李曉婷,卞顯紅

(浙江工商大學(xué)旅游與城市管理學(xué)院,浙江杭州310018)

農(nóng)村居民不同收入來(lái)源對(duì)其旅游消費(fèi)的影響研究

李曉婷,卞顯紅

(浙江工商大學(xué)旅游與城市管理學(xué)院,浙江杭州310018)

以1995-2011年的農(nóng)村居民不同收入來(lái)源和人均旅游消費(fèi)支出數(shù)據(jù)為樣本,探討不同收入來(lái)源對(duì)農(nóng)村居民旅游消費(fèi)的影響。首先通過(guò)格蘭杰因果檢驗(yàn)研究農(nóng)村居民不同收入來(lái)源和農(nóng)村居民旅消費(fèi)的關(guān)系,然后進(jìn)行主成分回歸分析,建立對(duì)數(shù)回歸模型。研究發(fā)現(xiàn):財(cái)產(chǎn)與轉(zhuǎn)移性收入、工資性收入、家庭經(jīng)營(yíng)性收入對(duì)農(nóng)村居民旅游消費(fèi)支出存在正向影響;家庭經(jīng)營(yíng)性收入對(duì)農(nóng)村居民旅游消費(fèi)的影響最大;農(nóng)村居民旅游消費(fèi)和家庭經(jīng)營(yíng)性收入是雙向影響關(guān)系,和工資性收入、財(cái)產(chǎn)與轉(zhuǎn)移性收入之間是單向影響關(guān)系。

農(nóng)村居民;不同收入來(lái)源;格蘭杰因果檢驗(yàn);對(duì)數(shù)回歸模型

引言

2011年,我國(guó)農(nóng)村居民常住人口占總?cè)丝诘谋壤秊?8.73%,而同年,中國(guó)農(nóng)村居民旅游總花費(fèi)只占國(guó)內(nèi)居民旅游總花費(fèi)的23.3%,遠(yuǎn)低于城鎮(zhèn)居民旅游總花費(fèi)。2011年農(nóng)村居民人均旅游消費(fèi)支出為471.4元,低于城鎮(zhèn)居民1995年的旅游消費(fèi)支出,同時(shí)期城鎮(zhèn)居民的旅游花費(fèi)是農(nóng)村居民的1.86倍,農(nóng)村居民旅游消費(fèi)水平遠(yuǎn)低于城鎮(zhèn)居民旅游消費(fèi)水平。除個(gè)別年份,自2000年以來(lái),農(nóng)村居民人均旅游消費(fèi)支出增長(zhǎng)速度低于城鎮(zhèn)居民人均旅游消費(fèi)支出,城鄉(xiāng)旅游消費(fèi)水平差距有不斷擴(kuò)大的趨勢(shì)。由于惠農(nóng)政策的實(shí)施和城鄉(xiāng)一體化建設(shè)的加快,農(nóng)村居民的收入水平有了提高,但是農(nóng)村居民的旅游消費(fèi)水平并未隨之有較大的提高,而且,自2000年,農(nóng)村居民平均旅游消費(fèi)傾向逐年下降,說(shuō)明農(nóng)村居民旅游消費(fèi)水平降低。

