我國家庭債務、消費習慣形成與旅游消費

[摘 要]我國家庭債務與旅游消費存在非線性的閾值協整關系。文章使用非線性平滑機制轉移函數模型檢驗了家庭債務等因素對旅游消費的閾值協整效應，發現以下主要結論：一是家庭債務的變化是城鎮居民旅游消費變化的原因，隨著家庭債務的上升，家庭債務對城鎮居民旅游消費的影響是不斷變化的。當家庭債務低于閾值時，可以促進城鎮居民旅游消費，但是隨著家庭債務上升超過閾值時，促進作用轉變為抑制作用。城鎮居民必需品消費的增加不斷增強家庭債務的作用，城鎮居民對必需品的消費習慣負向影響旅游消費，可支配收入對城鎮居民旅游消費的影響總體為正。二是家庭債務目前還沒有影響農村居民的旅游消費，但農村居民的必需品消費和城鎮居民旅游消費所起的示范效應對農村居民旅游消費有影響。文章還就如何推動旅游消費做了進一步討論。

[關鍵詞]家庭債務；消費習慣形成；旅游消費

[中圖分類號]F59

[文獻標識碼]A

[文章編號]1002-5006（2016）12-0018-10

Doi： 10.3969/j.issn.1002-5006.2016.12.009

近年來，隨著我國經濟的不斷發展，人們的收入和消費水平逐步提高，消費觀念也在發生轉變。楊春花指出由于生產力的巨大發展，物質財富豐富以及文化全球化等原因，我國居民的消費觀念從重節儉轉變為重發展；從量入為出轉變為即時消費又到超前消費[1]。消費觀念的轉變帶動了我國居民家庭資產結構的變化，其中，最為顯著的變化即為家庭債務的持續攀升。家庭債務主要來源于居民向金融部門和非金融部門的借款，并用于提前消費，如購房、購車及短期的信用消費等。在我國，旅游產業在經濟的發展中具有舉足輕重的地位，并已成為一些地區的支柱性產業，旅游經濟的快速發展將直接關系到各地區乃至整個國家的經濟發展。旅游消費是刺激旅游經濟發展的重要動力，也是我國拉動內需的重要手段，那么，當前我國家庭債務的持續變化對旅游消費會生產何種影響？從發展旅游經濟的角度看，我國家庭債務的合理區間是多少？對以上兩個問題的回答不僅有利于我們進一步認識家庭債務變化與旅游消費的關系，而且可以從家庭資產結構角度為發展旅游經濟提出更具價值的參考。通常而言，家庭債務的上升降低了家庭可預期的收入，當生活必需品消費變化不大時，對旅游等奢侈品的消費就會相應減少，現有研究大多認為家庭收入與旅游消費之間呈線性協整關系[2]，那么，家庭債務與旅游消費也應存在長期穩定關系，但是，一方面，居民消費具有習慣形成的特點，消費習慣一旦形成就難以很快改變，因而消費支出不僅受到現期收入的影響，也受到自己曾經實現的消費水平以及周圍人消費水平的影響[3]；另一方面，居民可能會負債消費旅游產品，家庭債務與旅游消費表現為同時上升。因此，家庭債務上升的同時，旅游消費的下降并無必然。這說明如果家庭債務與旅游消費存在長期穩定關系，那這種穩定關系也是非線性的，即非線性協整關系。事實上，實證模型中的變量之間往往為非線性關系，由于閾值效應的存在，變量在不同機制中的調節是不同的，傳統線性模型無法反映這種經濟特征，而且線性模型因忽視了經濟行為的內生變化可能產生的非線性，很可能會產生有誤的結論[4]。鑒于此，本文首先構建了具有消費習慣形成的旅游消費模型用于探討我國家庭債務對旅游消費的影響，然后在該模型基礎上引入閾值協整分析，從定量角度發現我國家庭債務、消費習慣形成和旅游消費之間的閾值協整關系。

1具有消費習慣形成的旅游消費模型

旅游消費屬于消費里的奢侈品消費，目前并沒有專門針對旅游消費的理論模型，現有研究多是借用比較成熟的消費理論研究旅游消費，如使用凱恩斯的絕對收入假說探討了我國城鄉居民國內旅游消費與收入的實證關系[5-6]。與以上分析不同，本文參考龍志和等提出的消費理論模型[7]，通過對其修正以構建一個旅游消費模型，旨在分析家庭債務及消費習慣形成與旅游消費的內在關系。

