中國居民收入與旅游消費關系的協整分析

姚麗芬,龍如銀,李慶辰

(1.中國礦業大學管理學院,江蘇徐州221116;2.河北經貿大學旅游學院,河北石家莊050061; 3.河北省科學院地理科學研究所,河北石家莊050011)

中國居民收入與旅游消費關系的協整分析

姚麗芬1,2,龍如銀1,李慶辰3

(1.中國礦業大學管理學院,江蘇徐州221116;2.河北經貿大學旅游學院,河北石家莊050061; 3.河北省科學院地理科學研究所,河北石家莊050011)

利用協整理論、誤差修整模型和Granger因果檢驗理論,對中國國內旅游消費與居民收入水平之間的關系進行了實證研究,并對城鎮和農村居民收入水平與旅游消費之間關系進行了對比分析。結果表明,旅游消費和居民收入之間是長期均衡關系,農村居民收入對旅游消費的促進作用更加明顯于城鎮居民。

旅游消費;居民收入;協整檢驗;誤差修正模型

0 引言

根據2009年《中國統計年鑒》,截止到2008年年底,中國旅游業總收入1.16萬億元人民幣,比上年增長5.8%,其中國內旅游收入8 749.30億元人民幣,旅游人數17.12億人次,分別比上年增長12.6%和6.3%。而中國城鎮居民外出旅游人數從1994年的2.05億人次增加到2008年的7.03億人次,增長242.9%;旅游消費從1994年的1 023.5億元增加到2008年的8 749.3億元,增長754.8%;中國農村居民外出旅游人數從1994年的3.19億人次增加到2008年的10.09億人次,增長216.3%;旅游消費從1994年的175.3億元增加到2008年的2 777.55億元,增長1 484.5%[1]。在影響旅游消費的因素中,居民的可支配收入起著關鍵作用,收入水平決定著消費水平,也決定需求的滿足程度,從而決定消費結構的變化[2]。因此,定量分析城鎮居民和農村居民收入水平對旅游消費的影響對于國家有針對性的調整產業政策、旅游企業制定適銷對路的市場開發策略進而帶動國民經濟的增長具有重要現實意義。

目前,國外學者對旅游消費方面的研究主要集中在基于時間序列模型的旅游需求預測[3],國際旅游者的旅游消費模式[4],國際旅游需求與收入水平、價格、交通成本等因素之間關系的協整分析[5]以及旅游業對經濟增長的促進作用[6,7]等;國內旅游消費方面的研究主要集中于旅游對經濟增長的促進作用等[8-12],而針對國內旅游與收入水平之間的關系研究較少。黃秀娟以國內旅游消費和國民收入數據為依據,得出中國居民的國內旅游消費與國民收入具有極強的相關性,中國居民能夠從事國內旅游和快速增加國內旅游需求的臨界點分別為1 000元和2 000元人民幣,并對中國城鎮居民和農村居民的國內旅游消費進行了比較[13];吳璇以中國居民國內旅游消費和居民收入的實際數據為依據,得出居民的國內旅游消費與居民收入有極強的相關性[14]。這兩個研究集中在對兩者之間相關性的分析上,均未通過建立誤差修整模型、協整關系檢驗來驗證居民旅游消費與收入之間的關系。本文利用計量經濟學中的協整理論,估計并檢驗了中國國內旅游消費與居民收入水平之間的長期均衡關系,并對城鎮和農村居民收入水平與旅游消費之間的關系進行了對比分析。

1 變量選擇與數據說明

涉及的變量主要有CON(國內旅游消費)、INC (國民收入)、CON 1(城鎮居民國內旅游消費)、INC1 (城鎮居民可支配收入)、CON2(農村居民國內旅游消費)、INC2(農村居民可支配收入),由于數據不可得,農村居民收入水平用人均純收入替代,并分別對CON與INC、CON 1與INC1、CON 2與INC2之間進行協整關系的分析和檢驗。為了消除異方差的影響和數據的劇烈波動,對原序列取對數,記為ln CON、ln INC、ln CON1、ln INC1、ln CON2、ln INC2;相應的一階差分記為D ln CON、D ln INC、D ln CON1、D ln INC1、D ln CON2、D ln INC2;二階差分記為DD ln CON、DD ln INC、DD ln CON 1、DD ln INC1、DD ln CON 2、DD ln INC2。由于中國從1993年開始實施國內旅游抽樣調查,因此本文選取的數據來源于1994—2008年《中國統計年鑒》。