從國(guó)內(nèi)外學(xué)者對(duì)居民旅游消費(fèi)的研究可知,人均純收入水平、政府政策、生活消費(fèi)支出、消費(fèi)觀念、政府支出、城鎮(zhèn)化、居民消費(fèi)慣性和城鎮(zhèn)居民的示范效應(yīng)等均是影響居民旅游消費(fèi)水平的因素,其中,農(nóng)村居民人均純收入水平是影響農(nóng)村居民旅游消費(fèi)水平最主要的因素。趙東喜、劉永涓認(rèn)為,農(nóng)村居民旅游消費(fèi)受自身收入、消費(fèi)習(xí)慣等因素的制約,而且受城鎮(zhèn)居民旅游消費(fèi)的影響[1]。徐海軍、黃震方、侯兵認(rèn)為,農(nóng)村居民旅游的基礎(chǔ)條件逐步形成,但是缺乏政策鼓勵(lì)和支持,也沒(méi)有形成經(jīng)濟(jì)規(guī)模,市場(chǎng)供給存在缺陷,這些均制約了農(nóng)村居民的旅游消費(fèi)[2]。陳琦認(rèn)為,農(nóng)村居民純收入是制約農(nóng)村居民旅游消費(fèi)水平的根本因素,農(nóng)村設(shè)施落后、適合農(nóng)村居民的旅游產(chǎn)品較少也是制約農(nóng)村居民旅游消費(fèi)水平的因素[3]。王瑩、楊晉認(rèn)為,優(yōu)惠政策、保障政策、管理政策、假日政策和財(cái)政政策影響了居民的旅游消費(fèi),并從性別、年齡、職業(yè)探討了這五大政策帶來(lái)的影響程度[4]。Bruce Prideaux認(rèn)為,旅游流的受個(gè)人因素和經(jīng)濟(jì)因素的影響,個(gè)人因素包括生活形式、文化、對(duì)目的地的期望等,經(jīng)濟(jì)因素包括競(jìng)爭(zhēng)力、匯率、收入水平、國(guó)家經(jīng)濟(jì)狀況等[5]。

雖然國(guó)內(nèi)學(xué)者對(duì)農(nóng)村居民收入結(jié)構(gòu)與消費(fèi)的研究較多,如祁毓[6]、葛曉鱗[7]、張秋慧[8]、紀(jì)明[9]、李敬強(qiáng)[10],但是對(duì)農(nóng)村居民不同收入來(lái)源對(duì)農(nóng)村居民旅游消費(fèi)水平的影響研究很少。本文從不同收入來(lái)源角度進(jìn)行研究,此研究更有針對(duì)性,有助于了解農(nóng)村居民旅游消費(fèi)水平低,發(fā)展緩慢的深層次原因,從而采取有效措施提高農(nóng)村居民旅游消費(fèi)水平。

一、數(shù)據(jù)來(lái)源和模型說(shuō)明

本論文采用對(duì)數(shù)回歸方法建立農(nóng)村居民人均旅游消費(fèi)支出與家庭經(jīng)營(yíng)收入、工資性收入和財(cái)產(chǎn)與轉(zhuǎn)移收入之間的關(guān)系函數(shù)模型。為了避免為偽歸現(xiàn)象,

首先對(duì)變量進(jìn)行格蘭杰因果檢驗(yàn)。變量之間多重共線性及異方差性的存在會(huì)影響變量之間的實(shí)際關(guān)系,所以在進(jìn)行格蘭杰檢驗(yàn)之后,需要對(duì)模型的多重共線性和異方差性進(jìn)行檢驗(yàn)。對(duì)數(shù)據(jù)進(jìn)行對(duì)數(shù)化處理,避免數(shù)據(jù)的劇烈變動(dòng),建立如下農(nóng)村居民人均旅游消費(fèi)支出與家庭經(jīng)營(yíng)收入、工資性收入和財(cái)產(chǎn)與轉(zhuǎn)移收入之間的對(duì)數(shù)回歸模型:

其中CCON表示中國(guó)農(nóng)村居民人均旅游消費(fèi)支出,GSR表示工資性收入,JJY表示家庭經(jīng)營(yíng)收入, CCZY表示財(cái)產(chǎn)與轉(zhuǎn)移性收入。農(nóng)村居民家庭經(jīng)營(yíng)性收入、工資性收入、財(cái)產(chǎn)與轉(zhuǎn)移性收入數(shù)據(jù)來(lái)源于1996-2012《中國(guó)統(tǒng)計(jì)年鑒》,農(nóng)村居民人均旅游花費(fèi)數(shù)據(jù)來(lái)源于1996-2012年《中國(guó)國(guó)內(nèi)旅游抽樣調(diào)查資料》。

二、不同收入來(lái)源與農(nóng)村居民人均旅游消費(fèi)支出變化趨勢(shì)

