我國(guó)居民收入差距與平均旅游消費(fèi)傾向關(guān)系經(jīng)驗(yàn)分析

劉霽雯 馮學(xué)鋼

（華東師范大學(xué)商學(xué)院，上海 200241）

經(jīng)濟(jì)學(xué)與經(jīng)濟(jì)管理

我國(guó)居民收入差距與平均旅游消費(fèi)傾向關(guān)系經(jīng)驗(yàn)分析

劉霽雯 馮學(xué)鋼

（華東師范大學(xué)商學(xué)院，上海 200241）

本文以1994-2008年的相關(guān)數(shù)據(jù)為樣本，利用Johansen協(xié)整檢驗(yàn)和格蘭杰因果檢驗(yàn)從城鄉(xiāng)兩個(gè)層面實(shí)證分析了我國(guó)居民收入差距與平均旅游消費(fèi)傾向的相關(guān)關(guān)系和因果關(guān)系，實(shí)證結(jié)果表明：城鎮(zhèn)居民收入差距與平均旅游消費(fèi)傾向呈現(xiàn)負(fù)相關(guān)關(guān)系，并構(gòu)成其單向格蘭杰原因；而農(nóng)村居民收入差距與平均旅游消費(fèi)傾向呈正相關(guān)關(guān)系，但平均旅游消費(fèi)傾向?yàn)橐?，收入差距為果。本文分析了原因并提出了政策建議。

平均旅游消費(fèi)傾向收入差距Johansen協(xié)整格蘭杰因果檢驗(yàn)

一、引言

消費(fèi)不足一直是困擾我國(guó)經(jīng)濟(jì)持續(xù)穩(wěn)定發(fā)展的重要議題，改革開放以來，我國(guó)的最終消費(fèi)率整體呈下降趨勢(shì)，從80年代的62%一直下降到2008年的48.6%，很多學(xué)者把原因部分歸咎于居民收入差距的擴(kuò)大。但是在內(nèi)需不振的背景下，國(guó)內(nèi)旅游消費(fèi)卻發(fā)揮了其巨大的潛力，2008年，我國(guó)國(guó)內(nèi)旅游收入創(chuàng)造出了8749億元的新高，比2007年增長(zhǎng)了12.6%，旅游消費(fèi)占GDP的比重也從1994年的2.1%升至2008年的2.9%。2009年11月26日，國(guó)務(wù)院通過《關(guān)于加快發(fā)展旅游業(yè)的意見》，提出把旅游業(yè)培育成國(guó)民經(jīng)濟(jì)的戰(zhàn)略性支柱產(chǎn)業(yè)，又進(jìn)一步提高了旅游業(yè)的地位。

不可否認(rèn)，收入是影響旅游消費(fèi)的最重要的因素之一，因此有關(guān)收入和旅游消費(fèi)之間關(guān)系研究的論文也就不勝枚舉。近些年來，隨著居民收入差距不斷加大，收入差距與旅游消費(fèi)的關(guān)系也開始引起理論界的重視，研究成果雖然還比較稀少，但是已得出了一些有意義的結(jié)論。例如，谷慧敏、伍春來（2003）認(rèn)為收入差距的擴(kuò)大將使國(guó)內(nèi)旅游進(jìn)入階層消費(fèi)階段，即“一部分消費(fèi)者遵循傳統(tǒng)，消費(fèi)以實(shí)用為主，講究節(jié)約和理性；一部分消費(fèi)者則傾向時(shí)尚和新潮，講究精致的生活享受和品位”。①谷慧敏、伍春來：《中國(guó)收入分配結(jié)構(gòu)演變對(duì)國(guó)內(nèi)旅游消費(fèi)的影響》，《旅游學(xué)刊》2003年第2期。徐萍、成英文（2010）認(rèn)為社會(huì)財(cái)富過分集中于高收入階層會(huì)引起整個(gè)社會(huì)的旅游消費(fèi)傾向下降，從而使得全社會(huì)的旅游消費(fèi)需求不足，不僅如此，城鄉(xiāng)收入差距的擴(kuò)大也使得城鄉(xiāng)旅游消費(fèi)差距也擴(kuò)大。②徐萍、成英文：《收入分配制度對(duì)我國(guó)旅游消費(fèi)增長(zhǎng)的制約》，《經(jīng)濟(jì)研究導(dǎo)刊》2010年第5期。周文麗、李世平（2010）則利用計(jì)量經(jīng)濟(jì)模型得出了城鎮(zhèn)居民基尼系數(shù)每上升0.1，國(guó)內(nèi)旅游平均消費(fèi)傾向下降0.0051，農(nóng)村居民基尼系數(shù)每上升0.1，國(guó)內(nèi)旅游平均消費(fèi)傾向上升0.0694的結(jié)論。③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)系實(shí)證研究》，《旅游學(xué)刊》2010年第5期。

