我國家庭債務(wù)、消費(fèi)習(xí)慣形成與旅游消費(fèi)

馬軼群

[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。

[關(guān)鍵詞]家庭債務(wù)；消費(fèi)習(xí)慣形成；旅游消費(fèi)

[中圖分類號]F59

[文獻(xiàn)標(biāo)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(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，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)有研究大多認(rèn)為家庭收入與旅游消費(fèi)之間呈線性協(xié)整關(guān)系[2]，那么，家庭債務(wù)與旅游消費(fèi)也應(yīng)存在長期穩(wěn)定關(guān)系，但是，一方面，居民消費(fèi)具有習(xí)慣形成的特點(diǎn)，消費(fèi)習(xí)慣一旦形成就難以很快改變，因而消費(fèi)支出不僅受到現(xiàn)期收入的影響，也受到自己曾經(jīng)實(shí)現(xiàn)的消費(fèi)水平以及周圍人消費(fèi)水平的影響[3]；另一方面，居民可能會負(fù)債消費(fèi)旅游產(chǎn)品，家庭債務(wù)與旅游消費(fèi)表現(xiàn)為同時上升。因此，家庭債務(wù)上升的同時，旅游消費(fèi)的下降并無必然。這說明如果家庭債務(wù)與旅游消費(fèi)存在長期穩(wěn)定關(guān)系，那這種穩(wěn)定關(guān)系也是非線性的，即非線性協(xié)整關(guān)系。事實(shí)上，實(shí)證模型中的變量之間往往為非線性關(guān)系，由于閾值效應(yīng)的存在，變量在不同機(jī)制中的調(diào)節(jié)是不同的，傳統(tǒng)線性模型無法反映這種經(jīng)濟(jì)特征，而且線性模型因忽視了經(jīng)濟(jì)行為的內(nèi)生變化可能產(chǎn)生的非線性，很可能會產(chǎn)生有誤的結(jié)論[4]。鑒于此，本文首先構(gòu)建了具有消費(fèi)習(xí)慣形成的旅游消費(fèi)模型用于探討我國家庭債務(wù)對旅游消費(fèi)的影響，然后在該模型基礎(chǔ)上引入閾值協(xié)整分析，從定量角度發(fā)現(xiàn)我國家庭債務(wù)、消費(fèi)習(xí)慣形成和旅游消費(fèi)之間的閾值協(xié)整關(guān)系。

1 具有消費(fèi)習(xí)慣形成的旅游消費(fèi)模型

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)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。

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：

[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(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：

[At+i=0∞1（1+r）iEtYt+i≡Wt] （2）

約束條件中的[At]為家庭初始資產(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：

[UCt，Zt=（Ct-Zt）γiγi]

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

[Ct*=Zt+hWt-Ztr+a-b] （3）

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]。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：

[Zt=λtCIt-1+（1-λt）CRt]

[0<λt<1]反映為兩類消費(fèi)對習(xí)慣水平的影響，這里直接設(shè)定奢侈品消費(fèi)為旅游消費(fèi)，然后將習(xí)慣水平帶入式（3）就可得出旅游消費(fèi)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(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。

2 閾值協(xié)整模型、變量及數(shù)據(jù)說明

2.1 閾值協(xié)整模型

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）]作為控制變量引入模型，基礎(chǔ)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(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)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)榈诙?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，在回歸之前對回歸模型中的變量選擇進(jìn)行更為具體的甄別。

2.2 變量及數(shù)據(jù)說明

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。

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)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?cè)丝谟嬎愠黾径瘸鲇慰側(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)的示范效應(yīng)[（RCR）]。家庭可支配收入[（HDI）]分別使用城鎮(zhèn)家庭人均可支配收入[（UHDI）]和農(nóng)村家庭人均純收入[（RHDI）]表示。

3 實(shí)證檢驗(yàn)與結(jié)果分析

3.1 模型的初步檢驗(yàn)

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。

3.1.1 變量平穩(wěn)性檢驗(yàn)

本文采用ADF（Augmented Dickey Fuller Test）方法對平穩(wěn)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。

3.1.2 格蘭杰因果關(guān)系檢驗(yàn)