圖1 農(nóng)村居民收入結(jié)構(gòu)

從圖1可以看出,農(nóng)村居民收入結(jié)構(gòu)發(fā)生了變化,收入來(lái)源多元化。(1)家庭經(jīng)營(yíng)性收入一直是農(nóng)村居民人均純收入的主要來(lái)源,其所占農(nóng)村居民人均純收入的比例逐年下降,由1995年的71.3%降為2010年的47.8%。(2)工資性收入占農(nóng)村居民人均純收入的比例逐年增加,從1995年的22.4%增加到2010年的41.1%,工資性收入成為農(nóng)村居民純收入的重要來(lái)源。這主要是因?yàn)橛捎谑袌?chǎng)完善和城鎮(zhèn)化的發(fā)展,農(nóng)村剩余勞動(dòng)力轉(zhuǎn)向城鎮(zhèn);由于科技發(fā)展,農(nóng)村居民在農(nóng)忙上花費(fèi)的時(shí)間減少,從而擁有更多的時(shí)間進(jìn)城務(wù)工;農(nóng)村居民對(duì)教育重視程度的加大,也提高了農(nóng)村居民進(jìn)城工作的機(jī)會(huì)。所以,農(nóng)村居民工資性收入占農(nóng)村居民純收入得比重增加。(3)財(cái)產(chǎn)與轉(zhuǎn)移性收入占農(nóng)村居民人均純收入的比例逐年增加,但是所占的比例很低,由1995年6%增加到2011年17.49%。農(nóng)民的財(cái)產(chǎn)性收入來(lái)源單一,主要以住房租金、儲(chǔ)蓄利息為主。目前,我國(guó)農(nóng)民除了銀行存款和住房出租外并無(wú)其他渠道獲取財(cái)產(chǎn)性收入。由于土地不能自由流轉(zhuǎn),其中大量土地和房屋長(zhǎng)年荒廢,影響農(nóng)民的財(cái)產(chǎn)性收入。農(nóng)村金融制度不完善,農(nóng)村居民選擇的金融工具基本只有儲(chǔ)蓄,但是儲(chǔ)蓄收益率低,也影響了農(nóng)村居民財(cái)產(chǎn)性收入的增加。由于制度的不完善,農(nóng)村居民享受不到城鎮(zhèn)居民在就業(yè)、教育、住房、醫(yī)療等方面的待遇,這導(dǎo)致了農(nóng)村居民轉(zhuǎn)移性收入低。

從圖2可以看出:(1)農(nóng)村居民工資性收入和家庭經(jīng)營(yíng)性收入對(duì)其純收入的貢獻(xiàn)率大于財(cái)產(chǎn)與轉(zhuǎn)移性收入,說(shuō)明工資性收入和家庭經(jīng)營(yíng)性收入對(duì)農(nóng)村居民人均純收入的增長(zhǎng)更有拉動(dòng)性。這主要是因?yàn)樨?cái)產(chǎn)與轉(zhuǎn)移性收入占農(nóng)村居民人均純收入的比重小,對(duì)農(nóng)村居民人均純收入的影響不顯著;(2)自1998年(除2004年和2007年),農(nóng)村居民家庭經(jīng)營(yíng)性收入對(duì)其人均純收入的貢獻(xiàn)率最大。因?yàn)檗r(nóng)作物價(jià)格每年變化幅度不大,而農(nóng)業(yè)收入又是農(nóng)村居民家庭經(jīng)營(yíng)性收入的主要部分。農(nóng)村居民對(duì)教育的重視和就業(yè)機(jī)會(huì)的增加使得農(nóng)村居民工資性收入增長(zhǎng)較快。所以與工資性收入相比,家庭經(jīng)營(yíng)性收入對(duì)其人均純收入的貢獻(xiàn)率較小;(3)家庭經(jīng)營(yíng)性收入變化趨勢(shì)和人均旅游消費(fèi)支出變動(dòng)趨勢(shì)大體相同,由此猜測(cè)農(nóng)村居民旅游消費(fèi)水平主要受家庭經(jīng)營(yíng)性收入的影響。下面進(jìn)行實(shí)證驗(yàn)證分析。

