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1、<p> 我國(guó)家庭債務(wù)、消費(fèi)習(xí)慣形成與旅游消費(fèi)</p><p> [摘 要]我國(guó)家庭債務(wù)與旅游消費(fèi)存在非線性的閾值協(xié)整關(guān)系。文章使用非線性平滑機(jī)制轉(zhuǎn)移函數(shù)模型檢驗(yàn)了家庭債務(wù)等因素對(duì)旅游消費(fèi)的閾值協(xié)整效應(yīng),發(fā)現(xiàn)以下主要結(jié)論:一是家庭債務(wù)的變化是城鎮(zhèn)居民旅游消費(fèi)變化的原因,隨著家庭債務(wù)的上升,家庭債務(wù)對(duì)城鎮(zhèn)居民旅游消費(fèi)的影響是不斷變化的。當(dāng)家庭債務(wù)低于閾值時(shí),可以促進(jìn)城鎮(zhèn)居民旅游消費(fèi),但是隨著家庭債務(wù)上
2、升超過(guò)閾值時(shí),促進(jìn)作用轉(zhuǎn)變?yōu)橐种谱饔?。城?zhèn)居民必需品消費(fèi)的增加不斷增強(qiáng)家庭債務(wù)的作用,城鎮(zhèn)居民對(duì)必需品的消費(fèi)習(xí)慣負(fù)向影響旅游消費(fèi),可支配收入對(duì)城鎮(zhèn)居民旅游消費(fèi)的影響總體為正。二是家庭債務(wù)目前還沒(méi)有影響農(nóng)村居民的旅游消費(fèi),但農(nóng)村居民的必需品消費(fèi)和城鎮(zhèn)居民旅游消費(fèi)所起的示范效應(yīng)對(duì)農(nóng)村居民旅游消費(fèi)有影響。文章還就如何推動(dòng)旅游消費(fèi)做了進(jìn)一步討論。 </p><p> [關(guān)鍵詞]家庭債務(wù);消費(fèi)習(xí)慣形成;旅游消費(fèi) <
3、/p><p> [中圖分類號(hào)]F59 </p><p><b> [文獻(xiàn)標(biāo)識(shí)碼]A </b></p><p> [文章編號(hào)]1002-5006(2016)12-0018-10 </p><p> Doi: 10.3969/j.issn.1002-5006.2016.12.009 </p><p&g
4、t; 近年來(lái),隨著我國(guó)經(jīng)濟(jì)的不斷發(fā)展,人們的收入和消費(fèi)水平逐步提高,消費(fèi)觀念也在發(fā)生轉(zhuǎn)變。楊春花指出由于生產(chǎn)力的巨大發(fā)展,物質(zhì)財(cái)富豐富以及文化全球化等原因,我國(guó)居民的消費(fèi)觀念從重節(jié)儉轉(zhuǎn)變?yōu)橹匕l(fā)展;從量入為出轉(zhuǎn)變?yōu)榧磿r(shí)消費(fèi)又到超前消費(fèi)[1]。消費(fèi)觀念的轉(zhuǎn)變帶動(dòng)了我國(guó)居民家庭資產(chǎn)結(jié)構(gòu)的變化,其中,最為顯著的變化即為家庭債務(wù)的持續(xù)攀升。家庭債務(wù)主要來(lái)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(fèi),如購(gòu)房、購(gòu)車及短期的信用消費(fèi)等。在我國(guó)
5、,旅游產(chǎn)業(yè)在經(jīng)濟(jì)的發(fā)展中具有舉足輕重的地位,并已成為一些地區(qū)的支柱性產(chǎn)業(yè),旅游經(jīng)濟(jì)的快速發(fā)展將直接關(guān)系到各地區(qū)乃至整個(gè)國(guó)家的經(jīng)濟(jì)發(fā)展。旅游消費(fèi)是刺激旅游經(jīng)濟(jì)發(fā)展的重要?jiǎng)恿Γ彩俏覈?guó)拉動(dòng)內(nèi)需的重要手段,那么,當(dāng)前我國(guó)家庭債務(wù)的持續(xù)變化對(duì)旅游消費(fèi)會(huì)生產(chǎn)何種影響?從發(fā)展旅游經(jīng)濟(jì)的角度看,我國(guó)家庭債務(wù)的合理區(qū)間是多少?對(duì)以上兩個(gè)問(wèn)題的回答不僅有利于我們進(jìn)一步認(rèn)識(shí)家庭債務(wù)變化與旅游消費(fèi)的關(guān)系,而且可以從家庭資產(chǎn)結(jié)構(gòu)角度為發(fā)展旅游經(jīng)濟(jì)提出更具價(jià)值的
