第30卷第148期湖南财政经济学院学报Vol. 30 No. 148 2014年4月Journal 0/ Hunαn Financeαnd Economics University 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)[摘要】选取2∞0-2011年全国范围内的城镇居民平均旅游消费与人均收入的数据，运用动态协整模型方法，通过格兰杰因采检验，得到我国旅游消费与旅游收入之间的关系，再结合每个省不同的情况分别代入动态协整模型，得出以下结论:旅游消费与人均收入存在地区性差异，不同的省份城镇居民人均收入增长带动旅游消费的程度具有显著差异。【关键词】动态协整模型:旅游消费;人均可支配收入【中图分类号]F126. 2; F592 【文献标识码]A 【文章编号]2095 -1361 (2014) 02-∞75 -06 随着我国城市化进程的深入、城镇居民人至今仍然是一个发展中国家，地域经济差异比均可支配收入的增加，城镇居民可支配收入中较明显而且不同地域的旅游消费观念也存在差用于旅游消费的支出呈现逐年增加的态势，人异，因此有必要对我国不同省份分别进行分析，均旅游消费对旅游产业经济效益的增加发挥着并和全国平均人均旅游消费进行对比，找出不越来越重要的作用。比如，随着我国居民在红同省份城镇人均旅游消费的差异，这对我国和色旅游景区的消费促进了红色旅游景区收人的各个省份制定宏观旅游发展政策具有重要意义。显著增长，拉动了红色旅游产业的快速发展。一、文献回顾根据《中国旅游年鉴》统计数据显示，从2000国外关于旅游收入和旅游消费主要集中在年到2012年期间全国旅游消费(名义旅游消旅游收入对旅游消费的促进作用，以及对一个费)以每年%的速度在增加，在可支配收特定的区域而言不同因素对旅游消费所起的作入中人们用于旅游消费的比重也呈逐年上升的用。在第一个方面，mccoskey (1998) [1]、CHI-OK (2005) [2]和michea1MC Aller (2006) [3] 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分别检验了地区面板数据的残差、韩国旅游消一定程度的波动，其余时间我国城镇人均旅游费对于居民旅游收入的依赖性和国际旅游消费消费总趋势一直呈现上升势头。但是由于我国与出境游客职业收入、旅游客源国、旅游目的·收稿日期:2013 -11 -30 基金项目:湖南省社科规划办项目"两型社会下区域红色文化遗产旅游资源利用研究"(项目编号:09YD46) 作者简介:如j建平(1963-)，男，湖南衡阳人，湘潭大学旅游管理学院教授，博士生导师，研究方向:旅游文化产业75
地国家间汇率的关系;在第二个方面，Modigli›用数据除以居民旅游消费价格指数得到城镇居an (1986)以美国家庭为例，分析了居民不同民实际旅游消费和实际可支配收入)，如图1所生命周期阶段对于旅游消费的倾向，以及根据示。笔者采用双对数模型研究城镇居民实际旅这种特点来实施不同的居民旅游消费营销游消费和实际可支配收入的关系，即策略[4]O城镇居民人均旅游消费一直是我国旅游研叫2扑)←+e飞，，其中Y为城镇居民名义旅游消费，究的重要领域，根据我国旅游消费发展的实际X为城镇居民名义可支配收入，p为城镇居民情况，我国学者对这-领域做了大量的理论和旅游消费价格指数，e，为时间序列各期的随机干实践研究，随着计量经济学的引人，城镇居民扰项。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20,000 OLS模型，得出我国城镇人均旅游消费与可支}(\,OOO 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)通鸡，00(1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0 消费对于人均可支配收人的弹性要高于低收入4圳、。(I:!0-’ n..t气06O 1).’0: 09 10 1I 1--------------一--一一→→→←÷→-一一一千牛今咛城市[6]。孙根年(2013)根据我国旅游统计年l-'【川〉到吗{'.\H一卢I.\CO;\lt;图1标准化后城镇居民实际旅游消费和实际收入鉴2006-2007年的30个省区数据将我国划分三、实证研究结果为高城市化一一一高出游率、高城市化一一千岛出1、平稳性检验游率、低城市化一一高出游率、低城市化一一从图1可以看出，城镇居民实际旅游消费低出游率[7]四种类型。和实际收入两个变量都随时间推移向上移动，二、变量选取及模型形式选择因此须将城镇居民实际旅游消费和城镇居民实1、变量选取际收入进行平稳性检验，采用ADF(augment 影响我国城镇居民旅游消费的因素有很多，dickey fuller)检验。