收入對農村居民旅游需求的影響研究
——基于2000—2015年面板數據的實證分析

孫 穎

(安徽工程大學 管理工程學院， 安徽 蕪湖 241000)

20世紀90年代以來，我國農村居民旅游人數呈上升趨勢。《中國旅游統計年鑒》(1995—2016)的統計數據顯示，農村居民旅游人數從1994年的3.19億人次增加到2015年的11.88億人次，占國內旅游總人數的29.77%；旅游消費從1994年的175.3億元發展到2015年的6 584.15億元，占國內旅游消費的19.25%。可見，我國農村居民旅游需求呈不斷持續上升趨勢。那么，是什么因素影響著農村居民旅游需求擴張，農村居民收入對旅游需求的影響又如何呢，這是本文關注的重點。

一、文獻綜述

梳理已有文獻發現，農村居民旅游消費研究主要包括旅游市場及需求預測、旅游消費水平差異、旅游消費行為影響因素，其中，關于農村居民旅游消費影響因素的成果頗為豐富。有關研究根據消費行為理論得出了收入對旅游消費具有重要影響的結論，并指出收入是旅游消費的首要影響因素[1-5]，還有學者從電子商務的角度分析了旅游消費的影響因素[6]。關于農村旅游收入與消費的關系，研究者們也大多得出了一致的觀點，即農村居民的收入是其旅游意愿、旅游消費的影響因素[7-10]，農村居民的旅游消費與收入之間存在正向的關系[11-14]。

從研究方法來看，早期研究集中于定性分析，隨后定量方法逐漸增多。學者開始基于應用統計模型證實收入對消費水平的影響。統計分析方法主要包括：線性回歸模型、格蘭杰因果關系檢驗、協整檢驗、邏輯回歸等。其中，指標選取包括：總收入、可支配收入、基尼系數和不同來源結構的收入。多數實證研究的結論基本一致，即農村居民收入與旅游消費之間存在正向關系。然而，也有學者研究得出相反的觀點，如刁宗廣通過實證研究得出農村居民收入與旅游意愿的關系不大[15]，龐世明認為農村居民的旅游消費與其當期收入無關[16]。

那么，我國農村居民收入與旅游需求之間存在怎樣的關系？以往的線性關系、回歸關系的確立是否合理？二者之間是否存在長期均衡關系？鑒于此，本文利用OLS回歸模型、協整檢驗和多項式分布滯后模型對我國農村居民收入與旅游需求之間的關系進行定量分析，并在實證研究的基礎上提出對策建議，以期為我國農村旅游消費需求的提升提供一定的理論借鑒。

二、研究方法與指標選取

本文擬采用OLS回歸模型、Johansen協整檢驗、多項式分布滯后模型等計量模型分別建立基于時間序列的農村居民人均純收入與出游率的關系模型，具體如下：

(一)研究方法

1.OLS回歸模型

對含有k個解釋變量的多元線性回歸模型式(1)進行最小二乘估計，能夠得到相應的回歸方程式(2)。當回歸方程中所有觀察值的殘差平方和達到最小時，方程有效。

yt=β0+β1x1t+β2x2t+…+βkxkt+εt

(1)

(2)

2.協整檢驗

協整檢驗是分析時間序列之間是否存在長期均衡關系的定量統計模型。如果兩時間序列y1t和y2t滿足：

(1)yit～I(d)，i=1,2。

(2)存在非零向量α=(α1,α2)，使α1y1t+α2y2t～I(d-b)，其中0

則序列y1t和y2t是(d,b)階協整的，向量α=(α1,α2)為協整向量。

3.多項式分布滯后模型

對于如式(3)所示的有限分布滯后模型：

yt=α+β0xt+β1xt-2+…+βkxt-k+μt

(3)

用多項式βi=α0+α1i+α2i2+…+αmim轉換，可以得到式(4)：

yt=α+α0z0t+α1z1t+α2z2t+…+αmzmt+μt

(4)

其中：k是多項式的滯后長度，m是多項式的最高次數。

(二)指標選取

已有相關實證研究選取的指標大多是旅游總人數、旅游總花費或人均花費，這類指標會受到人口總數和增長率的影響。本文選取農村居民出游率為實證研究指標來衡量農村居民旅游需求，該指標能夠反映農村居民出游的規模、旅游需求與動機。