6、參考。通常而言,家庭債務(wù)的上升降低了家庭可預(yù)期的收入,當(dāng)生活必需品消費(fèi)變化不大時(shí),對(duì)旅游等奢侈品的消費(fèi)就會(huì)相應(yīng)減少,現(xiàn)有研究大多</p><p> 1 具有消費(fèi)習(xí)慣形成的旅游消費(fèi)模型 </p><p> 旅游消費(fèi)屬于消費(fèi)里的奢侈品消費(fèi),目前并沒(méi)有專門針對(duì)旅游消費(fèi)的理論模型,現(xiàn)有研究多是借用比較成熟的消費(fèi)理論研究旅游消費(fèi),如使用凱恩斯的絕對(duì)收入假說(shuō)探討了我國(guó)城鄉(xiāng)居民國(guó)內(nèi)旅游消費(fèi)與收入的實(shí)
7、證關(guān)系[5-6]。與以上分析不同,本文參考龍志和等提出的消費(fèi)理論模型[7],通過(guò)對(duì)其修正以構(gòu)建一個(gè)旅游消費(fèi)模型,旨在分析家庭債務(wù)及消費(fèi)習(xí)慣形成與旅游消費(fèi)的內(nèi)在關(guān)系。 </p><p> 在生命周期-持久收入假說(shuō)中,消費(fèi)者的效用函數(shù)依賴于當(dāng)期和今后的總消費(fèi),消費(fèi)者追求效用最大化,但會(huì)受到收入和資產(chǎn)的約束,假設(shè)所有家庭同質(zhì),則最大化問(wèn)題為: </p><p> [V=maxEti=0∞1(
8、1+ρ)iU(Ct+i)] (1) </p><p> 其中,[E]為時(shí)間期望,[ρ]為時(shí)間偏好,且[0<ρ<1],[C]是消費(fèi)者的相對(duì)消費(fèi),[U]為消費(fèi)者的效用函數(shù),最大化問(wèn)題即在終生預(yù)算約束條件下求得效用最大,約束條件為: </p><p> [At+i=0∞1(1+r)iEtYt+i≡Wt] (2) </p><p> 約束條件中的[At]為
9、家庭初始資產(chǎn),[r]為實(shí)際利率,[Yt]為家庭在[t]期的收入,[Wt]表示家庭期初資產(chǎn)與未來(lái)收入之和。在式(1)中,將消費(fèi)者的相對(duì)消費(fèi)設(shè)置為當(dāng)前消費(fèi)[Ct]與習(xí)慣水平[Zt],并作出嚴(yán)格假設(shè),只有在當(dāng)前消費(fèi)超過(guò)習(xí)慣水平時(shí),效用函數(shù)[U]才起作用,效用函數(shù)的具體形式為: </p><p> [UCt,Zt=(Ct-Zt)γiγi] </p><p> 在管制條件和消費(fèi)投資策略給定情況下
10、,Constantinides證明了存在唯一的最優(yōu)消費(fèi)[8],即: </p><p> [Ct*=Zt+hWt-Ztr+a-b] (3) </p><p> 其中,[h]為無(wú)風(fēng)險(xiǎn)資產(chǎn)回報(bào)率,[a]和[b]均為刻畫(huà)習(xí)慣水平的參數(shù)。本文在式(3)基礎(chǔ)上,將最優(yōu)消費(fèi)分為兩個(gè)部分,必需品消費(fèi)[CIt]和奢侈品消費(fèi)[CEt],且[Ct=φtCIt+(1-φt)CEt],[0<φt<1
11、]。因?yàn)橄M(fèi)支出會(huì)受到以前的消費(fèi)水平及周圍人消費(fèi)的影響[3],為了突出本文的研究目的,假設(shè)習(xí)慣水平受以前自身必需品消費(fèi)水平[CIt-1]和周圍人的奢侈品消費(fèi)[CRt]的影響,這樣可以將習(xí)慣水平定義為: </p><p> [Zt=λtCIt-1+(1-λt)CRt] </p><p> [0 [CEt=α1CIt+α2CIt-1+α3CRt+α4Wt] (4) </p>