以上研究都為本文的分析提供了理論基礎(chǔ)，但是還是存在著一些不足。一是研究一般以定性為主，定量研究較少，通常是在研究收入對(duì)旅游消費(fèi)的影響時(shí)附帶提到收入差距問題。二是研究中往往容易忽略了旅游消費(fèi)所具有的非基本需求的特性，想當(dāng)然認(rèn)為旅游消費(fèi)也應(yīng)該是邊際消費(fèi)傾向遞減的，從而得出收入差距擴(kuò)大會(huì)降低旅游消費(fèi)的結(jié)論。三是雖然已可以得出收入差距和平均旅游消費(fèi)傾向的存在正或負(fù)的數(shù)量關(guān)系，卻沒有繼續(xù)對(duì)二者內(nèi)部的因果關(guān)系進(jìn)行研究，結(jié)論失之偏頗。因此，本文將在前人研究的基礎(chǔ)上，運(yùn)用Johansen協(xié)整模型以及格蘭杰因果檢驗(yàn)進(jìn)一步探討收入差距與平均旅游消費(fèi)傾向間相互關(guān)系，分析其原因并有針對(duì)性的提出相關(guān)建議。

二、模型構(gòu)建與數(shù)據(jù)描述

我們先假定居民收入差距會(huì)影響居民平均旅游消費(fèi)傾向，由此引入兩個(gè)計(jì)量模型：

UCR、RCR是指城鎮(zhèn)居民平均旅游消費(fèi)傾向，代表的是居民（我們把全國(guó)所有的人口都看作潛在的旅游對(duì)象）收入中用于旅游消費(fèi)的部分，其計(jì)算公式為：

在這里，城鎮(zhèn)居民旅游總花費(fèi)、農(nóng)村居民旅游總花費(fèi)、城鎮(zhèn)居民人口數(shù)據(jù)、農(nóng)村居民人口數(shù)據(jù)、城鎮(zhèn)居民可支配收入以及農(nóng)村居民純收入數(shù)據(jù)均來源于《新中國(guó)60年統(tǒng)計(jì)資料匯編》。

式（1）、（2）中的UGINI、RGINI分別指的是城鎮(zhèn)居民基尼系數(shù)和農(nóng)村居民基尼系數(shù)。其中城鎮(zhèn)居民基尼系數(shù)是通過《中國(guó)統(tǒng)計(jì)年鑒》相關(guān)年份的分組數(shù)據(jù)用矩陣算法④洪興建：《基尼系數(shù)理論研究》，經(jīng)濟(jì)科學(xué)出版社2008年版，第26頁(yè)。計(jì)算得出，但由于《中國(guó)統(tǒng)計(jì)年鑒》缺乏農(nóng)村居民的分組數(shù)據(jù)，農(nóng)村居民基尼系數(shù)則直接采用了國(guó)家統(tǒng)計(jì)局農(nóng)村社會(huì)經(jīng)濟(jì)調(diào)查司發(fā)布的《2009中國(guó)農(nóng)村住戶調(diào)查年鑒》中現(xiàn)成的數(shù)據(jù)。數(shù)據(jù)樣本選取區(qū)間為1994－2008年。

具體涉及指標(biāo)和數(shù)據(jù)如表1。

三、計(jì)量分析

（一）單位根檢驗(yàn)

由于很多時(shí)間序列是非平穩(wěn)的，不能直接用于建模，因此第一步要求驗(yàn)證變量的平穩(wěn)性。首先做出原始數(shù)據(jù)及其一階差分的趨勢(shì)如圖1所示。

