旅游发展能否减小城乡收入差距？——来自中国的经验证据，本文主要内容关键词为：中国论文,城乡论文,收入差距论文,证据论文,经验论文，此文献不代表本站观点，内容供学术参考，文章仅供参考阅读下载。
1 引言
旅游作为经济增长过程的重要组成部分之一，旅游发展的经济效应能否在城乡统筹背景下有效减小城乡收入差距逐渐成为一个重要命题。大量的研究文献认为旅游发展对经济增长具有显著正向作用[1－5]，但旅游发展在城乡经济增长过程中的公平性研究值得关注。就旅游发展的社会经济本质属性而言，关于旅游发展对地区收入不平等和福利效应① 的影响程度，研究学者仅是就其中一方面进行了分析而未形成统一的系统论述观点。
从乡村发展旅游来看，旅游发展对乡村经济增长存在两个方面的争议：一是按照传统经济增长理论的观点，乡村经济增长的动力应当源于物质资本、人力资本和知识溢出等，而乡村旅游发展的低工资、低技术和季节性因素导致其对乡村经济增长的作用并不明显，在这种情况下，乡村旅游发展趋势对地区收入分配起到反向制约作用[7－9]。二是乡村旅游资源作为经济增长的潜力要素之一，其旅游经济价值的实现要大于在传统经济增长模式中的资源属性价值[10]。马库勒等（Marcouiller,et al.）驳斥了单纯按照传统的经济增长理论来评价乡村旅游发展的观点，因为这种做法低估了乡村旅游发展所具有的潜力价值②，并在新经济增长理论基础上构建了空间误差计量模型（SEM）实证分析得出乡村旅游发展对减小基尼系数具有显著作用。除此之外，乡村旅游资源所具有的地域属性特征与地区经济增长也具有显著正向关系[14-15]。更为重要的是，万杰（Wanger）、弗雷彻和皮扎姆（Fleischer & Pizam）、英格丽什等（English,et al.）、戴勒等（Deller,et al.）、戴勒和艾多等（Deller & Lledo,et al.）学者提出乡村旅游有助于提升地区经济增长速度[16－20]。
从城市发展旅游来看，旅游发展对城市经济增长也存在两个方面的争议：一是城市发展旅游不仅为城市经济增长提供了动力，而且有利于城市发展的更新与复苏[21－24]。城市发展旅游所形成的传导机制和乘数效应通过其综合复杂的城市游憩系统表现出明显的经济意义。二是城市为发展旅游所承担的资源投入规模与城市旅游发展效率之间的失调制约了城市整体的经济发展[25-26]。就中国而言，主要城市旅游发展效率总体不高，城市旅游发展效率空间格局呈现典型的区域非均衡性，并且大部分城市旅游发展效率处在规模递增阶段，要素投入没有满足效率增长的需求[27]，同样制约了城市经济的增长，进一步影响到城市居民的社会经济福利效应。
我国同样存在着跟美国一致的情形，收入不平等主要分为城乡收入差距和家庭收入差距两个基本维度[28-29]。有关中国旅游发展与城乡收入差距之间关系的文献资料相对甚少，这显然与如今我们所探讨的城乡统筹与旅游发展的和谐共进不相符。现有的涉及旅游发展与城乡收入差距的研究文献并没有触及本质问题的核心层面，而仅是集中于对旅游发展在乡村和城市地区所产生的经济影响效应或者城乡旅游如何协调互动为主[30,13,31]，并没有客观解释旅游发展对城乡收入差距到底存在怎样的影响机制。鉴于此，本文利用中国1999～2008年30个省、自治区和直辖市③ 的分省面板数据首次实证检验了旅游发展对城乡收入差距的影响机制，试图为中国旅游发展的这一重要社会经济价值进行理论验证。
2 中国旅游发展与城乡收入差距的基本情形
首先，中国旅游经济发展存在明显的时空区域差异化特征，东中西部旅游发展区位熵值大小所表示的区域旅游经济发展的非均衡性也反映出不同地区旅游发展对经济增长的影响机制和影响规模有所不同。地区经济发展结构的差异决定了其与旅游发展存在不同形式的相互作用关系[32-33]，从而直接作用于旅游发展对不同地区城乡收入差距的影响机制和效应强度，同时也决定了旅游发展对城乡收入差距的这种影响关系也存在明显的地域性。
其次，国内旅游市场和入境旅游市场发展对中国经济增长所产生的影响效应也存在明显的地域性。通过旅游消费所带动的旅游市场发展，主要以其外部性和溢出效应等方式来刺激地区经济增长[34]，旅游消费水平又取决于旅游者的旅游消费倾向，内生于地区经济增长水平的旅游消费倾向决定了国内旅游和入境旅游市场对经济增长的影响规模程度。就中国而言，国内旅游市场发展对经济增长具有显著促进作用；东部和中部入境旅游市场发展对经济增长起促进作用，但西部入境旅游市场发展却对经济增长起显著阻碍作用[35－37]。