12、;<p> 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(gòu)建的旅游消費(fèi)模型反映了旅游消費(fèi)受當(dāng)前和以前必需品消費(fèi)、高消費(fèi)者旅游消費(fèi)的示范效應(yīng)以及未來(lái)財(cái)富預(yù)期的影響,由于預(yù)期值不可得,在估計(jì)時(shí)往往采取前一期的財(cái)產(chǎn)代替,當(dāng)家庭債務(wù)上升時(shí),未來(lái)財(cái)富的預(yù)期也會(huì)相應(yīng)的下降,因此,旅游消
13、費(fèi)模型也能夠體現(xiàn)出家庭債務(wù)變化對(duì)旅游消費(fèi)的影響,本文在實(shí)證中將使用家庭債務(wù)替代財(cái)產(chǎn)進(jìn)行估計(jì)。 </p><p> 2 閾值協(xié)整模型、變量及數(shù)據(jù)說(shuō)明 </p><p> 2.1 閾值協(xié)整模型 </p><p> 在式(4)及前文分析的基礎(chǔ)上,本文將建立閾值協(xié)整模型檢驗(yàn)我國(guó)家庭債務(wù)[(HD)]對(duì)旅游消費(fèi)[(CE)]的閾值協(xié)整關(guān)系,同時(shí)將家庭可支配收入[(HDI)]
14、作為控制變量引入模型,基礎(chǔ)回歸模型如下: </p><p> [CEt=α0+α1CIt+α2CIt-1+α3CRt+α4HDt+α5HDIt+(β0+β1CIt+β2CIt-1+β3CRt+β4HDt+β5HDIt)F(BDXt-d,η,?)+εt] (5) </p><p> 在式(5)中設(shè)置非線性平滑機(jī)制轉(zhuǎn)移函數(shù)[F(BDXt-d,η,?)]以反映家庭債務(wù)變化對(duì)旅游消費(fèi)的非線性關(guān)
15、系,其中,機(jī)制轉(zhuǎn)移函數(shù)[F∈[0,1]],[BDX]為閾值變量,可以根據(jù)研究需要選擇不同變量作為閾值變量,[d]為發(fā)生轉(zhuǎn)移的位置參數(shù),[η]為體現(xiàn)轉(zhuǎn)移速度的平滑參數(shù),[?]為閾值變量的閾值,[ε]為誤差項(xiàng)。當(dāng)非線性平滑機(jī)制轉(zhuǎn)移函數(shù)[F(BDXt-d,η,?)=0]時(shí),我國(guó)家庭債務(wù)等變量對(duì)旅游消費(fèi)的影響由[α1],[α2],[α3],[α4]和[α5]刻畫(huà),這時(shí)為第一效應(yīng)機(jī)制,當(dāng)[F(BDXt-d,η,?)=1]時(shí),平滑機(jī)制轉(zhuǎn)移函數(shù)轉(zhuǎn)變?yōu)?/p>
16、第二效應(yīng)機(jī)制,此時(shí)我國(guó)家庭債務(wù)等變量對(duì)旅游消費(fèi)的影響由[α1+β1],[α2+β2],[α3+β3],[α4+β4]和[α5+β5]刻畫(huà)。而當(dāng)[F(BDXt-d,η,?)∈(0,1)]時(shí),我國(guó)家庭債務(wù)等變量對(duì)旅游消費(fèi)的影響在兩個(gè)機(jī)制之間平滑,具體值由[F(BDXt-d,η,?)]決定。同時(shí),式(5)為基礎(chǔ)的旅游消費(fèi)回歸模型,鑒于我國(guó)城鄉(xiāng)經(jīng)濟(jì)發(fā)展的差異,為了體現(xiàn)城鄉(xiāng)居民在旅游消費(fèi)中的不同特點(diǎn),本文將對(duì)城鄉(xiāng)居民的旅游消費(fèi)分別進(jìn)行回歸分析,在
17、回歸之前對(duì)回歸</p><p> 2.2 變量及數(shù)據(jù)說(shuō)明 </p><p> 由于數(shù)據(jù)的可得性及研究需要,本文處理的是2007―2013年的季度時(shí)間序列數(shù)據(jù),其中,家庭債務(wù)的季度數(shù)據(jù)來(lái)源于中國(guó)人民銀行網(wǎng)站,2007―2012年城鎮(zhèn)居民旅游消費(fèi)和農(nóng)村居民旅游消費(fèi)的季度數(shù)據(jù)來(lái)自各年《中國(guó)旅游年鑒》,2013年旅游消費(fèi)的季度數(shù)據(jù)由《旅游抽樣調(diào)查資料(2014)》提供,其余數(shù)據(jù)均來(lái)自國(guó)家統(tǒng)計(jì)局