2 旅游消費與居民收入關系的實證分析

為了定量研究旅游消費與居民收入水平之間的關系,本文采用協整分析方法。變量之間的協整關系是指兩個或多個非平穩時間序列的均衡關系。一些非平穩的時間序列相互之間的線性組合卻有可能變為平穩的,這種線性組合就被稱為協整方程,且體現了變量之間的長期穩定的均衡關系。

協整(Cointegration)分析理論是近年來處理非平穩經濟時間序列之間長期均衡關系和短期波動的有力工具,兩種最常用的檢驗方法是 EG兩步法和極大似然法。EG兩步法適合于單方程的協整檢驗,由于模型只涉及兩個變量,本文采用該方法進行協整關系檢驗。對于兩個都是隨機游走的變量序列,如果這兩個序列的某個線性組合是穩定的,則稱這兩個序列為協整的。兩個序列具有相同的單整階數,是序列之間具有協整關系的必要條件[15]。

方法步驟如下:首先檢驗時間序列的平穩性,即進行單位根檢驗,然后用ADF協整檢驗方法對時間序列進行協整檢驗,并建立誤差修正模型,最后對旅游消費與居民收入做Granger因果關系檢驗。

2.1 序列平穩性檢驗:單位根檢驗

協整分析的前提是時間序列是非平穩的,所以在協整分析前要對時間序列的平穩性進行檢驗。檢查序列是否平穩的標準方法就是單位根檢驗,而現有的單位根檢驗方法有:DF檢驗、ADF檢驗、PP檢驗、KPSS檢驗、NP檢驗、ERS檢驗和霍爾工具變量法等[15]。本文選用ADF方法對序列進行平穩性檢驗。ADF檢驗原假設是時間序列存在單位根,即時間序列非平穩;備選假設是時間序列不存在單位根,即時間序列是平穩的。用EV IEWS5.0軟件對序列進行檢驗,結果如表1。

由檢驗結果可知,ln CON與 ln INC序列及D ln CON與D ln INC序列在1%的顯著性水平下接受原假設,即存在單位根的結論。DD ln CON與DD ln INC序列在1%的顯著性水平下拒絕原假設,接受不存在單位根的結論,因此可以確定ln CON與ln INC序列都是二階單整序列,即 I(2)。ln CON 1與ln INC1序列在1%的顯著性水平下接受原假設,即存在單位根的結論。D ln CON 1與D ln INC1序列在5%的顯著性水平下拒絕原假設,接受不存在單位根的結論,因此可以確定ln CON 1與ln INC1序列都是一階單整序列,即I(1)。ln CON 2與ln INC2序列及D ln CON 2與D ln INC2序列在1%的顯著性水平下接受原假設,即存在單位根的結論。DD ln CON 2在1%的顯著性水平下與DD ln INC2序列在5%的顯著性水平下拒絕原假設,接受不存在單位根的結論,因此可以確定ln CON 2與ln INC2序列都是二階單整序列,即I(2)。因此可進行下一步檢驗。

表1 單位根ADF檢驗結果Table 1 The results for unit root ADF test

2.2 協整檢驗和誤差修正模型

協整檢驗從檢驗的對象上可以分為兩種:一種是基于回歸系數的協整檢驗,如Johansen協整檢驗;另一種是基于回歸殘差的協整檢驗,如CRDW檢驗、DF檢驗和ADF檢驗。本文選用的是ADF協整檢驗方法,首先判斷殘差序列是否平穩,進而確定回歸方程的變量之間是否存在協整關系。