圖2 農(nóng)村居民不同收入來(lái)源貢獻(xiàn)率和人均旅游消費(fèi)支出增長(zhǎng)率

三、實(shí)證分析

(一)格蘭杰因果檢驗(yàn)

格蘭杰因果檢驗(yàn)需要滿足變量是平穩(wěn)序列或者變量之間存在協(xié)整關(guān)系。利用Eviews6.0,容易驗(yàn)證ln CCZY,ln JJY,ln GSR,ln CCON均是1階單整序列,且呈(1,1)階協(xié)整關(guān)系,即變量間存在長(zhǎng)期穩(wěn)定的均衡關(guān)系。下面進(jìn)行格蘭杰因果檢驗(yàn),檢驗(yàn)結(jié)果如表1。

從格蘭杰因果檢驗(yàn)的結(jié)果可以看出,在5%顯著水平下,拒絕ln CCZY,ln JJY,ln GSR不是ln CCON的格蘭杰原因,說(shuō)明財(cái)產(chǎn)與轉(zhuǎn)移性收入、工資性收入和家庭經(jīng)營(yíng)性收入均影響農(nóng)村居民的人均旅游消費(fèi)支出;拒絕CCON不是JJY的格蘭杰原因,即農(nóng)村居民人均旅游消費(fèi)支出是家庭經(jīng)營(yíng)性收入的格蘭杰原因,說(shuō)明農(nóng)村居民人均旅游消費(fèi)支出與家庭經(jīng)營(yíng)性收入是雙向影響的;接受CCON不是CCZY和GSR的格蘭杰原因,即農(nóng)村居民人均旅游消費(fèi)支出不是財(cái)產(chǎn)與轉(zhuǎn)移性收入和工資性收入的格蘭杰原因,說(shuō)明農(nóng)村居民旅游消費(fèi)支出與財(cái)產(chǎn)與轉(zhuǎn)移性收入、工資性收入之間是單向影響關(guān)系。因此,可以構(gòu)造ln CCZY, ln JJY,ln GSR和ln CCON之間的回歸模型。

表1 格蘭杰因果檢驗(yàn)結(jié)果

(二)多重共線性檢驗(yàn)

在回歸模型,如果解釋變量存在多重共線性,會(huì)導(dǎo)致參數(shù)估計(jì)量的經(jīng)濟(jì)含義不合理,并使模型的預(yù)測(cè)功能失去意義,所以必須要對(duì)解釋變量間的多重共線性進(jìn)行檢驗(yàn)。本文采取相關(guān)系數(shù)檢驗(yàn)法。利用eviews6.0,對(duì)ln CCZY,ln JJY,ln GSR進(jìn)行分析,分析結(jié)果發(fā)現(xiàn),ln CCZY,ln JJY,ln GSR每?jī)烧咧g的相關(guān)系數(shù)均達(dá)到0.96以上,高度正相關(guān),說(shuō)明ln CCZY,ln JJY,ln GSR之間存在嚴(yán)重的多重共線性,不能直接進(jìn)行回歸分析,本文利用主成分回歸處理多重共線性問(wèn)題。

(三)主成分回歸

對(duì)ln CCZY,ln JJY,ln GSR進(jìn)行主成分分析,分析結(jié)果見(jiàn)表2和表3。

表2 相關(guān)分析結(jié)果

從相關(guān)分析的結(jié)果,看以看出,

表3 主成份分析部分結(jié)果

由主成分分析結(jié)果可知第一主成分的方差貢獻(xiàn)率達(dá)到了98.07%,所以只提取第一主成分,以PC1表示。

其中,Z ln CCZY,Z ln JJY,Z ln GSR分別表示ln CCZY,ln JJY,ln GSR的標(biāo)準(zhǔn)化變量。

建立ln CCON與PC1得回歸方程,方程如下:

對(duì)模型是否存在異方差性和自相關(guān)性進(jìn)行檢驗(yàn),分別采用懷特檢驗(yàn)法和Q統(tǒng)計(jì)量法。進(jìn)檢驗(yàn)發(fā)現(xiàn)模型不存在自相關(guān)性,但是存在異方差性。以殘差絕對(duì)值的倒數(shù)為權(quán)數(shù)變量對(duì)模型進(jìn)行加權(quán)最小二乘法估計(jì),經(jīng)檢驗(yàn)?zāi)Ｐ筒淮嬖诋惙讲钚?且通過(guò)了t檢驗(yàn)與F檢驗(yàn),由值可知方程擬合效果較好。模型如下:

將(2)式方程變量帶入到(4)式中,并將標(biāo)準(zhǔn)化變量還原成初始變量,得到ln CCON與ln CCZY, ln JJY,ln GSR之間的關(guān)系式如下:

(四)模型分析與結(jié)論

由格蘭杰因果檢驗(yàn)可知,農(nóng)村居民旅游消費(fèi)支出的增加(或減少),會(huì)導(dǎo)致農(nóng)村居民家庭經(jīng)營(yíng)性收入的增加(或減少),對(duì)其他收入不產(chǎn)生影響。說(shuō)明農(nóng)村居民旅游消費(fèi)支出變化會(huì)刺激其家庭經(jīng)營(yíng)性收入變化,這也說(shuō)明農(nóng)村居民旅游消費(fèi)支出主要來(lái)源于其家庭經(jīng)營(yíng)性收入。

模型的擬合系數(shù)達(dá)到了0.936,說(shuō)明農(nóng)村居民家庭經(jīng)營(yíng)性收入、工資性收入和財(cái)產(chǎn)與轉(zhuǎn)移性可以很好的對(duì)農(nóng)村居民旅游消費(fèi)支出做出解釋,農(nóng)村居民人均純收入是影響其旅游消費(fèi)水平的重要因素。雖然農(nóng)村居民人均純收入水平提高,但是其旅游消費(fèi)水平發(fā)展緩慢(2011年,農(nóng)村居民旅游消費(fèi)支出增長(zhǎng)率為0.036),主要是因?yàn)檗r(nóng)村居民生活消費(fèi)支出增加較快。近年來(lái),農(nóng)業(yè)生產(chǎn)資料價(jià)格上漲,農(nóng)業(yè)生產(chǎn)成本上升,而且農(nóng)產(chǎn)品產(chǎn)銷(xiāo)組織方式相對(duì)落后。醫(yī)療支出和交通通訊支出增長(zhǎng)較快,和1995年相比,2011年醫(yī)療支出和交通通訊支出分別增加10.28倍和16.2倍。同時(shí)農(nóng)村居民為了提高生活質(zhì)量,衣著支出、居住支出也相對(duì)增加。

從關(guān)系式看出,不同收入來(lái)源具有不同的邊際消費(fèi)傾向。其中,財(cái)產(chǎn)與轉(zhuǎn)移性收入的邊際消費(fèi)傾向(0.148)和工資性收入的邊際消費(fèi)傾向(0.162)顯著低于家庭經(jīng)營(yíng)性收入的邊際消費(fèi)傾向(0.358)。農(nóng)村居民家庭經(jīng)營(yíng)性收入每提高1元,其旅游消費(fèi)支出增加0.358元;農(nóng)村居民工資性收入每提高1元,其旅游消費(fèi)支出增加0.162元;農(nóng)村居民財(cái)產(chǎn)與轉(zhuǎn)移性收入每增加1元,其旅游消費(fèi)支出增加0.148元。說(shuō)明農(nóng)村居民家庭經(jīng)營(yíng)性收入、工資性收入和財(cái)產(chǎn)與轉(zhuǎn)移性收入均對(duì)其旅游消費(fèi)起到正向推動(dòng)作用;農(nóng)村居民家庭經(jīng)營(yíng)性收入對(duì)其旅游消費(fèi)旅游消費(fèi)水平影響最大,增加家庭經(jīng)營(yíng)性收入更能提高農(nóng)村居民旅游消費(fèi)水平。