18、網(wǎng)站。為了剔除季節(jié)性影響,對(duì)所有數(shù)據(jù)使用X11季節(jié)調(diào)整方法進(jìn)行處理,同時(shí)對(duì)所有數(shù)據(jù)進(jìn)行對(duì)數(shù)處理以消除可能存在的異方差性。 </p><p> 家庭除向金融機(jī)構(gòu)借款外,還會(huì)向非金融機(jī)構(gòu)借款,這部分借款數(shù)據(jù)難以取得,但家庭通過(guò)金融機(jī)構(gòu)獲得的消費(fèi)信貸總體可以反映家庭債務(wù)的變化趨勢(shì),因此,使用家庭消費(fèi)信貸季度增加額代表家庭債務(wù)[(HD)]。在統(tǒng)計(jì)數(shù)據(jù)中較難識(shí)別必需品消費(fèi)[(CI)],考慮到必需品消費(fèi)相比奢侈品消費(fèi)更具穩(wěn)
19、定性,本文使用Hodrick-Prescott濾波技術(shù),分別對(duì)城鎮(zhèn)居民和農(nóng)村居民的人均消費(fèi)支出進(jìn)行濾波,平滑數(shù)據(jù)后可剔除消費(fèi)支出中的波動(dòng)部分,經(jīng)過(guò)平滑的消費(fèi)支出即為城鎮(zhèn)居民必需品消費(fèi)[(UCI)]和農(nóng)村居民必需品消費(fèi)[(RCI)]。旅游消費(fèi)[(CE)]分別使用城鎮(zhèn)居民旅游消費(fèi)額[(UCE)]和農(nóng)村居民旅游消費(fèi)額[(RCE)]表示,但2008年和2009年的《中國(guó)旅游年鑒》僅提供了農(nóng)村居民季度人均旅游消費(fèi)額和季度出游率,本文首先使用農(nóng)村總
20、人口計(jì)算出季度出游總?cè)藬?shù),再根據(jù)季度人均消費(fèi)額計(jì)算出各季度農(nóng)村居民用于旅游消費(fèi)的總額。對(duì)于高消費(fèi)者旅游消費(fèi)的示范效應(yīng)[(CR)],在統(tǒng)計(jì)數(shù)據(jù)中,城鎮(zhèn)居民旅游消費(fèi)沒(méi)有有效的參照群體,本文僅在對(duì)農(nóng)村居民旅游消費(fèi)回歸中使用示范效應(yīng),并以城鎮(zhèn)居民旅游消費(fèi)額[(UCE)]作為農(nóng)村居民旅游消費(fèi)的示范</p><p> 3 實(shí)證檢驗(yàn)與結(jié)果分析 </p><p> 3.1 模型的初步檢驗(yàn) </p
21、><p> 在做出一系列嚴(yán)格檢驗(yàn)后才可以使用閾值協(xié)整模型進(jìn)行回歸[9]。這些檢驗(yàn)包括變量的平穩(wěn)性檢驗(yàn)、格蘭杰因果關(guān)系檢驗(yàn)、確定非線性平滑機(jī)制轉(zhuǎn)移函數(shù)位置參數(shù)、閾值協(xié)整關(guān)系檢驗(yàn)以及確定非線性平滑機(jī)制轉(zhuǎn)移函數(shù)形式等。 </p><p> 3.1.1 變量平穩(wěn)性檢驗(yàn) </p><p> 本文采用ADF(Augmented Dickey Fuller Test)方法對(duì)平穩(wěn)
22、性進(jìn)行驗(yàn)證,這是建立閾值協(xié)整模型的前提。單位根檢驗(yàn)結(jié)果見(jiàn)表1,城鎮(zhèn)居民的相關(guān)變量在水平序列僅有必需品消費(fèi)是平穩(wěn)的,其余變量在水平序列均為非平穩(wěn),對(duì)所有變量進(jìn)行一階差分,發(fā)現(xiàn)所有變量在5%顯著性水平下平穩(wěn),即均為I(1)序列。農(nóng)村居民的相關(guān)變量在水平序列均為非平穩(wěn),而一階差分平穩(wěn),同樣為I(1)序列。檢驗(yàn)結(jié)果說(shuō)明本文選取的變量之間有可能存在閾值協(xié)整關(guān)系。 </p><p> 3.1.2 格蘭杰因果關(guān)系檢驗(yàn) <
23、;/p><p> 格蘭杰因果關(guān)系主要為了說(shuō)明一個(gè)變量的變化是否為其他變量變化的原因。如果兩個(gè)一階單整的非平穩(wěn)變量存在線性協(xié)整關(guān)系,則可直接用原變量做格蘭杰因果檢驗(yàn),否則須用一階差分變量做格蘭杰因果檢驗(yàn)。因?yàn)楸疚奈醋鼍€性協(xié)整關(guān)系的分析,嚴(yán)謹(jǐn)起見(jiàn),對(duì)所有變量進(jìn)行一階差分做格蘭杰因果檢驗(yàn),見(jiàn)表2。 </p><p> 由表2可知,家庭債務(wù)在5%的顯著性水平下是城鎮(zhèn)居民旅游消費(fèi)的格蘭杰原因,城鎮(zhèn)居