在生命周期-持久收入假說中，消費者的效用函數依賴于當期和今后的總消費，消費者追求效用最大化，但會受到收入和資產的約束，假設所有家庭同質，則最大化問題為：

[V=maxEti=0∞1（1+ρ）iU（Ct+i）] （1）

其中，[E]為時間期望，[ρ]為時間偏好，且[0<ρ<1]，[C]是消費者的相對消費，[U]為消費者的效用函數，最大化問題即在終生預算約束條件下求得效用最大，約束條件為：

[At+i=0∞1（1+r）iEtYt+i≡Wt] （2）

約束條件中的[At]為家庭初始資產，[r]為實際利率，[Yt]為家庭在[t]期的收入，[Wt]表示家庭期初資產與未來收入之和。在式（1）中，將消費者的相對消費設置為當前消費[Ct]與習慣水平[Zt]，并作出嚴格假設，只有在當前消費超過習慣水平時，效用函數[U]才起作用，效用函數的具體形式為：

[UCt，Zt=（Ct-Zt）γiγi]

在管制條件和消費投資策略給定情況下，Constantinides證明了存在唯一的最優消費[8]，即：

[Ct*=Zt+hWt-Ztr+a-b] （3）

其中，[h]為無風險資產回報率，[a]和[b]均為刻畫習慣水平的參數。本文在式（3）基礎上，將最優消費分為兩個部分，必需品消費[CIt]和奢侈品消費[CEt]，且[Ct=φtCIt+（1-φt）CEt]，[0<φt<1]。因為消費支出會受到以前的消費水平及周圍人消費的影響[3]，為了突出本文的研究目的，假設習慣水平受以前自身必需品消費水平[CIt-1]和周圍人的奢侈品消費[CRt]的影響，這樣可以將習慣水平定義為：

[Zt=λtCIt-1+（1-λt）CRt]

[0<λt<1]反映為兩類消費對習慣水平的影響，這里直接設定奢侈品消費為旅游消費，然后將習慣水平帶入式（3）就可得出旅游消費模型：

[CEt=α1CIt+α2CIt-1+α3CRt+α4Wt] （4）

其中，[α1=-φt1-φt]，[α2=r+a-b-h（1-φt）（r+a-b）λt]，[α3=r+a-b-h（1-φt）（r+a-b）（1-λt）]，[α4=h1-φt]，由式（4）可知，本文構建的旅游消費模型反映了旅游消費受當前和以前必需品消費、高消費者旅游消費的示范效應以及未來財富預期的影響，由于預期值不可得，在估計時往往采取前一期的財產代替，當家庭債務上升時，未來財富的預期也會相應的下降，因此，旅游消費模型也能夠體現出家庭債務變化對旅游消費的影響，本文在實證中將使用家庭債務替代財產進行估計。

2閾值協整模型、變量及數據說明

2.1閾值協整模型

在式（4）及前文分析的基礎上，本文將建立閾值協整模型檢驗我國家庭債務[（HD）]對旅游消費[（CE）]的閾值協整關系，同時將家庭可支配收入[（HDI）]作為控制變量引入模型，基礎回歸模型如下：

[CEt=α0+α1CIt+α2CIt-1+α3CRt+α4HDt+α5HDIt+（β0+β1CIt+β2CIt-1+β3CRt+β4HDt+β5HDIt）F（BDXt-d，η，?）+εt] （5）