對于農村居民來說，除了生活中的日常開支外，還有生產資料、建房、醫療、教育等消費，這些存在于農村居民日常生活中的消費和一些預防性的儲蓄一定程度上擠壓了旅游消費支出，再加上農村居民收入的不穩定性，因此，農村居民的儲蓄偏好較強[17]。同時，不同來源的結構性收入總是在動態變化中，在所有相關指標中，只有純收入是真正可以用來消費且是最容易計算的。因此，本文選取農村居民人均純收入作為自變量，農村居民出游率作為因變量。

三、實證分析

(一)數據來源

為保證數據的可獲得性和統計口徑的一致性，選取2000—2015年我國農村居民人均純收入和農村居民出游率的原始數據作為樣本數據，數據來自于《中國旅游統計年鑒》(2001—2016)和《中國統計年鑒》(2001—2016)。農村居民人均純收入和農村居民出游率的時間序列分別記為NIP和TR。

(二)農村居民旅游消費現狀

首先，做農村居民人均純收入與出游率的趨勢圖，以分析二者之間的關系，趨勢圖如圖1、圖2所示。

圖1 農村居民人均純收入趨勢

直觀地判斷圖1、圖2可知：從出游率的本底趨勢來看，總體上呈現上升的趨勢。出游率由2000年的44%增長到2015年的176.2%，其中，出游率從2007年開始超過100%。這說明：從2007年以后我國農村居民每年至少出游1次。不過，出游率的上升呈階段性增長，16年來共經歷了4個階段，分別為：2000—2002年為第一階段，出游率首次突破50%；2003—2007年為第二階段，出游率從55.7%快速上升到105.4%，5年時間增長了近50個百分點，這一階段是農村居民旅游行為的成長期；2008—2012年為第三階段，農村居民出游率增長了近50個百分點，且始終維持在100%以上；2013—2015年為第四階段，農村居民出游率維持在150%以上，且逐年增長，但增速有所放緩，3年時間增加了16.6個百分點。農村居民出游率逐年增長的趨勢說明我國農村居民旅游正處于成長期，具有較大的發展空間。

而從農村居民人均純收入趨勢圖可知，人均純收入曲線相對出游率曲線更加平滑，總體上呈平穩上升的走勢。人均純收入由2000年的2 253.4元增長到2015年的10 772.0元，16年間翻了3倍多，呈逐年上升的態勢。文章進一步做了人均純收入與出游率的增長率趨勢圖，如圖3所示。

由圖3可知：農村居民人均純收入從2000年的2 253.4元增長到2015年的10 772.0元，增長了378.03%，出游率從2000年的44%增長到2015年的176.2%，增長了300.45%。由此可見，雖然旅游正成為農村居民生活的新常態，但是出游率的增長低于人均純收入的增長。從兩變量的增長率趨勢圖可以看出，農村人均純收入與出游率之間存在相似的走勢，但二者之間存在怎樣的關系，是否存在正相關關系，還需做進一步的實證分析。

(三)OLS回歸分析

首先，本文對兩變量的關系進行OLS回歸模型估計，以判斷二者之間是否存在線性回歸關系。

1.模型估計

農村居民人均純收入與農村居民出游率的回歸散點圖如圖4所示。

圖3 兩變量的增長率趨勢

從圖4可以看出，散點(NIP，TR)大部分位于直線周圍，可以先假定序列NIP和序列TR之間存在線性關系，再進行檢驗。人均純收入與出游率的關系模型，如式(5)所示：

TR=C0+C*NIP+εt

(5)

所建立的模型估計結果如表1所示。

表1 人均純收入與出游率的方程估計結果

由表1的估計結果得出二者的關系方程，如式(6)所示：

TR= 23.777 69+ 0.015 4NIP

(6)

(4.176 3) (15.998 2)

回歸方程的判定系數為0.948 1，調整后的判定系數為0.944 4，都很接近1，說明回歸方程的擬合效果非常好。變量NIP對應的系數估計值為0.015 4，說明當人均純收入增加100元時，出游率將增加1.54個百分點。然而，該模型是否合理，還需做進一步的檢驗。