24、民的必需品消費(fèi)及可支配收入在10%的顯著性水平下也是城鎮(zhèn)居民旅游消費(fèi)的格蘭杰原因,反之則不是。這說(shuō)明家庭債務(wù)、城鎮(zhèn)居民必需品消費(fèi)及可支配收入的變化會(huì)引起城鎮(zhèn)居民旅游消費(fèi)的變化。再看農(nóng)村居民相關(guān)變量的檢驗(yàn),家庭債務(wù)與農(nóng)村居民旅游消費(fèi)雖為同階單整,但兩者不存在格蘭杰因果關(guān)系,這可能是因?yàn)?,家庭債?wù)的數(shù)據(jù)使用季度消費(fèi)信貸增加額表示,無(wú)論是購(gòu)房、購(gòu)車還是信用消費(fèi)均以城鎮(zhèn)家庭為主,特別是購(gòu)房貸款的前提是房屋具有產(chǎn)權(quán),農(nóng)村房屋往往建在農(nóng)業(yè)集體用地上
25、,不具有產(chǎn)權(quán),較難獲得金融機(jī)構(gòu)貸款。同時(shí),農(nóng)村人均純收入不是農(nóng)村居民旅游消費(fèi)的格蘭杰原因,說(shuō)明農(nóng)民收入的增加不會(huì)刺激旅游消費(fèi),這與依紹華和聶新偉的結(jié)論不一致[10],但是可以作出較為合理的解釋,本文使用的農(nóng)村居民旅游消費(fèi)數(shù)據(jù)是由出游率和人均旅游消費(fèi)共同構(gòu)成,刁宗廣實(shí)證發(fā)現(xiàn)農(nóng)村居民出游率與農(nóng)民居民人均純收入相關(guān)性不高、影響不大[11]。在農(nóng)村居民收入相對(duì)較低的情況下,收入的增加并不能刺激農(nóng)村居民的出游率,進(jìn)而不構(gòu)成農(nóng)村居民旅游消費(fèi)的格蘭杰
26、原因。為此,在對(duì)農(nóng)村居民旅游消費(fèi)的回歸中,</p><p> 根據(jù)前文檢驗(yàn)結(jié)果,在城鎮(zhèn)居民消費(fèi)模型中分別使用家庭債務(wù)[(HD)]和必需品消費(fèi)[(UCI)]為閾值變量,在農(nóng)村居民消費(fèi)模型中分別使用必需品消費(fèi)[(RCI)]和城鎮(zhèn)居民旅游消費(fèi)的示范效應(yīng)[(RCR)]為閾值變量。在機(jī)制轉(zhuǎn)移函數(shù)[F(BDXt-d,η,?)]形式確定前,需對(duì)其轉(zhuǎn)移位置進(jìn)行確認(rèn),即閾值變量的滯后階數(shù)。將機(jī)制轉(zhuǎn)移函數(shù)進(jìn)行泰勒三階展開(kāi)式代入回歸
27、模型,選取不同階數(shù)進(jìn)行最小二乘估計(jì),估計(jì)結(jié)果中[F]統(tǒng)計(jì)量和[Adjust R2]最大或者[AIC]值最小對(duì)應(yīng)的階數(shù)即為確定階數(shù)[12]。將機(jī)制轉(zhuǎn)移函數(shù)[F(BDXt-d,η,?)]分為指數(shù)型和邏輯型兩種類型[4],對(duì)不同類型轉(zhuǎn)移函數(shù)在原點(diǎn)的泰勒三階展開(kāi)式均可近似的表示為: </p><p> [F(BDXt-d,η,?)=?1BDX1t-d+?2BDX2t-d+ ?3BDX3t-d] (6) </p&g
28、t;<p> 將泰勒三階展開(kāi)式代入模型,由于本文時(shí)間序列數(shù)據(jù)較短,分別將[d]值定為1、2和3進(jìn)行回歸,見(jiàn)表3,在城鎮(zhèn)居民旅游消費(fèi)的閾值協(xié)整模型中,閾值變量的滯后階數(shù)均確定為2,農(nóng)村居民旅游消費(fèi)閾值變量的滯后階數(shù)均確定為1。 </p><p> 3.1.4 閾值協(xié)整關(guān)系檢驗(yàn)與確定非線性平滑機(jī)制轉(zhuǎn)移函數(shù)形式 </p><p> 本文的閾值協(xié)整關(guān)系檢驗(yàn)主要依賴Hansen方