在式（5）中設置非線性平滑機制轉移函數[F（BDXt-d，η，?）]以反映家庭債務變化對旅游消費的非線性關系，其中，機制轉移函數[F∈[0，1]]，[BDX]為閾值變量，可以根據研究需要選擇不同變量作為閾值變量，[d]為發生轉移的位置參數，[η]為體現轉移速度的平滑參數，[?]為閾值變量的閾值，[ε]為誤差項。當非線性平滑機制轉移函數[F（BDXt-d，η，?）=0]時，我國家庭債務等變量對旅游消費的影響由[α1]，[α2]，[α3]，[α4]和[α5]刻畫，這時為第一效應機制，當[F（BDXt-d，η，?）=1]時，平滑機制轉移函數轉變為第二效應機制，此時我國家庭債務等變量對旅游消費的影響由[α1+β1]，[α2+β2]，[α3+β3]，[α4+β4]和[α5+β5]刻畫。而當[F（BDXt-d，η，?）∈（0，1）]時，我國家庭債務等變量對旅游消費的影響在兩個機制之間平滑，具體值由[F（BDXt-d，η，?）]決定。同時，式（5）為基礎的旅游消費回歸模型，鑒于我國城鄉經濟發展的差異，為了體現城鄉居民在旅游消費中的不同特點，本文將對城鄉居民的旅游消費分別進行回歸分析，在回歸之前對回歸模型中的變量選擇進行更為具體的甄別。

2.2變量及數據說明

由于數據的可得性及研究需要，本文處理的是2007—2013年的季度時間序列數據，其中，家庭債務的季度數據來源于中國人民銀行網站，2007—2012年城鎮居民旅游消費和農村居民旅游消費的季度數據來自各年《中國旅游年鑒》，2013年旅游消費的季度數據由《旅游抽樣調查資料（2014）》提供，其余數據均來自國家統計局網站。為了剔除季節性影響，對所有數據使用X11季節調整方法進行處理，同時對所有數據進行對數處理以消除可能存在的異方差性。

家庭除向金融機構借款外，還會向非金融機構借款，這部分借款數據難以取得，但家庭通過金融機構獲得的消費信貸總體可以反映家庭債務的變化趨勢，因此，使用家庭消費信貸季度增加額代表家庭債務[（HD）]。在統計數據中較難識別必需品消費[（CI）]，考慮到必需品消費相比奢侈品消費更具穩定性，本文使用Hodrick-Prescott濾波技術，分別對城鎮居民和農村居民的人均消費支出進行濾波，平滑數據后可剔除消費支出中的波動部分，經過平滑的消費支出即為城鎮居民必需品消費[（UCI）]和農村居民必需品消費[（RCI）]。旅游消費[（CE）]分別使用城鎮居民旅游消費額[（UCE）]和農村居民旅游消費額[（RCE）]表示，但2008年和2009年的《中國旅游年鑒》僅提供了農村居民季度人均旅游消費額和季度出游率，本文首先使用農村總人口計算出季度出游總人數，再根據季度人均消費額計算出各季度農村居民用于旅游消費的總額。對于高消費者旅游消費的示范效應[（CR）]，在統計數據中，城鎮居民旅游消費沒有有效的參照群體，本文僅在對農村居民旅游消費回歸中使用示范效應，并以城鎮居民旅游消費額[（UCE）]作為農村居民旅游消費的示范效應[（RCR）]。家庭可支配收入[（HDI）]分別使用城鎮家庭人均可支配收入[（UHDI）]和農村家庭人均純收入[（RHDI）]表示。

3實證檢驗與結果分析

3.1模型的初步檢驗

在做出一系列嚴格檢驗后才可以使用閾值協整模型進行回歸[9]。這些檢驗包括變量的平穩性檢驗、格蘭杰因果關系檢驗、確定非線性平滑機制轉移函數位置參數、閾值協整關系檢驗以及確定非線性平滑機制轉移函數形式等。

3.1.1 變量平穩性檢驗

本文采用ADF（Augmented Dickey Fuller Test）方法對平穩性進行驗證，這是建立閾值協整模型的前提。單位根檢驗結果見表1，城鎮居民的相關變量在水平序列僅有必需品消費是平穩的，其余變量在水平序列均為非平穩，對所有變量進行一階差分，發現所有變量在5%顯著性水平下平穩，即均為I（1）序列。農村居民的相關變量在水平序列均為非平穩，而一階差分平穩，同樣為I（1）序列。檢驗結果說明本文選取的變量之間有可能存在閾值協整關系。

3.1.2 格蘭杰因果關系檢驗

格蘭杰因果關系主要為了說明一個變量的變化是否為其他變量變化的原因。如果兩個一階單整的非平穩變量存在線性協整關系，則可直接用原變量做格蘭杰因果檢驗，否則須用一階差分變量做格蘭杰因果檢驗。因為本文未做線性協整關系的分析，嚴謹起見，對所有變量進行一階差分做格蘭杰因果檢驗，見表2。