圖中，帶有D打頭的變量名表示原始數(shù)據(jù)的一階差分。從圖像中可知，UGINI、RCR、RGINI出現(xiàn)很明顯的隨時(shí)間上揚(yáng)的趨勢(shì)，應(yīng)該含有截距項(xiàng)和趨勢(shì)項(xiàng)，而UCR走向則比較穩(wěn)定，因此判斷其應(yīng)該只含有截距項(xiàng)，不含有時(shí)間趨勢(shì)項(xiàng)。DUCR、DUGINI、DRCR、DRGINI均圍繞0值上下波動(dòng)，則既不含截距項(xiàng)，也不含時(shí)間趨勢(shì)項(xiàng)。

表1 城鄉(xiāng)居民平均消費(fèi)傾向與基尼系數(shù)

圖1 各變量及其一階差分趨勢(shì)圖

圖1 （續(xù)）各變量及其一階差分趨勢(shì)圖

表2 各變量及其一階差分的單位根檢驗(yàn)

我們根據(jù)圖像分析的結(jié)果對(duì)變量進(jìn)行相應(yīng)的ADF檢驗(yàn)，其檢驗(yàn)結(jié)果如表2所示。

單位根檢驗(yàn)的結(jié)果表明，在5%的顯著性水平下，UCR、UGINI、RCR、RGINI經(jīng)過差分后均為平穩(wěn)的時(shí)間系列，因此原始序列為一階單整的，可以進(jìn)行協(xié)整分析。

（二）協(xié)整檢驗(yàn)

所謂協(xié)整檢驗(yàn)是指，雖然一些經(jīng)濟(jì)變量本身是非平穩(wěn)的時(shí)間序列，但是他們的線性組合卻可能是平穩(wěn)的序列，這種線性組合可被解釋為變量之間的長(zhǎng)期穩(wěn)定的均衡關(guān)系。在進(jìn)行協(xié)整檢驗(yàn)時(shí)，通常采用的是兩種方法，即Engle-Granger兩步法和Johansen檢驗(yàn)法，E-G兩步法易于計(jì)算，因此早期被廣泛采用，但缺點(diǎn)是在小樣本下參數(shù)估計(jì)的誤差較大，而Johansen檢驗(yàn)在這方面顯著優(yōu)于 Engle和 Granger的方法，因此本文選用Johansen的協(xié)整檢驗(yàn)方法。由于Johansen檢驗(yàn)中最優(yōu)滯后期的選擇是根據(jù)非約束的VAR模型的LR、AIC、SC準(zhǔn)則而得到的，因此首先需要構(gòu)建VAR模型。

VAR模型是以向量形式建立的自回歸模型，常用于解釋各種經(jīng)濟(jì)沖擊對(duì)經(jīng)濟(jì)變量造成的影響，是一種非結(jié)構(gòu)化的多方程模型。其一般的表達(dá)形式為：

其中，yt為k維內(nèi)生變量向量，xt為d維外生變量向量，A1，…，Ap和B1，…，Br為待估計(jì)的系數(shù)矩陣，εt為誤差向量。

我們需要運(yùn)用VAR模型中的LR檢驗(yàn)、AIC信息準(zhǔn)則和SC準(zhǔn)則來確定模型最佳的滯后期，表3是我們對(duì)UCR和UGINI試驗(yàn)的幾個(gè)滯后項(xiàng)，最大的滯后期設(shè)定為3。

雖然AIC和SC都指向最佳滯后期為3，但是由于數(shù)據(jù)容量太小，以3為滯后需要估計(jì)的參數(shù)太多，甚至有可能估計(jì)不出，因此在實(shí)際運(yùn)用中，將不得不限制滯后項(xiàng)的數(shù)，使之少于反映模型動(dòng)態(tài)特征性所應(yīng)有的理想數(shù)目①高鐵梅：《計(jì)量經(jīng)濟(jì)分析方法與建模：Eviews應(yīng)用及實(shí)例》，清華大學(xué)出版社2006年版，第263頁(yè)。，最終，我們以LR檢驗(yàn)為依據(jù)確定了最佳滯后期為1。

同理，我們也用LR檢驗(yàn)、AIC信息準(zhǔn)則和SC準(zhǔn)則對(duì)農(nóng)村居民平均旅游消費(fèi)傾向與農(nóng)村居民收入差距的兩變量VAR模型選擇最佳滯后期。