29、法,利用[Sup-LM]統(tǒng)計(jì)量的非對(duì)稱性檢驗(yàn)?zāi)P停琍值由基于殘差的自助法(Bootstrap)獲得 [13]。首先是對(duì)城鎮(zhèn)居民旅游消費(fèi)變量間閾值協(xié)整的檢驗(yàn),使用R語(yǔ)言軟件程序,當(dāng)[?1=?2=?3=0]時(shí),[LM]統(tǒng)計(jì)量為30.119,在10%的顯著性水平下,統(tǒng)計(jì)量的右尾臨界值為29.122,而在顯著性水平為5%時(shí),該統(tǒng)計(jì)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(shí)可以拒絕原
30、假設(shè),變量之間存在閾值協(xié)整關(guān)系。同樣方法用于農(nóng)村居民旅游消費(fèi)變量間的閾值協(xié)整檢驗(yàn),當(dāng)[?1=?2=?3=0]時(shí),[LM]統(tǒng)計(jì)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(shè),變量之間存在閾值協(xié)整關(guān)系。對(duì)于確定機(jī)制轉(zhuǎn)移函數(shù)形式的方法,參考杜焱的思路,如果檢驗(yàn)參數(shù)得到[?3≠0]或[
31、?1≠0|?3=0],[F(BDXt-d,η,?)]為邏輯函數(shù)形式,如果檢驗(yàn)</p><p> 3.2 回歸結(jié)果分析 </p><p> 本文最終建立的是4個(gè)多元非線性回歸模型,分別是城鎮(zhèn)居民旅游消費(fèi)模型1(用于反映家庭債務(wù)對(duì)城鎮(zhèn)居民旅游消費(fèi)的閾值效應(yīng))、城鎮(zhèn)居民旅游消費(fèi)模型2(反映城鎮(zhèn)居民必需品消費(fèi)對(duì)城鎮(zhèn)居民旅游消費(fèi)的閾值效應(yīng))、農(nóng)村居民旅游消費(fèi)模型1(反映農(nóng)村居民必需品消費(fèi)對(duì)農(nóng)村居
32、民旅游消費(fèi)的閾值效應(yīng))和農(nóng)村居民旅游消費(fèi)模型2(反映了城鎮(zhèn)居民旅游消費(fèi)對(duì)農(nóng)村居民旅游消費(fèi)示范效應(yīng)的閾值)。其中,城鎮(zhèn)居民旅游消費(fèi)模型2和農(nóng)村居民旅游消費(fèi)模型1體現(xiàn)了消費(fèi)習(xí)慣形成的影響因素,農(nóng)村居民旅游消費(fèi)模型2用于觀察示范效應(yīng)的作用。對(duì)于4個(gè)模型的回歸,本文首先以閾值變量的實(shí)際值確定閾值可能區(qū)間,然后使用MATLAB軟件在既定步長(zhǎng)下逐一搜索,在每個(gè)搜索值下對(duì)模型進(jìn)行非線性最小二乘估計(jì),以殘差平方和最小為無(wú)偏一致性估計(jì),得到以下結(jié)果: &
33、lt;/p><p> 城鎮(zhèn)居民旅游消費(fèi)模型1(家庭債務(wù)為閾值): </p><p> [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] </p>
34、<p> 城鎮(zhèn)居民旅游消費(fèi)模型2(必需品消費(fèi)為閾值): </p><p> [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] </p><
35、p> 農(nóng)村居民旅游消費(fèi)模型1(必需品消費(fèi)為閾值): </p><p> [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] </p><p> 農(nóng)村居民旅游消費(fèi)模型2(示范效應(yīng)
36、為閾值): </p><p> [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] </p><p> 圖1為我國(guó)城鄉(xiāng)居民旅游消費(fèi)擬合值與實(shí)際值的比較,可以發(fā)現(xiàn)以上4個(gè)模型對(duì)城鄉(xiāng)居民旅游消