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。

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，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)的格蘭杰原因。為此，在對農(nóng)村居民旅游消費(fèi)的回歸中，本文將剔除家庭債務(wù)變量和農(nóng)村人均純收入變量。進(jìn)一步，在5%的顯著性水平下，農(nóng)村居民的必需品消費(fèi)是農(nóng)村居民旅游消費(fèi)的格蘭杰原因，這與城鎮(zhèn)居民的旅游消費(fèi)特點(diǎn)是一致的，即只有先滿足生存的需要才可能進(jìn)一步考慮對奢侈品的消費(fèi)。城鎮(zhèn)居民的旅游消費(fèi)也是農(nóng)村居民旅游消費(fèi)的格蘭杰原因，說明城鎮(zhèn)居民的旅游消費(fèi)對農(nóng)村居民旅游起到了示范效應(yīng)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(zhèn)居民旅游消費(fèi)的解釋變量為家庭債務(wù)、必需品消費(fèi)、滯后一期必需品消費(fèi)和可支配收入，農(nóng)村居民旅游消費(fèi)的解釋變量為必需品消費(fèi)、滯后一期必需品消費(fèi)和城鎮(zhèn)居民旅游消費(fèi)。

3.1.3 確定非線性平滑機(jī)制轉(zhuǎn)移函數(shù)位置參數(shù)

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：

[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(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。

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

本文的閾值協(xié)整關(guān)系檢驗(yàn)主要依賴Hansen方法，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[?1≠0|?3=0]，[F（BDXt-d，η，?）]為邏輯函數(shù)形式，如果檢驗(yàn)參數(shù)為[?2≠0|?1=0，?3=0]則[F（BDXt-d，η，?）]為指數(shù)函數(shù)形式[14]。表4提供了檢驗(yàn)結(jié)果，城鎮(zhèn)居民旅游消費(fèi)模型中機(jī)制轉(zhuǎn)移函數(shù)均適用邏輯函數(shù)形式，農(nóng)村居民旅游消費(fèi)模型中，閾值變量為[RCI]時，適用邏輯函數(shù)形式，閾值變量為[RCR]時兩種函數(shù)形式均適用，為了便于比較，機(jī)制轉(zhuǎn)移函數(shù)均使用邏輯函數(shù)形式。

3.2 回歸結(jié)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(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：

城鎮(zhèn)居民旅游消費(fèi)模型1（家庭債務(wù)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(zhèn)居民旅游消費(fèi)模型2（必需品消費(fèi)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(nóng)村居民旅游消費(fèi)模型1（必需品消費(fèi)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(nóng)村居民旅游消費(fèi)模型2（示范效應(yīng)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(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。

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)越少越接近最大影響值0.0312，即家庭債務(wù)每上升一個百分點(diǎn)，城鎮(zhèn)居民旅游消費(fèi)就上升0.0312個百分點(diǎn)，這意味家庭債務(wù)較少時，負(fù)債行為可以推動旅游消費(fèi)。這與許桂華的結(jié)論較為一致，其通過在LC-PIH模型中引入家庭債務(wù)變量進(jìn)行實(shí)證分析，發(fā)現(xiàn)家庭債務(wù)對消費(fèi)存在促進(jìn)效應(yīng)[15]。臧旭恒和李燕橋認(rèn)為這是消費(fèi)信貸對內(nèi)需拉動的結(jié)果[16]。但是當(dāng)家庭債務(wù)超過閾值8.155時，家庭債務(wù)的非線性效應(yīng)機(jī)制發(fā)生轉(zhuǎn)移，會以10.063的轉(zhuǎn)移速度向第一機(jī)制轉(zhuǎn)移，在2009年第4季度到2010年第2季度及2013年服從第一機(jī)制，該時期也是家庭債務(wù)最大時期，家庭債務(wù)對城鎮(zhèn)居民旅游消費(fèi)的影響最小值為-0.0728，意味著家庭債務(wù)超過閾值之后，城鎮(zhèn)居民對未來收入的預(yù)期下降，對旅游消費(fèi)開始起抑制作用，家庭債務(wù)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(fā)現(xiàn)的，主要是因?yàn)橐延醒芯慷嘤镁€性協(xié)整技術(shù)分析，無法闡釋兩者之間的非線性關(guān)系。從2010年第3季度到2012年第4季度服從混合機(jī)制，說明該階段家庭債務(wù)在閾值附近波動，家庭債務(wù)對城鎮(zhèn)居民的旅游消費(fèi)在推動與抑制中交替進(jìn)行。其次，當(dāng)城鎮(zhèn)必需品消費(fèi)為閾值變量時，機(jī)制轉(zhuǎn)移函數(shù)值呈現(xiàn)出極為平滑的上升趨勢，這一方面是因?yàn)闄C(jī)制轉(zhuǎn)移函數(shù)的轉(zhuǎn)移速度較低，僅為-0.544，另一方面說明城鎮(zhèn)居民的必需品消費(fèi)在不同時期顯示出高度的穩(wěn)定性。進(jìn)一步，機(jī)制轉(zhuǎn)移函數(shù)值從0.455持續(xù)上升至0.542，并始終服從混合機(jī)制，隨著機(jī)制轉(zhuǎn)移函數(shù)值的上升，家庭債務(wù)對城鎮(zhèn)居民旅游消費(fèi)的影響也在不斷下降，從0.173下降至-0.137，這是因?yàn)槌擎?zhèn)居民必需品消費(fèi)的增加，占用了可用于旅游消費(fèi)的可支配收入，家庭債務(wù)或用于必需品的消費(fèi)，或抑制奢侈品的消費(fèi)。以上兩個轉(zhuǎn)移過程說明家庭債務(wù)對我國城鎮(zhèn)居民旅游消費(fèi)的影響是不斷變動的，消費(fèi)習(xí)慣對這種影響也發(fā)揮了作用，閾值效應(yīng)有效地反映了不同階段的變化。此外，可以發(fā)現(xiàn)城鎮(zhèn)居民前期的必需品消費(fèi)對旅游消費(fèi)為負(fù)影響，并隨著家庭債務(wù)的上升而增加，這是因?yàn)楸疚募僭O(shè)僅對必需品有消費(fèi)習(xí)慣，而消費(fèi)習(xí)慣的存在讓城鎮(zhèn)居民產(chǎn)生未來必需品消費(fèi)的預(yù)期，家庭債務(wù)的增加會放大這種預(yù)期。同時，可支配收入對城鎮(zhèn)居民旅游消費(fèi)的影響總體為正，并隨著家庭債務(wù)和必需品消費(fèi)的增加而下降。