在表4中，LR、SC準(zhǔn)則都指向了最佳滯后期為1，因此也選擇了1為模型的最佳滯后期。

下一步我們將根據(jù)最佳滯后期對(duì)設(shè)定的模型進(jìn)行Johansen協(xié)整檢驗(yàn)，從前面的圖像（圖1）中已經(jīng)看出UCR原始數(shù)據(jù)存在截距，沒有確定的趨勢(shì)，所以在做協(xié)整檢驗(yàn)時(shí)選擇了有截距項(xiàng)無趨勢(shì)的協(xié)整方程形式進(jìn)行檢驗(yàn)。

跡檢驗(yàn)表明在0.05的顯著性水平下存在一個(gè)協(xié)整向量。

接下來我們對(duì)RCR與RGINI的VAR模型選擇了有截距項(xiàng)有趨勢(shì)的協(xié)整方程進(jìn)行Johanson檢驗(yàn)，滯后期為1。跡檢驗(yàn)顯示在0.1的顯著性水平下兩者不存在協(xié)整關(guān)系。

但是最大特征根檢驗(yàn)卻顯示存在一個(gè)協(xié)整關(guān)系，在此，我們接受了最大特征根的檢驗(yàn)結(jié)果。

但是我們還必須驗(yàn)證協(xié)整模型是否穩(wěn)定，因?yàn)槿绻Ｐ筒环€(wěn)定，某些結(jié)果（如脈沖響應(yīng)函數(shù)的標(biāo)準(zhǔn)誤差）將不會(huì)是有效的。我們可以用單位根的圖表來查看模型的穩(wěn)定性，如果單位根模的倒數(shù)小于1，即位于單位圓內(nèi)，則說明是穩(wěn)定的。從圖2可以看到，兩個(gè)模型的單位根的模全部在單位圓內(nèi)，說明協(xié)整關(guān)系都是穩(wěn)定的，同時(shí)這也是我們剛才選擇接受第二個(gè)模型存在協(xié)整關(guān)系的原因。

根據(jù)標(biāo)準(zhǔn)化后的協(xié)整系數(shù)，我們可以得出如下協(xié)整關(guān)系式：

關(guān)系式中UGINI的系數(shù)為正，RGINI的系數(shù)為負(fù)，說明城鎮(zhèn)居民平均旅游消費(fèi)傾向與城鎮(zhèn)居民收入差距呈負(fù)相關(guān)的關(guān)系，而農(nóng)村居民平均旅游消費(fèi)傾向與城鎮(zhèn)居民收入差距呈正相關(guān)的關(guān)系。雖然我們已經(jīng)得到居民平均旅游消費(fèi)傾向和居民收入差距是具有長(zhǎng)期均衡關(guān)系的，但這未必就能構(gòu)成因果關(guān)系。也就是說，究竟是平均旅游消費(fèi)傾向的變化引起了居民收入差距的變化還是居民收入差距的變化引起了居民平均旅游消費(fèi)傾向的變化，又或是二者具有雙向因果關(guān)系，這需要借助于格蘭杰（Granger）因果檢驗(yàn)驗(yàn)證誰(shuí)為因誰(shuí)為果。

（三）格蘭杰因果檢驗(yàn)

所謂格蘭杰因果檢驗(yàn)是指一個(gè)變量如y中加入另一個(gè)變量比如x的滯后期是否可以提高解釋程度，如果解釋程度提高，可以說y是由x引起的。

表3 UCR與UGINI的滯后期檢驗(yàn)結(jié)果

表4 RCR與RGINI的滯后期檢驗(yàn)結(jié)果

表5 UCR與UGINI的跡檢驗(yàn)結(jié)果

表6 RCR與RGINI的跡檢驗(yàn)結(jié)果

表7 RCR與RGINI的最大特征根檢驗(yàn)結(jié)果

圖2 單位根的圖表

表8 格蘭杰因果檢驗(yàn)

基于前面的最佳滯后期的選擇，我們分別對(duì)UCR和UGINI二者以及RCR和RGINI二者進(jìn)行格蘭杰因果檢驗(yàn)，檢驗(yàn)結(jié)果如表8。