但最重要的是城镇居民可支配收入、城镇居民(1)对双对数变量的原始序列相关性进行旅游消费偏好以及城镇居民的闲暇时间。在这检验三个因素中，城镇居民可支配收入往往起决定将城镇居民实际旅游消费和城镇居民实际作用，同时城镇居民可支配收入可以度量，而收入进行对数化处理后，首先将其输入到城镇居民旅游消费偏好和闲暇时间往往具有主EVIEWS 中进行样本相关检验，得到了两个观性和地域差异，笔者不将其作为独立变量加取对数后原始变量的自相关图和偏自相关图入到模型的分析中，而归于随机干扰项中，通(见图2和图3)0从图中可以看到，城镇居民过协整分析来分析城镇居民偏好和闲暇时间对实际旅游消费和城镇居民实际收入两个样本的城镇旅游消费的影响。2、模型形式的选择自相关函数都呈现出缓慢下降而且呈现正弦波数据来自《中国统计年鉴》和《中国旅游形，由Q-STAT统计量的相伴概率可以得知，统计年鉴}，并对原始数据进行相应整理。笔者城镇居民实际旅游消费和城镇居民实际收入进以20∞年为基期对以后各期城镇居民旅游消费行对数化处理后的两个时间序列样本都拒绝平和城镇居民可支配收入进行了标准化处理(即稳性的假设。所以可以得出城镇居民实际旅游76
消费和城镇居民实际收入都是非平稳的。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Aulocorrela白。nPa而剖CorrelationAC PAC Q-8t副Proll .，句D，''，'J7'nOaAM8崎aO-ua5--aA"'aO也A4auU向nT'nυ3Oue2H'aodV2e吨vDad，en-g51‘auv4O'，ev?，n挝e、34内，u句∞nSuE内a3uu6vn0UunvAHaMWuWAn肉UvU句ha'HuVa肉HU向auuneυn幽umaumO肉R"vnuhU向U5'"e'。电o·，8R·句d岛"饵'-4dn唱A4，UM，咽AW4'崎肉4A句，H句，也V，-R必.aU特‘eh例‘4M。·，W嘈吨n，亩Ms吨W，z。R，ag、'an电'哼M"eV'o01n，OuB。wJBv·Oe·e句BeD磊a、OSAw唱a反2d-o2MqRa dV吨4n"e"4，'30但a40Ma··V哼，n吨e4a吨。衡，品8aG49tz33334582 ωm过检验得知，经过对数化处理后的城镇居民实《叩unu内UAU"'ranunU44444444∞G∞G∞∞∞蛐酣∞∞∞∞∞∞∞际旅游消费和城镇居民实际收人都是1(1)序咽'a甸甸，的俨U3nuebonan6ngaa『向HVRWE列0，即两变量通过一阶差分后的时间序列是平《的HWV幽回翻向UAUhuwaunu-E价U庐。的稳的时间序列。将经过对数化一阶差分后的城1114unυ 吨。"''h《uaua句UAUOυ镇居民实际旅游消费和城镇居民实际收入进行心唱耐心,叫』耐心Aeau-，。何111 υAUnv虞《《wadUA"M样本相关性检验得出图4和图5。MW肉"v罗凰Autocorrela旨。nPartlal Correla oo AC PAC 0-8幅tProb 1 图2城镇居民实际旅游消费的自相关和偏自相关圄2口 37阜 3 由由 "UMEmQJm气ZM$ω?2，H。4。岛J，6川aω由a旦7a们mT=8唱m'阳反md刷。m。刷血D'刷nun刷uv酬nu跚nu跚嘈·吨跚，‘跚庭丁跚倾向跚··删跚跚阳mEW肉z AZC0E0P0E0O0R00000044404 ODDDDOO • H•g-Zo- 2 "目。硝目c= ""••z ozna= 内2向 ’ QZ rzuwHzEM4 由-0013 =嘈·句，--aa·ι$034卢附7山3川0剧77η5 酬刑阳阳硝刷刷HvnuvnuwAUnuωHEm6 也竭跚跚咆心心7 8 mmmm剧拥刷刷9 民444044444-wau''oonwnV-E·句，‘-aaa唱区-wauw10 . . 47ι55 ∞ 自11 . . 8899《999999unu向HVAMAH-12 . 0，∞。mw13 -0,128 0,032 14 52,437 跚跚幅刊15 . Hmwqa16 ω Mmmmmmm而Hwnuτ7 18 0,()46 0由00心馄饨酣血川侃崎ν19 40向Hvnv20 HU21 ♀ ∞ 22 自 23 0口 图3城镇居民实际收入的自相关和偏自相关图24 缸001(2)对双对数变量进行ADF检验固4一阶差分后城镇居民实际旅游消费为了使变量的平稳性检验结果更具有客观的相关固和偏自相关图Autocorrelallon Pa而alCorrela'唱。ACPA口 性和准确性，将城镇居民实际旅游消费和城镇1 0,378 0,378 居民实际收入进行对数化处理后时间序列再次2 3 . 