由表2可知，家庭債務在5%的顯著性水平下是城鎮居民旅游消費的格蘭杰原因，城鎮居民的必需品消費及可支配收入在10%的顯著性水平下也是城鎮居民旅游消費的格蘭杰原因，反之則不是。這說明家庭債務、城鎮居民必需品消費及可支配收入的變化會引起城鎮居民旅游消費的變化。再看農村居民相關變量的檢驗，家庭債務與農村居民旅游消費雖為同階單整，但兩者不存在格蘭杰因果關系，這可能是因為，家庭債務的數據使用季度消費信貸增加額表示，無論是購房、購車還是信用消費均以城鎮家庭為主，特別是購房貸款的前提是房屋具有產權，農村房屋往往建在農業集體用地上，不具有產權，較難獲得金融機構貸款。同時，農村人均純收入不是農村居民旅游消費的格蘭杰原因，說明農民收入的增加不會刺激旅游消費，這與依紹華和聶新偉的結論不一致[10]，但是可以作出較為合理的解釋，本文使用的農村居民旅游消費數據是由出游率和人均旅游消費共同構成，刁宗廣實證發現農村居民出游率與農民居民人均純收入相關性不高、影響不大[11]。在農村居民收入相對較低的情況下，收入的增加并不能刺激農村居民的出游率，進而不構成農村居民旅游消費的格蘭杰原因。為此，在對農村居民旅游消費的回歸中，本文將剔除家庭債務變量和農村人均純收入變量。進一步，在5%的顯著性水平下，農村居民的必需品消費是農村居民旅游消費的格蘭杰原因，這與城鎮居民的旅游消費特點是一致的，即只有先滿足生存的需要才可能進一步考慮對奢侈品的消費。城鎮居民的旅游消費也是農村居民旅游消費的格蘭杰原因，說明城鎮居民的旅游消費對農村居民旅游起到了示范效應的作用。至此，可以基本確定回歸模型中所需要的解釋變量，城鎮居民旅游消費的解釋變量為家庭債務、必需品消費、滯后一期必需品消費和可支配收入，農村居民旅游消費的解釋變量為必需品消費、滯后一期必需品消費和城鎮居民旅游消費。

3.1.3 確定非線性平滑機制轉移函數位置參數

根據前文檢驗結果，在城鎮居民消費模型中分別使用家庭債務[（HD）]和必需品消費[（UCI）]為閾值變量，在農村居民消費模型中分別使用必需品消費[（RCI）]和城鎮居民旅游消費的示范效應[（RCR）]為閾值變量。在機制轉移函數[F（BDXt-d，η，?）]形式確定前，需對其轉移位置進行確認，即閾值變量的滯后階數。將機制轉移函數進行泰勒三階展開式代入回歸模型，選取不同階數進行最小二乘估計，估計結果中[F]統計量和[Adjust R2]最大或者[AIC]值最小對應的階數即為確定階數[12]。將機制轉移函數[F（BDXt-d，η，?）]分為指數型和邏輯型兩種類型[4]，對不同類型轉移函數在原點的泰勒三階展開式均可近似的表示為：

[F（BDXt-d，η，?）=?1BDX1t-d+?2BDX2t-d+ ?3BDX3t-d] （6）

將泰勒三階展開式代入模型，由于本文時間序列數據較短，分別將[d]值定為1、2和3進行回歸，見表3，在城鎮居民旅游消費的閾值協整模型中，閾值變量的滯后階數均確定為2，農村居民旅游消費閾值變量的滯后階數均確定為1。