根據(jù)表8，在10%的顯著性水平下，UCR不是引起UGINI的原因，而UGINI卻顯著地引起了UCR的變化。這說明了城鎮(zhèn)居民的收入差距可以對(duì)城鎮(zhèn)居民的平均旅游消費(fèi)傾向產(chǎn)生影響，而反之影響則不是很顯著。接下來我們?cè)趯?duì)RCR和RGINI的格蘭杰檢驗(yàn)卻發(fā)現(xiàn)，RGINI不是引起RCR的格蘭杰原因，RCR卻是引起RGINI的原因，也就是說，農(nóng)村居民收入差距的擴(kuò)大并不會(huì)引起農(nóng)村平均旅游消費(fèi)傾向的擴(kuò)大，而農(nóng)村居民平均旅游消費(fèi)傾向的上升卻引起農(nóng)村居民收入差距的擴(kuò)大。

現(xiàn)行教育制度下，教師往往教授專業(yè)課程中的一門或幾門課程，課程之間天然被割裂，無法幫助學(xué)生將知識(shí)進(jìn)行有效串聯(lián)，將專業(yè)中各門課程有效融合。

這也許會(huì)讓人覺得迷惑不解，通常的理解是，根據(jù)邊際消費(fèi)傾向遞減原理，收入差距的擴(kuò)大不僅會(huì)對(duì)平均消費(fèi)傾向有影響，而且往往是負(fù)影響。前面有關(guān)城鎮(zhèn)居民的協(xié)整檢驗(yàn)和格蘭杰檢驗(yàn)已經(jīng)證明了這點(diǎn)，但在對(duì)農(nóng)村居民的實(shí)證分析中卻發(fā)現(xiàn)收入差距不僅和平均旅游消費(fèi)傾向呈正相關(guān)關(guān)系，而且農(nóng)村居民平均旅游消費(fèi)傾向是導(dǎo)致農(nóng)村居民收入差距變化的格蘭杰原因。

關(guān)于這個(gè)困惑，我們認(rèn)為原因之一在于農(nóng)民收入來源過于單一，非農(nóng)收入水平低，隨著近些年來我國(guó)“旅游扶貧”政策的開展，旅游業(yè)已成為一個(gè)地區(qū)擺脫貧困的重要途徑。當(dāng)前農(nóng)村居民旅游消費(fèi)占我國(guó)旅游總消費(fèi)比重越來越大，由1994年的17.1提高到2008年的28.6%，已經(jīng)成為我國(guó)旅游經(jīng)濟(jì)中不可或缺的一部分，發(fā)展旅游業(yè)帶來的收入使得不少地區(qū)的農(nóng)民走向了致富之路。但是一個(gè)地區(qū)旅游經(jīng)濟(jì)的發(fā)展畢竟是存在著一定的地域與環(huán)境依賴性的，對(duì)于缺乏旅游資源或者缺乏開發(fā)環(huán)境的地區(qū)，農(nóng)民收入無法通過旅游開發(fā)得到改善。原因之二是旅游產(chǎn)業(yè)本身是一個(gè)高投入與高產(chǎn)出的資源密集型或說是環(huán)境密集型的產(chǎn)業(yè)①Shan J，Wilson K，“Causality between trade and tourism：empirical evidence from China”，Applied Economics Letters. Vol.8，No.4，2001，PP.279-283.，發(fā)達(dá)地區(qū)由于資本實(shí)力雄厚，旅游投資機(jī)制較為完善，因此旅游業(yè)產(chǎn)出也更高，給農(nóng)民收入帶來的貢獻(xiàn)也更大。所以旅游經(jīng)濟(jì)對(duì)農(nóng)民收入的影響是存在區(qū)域之間的差異的，東部地區(qū)如北京、上海等地區(qū)旅游業(yè)對(duì)農(nóng)民收入的貢獻(xiàn)要高于中西部地區(qū)②操建華：《旅游業(yè)對(duì)中國(guó)農(nóng)村和農(nóng)民的影響的研究》，中國(guó)社會(huì)科學(xué)院博士論文2002年，第39頁(yè)。，這樣就進(jìn)一步擴(kuò)大了農(nóng)民的收入差距。而對(duì)于城鎮(zhèn)居民來說，收入來源相對(duì)多元化，通過旅游業(yè)創(chuàng)造的收入對(duì)他們來說影響甚微，這也就是為什么格蘭杰檢驗(yàn)顯示城鎮(zhèn)居民平均旅游消費(fèi)傾向不構(gòu)成城鎮(zhèn)居民收入差距的格蘭杰原因，而農(nóng)村居民平均旅游消費(fèi)傾向的變化構(gòu)成了農(nóng)村居民收入差距的格蘭杰原因。