12,176 4 -0,361 惊99由白，∞2进行ADF检验，对两个变量检验的形式分别包5 . 0∞0 6 含了三种形式:只包含截距项、只包含时间趋7 a 0,001 9 势项、同时包含截距和时间趋势项。检验过程10 0,021 0,002 11 中兼顾AIC、SC相对小值原则，检验结果如表12 . . 13 0,240 14 . 29,659 1所示。15 16 -0,088 表1两变量原始序列不同方程形式的ADF检验结果圄5一阶差分城镇居民实际收入的变量方程形式显著水平ADF统计佳结论相关固和偏自相关图只包含截距1% level 拒绝平稳城镇居民只包含时间趋势5% level 拒绝平稳实际收入由图4和图5，可以建立它们各自的时间同时包括1% level 拒绝平稳城镇居民只包含截1é10% level 拒绝平稳 序列模型。实际旅游只包含时间趋势5% 拒绝平稳level 342" 同时包括1% level 612’ 拒绝平稳关于城镇居民实际收人可以建立AMRA费二费二注"* ", "柿..*树"分别表示在1%.5%和10%的(2, 1)结构方程，拟合结果为:水平下通过了显著性检验。.6lnincome= _+ O. t tt (3)对双对数变量进行差分后进行ADF检_+ 8-O. 4188川。t2 t 验和构建各自模型关于城镇居民实际旅游消费可以建立AR为了消除两变量之间的不平稳因素和时间MA (3, 3)模型，拟合结果为:趋势因素，使模型的预测结果能够客观的反映.61ninconsume= O. 735 .6lninconsume._+ 城镇居民旅游消费和收入之间经济活动的实际t t 77
O. 027 .6lninconsumez-3 +μz一μ叫。列，对其进行ADF平稳性检验，检验结果如表将估计方程结构模型分别进行各自时间序2所示。通过检验结果可以知道经过差分后的列数据拟合，得到拟合结果见图6。可以看出，城镇居民实际旅游消费和城镇居民实际收入之两个变量各自的拟合残差序列结果都在以半径间具有长期稳定的关系，从方程的估计结果可为1的单位圆内，拟合结果比较好。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毛。InvrrsC’ Roots of AH CharaC't~risti(' Po1vnomial 表2随机干扰项矶的ADF平稳性检验 检验ADF 方程形式结论 交量统计值AH } 接受/’;&, = -O. 312&,_1 + O. 112/’;&1-1 平稳/’;&, O. 192 -O. 128&,_1 + 拒绝&, 平稳/’; &, = O. 043 + O. 003t -O. 0768&卜1+ 拒绝" 平稳注:*表示在10%水平下通过显著性检验;树表示在5%水图6时间序列数据拟合结果平下通过显著性检验。2、对差分后的双变量的协整分析和格兰杰(2)格兰杰因果检验因果检验虽然协整分析的结果表明了经过两个差分(1)协整分析序列存在长期稳定的均衡关系，但是这种关系从图4和图5可以看出，经过差分后的对是单方面影响还是两个变量相互影响以及其中数城镇居民实际旅游消费和对数城镇居民实际一个变量的滞后项会不会对当前造成影响，这收入都是1(1)型时间序列，从图7可以看出需要用格兰杰检验来进行分析。首先，对经过两个差分变量都落在950毛的置信区间内，因此差分的对数双变量根据格兰杰检验的要求建立这两个变量有可能存在着协整关系。笔者通过如下方程:构建以下协整方程:lnconsumeβ。+βtlnincomedln仰川ne=β。+三β;dlnconsume，_;+町，将协整方程进行估计，得出dlnconsume+ ~工:α具;dlni山n比cCω叽B= 2. 469 + O. 273dlnincome +矶。lJL'川江).~SUMI::Hesiduals dlnincome =δ。+三δ;dlnincomeÚ~-r…-04-1 00一l\/飞\/、，\|+ I v;dlnco 04"1 \ | OS-I、如果dl旧mnn配Cωome对dl配nconsume有单向影响，12-←一一一于一一一~一一~一一一吁一←一一「一一-→02 03 04 05 06 07 08 09 10 11 表现为第→个方程咀dl时mn让mrc∞ome的各滞后项前的滞DLNIl\COME RC9iùual~ .08-，一一一气后项的参数整体不为零，相反如果是双向影响，。4吨，卢气---码、l 00-\/\/’\| 那么两个方程的滞后项都拒绝滞后项参数为零.04一\/|08-1 的原假设。取滞后项为1阶和2阶，格兰杰检12一←一一一一~一一→-一一「一一~斗02υ04 05 U6 07υ吕OYID 11 验结果如表3所示。