我國家庭債務(wù)、消費(fèi)習(xí)慣形成與旅游消費(fèi)

1、<p>　　我國家庭債務(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，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、升超過閾值時，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)對農(nóng)村居民旅游消費(fèi)有影響。文章還就如何推動旅游消費(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]F59 </p><p><b>　　[文獻(xiàn)標(biāo)識碼]A </b></p><p>　　[文章編號]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，隨著我國經(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)財富豐富以及文化全球化等原因，我國居民的消費(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消費(fèi)又到超前消費(fèi)[1]。消費(fèi)觀念的轉(zhuǎn)變帶動了我國居民家庭資產(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)，如購房、購車及短期的信用消費(fèi)等。在我國

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)乃至整個國家的經(jīng)濟(jì)發(fā)展。旅游消費(fèi)是刺激旅游經(jīng)濟(jì)發(fā)展的重要動力，也是我國拉動內(nèi)需的重要手段，那么，當(dāng)前我國家庭債務(wù)的持續(xù)變化對旅游消費(fèi)會生產(chǎn)何種影響？從發(fā)展旅游經(jīng)濟(jì)的角度看，我國家庭債務(wù)的合理區(qū)間是多少？對以上兩個問題的回答不僅有利于我們進(jìn)一步認(rèn)識家庭債務(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，對旅游等奢侈品的消費(fèi)就會相應(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)，目前并沒有專門針對旅游消費(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收入假說探討了我國城鄉(xiāng)居民國內(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]，通過對其修正以構(gòu)建一個旅游消費(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)，則最大化問題為： </p><p>　　[V=maxEti=0∞1（

8、1+ρ）iU（Ct+i）] （1） </p><p>　　其中，[E]為時間期望，[ρ]為時間偏好，且[0<ρ<1]，[C]是消費(fèi)者的相對消費(fèi)，[U]為消費(fèi)者的效用函數(shù)，最大化問題即在終生預(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)與未來收入之和。在式（1）中，將消費(fèi)者的相對消費(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)超過習(xí)慣水平時，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]為無風(fēng)險資產(chǎn)回報率，[a]和[b]均為刻畫習(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)以及未來財富預(yù)期的影響，由于預(yù)期值不可得，在估計時往往采取前一期的財產(chǎn)代替，當(dāng)家庭債務(wù)上升時，未來財富的預(yù)期也會相應(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)替代財產(chǎn)進(jìn)行估計。 </p><p>　　2 閾值協(xié)整模型、變量及數(shù)據(jù)說明 </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)我國家庭債務(wù)[（HD）]對旅游消費(fèi)[（CE）]的閾值協(xié)整關(guān)系，同時將家庭可支配收入[（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，我國家庭債務(wù)等變量對旅游消費(fèi)的影響由[α1]，[α2]，[α3]，[α4]和[α5]刻畫，這時為第一效應(yīng)機(jī)制，當(dāng)[F（BDXt-d，η，?）=1]時，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，此時我國家庭債務(wù)等變量對旅游消費(fèi)的影響由[α1+β1]，[α2+β2]，[α3+β3]，[α4+β4]和[α5+β5]刻畫。而當(dāng)[F（BDXt-d，η，?）∈（0，1）]時，我國家庭債務(wù)等變量對旅游消費(fèi)的影響在兩個機(jī)制之間平滑，具體值由[F（BDXt-d，η，?）]決定。同時，式（5）為基礎(chǔ)的旅游消費(fèi)回歸模型，鑒于我國城鄉(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、回歸之前對回歸</p><p>　　2.2 變量及數(shù)據(jù)說明 </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年的季度時間序列數(shù)據(jù)，其中，家庭債務(wù)的季度數(shù)據(jù)來源于中國人民銀行網(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)來自各年《中國旅游年鑒》，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)均來自國家統(tǒng)計局