由單位根檢驗結果可知,ln CON與ln INC為 I (2),ln CON1與ln INC1為 I(1),ln CON2與ln INC2為I(2),滿足協整檢驗的前提條件,有可能存在協整關系。對這3組6個時間序列分別進行ADF協整檢驗。

首先用OLS方法估計序列間線性組合,得到ln CON與ln INC、ln CON 1與ln INC1、ln CON2與ln INC2之間的協整檢驗方程:

經過計算,它們之間的相關系數分別為0.984、0.933、0.784,均為正相關,相關性較高。

分別對ln CON與ln INC、ln CON 1與ln INC1、ln CON 2與ln INC2的協整方程的殘差序列 ^u、^u1、^u2進行單位根檢驗,不含常數和時間趨勢,由SIC確定滯后階數,結果如表2。

表2 ADF協整關系檢驗Table2 TheresultsforADFcointegrationtest

由表2可知,在10%的置信水平下殘差序列^u拒絕原假設,接受不存在單位根的結論,^u是平穩序列,即^u～I(0),因此可以確定旅游消費與居民收入之間具有協整關系,即表明旅游消費和居民收入之間存在長期均衡關系。在5%的置信水平下,殘差序列^u1是平穩序列,即城鎮居民旅游消費與其收入之間具有協整關系。在1%的置信水平下,殘差序列^u2是平穩序列,即農村居民旅游消費與其收入之間具有協整關系。

根據回歸方程,長期內居民收入每增加1%,旅游消費就增加1.144%;中國城鎮居民收入每增加1%,可使其旅游消費增加0.45%;中國農村居民收入每增加1%,可使其旅游消費增加1.175%。

由式(1)～式(3)可得長期均衡的殘差序列:

建立描述旅游消費和居民收入短期波動的誤差修正模型如下:

式(7)～式(9)說明,短期內旅游消費的波動不僅受到上一期居民收入波動的影響,還受到誤差修正項的影響。短期內如果旅游消費和居民收入的均衡關系偏離長期均衡關系,下一時期將進行反向修正,使其向長期均衡方向移動。短期均衡中,中國居民旅游消費的彈性系數為-0.741,如果均衡在第 i期偏離了長期均衡,那么在第 i+1期時,模型將會以-0.741的調整力度自動進行反向調整,使其向長期均衡狀態方向移動;城鎮居民收入旅游消費的短期收入彈性為-0.751,農村居民為-0.924。

2.3 Granger因果關系檢驗

協整檢驗說明變量間存在長期均衡關系,但是否構成因果關系,還需進一步檢驗。如果變量 X有助于預測Y,即根據Y的過去值對Y進行回歸時,如果再加上 X的過去值,能夠顯著地增強回歸的解釋能力,則稱 X是 Y的 Granger原因,否則稱為非Granger原因[15]。本文采取滯后1～3期,分別對上述3組6個時間序列進行檢驗,結果如表3～表5。

表3 序列lnCON與lnINC的Granger因果關系檢驗Table3 TheresultsforGrangercausalitytestoflnCONandlnINC

表4 序列lnCON1與lnINC1的Granger因果關系檢驗Table4 TheresultsforGrangercausalitytestoflnCON1andlnINC1

表5 序列lnCON2與lnINC2的Granger因果關系檢驗Table5 TheresultsforGrangercausalitytestoflnCON2andlnINC2

由表3可知,在滯后1～3期的情況下,拒絕原假設“居民收入不是旅游消費的 Granger原因”,即表明居民收入是旅游消費的原因;在滯后1期的情況下,拒絕“旅游消費是居民收入的 Granger原因”,在滯后2～3期情況下,接受“旅游消費是居民收入的 Granger原因”,即旅游消費不是居民收入的Granger原因。Granger因果關系檢驗的結果表明,居民收入是導致旅游消費增加的一個實際原因,即居民收入水平的提高,會促進旅游消費的產生;在短期內旅游消費的增加可以提高居民收入,長期看則不存在因果關系。