图7两变量经过差分后进行时间序列表3dlnincome与dlnconsume的格兰杰因果关系检验拟合后的残差序列滞协毅后格兰杰因呆性F检验的P值AIC值结论如果估计出的协整方程能够准确的表达出 拒绝dlnincome一一x dlnconsume 1阶 接受dlnconsume一x一→dlnincomedlnconsume和dlnincome之间的长期关系，那么 拒绝dlnìncome一→阶对于随机干扰项应该满足两个要求，即E(6，) 接受dlnconsume一一x dlnincome =0且E(6/6/+J) =p 0 (其中s为滞后阶数，s并O注:其中"一旦命"表示箭头前的变量不是箭头后变量的格)。因此，将随机干扰项单独生成一个时间序兰杰原因。78
3、建立动态协整模型及地域分布图四、结论与肩示在协整回归分析的基础上将协整回归中的1、我国城镇居民收入和城镇居民前一期旅随机干扰项序列&，作为修正项，可建立动态协游消费对当期旅游消费有直接影响整模型:从代人动态协整模型的全国数据分析结果dlnconsume = o. 349dlnconsume,_t + 可以看出，进入21世纪以来全国大部分地域与O. 362dlnincome, + O. 042&川代表平均水平的协整模型估计结果是一致的。根据估计模型的残差估计，该模型不存在从长期来看，城镇居民的旅游消费与城镇居民序列相关性，分析结果如表4所示:前一期的旅游消费和本期的收入呈正相关关系，表4动态协整模型的残差估计结果即以上三个因素对当期的旅游消费具有明显的t -Statistic Prob. 促进作用。因此，城镇居民旅游消费对于该地Trace恒stindicates 1 cointegrating eqn (s) -8.∞'2901 ∞o at the O. 05 level 区域镇居民收入而言具有两重性:一方面，城Test critical values: 1% level 镇居民的可持续性收入对该地区城镇居民消费5% level 具有促进作用，从动态协整分析模型中可以看10% level 出这种促进作用不仅局限于促进当年该地区城然后，将全国各省、自治区和直辖市的数镇旅游居民消费，而且还会产生旅游消费惯性据代人到动态协整模型中，得到分析结果如表对下一年度该地区的城镇居民旅游消费起作用。5所示。我国城镇居民可支配收人对于城镇居民的旅游表5全国数据代入动态协整模型所得结果消费惯性影响呈现出"西低东高"的态势，东区域dln∞旧，-idlnincome. 81-1 F统计量显水平著浙江 显著部沿海省份城镇居民的旅游消费水平以及由此云南 显著带来的旅游消费惯性要明显高于中部和西部省新疆 o. 1717 显著西藏 显著份，可以看出，城镇居民的可支配收入是影响四川 斜。 显著陕西 ω2 o.ω20 显著该地区城镇居民旅游消费水平的一个重要因素。山西 显著山东ω 164. 12" 显著另一方面，城镇旅游消费偏好和闲暇时间是影青海 显著响该地区城镇居民旅游消费水平的重要潜在因宁夏 显著内掌古 显著素，从随机干扰项(&，)前的估计系数来看，辽宁 " 显著江西 显著有些省份虽然不属于经济发达省份但是由于该吉林 O.ω96 165.ω" 显著地区城镇居民旅游消费偏好和能够用于旅游的湖南 显著湖北∞l O.创 显著闲暇时间高于全国平均水平，因而这些省份的黑龙江 显著河南 显著城镇居民在可支配收入水平低于全国平均城镇北京 。 显著天津 " 显著居民水平的情况下，该地区城镇居民旅游消费海南 ∞2 " 显著水平仍然能够超过全国平均水平。由此可见，贵州 166.ω" 显著广西 " 显著在我国不同地区城镇居民可支配收入相等的情甘肃 " 显著福建 " 显著况下，旅游偏好和闲暇时间的不同将会导致该安徽 O.ω76 191. 26" 显著地区城镇居民旅游消费水平的差异[町，一般而上海 " 显著重庆ω " 显著言，城镇居民旅游消费偏好以及城镇居民能够江苏 " 显著广东 显著用于旅游的闲暇时间与该地区城镇居民旅游消河北 " 显著台湾 " 显著费水平呈正相关关系。由表5可知，在全国各省市均存在着居民2、针对西部地区域镇居民旅游消费水平偏收人与消费之间的显著影响。低的现状，西部地区应该努力发展当地的经济79