37、費(fèi)真實(shí)值的擬合程度較高,4個(gè)模型均較好地預(yù)測(cè)了我國(guó)城鄉(xiāng)居民旅游消費(fèi)的走勢(shì),但是對(duì)于部分季度波動(dòng)較大的實(shí)際值,擬合值并沒(méi)有精準(zhǔn)地捕獲,這與解釋變量的選擇有較大關(guān)系,如果能夠控制住在某個(gè)季度引起實(shí)際值較大波動(dòng)的變量,那么擬合值將會(huì)較準(zhǔn)確地捕獲實(shí)際值的波動(dòng),如在圖1b中,農(nóng)村居民在2010年第3和第4季度旅游消費(fèi)波動(dòng)較大,擬合值對(duì)此進(jìn)行了反映,說(shuō)明對(duì)必需品的消費(fèi)習(xí)慣及城鎮(zhèn)居民旅游消費(fèi)的示范效應(yīng)在該階段是農(nóng)村居民旅游消費(fèi)波動(dòng)的主要原因。
38、根據(jù)4個(gè)模型可以得出不同閾值變量下機(jī)制轉(zhuǎn)移函數(shù)值,見(jiàn)圖2。城鎮(zhèn)居民旅游消費(fèi)模型有兩個(gè)閾值變量,分別是家庭債務(wù)和城鎮(zhèn)居民必需品消費(fèi)。首先,當(dāng)家庭債務(wù)為閾值變量時(shí),機(jī)制轉(zhuǎn)移函數(shù)值在2009年第4季度之前接近于1,之后快速轉(zhuǎn)移至0值附近,從2010年第3季度開(kāi)始到2013年第1季度,機(jī)制轉(zhuǎn)移函數(shù)值呈波動(dòng)型的快速升降,并始終處于0與1之間,之后接近0值。這說(shuō)明在2009年第4季度之前,我國(guó)家庭債務(wù)對(duì)城鎮(zhèn)居民旅游消費(fèi)的影響服從第二機(jī)制,家庭債務(wù)越
39、少越接近最大影響值0.0312,即家</p><p> 農(nóng)村居民必需品消費(fèi)與城鎮(zhèn)居民旅游消費(fèi)的示范效應(yīng)是農(nóng)村居民旅游消費(fèi)模型的兩個(gè)閾值變量。首先,當(dāng)農(nóng)村居民必需品消費(fèi)為閾值變量時(shí),機(jī)制轉(zhuǎn)移函數(shù)值在2009年第1季度前接近0值,第一機(jī)制在模型中發(fā)揮作用,2011年第1季度之后,機(jī)制轉(zhuǎn)移函數(shù)值為1,此時(shí)第二機(jī)制在模型中發(fā)揮作用,2009年第2季度到2010年第4季度服從混合機(jī)制。由農(nóng)村居民旅游消費(fèi)模型1可知,在20
40、09年第1季度前,農(nóng)村居民必需品消費(fèi)對(duì)旅游消費(fèi)是顯著的負(fù)向作用,超過(guò)7.315的閾值之后,農(nóng)村居民必需品消費(fèi)對(duì)旅游消費(fèi)的作用開(kāi)始發(fā)生轉(zhuǎn)移,轉(zhuǎn)移速度為-30.104,并于2011年第1季度實(shí)現(xiàn)第二機(jī)制,但仍為負(fù)向作用,整個(gè)過(guò)程說(shuō)明隨著農(nóng)村居民必需品消費(fèi)的增加,必需品消費(fèi)對(duì)旅游消費(fèi)的負(fù)向作用不斷下降,超過(guò)閾值之后,下降速度加快。對(duì)此的解釋是,我國(guó)農(nóng)村居民必需品消費(fèi)增加的同時(shí)收入也呈現(xiàn)較快的增加,必需品消費(fèi)占農(nóng)村居民收入的比重逐年下降,農(nóng)村居
41、民家庭恩格爾系數(shù)也從1999年的52.6%下降至2012年的39.3%,說(shuō)明農(nóng)村居民收入中的較大部分可用來(lái)進(jìn)行旅游消費(fèi)。其次,當(dāng)城鎮(zhèn)居民旅游消費(fèi)為閾值變量時(shí),反映了示范效應(yīng)對(duì)農(nóng)村居民旅游消費(fèi)的影響,機(jī)制</p><p><b> 4 結(jié)論 </b></p><p> 由于消費(fèi)習(xí)慣形成等原因,我國(guó)家庭債務(wù)與旅游消費(fèi)呈現(xiàn)出非線性協(xié)整關(guān)系,本文使用非線性平滑機(jī)制轉(zhuǎn)移函數(shù)