3.1.4 閾值協整關系檢驗與確定非線性平滑機制轉移函數形式

本文的閾值協整關系檢驗主要依賴Hansen方法，利用[Sup-LM]統計量的非對稱性檢驗模型，P值由基于殘差的自助法（Bootstrap）獲得 [13]。首先是對城鎮居民旅游消費變量間閾值協整的檢驗，使用R語言軟件程序，當[?1=?2=?3=0]時，[LM]統計量為30.119，在10%的顯著性水平下，統計量的右尾臨界值為29.122，而在顯著性水平為5%時，該統計量的右尾臨界值為34.427，同樣1%顯著性水平下的右尾臨界值為40.687，因此，在顯著性水平為10%時可以拒絕原假設，變量之間存在閾值協整關系。同樣方法用于農村居民旅游消費變量間的閾值協整檢驗，當[?1=?2=?3=0]時，[LM]統計量為54.635，大于在10%的顯著性水平下右尾臨界值48.622，但小于顯著性水平為5%的右尾臨界值58.079，同樣小于1%顯著性水平下的右尾臨界值85.926，因此，在10%的顯著性水平下可以拒絕原假設，變量之間存在閾值協整關系。對于確定機制轉移函數形式的方法，參考杜焱的思路，如果檢驗參數得到[?3≠0]或[?1≠0|?3=0]，[F（BDXt-d，η，?）]為邏輯函數形式，如果檢驗參數為[?2≠0|?1=0，?3=0]則[F（BDXt-d，η，?）]為指數函數形式[14]。表4提供了檢驗結果，城鎮居民旅游消費模型中機制轉移函數均適用邏輯函數形式，農村居民旅游消費模型中，閾值變量為[RCI]時，適用邏輯函數形式，閾值變量為[RCR]時兩種函數形式均適用，為了便于比較，機制轉移函數均使用邏輯函數形式。

3.2回歸結果分析

本文最終建立的是4個多元非線性回歸模型，分別是城鎮居民旅游消費模型1（用于反映家庭債務對城鎮居民旅游消費的閾值效應）、城鎮居民旅游消費模型2（反映城鎮居民必需品消費對城鎮居民旅游消費的閾值效應）、農村居民旅游消費模型1（反映農村居民必需品消費對農村居民旅游消費的閾值效應）和農村居民旅游消費模型2（反映了城鎮居民旅游消費對農村居民旅游消費示范效應的閾值）。其中，城鎮居民旅游消費模型2和農村居民旅游消費模型1體現了消費習慣形成的影響因素，農村居民旅游消費模型2用于觀察示范效應的作用。對于4個模型的回歸，本文首先以閾值變量的實際值確定閾值可能區間，然后使用MATLAB軟件在既定步長下逐一搜索，在每個搜索值下對模型進行非線性最小二乘估計，以殘差平方和最小為無偏一致性估計，得到以下結果：

城鎮居民旅游消費模型1（家庭債務為閾值）：

[UCEt=-44.697-0.0728HDt+248.054UCIt- 248.901UCIt-1+6.348HDIt+（2.851+0.104HDt-68.878UCIt+74.457UCIt-1-5.574HDIt）{1+exp[10.063（HDt-2-8.155）]}-1]

城鎮居民旅游消費模型2（必需品消費為閾值）：

[UCEt=-429.297+1.629HDt+51.925UCIt+1.261UCIt-1+36.296HDIt+（-620.882-3.199HDt+84.183UCIt-15.664UCIt-1-64.361HDIt）{1+exp[-0.544（UCIt-2-8.095）]}-1]

農村居民旅游消費模型1（必需品消費為閾值）：

[RCEt=26.968-90.479RCIt+0.0102RCRt+ 88.054RCIt-1+（-12.298+40.886RCIt+ 0.795RCRt-40.149RCIt-1） {1+exp[-30.104（RCIt-1-7.315）]}-1]

農村居民旅游消費模型2（示范效應為閾值）：

[RCEt=-11.789+58.654RCIt+0.6185RCRt-57.072RCIt-1+（38.423-146.309RCIt-0.734RCRt+142.463RCIt-1）{1+exp[74.506（RCRt-1-7.421）]}-1]

圖1為我國城鄉居民旅游消費擬合值與實際值的比較，可以發現以上4個模型對城鄉居民旅游消費真實值的擬合程度較高，4個模型均較好地預測了我國城鄉居民旅游消費的走勢，但是對于部分季度波動較大的實際值，擬合值并沒有精準地捕獲，這與解釋變量的選擇有較大關系，如果能夠控制住在某個季度引起實際值較大波動的變量，那么擬合值將會較準確地捕獲實際值的波動，如在圖1b中，農村居民在2010年第3和第4季度旅游消費波動較大，擬合值對此進行了反映，說明對必需品的消費習慣及城鎮居民旅游消費的示范效應在該階段是農村居民旅游消費波動的主要原因。