并因地制宜地剌激当地居民旅游消费的需求权利上升为国家意志，这样一来，公民的旅游我国西部地区省份应该积极提高本地区的权利才能够得到更好的保障。第二，应加大对经济发展水平，再由经济发展反过来促进该地于公民旅游权利的宣传，让我国公民意识到旅区城镇居民旅游消费偏好的产生和旅游消费水游并不是一种属于某种阶级和特殊群体的一种平的增加。可以确立旅游业为该地区的战略性活动而是我国所有公民共同享有的正当权利。支柱产业，西部地区由于旅游资源的禀赋和类只有这样，才能提高我国公民利用闲暇时间进型往往要比我国其他地区好，因此可以通过发行旅游的机会。(编辑:周亮;校对:余华}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[参考文献]通和旅游企业为旅游者提供旅游产品的能力。[ 1 J McCokery, and Kao, C. A Residal Test for cointeψ'ahon ln pan›并且可以发挥东部沿海省份旅游者的"示范作el Data [J J . Econometric Reviews, 1998, (17): 157 -166. 用来西部地区旅游的游客中，会有一定比例[2 J Su jia Hti, Michael Mc Aleer, Ri血，Sharee( Modelling inter›的东部省份旅游客。东部省份的游客由于自身national tourism and country risk spillovers for Cyprus and Malta 的知识结构、思维理念和生活观念比较先进，[1] . Tourism Management, 2006, (27): 695 -706 而这种先进的意识形态可以通过旅游传递给旅[3 J CHI -OK OH. The Contribution of Tourism Development to Eco›nomic Growth in the Korean Economy [J J . Tourism Manage›游目的地居民。ment, 2005, (26): 39 -44. 3、不可忽视城镇居民的旅游消费偏好和闲[ 4 J Modigliani, Franco. Life Cycle, lndividual Thrift, and the 暇时间对于城镇居民旅游消费水平的影响Wealth of Nations [J J . Arnerican Economic Review, 1986, 1988年，世界旅游组织(WorldTourism (3): 76 -81. Organiation)在《马尼拉宣言》中指出，旅游[5J李云鹏.我国城镇居民人均消费模型研究[JJ.统计观察，2011, (2): 90 -92. 将是21世纪世界所有公民的基本权利之一，其[6J黄秀娟.我国居民国内旅游消费与居民收入之间的关系重要性不亚于生命权和发展权。但是，在我国，[JJ .河北经贸大学学报，2004, (4): 31 -34. 有些省份城镇居民的旅游权利往往得不到保证。[7J孙根年.城市化推动我国国内旅游发展的时空动态分析鉴于此，应该在两个方面保障我国居民正常的[1] .经济地理，2013, (7): 171 -177. 旅游权利:第一，应该将居民可以利用闲暇时[8J粟路军.城市居民近郊运动休闲项目偏好研究[1]湖南财政经济学院学报，2012, (1): 70-77. 间进行旅游的行为进行立法，将公民旅游消费Research on Relationship between Tourism Consumption and Disposable Income of Urban Residents ased on Dynamic Cointegration Model LlU Jian -ping LUO Li -qing LlU Zi一chenYU Ting (Tourism Mα，nagement School 0/ Xiangtαn Un加ersity，Xiangtαn Hunan 411105) Abstract: Using the data of average tourist consumption and disposable income of urban residents nationwide from 2∞o to 2011, this paper has used dynamic cointegration model and Grainger causality test to analyze the relationship between them, and the results show that: regional differences exist in tourism consumption and disposable income, and there is signifi›cant difference in the degree of the income increasing driving the tourism consumption in different provinces. Key words: dynamic cointegration model; tourism consumptioll; disposable income 80