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2009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)制轉(zhuǎn)移函數(shù)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(zhuǎn)移，轉(zhuǎn)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(zhèn)居民旅游消費(fèi)對農(nóng)村居民旅游消費(fèi)的示范效應(yīng)服從第二機(jī)制，第4季度之后服從第一機(jī)制，兩者之間由混合機(jī)制決定。由農(nóng)村居民旅游消費(fèi)模型2可知，城鎮(zhèn)居民旅游消費(fèi)在第二機(jī)制下對農(nóng)村居民旅游消費(fèi)僅有較微弱的影響，隨著城鎮(zhèn)居民旅游消費(fèi)的增加，超過閾值7.421之后，示范效應(yīng)開始顯現(xiàn)，從2009年第4季度開始，示范效應(yīng)始終為0.6185，說明城鎮(zhèn)居民旅游消費(fèi)每增加一個百分點(diǎn)，農(nóng)村居民旅游消費(fèi)受其影響增加0.6185個百分點(diǎn)，示范效應(yīng)明顯。這與余鳳龍等結(jié)論較為一致，城鎮(zhèn)居民旅游消費(fèi)對農(nóng)村居民旅游消費(fèi)的示范效應(yīng)開始并不顯著，但隨著城鄉(xiāng)旅游交流日益密切，其示范效應(yīng)會逐步凸顯[17]。

4 結(jié)論

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)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)橐种谱饔谩３擎?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。

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倍，與此同時，家庭消費(fèi)信貸余額占國內(nèi)生產(chǎn)總值的比重也在持續(xù)上升，由2000的4.32%上升至2013年的22.93%。因此，從家庭債務(wù)角度看，引導(dǎo)消費(fèi)者的消費(fèi)觀念與調(diào)整金融機(jī)構(gòu)的消費(fèi)信貸政策同樣重要。本文的結(jié)論為合理控制家庭債務(wù)、推動旅游消費(fèi)提供了有價值的參考。

參考文獻(xiàn)（References）

[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. 改革開放以來消費(fèi)觀念變化的哲學(xué)透視[J]. 山東社會科學(xué)， 2009， （7）： 35-39.]

[2] Chen Canping， Liu Mei， Zhang Guofeng. Dynamicrelation among residents income growth， financial asset development and domestic tourism consumption[J]. Finance & Economics， 2011， （9）： 25-31. [陳燦平， 劉梅， 張國峰. 居民收入增長、金融資產(chǎn)發(fā)展與國內(nèi)旅游消費(fèi)的動態(tài)關(guān)系[J]. 財經(jīng)科學(xué)， 2011， （9）： 25-31.]

[3] Duesenberry J S. Income： Saving and the Theory of Consumer Behavior[M]. Cambridge： Harvard University Press， 1949： 128.

[4] Granger C W J， Ter?svirta T. Modeling Non-liner Economic Relationships[M]. Oxford： Oxford University Press， 1993： 187.