根據4個模型可以得出不同閾值變量下機制轉移函數值，見圖2。城鎮居民旅游消費模型有兩個閾值變量，分別是家庭債務和城鎮居民必需品消費。首先，當家庭債務為閾值變量時，機制轉移函數值在2009年第4季度之前接近于1，之后快速轉移至0值附近，從2010年第3季度開始到2013年第1季度，機制轉移函數值呈波動型的快速升降，并始終處于0與1之間，之后接近0值。這說明在2009年第4季度之前，我國家庭債務對城鎮居民旅游消費的影響服從第二機制，家庭債務越少越接近最大影響值0.0312，即家庭債務每上升一個百分點，城鎮居民旅游消費就上升0.0312個百分點，這意味家庭債務較少時，負債行為可以推動旅游消費。這與許桂華的結論較為一致，其通過在LC-PIH模型中引入家庭債務變量進行實證分析，發現家庭債務對消費存在促進效應[15]。臧旭恒和李燕橋認為這是消費信貸對內需拉動的結果[16]。但是當家庭債務超過閾值8.155時，家庭債務的非線性效應機制發生轉移，會以10.063的轉移速度向第一機制轉移，在2009年第4季度到2010年第2季度及2013年服從第一機制，該時期也是家庭債務最大時期，家庭債務對城鎮居民旅游消費的影響最小值為-0.0728，意味著家庭債務超過閾值之后，城鎮居民對未來收入的預期下降，對旅游消費開始起抑制作用，家庭債務越多抑制作用越大。這樣不斷變化的影響是已有研究沒有發現的，主要是因為已有研究多用線性協整技術分析，無法闡釋兩者之間的非線性關系。從2010年第3季度到2012年第4季度服從混合機制，說明該階段家庭債務在閾值附近波動，家庭債務對城鎮居民的旅游消費在推動與抑制中交替進行。其次，當城鎮必需品消費為閾值變量時，機制轉移函數值呈現出極為平滑的上升趨勢，這一方面是因為機制轉移函數的轉移速度較低，僅為-0.544，另一方面說明城鎮居民的必需品消費在不同時期顯示出高度的穩定性。進一步，機制轉移函數值從0.455持續上升至0.542，并始終服從混合機制，隨著機制轉移函數值的上升，家庭債務對城鎮居民旅游消費的影響也在不斷下降，從0.173下降至-0.137，這是因為城鎮居民必需品消費的增加，占用了可用于旅游消費的可支配收入，家庭債務或用于必需品的消費，或抑制奢侈品的消費。以上兩個轉移過程說明家庭債務對我國城鎮居民旅游消費的影響是不斷變動的，消費習慣對這種影響也發揮了作用，閾值效應有效地反映了不同階段的變化。此外，可以發現城鎮居民前期的必需品消費對旅游消費為負影響，并隨著家庭債務的上升而增加，這是因為本文假設僅對必需品有消費習慣，而消費習慣的存在讓城鎮居民產生未來必需品消費的預期，家庭債務的增加會放大這種預期。同時，可支配收入對城鎮居民旅游消費的影響總體為正，并隨著家庭債務和必需品消費的增加而下降。