家庭經(jīng)營(yíng)性收入仍然是農(nóng)村居民主要的收入來(lái)源,雖然工資性收入占農(nóng)村居民純收入的比例逐年增加,但是和家庭經(jīng)營(yíng)性收入相比存在較大的不確定和不可預(yù)見(jiàn)性。農(nóng)村居民主要從事體力工作,工資較少,而且由于經(jīng)濟(jì)危機(jī)和自身素質(zhì)低等原因,和城鎮(zhèn)居民相比,農(nóng)村居民就業(yè)壓力更大,競(jìng)爭(zhēng)力不足。家庭經(jīng)營(yíng)是農(nóng)村居民比較熟悉的工作,家庭經(jīng)營(yíng)性收入更具有穩(wěn)定性。同時(shí),農(nóng)村居民消費(fèi)觀念保守、謹(jǐn)慎,所以農(nóng)村居民消費(fèi)更多的以家庭經(jīng)營(yíng)收入情況為判斷依據(jù)。雖然財(cái)產(chǎn)與轉(zhuǎn)移性收入增加較快,但是其占農(nóng)村居民人均純收入的比例較小,(截止到2011年,農(nóng)村居民財(cái)產(chǎn)與轉(zhuǎn)移性收入占其人均純收入的17.49%),對(duì)農(nóng)村居民旅游消費(fèi)水平的影響很小。所以提高農(nóng)村居民家庭經(jīng)營(yíng)性收入水平是提高其旅游消費(fèi)水平的關(guān)鍵。增加農(nóng)村居民家庭經(jīng)營(yíng)性收入,需要完善惠農(nóng)政策,提升農(nóng)產(chǎn)品品質(zhì),提高農(nóng)產(chǎn)品價(jià)格,完善農(nóng)產(chǎn)品銷(xiāo)售路徑。農(nóng)村居民工資性收入在其人均純收入中所占的比例逐年增加,對(duì)其旅游消費(fèi)水平也具有同向影響性。增加農(nóng)村居民工資性收入需要增加農(nóng)村居民就業(yè)途徑,加大教育力度,提高其素質(zhì),增加其競(jìng)爭(zhēng)優(yōu)勢(shì)。同時(shí),建立完善市場(chǎng)制度,確保農(nóng)村居民享受公平待遇。

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Influence of Different Sources of Income on Tourism Consumption of the Rural Residents in China

Li Xiaoting,Bian Xianhong
(College of Tourism and Urban Management,Zhejiang Commercial University,Hangzhou 310018,China)

This article uses the date of different sources of income and per capital tourism spending from 1995to 2011as the sample to explore the effects of different sources of income on rural residents tourism consumption.This article first by granger causality test studies the relations between different sources of income of rural residents and rural residents tourism consumption, then carries on principal component regression analysis and Logarithmic regression model.The results show that property income and transfer of property,wage income,income from household business all affect tourism consumption of rural residents.Income from household business has the greatest impacts on the consumption of rural resident tourism;rural resident tourism consumption and income from household business interact each other.The relationship between wage income,property income,transfer income and tourism consumption of rural residents is one-directional effect.

rural residents;different resources of income;granger causality test;Logarithmic regression model

F592

A

1674-3784(2013)04-0036-04

[責(zé)任編輯:呂觀盛]

2013-03-01

李曉婷(1989- ),女,山東棗莊人,浙江工商大學(xué)旅游與城市管理學(xué)院旅游管理專(zhuān)業(yè)2011級(jí)碩士研究生,主要從事旅游管理與規(guī)劃研究;卞顯紅(1974- ),男,安徽壽縣人,浙江工商大學(xué)旅游與城市管理學(xué)院副院長(zhǎng),教授,博士,研究生導(dǎo)師,主要從事旅游管理與規(guī)劃、旅游企業(yè)經(jīng)營(yíng)與管理研究。