表4檢驗結果表明,在滯后1期的情況下,拒絕原假設“城鎮居民收入不是旅游消費的 Granger原因”和“旅游消費不是城鎮居民收入的 Granger原因”,即表明城鎮居民收入和旅游消費是雙向的因果關系;在滯后2～3期時,統計結果具有穩定性,都接受原假設,兩者相互獨立。Granger因果關系檢驗的結果表明,在短期內城鎮居民收入與旅游消費相互影響,在長期城鎮居民收入與旅游消費之間沒有顯著的因果關系。

由表5可知,在滯后1期的情況下,接受“農村居民收入水平不是旅游消費的 Granger原因”的原假設,拒絕“旅游消費不是農村居民收入的 Granger原因”,在滯后2～3期的情況下,統計結果穩定,接受“旅游消費不是農村居民收入的Granger原因”的原假設和拒絕“農村居民收入水平不是旅游消費的Granger原因”。Granger因果關系檢驗的結果表明,短期內農村居民收入水平不是旅游消費的原因,而長期農村居民收入水平是旅游消費的原因,即長期農村居民收入水平的提高會促進旅游消費的產生;短期內旅游消費是農村居民收入的原因,但長期卻不是其原因。

3 結果分析

第一,旅游消費和居民收入為長期均衡關系。由協整方程可知,長期均衡中,彈性系數為1.144,居民收入每增加1%,可以使旅游消費增加1.144%;短期均衡中,彈性系數為-0.741,如果均衡在第 i期偏離了長期均衡,那么在第 i+1期時,模型將會以-0.741的調整力度自動進行反向調整,使其向長期均衡狀態方向移動。城鎮居民旅游消費的長期收入彈性系數為0.45,而短期彈性系數為-0.751。農村居民旅游消費的長期收入彈性系數為1.175,短期彈性系數為-0.924。居民收入對旅游消費促進作用明顯。

第二,旅游消費與居民收入之間存在較強的相關性。旅游消費與居民收入之間以及城鎮居民和農村居民的旅游消費與居民收入之間的相關系數分別為0.984、0.933、0.784,均為正相關,相關性較高。可以看出,城鎮居民由于帶薪假期的施行,休閑時間多,休閑意識強,收入水平的提高會使旅游消費水平大大提高;而農村居民休閑時間有限,休閑意識不高,收入水平低,旅游需求水平相對較弱[16]。

第三,Granger因果檢驗進一步說明,短期內城鎮居民收入增加會刺激旅游消費的產生;而農村居民由于收入低,旅游消費比城鎮居民更加理性,只有在長期情況下農村居民收入增加才會刺激旅游消費產生。

第四,農民旅游市場潛力巨大。雖然當前農村居民的旅游消費和出游次數遠小于城鎮居民,但是農村居民的收入彈性(1.175)大于城鎮居民(0.45),隨著農村居民經濟條件的改善,更多旅游需求將被激發出來,獲得比城鎮居民旅游市場更大的收益。因此,關注農民旅游,增加農民收入,對提高我國旅游發展和消費水平具有更大的意義。

第五,相比城市居民收入增長和全國國民經濟增長水平,農民則是一個容易被忽視的利益主體。自1978年以來,城鄉居民收入差距越來越大,從209.8元增到2008年的11 020.2元。切實提高農村居民可支配收入是現階段提高旅游消費的重點問題,也是關乎國民生計的大事。政府作為政策的制定者、實施者,應為居民增收尤其是農民增收提供合理的政策導向,如在農村居民增收問題上要強化農業基礎地位,推進農業結構戰略性調整,落實各項支農惠農政策,強化價格監管,保障農資供應,降低農業生產成本,推進農民增收等政策導向。要增加居民的可支配收入,除政策導向外,還要盡快完善醫療等社會保障制度,尤其是農村居民的社會保障制度,切實提高居民的有效購買力,提高其旅游消費的積極性。

[1] 中國統計年鑒[M].北京:中國統計出版社,2009.