農村居民必需品消費與城鎮居民旅游消費的示范效應是農村居民旅游消費模型的兩個閾值變量。首先，當農村居民必需品消費為閾值變量時，機制轉移函數值在2009年第1季度前接近0值，第一機制在模型中發揮作用，2011年第1季度之后，機制轉移函數值為1，此時第二機制在模型中發揮作用，2009年第2季度到2010年第4季度服從混合機制。由農村居民旅游消費模型1可知，在2009年第1季度前，農村居民必需品消費對旅游消費是顯著的負向作用，超過7.315的閾值之后，農村居民必需品消費對旅游消費的作用開始發生轉移，轉移速度為-30.104，并于2011年第1季度實現第二機制，但仍為負向作用，整個過程說明隨著農村居民必需品消費的增加，必需品消費對旅游消費的負向作用不斷下降，超過閾值之后，下降速度加快。對此的解釋是，我國農村居民必需品消費增加的同時收入也呈現較快的增加，必需品消費占農村居民收入的比重逐年下降，農村居民家庭恩格爾系數也從1999年的52.6%下降至2012年的39.3%，說明農村居民收入中的較大部分可用來進行旅游消費。其次，當城鎮居民旅游消費為閾值變量時，反映了示范效應對農村居民旅游消費的影響，機制轉移函數值在2009年第1季度之前為1，第2和第3季度開始向0值轉移，轉移速度為74.506，第4季度之后為0，說明2009年第1季度之前城鎮居民旅游消費對農村居民旅游消費的示范效應服從第二機制，第4季度之后服從第一機制，兩者之間由混合機制決定。由農村居民旅游消費模型2可知，城鎮居民旅游消費在第二機制下對農村居民旅游消費僅有較微弱的影響，隨著城鎮居民旅游消費的增加，超過閾值7.421之后，示范效應開始顯現，從2009年第4季度開始，示范效應始終為0.6185，說明城鎮居民旅游消費每增加一個百分點，農村居民旅游消費受其影響增加0.6185個百分點，示范效應明顯。這與余鳳龍等結論較為一致，城鎮居民旅游消費對農村居民旅游消費的示范效應開始并不顯著，但隨著城鄉旅游交流日益密切，其示范效應會逐步凸顯[17]。

4結論

由于消費習慣形成等原因，我國家庭債務與旅游消費呈現出非線性協整關系，本文使用非線性平滑機制轉移函數構建了家庭債務與旅游消費的閾值協整模型，探討了家庭債務等變量對城鄉居民旅游消費的閾值效應，得到以下主要結論：（1）家庭債務的變化是城鎮居民旅游消費變化的原因，當家庭債務較低時，可以促進城鎮居民旅游消費，但是隨著家庭債務的不斷上升，超過閾值時，促進作用轉變為抑制作用。城鎮居民必需品消費的增加不斷增強家庭債務對旅游消費的抑制作用，城鎮居民對必需品的消費習慣負向影響旅游消費，可支配收入對城鎮居民旅游消費的影響總體為正。（2）家庭債務目前還沒有影響農村居民的旅游消費，但農村居民的必需品消費和城鎮居民旅游消費所起的示范效應對農村居民旅游消費有影響。其中，農村居民必需品消費對旅游消費的負向作用不斷下降，超過閾值之后，下降速度加快。示范效應在2009年之前對農村居民旅游消費的影響有限，但隨著城鎮居民旅游消費的增加，從2009年第4季度開始，示范效應開始凸顯。

刺激旅游消費是發展旅游經濟的重要途徑，隨著家庭資產結構的變化，家庭債務的上升對旅游消費的影響也應引起足夠的重視，本文研究指出家庭債務在一定區間內可以推動城鎮居民旅游消費，這是因為：一方面，家庭負債購買大件物品，如房產、汽車等，擠出的可支配收入增加了旅游消費；另一方面，金融體系的發展，使得城鎮家庭越來越接受負債旅游消費的方式。但是，當城鎮家庭債務上升到一定程度后，還款壓力以及預期可支配收入的下降，使得推動作用向抑制作用轉變，但這種轉變要依賴于消費者所具有的消費習慣。盡管目前家庭債務對農村居民旅游消費還不具有影響，但是，隨著農村金融體系和社保體系的完善以及農村宅基地流轉改革等，形成農村新的消費觀念，家庭債務對農村居民旅游消費的影響就會凸顯。我們也注意到，家庭債務的不斷上升固然與居民消費觀念的轉變有關，居民開始越來越多地接受提前消費和超前消費，而我國長期的寬松貨幣政策又促使家庭的負債消費成為可能。以金融機構發放的消費性貸款為例，在2000年，我國家庭消費信貸余額不足5000億元，僅為4235億元，但到2013年接近14萬億，是2000年信貸規模的30倍，與此同時，家庭消費信貸余額占國內生產總值的比重也在持續上升，由2000的4.32%上升至2013年的22.93%。因此，從家庭債務角度看，引導消費者的消費觀念與調整金融機構的消費信貸政策同樣重要。本文的結論為合理控制家庭債務、推動旅游消費提供了有價值的參考。

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