由此，我們認(rèn)為，函數(shù)（2）中把RGINI作為外生變量，RCR作為內(nèi)生變量的假定是不恰當(dāng)?shù)模谑俏覀儼押瘮?shù)（2）中RGINI和RCR的位置調(diào)換下，把RGINI作為內(nèi)生變量，RCR作為外生變量，并重復(fù)上述步驟（此過程略），得出二者的協(xié)整關(guān)系式：

可以看出二者依然是成正相關(guān)的關(guān)系，農(nóng)村居民平均旅游消費(fèi)傾向提高0.1，會(huì)使得農(nóng)村居民基尼系數(shù)提高0.1198。

（四）脈沖響應(yīng)與方差分解

下面我們進(jìn)一步分析因變量的一個(gè)正向沖擊會(huì)給系統(tǒng)造成怎樣的影響，這就要用到脈沖響應(yīng)函數(shù)方法。我們給UGINI一個(gè)正的單位的沖擊，得到了關(guān)于UCR的脈沖響應(yīng)函數(shù)圖（如圖3所示）。

圖3 UCR的脈沖響應(yīng)函數(shù)圖

我們?cè)偻ㄟ^方差分解分析每一個(gè)結(jié)構(gòu)沖擊對(duì)城鎮(zhèn)居民平均旅游消費(fèi)傾向的貢獻(xiàn)率從而進(jìn)一步評(píng)價(jià)不同結(jié)構(gòu)沖擊的重要性（如圖4所示）。

從城鎮(zhèn)居民平均旅游消費(fèi)傾向的方差分解圖可以看出，在10期內(nèi)，來自城鎮(zhèn)居民平均旅游消費(fèi)傾向自身的貢獻(xiàn)度保持平穩(wěn)緩慢下降的態(tài)勢(shì)，而來自城鎮(zhèn)居民收入差距的貢獻(xiàn)度則平穩(wěn)緩慢的上升，達(dá)到26.9%，但是還不到1/3。說明在居民平均旅游消費(fèi)傾向的變動(dòng)中，其自身的變動(dòng)還是起了最主要作用，也說明旅游消費(fèi)是具有較強(qiáng)慣性的，慣性可能來源自居民自身消費(fèi)習(xí)慣、偏好等因素，但收入差距的變動(dòng)也給平均旅游消費(fèi)傾向造成了一定的影響，這種影響雖然不起決定性作用，但也是不容忽視的。

圖4 UCR的方差分解圖

圖5 RGINI的脈沖響應(yīng)函數(shù)圖

同樣，我們也作出關(guān)于農(nóng)村居民基尼系數(shù)的脈沖響應(yīng)函數(shù)圖和方差分解圖來具體分析（如圖5、圖6所示）。

圖6 RGINI的方差分解圖

圖中可以看出，給RCR一個(gè)單位的正沖擊，將會(huì)給RGINI帶來持續(xù)的正效應(yīng)，這個(gè)效應(yīng)在第4期達(dá)到最大，隨后保持穩(wěn)定。方差分解的結(jié)果則表明，到第5期后，在RGINI的變動(dòng)中，RCR的貢獻(xiàn)度甚至超過了RGINI自身的變動(dòng)的貢獻(xiàn)度，到第10期甚至達(dá)到67.8%，這說明在農(nóng)村居民收入差距的變動(dòng)中，農(nóng)村居民平均旅游消費(fèi)傾向起了重要作用。

四、本文結(jié)論與建議

至此，我們分別從城市和農(nóng)村這兩個(gè)層面對(duì)居民平均旅游消費(fèi)傾向和收入差距的關(guān)系進(jìn)行了實(shí)證分析，并得出以下基本結(jié)論：

1.城鎮(zhèn)居民平均旅游消費(fèi)傾向和農(nóng)村居民平均旅游消費(fèi)傾向表現(xiàn)出了完全不同的特征。從圖像中我們發(fā)現(xiàn)，城鎮(zhèn)居民平均旅游消費(fèi)傾向走向比較平穩(wěn)，略微有所下降，而農(nóng)村居民平均旅游消費(fèi)傾向則呈現(xiàn)了很明顯的上升態(tài)勢(shì)，這說明農(nóng)村居民旅游消費(fèi)在快速的發(fā)展之中，潛力在逐漸地迸發(fā)，因此應(yīng)該提高對(duì)農(nóng)民旅游市場(chǎng)的重視程度，制定相關(guān)政策引導(dǎo)和培育農(nóng)民旅游市場(chǎng)。