2.模型檢驗

在方程估計結果的基礎上，對回歸方程進行視圖操作和過程操作以檢驗模型的擬合度。 因變量的實際值、擬合值和殘差值如圖5所示。

由圖5可知，2000—2015年時間段模型擬合效果較好，大部分殘差都位于置信帶區域內，但有3個時間段的殘差位于置信帶區域之外，即2000年、2007年和2015年。

這里需要檢驗這3個時間段(點)是否為分割點。以2007年為例，假設2007年為分割點，判斷2007年之前和之后的兩段時期，模型是否發生了顯著的結果變化，檢驗的原假設為H0：模型無顯著的結構變化。做Chow分割點檢驗，結果如表2所示。

表2的檢驗結果顯示，F統計量=44.109 2，LR統計量=33.959 1，這兩個統計量相應的概率值P都非常小，因此拒絕原假設H0，即認為模型有結構變化。在此基礎上進行Chow穩定性檢驗，即Chow預測檢驗。結果如表3所示。

表2 Chow分割點檢驗結果

圖5 實際值、擬合值和殘差值的折線

表3 Chow預測檢驗的統計量及概率值

由表3可知，F統計量=104.345 5，LR統計量=83.852 9，這兩個統計量相應的概率值P都非常小，因此拒絕原假設H0，即認為模型在2007年發生了結構變化。抽取2007年之前的樣本進行估計，結果如表4所示。

由于Chow穩定性檢驗結果發現模型的結構并不是穩定的，本文又利用遞歸OLS重新對模型進行估計，并判斷回歸系數是否穩定。

文章對已建立的TR與NIP模型估計結果進行遞歸OLS估計，結果如圖6所示。

從圖6的曲線圖中可以看出，2007年之后出現了巨大的變化，CUSUM檢驗曲線變得非常陡峭，并逐漸超越顯著性為5%的臨界直線，說明模型估計得到的系數并不是穩定的。

通過定量分析得出原假設的兩變量之間的線性關系是不穩定的，即農村居民人均純收入與農村居民出游率之間并不存在簡單線性關系。由此說明，農村居民人均純收入的增加并不會同比例提高農村居民出游率。

表4 2007年之前的樣本估計模型結果

圖6 遞歸OLS的CUSUM檢驗曲線

(四)協整檢驗

本文采用協整檢驗探究農村居民人均純收入與出游率之間是否存在長期均衡關系。首先對兩變量的時間序列進行單位根檢驗以判定其平穩性。

1.序列的平穩性檢驗

為防止序列出現偽回歸現象，對兩變量的時間序列分別取自然對數，生成的新序列分別記為lnNIP和lnTR，檢驗結果如表5所示。

表5的檢驗結果顯示：lnNIP和lnTR的原序列和一階差分序列均為非平穩序列，兩變量的二階序列均為二階單整序列，符合協整檢驗的同階單整序列要求，可以進行下一步檢驗。

表5 兩變量的單位根檢驗結果

2.協整檢驗

對兩變量做協整檢驗，檢驗結果見表6。

表6 兩變量的協整檢驗結果

由表6可知，協整檢驗結果中的特征值均小于跡統計量和5%水平下的臨界值，且概率值P也均大于0.05，由此可以判定兩變量之間并不存在長期均衡關系，因此只能在短期內考察變量的關聯性。由于消費滯后于收入，那么消費需求是否也滯后于收入？本文建立多項式分布滯后模型來考察農村居民人均純收入與出游率之間是否具有滯后關系以及具體的關聯性如何。

圖7 序列TR和序列NIP的交叉相關系數

3.多項式分布滯后模型

繪制變量的交叉相關系數圖，如圖7所示。

由圖7可知，序列TR和序列NIP 0階滯后的相關系數為0.973 7，1階、2階滯后的相關系數分別為0.757 4和0.541 7。大于2階的滯后，這兩個序列的交叉相關系數小于0.5，因此，多項式分布滯后模型的滯后長度不大于2，又由于滯后長度不能為1，因此，建立滯后長度為2(k=2)的多項式分布滯后模型。由于多項式次數m必須小于k，因此相應的多項式次數只能為2。PDL(2,2)模型的估計結果見表7。