42、構(gòu)建了家庭債務(wù)與旅游消費(fèi)的閾值協(xié)整模型,探討了家庭債務(wù)等變量對(duì)城鄉(xiāng)居民旅游消費(fèi)的閾值效應(yīng),得到以下主要結(jié)論:(1)家庭債務(wù)的變化是城鎮(zhèn)居民旅游消費(fèi)變化的原因,當(dāng)家庭債務(wù)較低時(shí),可以促進(jìn)城鎮(zhèn)居民旅游消費(fèi),但是隨著家庭債務(wù)的不斷上升,超過(guò)閾值時(shí),促進(jìn)作用轉(zhuǎn)變?yōu)橐种谱饔?。城?zhèn)居民必需品消費(fèi)的增加不斷增強(qiáng)家庭債務(wù)對(duì)旅游消費(fèi)的抑制作用,城鎮(zhèn)居民對(duì)必需品的消費(fèi)習(xí)慣負(fù)向影響旅游消費(fèi),可支配收入對(duì)城鎮(zhèn)居民旅游消費(fèi)的影響總體為正。(2)家庭債務(wù)目前還沒(méi)有
43、影響農(nóng)村居民的旅游消費(fèi),但農(nóng)村居民的必需品消費(fèi)和城鎮(zhèn)居民旅游消費(fèi)所起的示范效應(yīng)對(duì)農(nóng)村居民旅游消費(fèi)有影響。其中,農(nóng)村居民必需品消費(fèi)對(duì)旅游消費(fèi)的負(fù)向作用不斷下降,超過(guò)閾值之后,下降速度加快。示范效應(yīng)在2009年之前對(duì)農(nóng)村居民旅游消費(fèi)的影響有限,但隨著城鎮(zhèn)居民旅游消費(fèi)的增加,從2009年第4季度開(kāi)始,示范效應(yīng)開(kāi)始凸顯。 </p><p> 刺激旅游消費(fèi)是發(fā)展旅游經(jīng)濟(jì)的重要途徑,隨著家庭資產(chǎn)結(jié)構(gòu)的變化,家庭債務(wù)的上升對(duì)
44、旅游消費(fèi)的影響也應(yīng)引起足夠的重視,本文研究指出家庭債務(wù)在一定區(qū)間內(nèi)可以推動(dòng)城鎮(zhèn)居民旅游消費(fèi),這是因?yàn)椋阂环矫?,家庭?fù)債購(gòu)買大件物品,如房產(chǎn)、汽車等,擠出的可支配收入增加了旅游消費(fèi);另一方面,金融體系的發(fā)展,使得城鎮(zhèn)家庭越來(lái)越接受負(fù)債旅游消費(fèi)的方式。但是,當(dāng)城鎮(zhèn)家庭債務(wù)上升到一定程度后,還款壓力以及預(yù)期可支配收入的下降,使得推動(dòng)作用向抑制作用轉(zhuǎn)變,但這種轉(zhuǎn)變要依賴于消費(fèi)者所具有的消費(fèi)習(xí)慣。盡管目前家庭債務(wù)對(duì)農(nóng)村居民旅游消費(fèi)還不具有影響,但
45、是,隨著農(nóng)村金融體系和社保體系的完善以及農(nóng)村宅基地流轉(zhuǎn)改革等,形成農(nóng)村新的消費(fèi)觀念,家庭債務(wù)對(duì)農(nóng)村居民旅游消費(fèi)的影響就會(huì)凸顯。我們也注意到,家庭債務(wù)的不斷上升固然與居民消費(fèi)觀念的轉(zhuǎn)變有關(guān),居民開(kāi)始越來(lái)越多地接受提前消費(fèi)和超前消費(fèi),而我國(guó)長(zhǎng)期的寬松貨幣政策又促使家庭的負(fù)債消費(fèi)成為可能。以金融機(jī)構(gòu)發(fā)放的消費(fèi)性貸款為例,在2000年,我國(guó)家庭消費(fèi)信貸余額不足5000億元,僅為4235億元,但到2013年接近14萬(wàn)億,是2000年信貸規(guī)模的30
46、倍,與此同時(shí),家庭消費(fèi)信貸余額占國(guó)內(nèi)生產(chǎn)總</p><p> [1] Yang Chunhua. A philosophical perspective into the changes of consumption concept since the reformation[J]. Shandong Social Sciences, 2009, (7): 35-39. [楊春花. 改革開(kāi)放以來(lái)消費(fèi)觀念變化的哲
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