18、網(wǎng)站。為了剔除季節(jié)性影響，對所有數(shù)據(jù)使用X11季節(jié)調(diào)整方法進(jìn)行處理，同時對所有數(shù)據(jù)進(jìn)行對數(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，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)計數(shù)據(jù)中較難識別必需品消費(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)支出中的波動部分，經(jīng)過平滑的消費(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、人口計算出季度出游總?cè)藬?shù)，再根據(jù)季度人均消費(fèi)額計算出各季度農(nóng)村居民用于旅游消費(fèi)的總額。對于高消費(fèi)者旅游消費(fèi)的示范效應(yīng)[（CR）]，在統(tǒng)計數(shù)據(jù)中，城鎮(zhèn)居民旅游消費(fèi)沒有有效的參照群體，本文僅在對農(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(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，對所有變量進(jìn)行一階差分做格蘭杰因果檢驗(yàn)，見表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，無論是購房、購車還是信用消費(fèi)均以城鎮(zhèn)家庭為主，特別是購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，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，說明農(nóng)民收入的增加不會刺激旅游消費(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)行泰勒三階展開式代入回歸

27、模型，選取不同階數(shù)進(jìn)行最小二乘估計，估計結(jié)果中[F]統(tǒng)計量和[Adjust R2]最大或者[AIC]值最小對應(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]，對不同類型轉(zhuǎn)移函數(shù)在原點(diǎn)的泰勒三階展開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>　　將泰勒三階展開式代入模型，由于本文時間序列數(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)計量的非對稱性檢驗(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語言軟件程序，當(dāng)[?1=?2=?3=0]時，[LM]統(tǒng)計量為30.119，在10%的顯著性水平下，統(tǒng)計量的右尾臨界值為29.122，而在顯著性水平為5%時，該統(tǒng)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

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，[LM]統(tǒng)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(shè)，變量之間存在閾值協(xié)整關(guān)系。對于確定機(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。對于4個模型的回歸，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軟件在既定步長下逐一搜索，在每個搜索值下對模型進(jìn)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(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個模型對城鄉(xiāng)居民旅游消

37、費(fèi)真實(shí)值的擬合程度較高，4個模型均較好地預(yù)測了我國城鄉(xiāng)居民旅游消費(fèi)的走勢，但是對于部分季度波動較大的實(shí)際值，擬合值并沒有精準(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季度引起實(shí)際值較大波動的變量，那么擬合值將會較準(zhǔn)確地捕獲實(shí)際值的波動，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)波動較大，擬合值對此進(jìn)行了反映，說明對必需品的消費(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)波動的主要原因。 　　

38、根據(jù)4個模型可以得出不同閾值變量下機(jī)制轉(zhuǎn)移函數(shù)值，見圖2。城鎮(zhèn)居民旅游消費(fèi)模型有兩個閾值變量，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，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季度開始到2013年第1季度，機(jī)制轉(zhuǎn)移函數(shù)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(wù)對城鎮(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，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)對旅游消費(fèi)是顯著的負(fù)向作用，超過7.315的閾值之后，農(nóng)村居民必需品消費(fèi)對旅游消費(fèi)的作用開始發(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，整個過程說明隨著農(nóng)村居民必需品消費(fèi)的增加，必需品消費(fèi)對旅游消費(fèi)的負(fù)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(nóng)村居民必需品消費(fèi)增加的同時收入也呈現(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%，說明農(nóng)村居民收入中的較大部分可用來進(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，反映了示范效應(yīng)對農(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，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，超過閾值時，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)對旅游消費(fèi)的抑制作用，城鎮(zhèn)居民對必需品的消費(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)對旅游消費(fèi)的負(fù)向作用不斷下降，超過閾值之后，下降速度加快。示范效應(yīng)在2009年之前對農(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季度開始，示范效應(yīng)開始凸顯。 </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

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)可以推動城鎮(zhèn)居民旅游消費(fèi)，這是因?yàn)椋阂环矫?，家庭?fù)債購買大件物品，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)對農(nóng)村居民旅游消費(fèi)的影響就會凸顯。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)，居民開始越來越多地接受提前消費(fèi)和超前消費(fèi)，而我國長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14萬億，是2000年信貸規(guī)模的30

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