[2] 田里.旅游經濟學[M].北京:高等教育出版社,2002.54-82

[3] HOTIS,MCALEER M,SHAREEFR.Modeling international tourism and country risk spillovers for Cyprus and Malta[J].Tourism Management,2007(28):1472-1484.

[4] JANG S,BA IB,HONG G S,et al.Understanding travel expenditure patterns:A study of Japanese p leasure travelers to the United States by income level[J].Tourism Management,2004 (25):331-341.

[5] L IN M.A co-integration analysis of annual tourism demand by Malaysia for Australia[J].Mathematics and Computers in Simulation,2002(59):197-205.

[6] JACKSON J.Developing regional tourism in China:The potential for activating business clusters in a socialist market economy[J].Tourism Management,2006(27):695-706.

[7] SECKELMANN A.Domestic tourism:A chance for regional development in Turkey?[J].Tourism Management,2002(23):85-92.

[8] 張麗峰,柳彬德.我國居民旅游消費對經濟增長的影響分析[J].技術經濟,2009(5):81-85.

[9] 張建輝,畢燕.國內就業結構演變與旅游需求關系研究[J].地理與地理信息科學,2008,24(5):84-88.

[10] 賀小海,劉修巖.我國旅游業發展與經濟增長關系的協整分析[J].蘭州學刊,2007(9):78-80.

[11] 崔峰.近30年來中國旅游業經濟影響力研究[J].地理與地理信息科學,2008,24(6):64-67.

[12] 吳忠才.中國入境旅游對經濟增長拉動作用的定量研究[J].北京第二外國語學院學報(旅游版),2007(9):30-33.

[13] 黃秀娟.我國居民國內旅游消費與居民收入關系的實證分析[J].河北經貿大學學報,2004(5):81-86.

[14] 吳璇.我國居民國內旅游消費與居民收入關系的經濟分析[J].經濟師,2007(2):231-232.

[15] 高鐵梅.計量經濟分析方法與建模[M].北京:清華大學出版社,2006.166-190.

[16] 鐘士恩,張捷,任黎秀,等.農村居民國內旅游空間行為研究[J].地理與地理信息科學,2009,25(3):103-107.

Abstract:The relationship of resident income level and tourism consump tion is one of ho t issues in the economics research.In this paper,cointegration analysis,error correction model and Granger causality estimation were used to test the relationship of China′s resident income level and tourism consump tion,based on the data from 1994 to 2008.Econometric software-Eview s 5.0 was used in calculation p rocess.A ll the empirical studies were experienced several steps including unit root test on income level and tourism consumption,cointegration test,first order and second order error correction model aswell as Granger causality estimation.The empirical test showed that although the sho rt-run fluctuation exists,there is a stable equilibrium relation between China′s income level and tourism consump tion in the long run.In addition,on the comparison of urban residents and rural residents,it concluded that the rural residents′income p laysmo re significant role in p romoting tourism consump tion than the urban residents do.Acco rdingly the paper p roposed increasing income of rural residents and narrow ing income gap between urban and rural residents to increase tourism spending.

Key words:tourism consump tion;resident income level;cointegration test;erro r co rrection model

Cointegration Relationship Analysis of Tourism Income and Consumption in China

YAO Li-fen1,2,LONG Ru-yin1,L IQing-chen3
(1.School of M anagement,China University of M ining&Technology,Xuzhou 221116; 2.School of Tourism,Hebei University of Econom ics&Business,Shijiazhuang 050061; 3.Institute of Geographica l Sciences,Hebei Academ y of Science,Shijiazhuang 050011,China)

F590

A

1672-0504(2010)06-0092-04

2010-05-19;

2010-07-26

2010年度河北省社會科學基金項目“河北省發展低碳旅游的影響因素及對策研究”(HB10XGL024)

姚麗芬(1975-),女,博士研究生,研究方向為旅游經濟、旅游開發與規劃。E-mail:yaolifen96@163.com