2.城鎮(zhèn)居民收入差距與城鎮(zhèn)居民平均旅游消費(fèi)傾向存在長(zhǎng)期穩(wěn)定的正相關(guān)關(guān)系，并構(gòu)成城鎮(zhèn)居民平均旅游消費(fèi)傾向的格蘭杰原因，城鎮(zhèn)居民基尼系數(shù)每擴(kuò)大0.1，城鎮(zhèn)居民平均消費(fèi)傾向降低0.0078。來自城鎮(zhèn)居民收入差距的一個(gè)正向沖擊，對(duì)于城鎮(zhèn)居民平均旅游消費(fèi)傾向的變動(dòng)產(chǎn)生持續(xù)的負(fù)向作用，總體看來，雖然收入差距在平均消費(fèi)傾向的變動(dòng)中的貢獻(xiàn)率并不是很大，但還是不應(yīng)忽視收入差距的擴(kuò)大對(duì)城鎮(zhèn)居民旅游消費(fèi)造成的不良影響。為此應(yīng)該采取措施扭轉(zhuǎn)收入差距擴(kuò)大趨勢(shì)，包括建立合理的收入分配制度，提高勞動(dòng)報(bào)酬在初次分配中的比重；加大對(duì)低收入階層的轉(zhuǎn)移支付，完善社會(huì)保障制度；打破經(jīng)營(yíng)壟斷，促進(jìn)行業(yè)間收益率的均衡等等。

3.農(nóng)村居民平均旅游消費(fèi)傾向與農(nóng)村居民收入差距則存在長(zhǎng)期穩(wěn)定的負(fù)相關(guān)關(guān)系，但是格蘭杰因果檢驗(yàn)表明農(nóng)村居民平均旅游消費(fèi)傾向?qū)r(nóng)村居民收入差距有顯著影響，反之則不然。從方差分解中我們還可以看到，農(nóng)村居民平均旅游傾向在農(nóng)村居民收入差距的變動(dòng)中貢獻(xiàn)度非常大，甚至超過其本身的貢獻(xiàn)度。因此要正視并設(shè)法消除居民旅游消費(fèi)的擴(kuò)大對(duì)于農(nóng)村居民收入差距造成的不良影響，具體而言，應(yīng)該加大在貧困地區(qū)旅游開發(fā)的扶持力度，改善交通環(huán)境，優(yōu)化投資環(huán)境，提高投資效率，進(jìn)行科學(xué)合理的旅游規(guī)劃等等，努力把豐富的旅游資源轉(zhuǎn)化為經(jīng)濟(jì)優(yōu)勢(shì)，加快農(nóng)民的脫貧步伐。

An Em pirical Study on the Relationship between Income Gap and Average Propensity to Tourism Consum ption in China

LIU Jiwen，F(xiàn)ENG Xuegang

In the framework of Johansen’s co-integration model and Granger causality test，the paper takes the statistical data from 1994 to 2008 as samples to study the correlation and causal link between the Chinese income gap and average propensity to tourism consumption based on rural and urban levels.The results indicate that there exists a long-term equilibrium relationship between income gap and average propensity to tourism consumption in town.Large urban income gap is one of the reasons for low average propensity to tourism consumption.The rural income gap and average propensity to tourism consumption has positive correlation，while the former is the result of the latter.The article analyzes the reason and then gives the corresponding policies.

average propensity to tourism consume，income gap，Johansen co-integration model，Granger causality test

本文系華東師范大學(xué)優(yōu)秀博士研究生培養(yǎng)基金（項(xiàng)目批準(zhǔn)號(hào):2010007）。

劉霽雯（1980－），女，江西人，華東師范大學(xué)商學(xué)院2008級(jí)博士研究生，研究方向：服務(wù)貿(mào)易與國(guó)際旅游經(jīng)濟(jì)；馮學(xué)鋼（1962－），男，安徽人，華東師范大學(xué)商學(xué)院副院長(zhǎng)，教授，博導(dǎo)，研究方向：旅游經(jīng)濟(jì)與旅游規(guī)劃。

F590.8

A

1008-7672（2010）06-0057-10

余風(fēng)）