民旅游消费决策的影响更大：农村居民每增加1元的滞后一期旅游消费，当期旅游消费将增加0.4509元。 三、结论与启示 本文在梳理西方经典消费理论的基础上，对我国城乡、城镇以及农村居民旅游消费行为进行了实证分析。结论如下： （1）总体而言，同城镇居民相比，我国农村居民边际旅游消费倾向波动较明显，平均旅游消费倾向下降趋势较平缓，体现农村居民旅游消费需求相对较强且消费决策受收入因素影响较大。（2）我国城乡居民宏观旅游消费数据对生命周期消费假说下的消费函数模型拟合较好，农村居民旅游消费行为可以被理性预期假说消费函数理论更好地解释，而我国城镇居民消费行为不能被任何一个西方经典消费函数理论所解释，究其原因主要是相比可支配收入，我国城镇居民旅游消费决策更多地受闲暇时间所限制。（3）对我国城乡居民总体消费行为的实证分析表明，我国城乡居民旅游消费行为主要受当期收入因子和滞后一期消费因子的正向影响和滞后一期收入因素的负向影响的共同作用。具体而言，我国城乡居民旅游消费行为具有不可逆性，其消费决策受消费习惯的影响最大；当期和滞后一期收入因素对我国城乡居民旅游消费行为的影响力度大致一致，方向相反。我国城镇居民旅游消费行为不能被任何一个西方经典消费函数理论所解释，原因主要是因为我国带薪休假制度尚未落实，城镇居民旅游消费行为更多地受可任意支配时间影响。（4）通过协整回归并建立误差修正模型，发现我国城镇居民人均旅游消费、人均可支配收入和假期时间分配相对差异之间存在长期稳定的协整关系，同时这种长期均衡关系对自变量短期波动带来的因变量脱离均衡状态的偏离状态存在修正力度为-0.4561自我调整机制。我国农村居民旅游消费行为可以很好地被理性预期假说消费函数理论解释，主要受当期收入因素和滞后一期消费因素共同影响。由于我国城鄉居民旅游消费行为具有不可逆性且农村居民具有较高的储蓄倾向，农村居民旅游消费习惯对旅游消费决策的影响比当期纯收入的影响更大。（5）综合分析我国城镇及农村旅游消费特征，发现两者均存在旅游自发性消费，而城镇居民旅游自发性消费比农村居民的14倍还多：一方面表明我国城镇居民旅游消费水平及消费刚性都较高；另一方面显示了我国农村居民较大的旅游消费潜力。 通过对上述结论得出以下启示：（1）随着经济发展和城乡一体化建设，我国部分农村居民和城镇居民在旅游消费行为上具有一定的相似性。但由于所处工作生活环境及生活方式的不同，我国城镇居民和农村居民总体在旅游消费决策制定上仍然存在巨大差异。因此，在研究我国居民旅游消费行为时仍需从宏观、农村居民以及城镇居民三个角度进行分析。（2）我国城乡居民作为一个消费整体，其旅游消费决策受个人滞后一期旅游消费水平影响最大，因此，一方面可以通过可获得的各影响因子统计数据预测未来我国城乡居民旅游消费水平；另一方面可以通过合理的短期促销活动为我国城乡居民旅游消费者提供高水平的旅游产品及服务。（3）我国城镇居民旅游消费行为受闲暇时间的影响远高于收入因素。因此，应逐步落实带薪休假制度，这对我国城镇居民的休闲生活及旅游产业的常态发展有百利而无一害。（4）我国农村居民自发性旅游消费水平与城镇居民相比较低，并且我国农村居民旅游消费行为主要受当期纯收入和滞后一期人均旅游消费水平所决定。因此，可以从两个角度刺激我国农村居民旅游消费需求：一方面通过逐步提高我国农村居民的收入水平解放可支配收入对农村居民旅游消费行为的束缚，从而释放我国农村居民强大的旅游消费需求；另一方面通过开展旅游产品及服务的推广活动，使农村居民在体验过程中逐步提高对旅游消费水平的期望，从而潜移默化地提高我国农村居民旅游消费水平。 注释： ① 此处客观实际概括为工资单位的改变、收入和净收入之间差额的改变、在计算净收入时没有计入的资本价值的以外变动、对时间折算的贴现率的改变以及财政政策的改变。 参考文献： [1] 张金宝.经济条件、人口特征和风险偏好与城市家庭的旅游消费——基于国内24个城市的家庭调查[J].旅游学刊，2014（5）：31-39. [2] 庞世明.中国旅游消费函数实证研究——兼与周文丽、李世平商榷[J].旅游学刊，2014（3）：31-39. [3] 周文丽.西部典型区农村居民旅游消费特征及影响因素研究——以甘肃省农村居民为例[J].人文地理，2013（3）：148-153. [4] 余凤龙，黄震方，方叶林.中国农村居民旅游消费特征与影响因素分析[J].地理研究，2013（8）：1565-1576. [5] [英]约翰·梅纳德·凯恩斯[M].高鸿业，译.北京：商务印书馆，2007：95-116. [6] 王亮.对中国现有的几种边际消费倾向计算方法的评析[J].统计与信息论坛，2005，20（5）：28-32. [7] 高铁梅.计量经济分析方法与建模[M].北京：清华大学出版社，2015：164-175. [8] 马惠娣，张景安.中国公众休闲状况调查[M].北京：中国经济出版社，2014（10）：6-8. [9] 李雄军，曹飞.中国城乡居民消费差距与收入差距的误差修正模型研究[J].统计与信息论坛，2013，28（8）：64-68. （责任编辑：周正） |
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