[5] Zhou Wenli， Li Shiping. An empirical study on the relationship between tourism consumption and income based on Keynesconsumptive function theory[J]. Tourism Tribune， 2010，25（5）： 33-38. [周文麗， 李世平. 基于凱恩斯消費(fèi)理論的旅游消費(fèi)與收入關(guān)系的實(shí)證研究[J]. 旅游學(xué)刊， 2010， 25（5）： 33-38.]

[6] Pang Shiming. The empirical research of tourism consumption function of China： Discussion with Zhou Wenli and Li Shiping[J]. Tourism Tribune， 2014， 29（3）： 31-39. [龐世明. 中國旅游消費(fèi)函數(shù)實(shí)證研究——兼與周文麗、李世平商榷[J]. 旅游學(xué)刊， 2014， 29（3）： 31-39.]

[7] Long Zhihe， Wang Xiaohui， Sun Yan. The empirical analysis of urban resident consuming habit in China[J]. Economic Science， 2002， （6）： 29-35. [龍志和， 王曉輝， 孫艷. 中國城鎮(zhèn)居民消費(fèi)習(xí)慣形成實(shí)證分析[J]. 經(jīng)濟(jì)科學(xué)， 2002， （6）： 29-35.]

[8] Constantinides G M. Habitformation：Aresolution of the equity premium puzzle[J]. Journal of Political Economy， 1990， 98（3）： 519-543.

[9] Tang Weibing，F(xiàn)u Yuanhai. The change of ownership structure and income gap in China[J]. Studies on Marxism， 2013， （2）： 47-61. [唐未兵， 傅元海. 所有制結(jié)構(gòu)變遷對我國居民收入差距的閾值效應(yīng)[J]. 馬克思主義研究， 2013， （2）： 47-61.]

[10] Yi Shaohua， Nie Xinwei.The empirical research on the relationship between tourism consumption and income of rural resident in China[J]. Economic Perspectives， 2011， （9）： 83-87. [依紹華， 聶新偉. 我國農(nóng)村居民旅游消費(fèi)與收入關(guān)系的實(shí)證研究[J]. 經(jīng)濟(jì)學(xué)動態(tài)， 2011， （9）： 83-87.]

[11] Diao Zongguang. Tourist consumption level of China's rural residentsand its regional classification[J]. Scientia Geographica Sinica， 2009， （2）： 196-199. [刁宗廣. 中國農(nóng)村居民旅游消費(fèi)水平及區(qū)域差異研究[J]. 地理科學(xué)， 2009， （2）： 196-199.]

[12] Wang Shaoping， Ouyang Zhigang. The threshold effect of Chinas urban-rural income inequality on real economic growth[J]. Social Sciences in China， 2008， （2）： 54-66. [王少平， 歐陽志剛. 中國城鄉(xiāng)收入差距對實(shí)際經(jīng)濟(jì)增長的閾值效應(yīng)[J]. 中國社會科學(xué)， 2008， （2）： 54-66.]

[13] Hansen B E. Testing for Linearity[J]. Journal of Economic Surveys， 1999， 13（5）： 551-576.

[14] Du Yan. The threshold effect of government consumption scale on economic growth[J]. Economic Theory and Business Management， 2014， （8）： 31-42. [杜焱. 政府消費(fèi)規(guī)模對經(jīng)濟(jì)增長的閾值效應(yīng)[J]. 經(jīng)濟(jì)理論與經(jīng)濟(jì)管理， 2014， （8）： 31-42.]

[15] Xu Guihua. Household debt change and excessive sensitivity of residents consumption： The evidence from China[J]. Finance & Economics， 2013， （3）： 95-104. [許桂華. 家庭債務(wù)變動與居民消費(fèi)的過度敏感性： 來自中國的證據(jù)[J]. 財經(jīng)科學(xué)， 2013， （3）： 95-104.]

[16] Zang Xuheng，Li Yanqiao.Consumer credit，liquidity constraints and urban resident consumer behavior in China[J]. Economic Perspectives， 2012， （2）： 61-66. [臧旭恒， 李燕橋. 消費(fèi)信貸、流動性約束與中國城鎮(zhèn)居民消費(fèi)行為[J]. 經(jīng)濟(jì)學(xué)動態(tài)， 2012， （2）： 61-66.]

[17] Yu Fenglong，Huang Zhenfang， Fang Yelin. Tourism consumption of Chinese rural residents：Characteristics and its influencing factors[J]. Geographical Research， 2013， （8）： 1565-1576. [余鳳龍， 黃震方， 方葉林. 中國農(nóng)村居民旅游消費(fèi)特征與影響因素分析[J]. 地理研究， 2013， （8）： 1565-1576.]