表7 多項式分布滯后模型估計結果

據表7的估計結果顯示，調整后的擬合系數為0.978 387，概率值=0.000 000，F統計量=197.167 8，DW值=0.781 315，數據結果表明PDL(2,2)模型擬合效果很好?？梢愿鶕DL(2,2)模型做TR對NIP的彈性變動走勢圖，如圖8所示。

圖8 各期滯后彈性變動情況

由圖8可知：農村居民人均純收入對出游率的影響效果在當期最大(0.041 67)，即人均純收入增加100元，出游率增加4.167%；一年以后，這種效果會下降0.153%。從觀察期內的總體影響效果來看，農村居民人均純收入對出游率的影響系數為0.006 89，即人均收入增加100元，出游率增加0.689%。農村居民收入彈性不大，收入對旅游需求的帶動作用有限。這主要是因為農村居民當前的收入水平整體仍然較低，增加的收入大多用于預防性儲蓄，以降低和避免未來的風險。在這種情況下，旅游還不是農村居民的生活必需品，旅游動機尚未普遍產生。綜上，農村居民人均純收入對旅游需求的拉動作用為正，但效果較為微弱，且這種效果在滯后2期釋放完畢。

四、結論及對策建議

(一)結論

本研究表明：農村居民收入與出游率之間既不存在簡單線性關系，也不存在長期均衡關系，而是總體為正的滯后關系，即出游率的變化滯后于人均純收入的變化，人均純收入對出游率的影響存在滯后效應；但是，農村居民人均純收入對出游率的帶動作用并不顯著。因此，如何持續地提升農村居民的收入，減弱滯后效應，對于農村居民旅游需求的增加具有重要的意義。鑒于此，本文根據實證研究結果，提出如下對策建議，以期合理開發農村旅游市場、增加農村居民的旅游消費需求。

(二)對策建議

1.提升農村居民人均純收入

根據實證研究結果，農村居民人均純收入在一定時期內會對農村居民出游率產生正向的影響，因此，提升農村居民人均純收入，是刺激農村旅游市場、提升農村居民旅游消費能力的重要手段。首先，積極推進農村經濟結構的調整升級，優化農村生產力結構，鼓勵農民開發附加值高的農產品。其次，合理引導農村富余勞動力向城鎮第二產業和第三產業轉移，同時，加強城鄉之間的溝通交流，放大城鎮居民對農村居民消費的“示范作用”，從而促進農村居民的旅游行為。再次，健全收入分配體系，縮小收入差距，切實提高農村居民的純收入，從而刺激其旅游消費需求。最后，提供相應的就業機會和優惠的就業政策，降低農民就業難度，從而提高其收入水平。

2.積極培育農村居民的旅游消費意愿

市場由消費意愿和消費能力共同組成，因此，對農村旅游市場的開拓，除提高其收入之外，還應培育其消費意愿，使旅游消費成為農村居民生活消費中的正常支出?？梢酝ㄟ^鄉、鎮、村的宣傳部門及媒體、海報、微信、公眾號等多種平臺和手段的宣傳和教育，培育農村居民積極的旅游消費觀，提升農村居民的旅游消費意愿。

3.健全各類保障措施，加大各項支持力度

首先，積極完善各類惠農政策，加大對農產品市場的監管和保護，從而降低農村居民在生產經營過程中可能遇到的各種風險，規避生產經營損失，保障其生活和生產的有序進行。

其次，加大對農村居民旅游的金融財政支持力度。可以通過構建相應的信貸市場，針對農村居民的旅游行為提供一定的支持和幫助，如低息貸款、無息貸款等，鼓勵農村居民的旅游消費。還可以通過建立針對農村居民旅游行為的保險險種，為其避免或減少旅游消費中可能遇到的風險，減輕其相應的負擔。

最后，引導旅游企業提供有針對性的產品和服務。通過減少或減免稅收、給予物質和精神獎勵等措施以鼓勵景區景點和旅游企業(如旅游社、賓館、酒店等)，引導和促進旅游企業為農村居民提供專門的、有針對性的產品和服務，如產品細分、價格折扣、促銷策略、廣告等，以增加農村居民的旅游滿意度和重游意愿。