再次，旅游深度虽然能基本反映出地区旅游发展程度，但是却忽视了以人均旅游收入所表示的旅游密度对地区经济增长的影响。旅游密度可能会从动态的角度，改变地区旅游需求结构[38]，通过旅游消费支出所产生的乘数累积效应来有效带动地区经济增长，从而进一步增强旅游发展对城乡收入差距的影响效应程度。
3 旅游发展与城乡收入差距的实证分析
3.1 模型、样本和回归方法
为了实证分析旅游发展对城乡收入差距的影响，本文以城乡收入差距（gap）为因变量，以旅游发展（tourism）为关键解释变量，建立了一个面板数据模型。同时，在模型中加入了城乡收入差距的一阶滞后项，因为考虑到城乡收入差距具有动态效应[39]，当期城乡收入差距变化可能会受到其自身过去值的影响，即城乡收入差距变化是一个复杂的缓慢动态调整过程。此外，本文还在模型中加入了人均实际国内生产总值对数（lpgdp）、金融发展水平（finance）、城市化（urbanization）、开放程度（openness）和财政分权程度（fisdec）等影响城乡收入差距的模型控制变量。模型设定具体如下：
本文使用三种方法对模型进行估计：混合估计（pooled OLS）、固定效应估计（fixed-effects OLS）和系统广义矩估计（system-GMM）。由于没有控制地区固定效应，混合估计通常会高估因变量滞后项的系数。对于式（1），如果模型不存在内生性问题，可以使用固定效应模型进行估计，虽然可能由于时期比较少，固定效应模型会低估因变量滞后项的系数。然而，由于式（1）可能存在因变量到解释变量的反向关系以及因变量的滞后一期与模型随机扰动项相关，从而会使得模型中存在内生问题。所有这些，都会使式（1）的固定效应模型估计产生偏误。
为了解决以上问题，阿雷拉诺和邦德（Arrellano & Bond）指出，当模型中的一些变量是内生变量时，普通的面板回归结果是有偏的，动态面板方法可以消除模型的内生性偏误，从而得到更加有效的估计结果[40]。通常对动态面板模型有两种估计方法，一种是一阶差分广义矩估计（first difference-GMM）估计方法。首先对式（1）进行差分得到：
一阶差分GMM估计方法存在所谓的弱工具变量（weak instruments）问题。除此之外，差分转换也有一定缺陷，它会导致一部分样本信息的损失，并且当解释变量在时间上有持续性时，工具变量的有效性同样会减弱，从而影响估计结果的渐进有效性。阿雷拉诺和布维尔（Arellano & Bover）、布伦戴尔和邦德（Blundell & Bond）在此基础上提出的系统广义矩估计（system-GMM）能够很好地解决上述问题，它能同时利用差分和水平方程中的信息，并增加了一组滞后的差分变量作为水平方程相应变量的工具变量，从而提高了估计结果的有效性[41-42]。考虑到系统广义矩估计量的一致性取决于工具变量的有效性，本文利用Sargan检验及AR检验（Arellano-Bond test for AR）来进行判断，在Sargan检验中，原假设为工具变量联合有效；在AR检验中，残差项允许存在一阶序列相关，但不允许存在二阶序列相关。蒙特卡洛试验表明，在有限样本下，系统广义矩估计比差分广义矩估计的偏差更小，有效性更高[43]。
3.2 变量选取
本文将利用1999～2008年全国30个省、自治区和直辖市的面板数据进行实证研究。统计分析数据来源于《中国统计年鉴》、各省统计年鉴、《中国旅游统计年鉴》、《新中国六十年统计资料汇编》和中经网统计数据库。
3.3 实证分析结果与稳健性检验
首先对模型变量采用LLC（Levin-Lin-Chu）、Fisher-ADF和Hadri Z等方法进行面板单位根检验，以考察面板数据的平稳性，认为因变量gap及其自然对数为平稳性序列，且利用面板协整检验Pedroni和Kao方法得出模型变量之间存在长期均衡稳定的协整关系。表2显示了式（1）旅游发展对城乡收入差距的模型回归结果。模型1、模型2和模型3分别给出了混合估计、固定效应估计和系统GMM估计。模型中主要包括城乡收入差距滞后项和旅游发展两个关键解释变量以及时间固定效应。动态面板的系统GMM估计的一致性要求差分残差的一阶序列可以相关，但二阶序列不相关，根据模型3的回归结果，发现AR（1）拒绝原假设而AR（2）接受原假设，其统计量不显著也说明了不存在二阶序列相关的原假设成立。同时，Sargan检验接受原假设，其统计量不显著也说明了工具变量联合有效。通过估计所得到的系统GMM估计量具有一致性，但如果使用的工具变量较弱时，动态面板的系统GMM估计量可能会发生较大程度的偏倚。邦德（Bond）提出了判断此种情况的方法，即将系统GMM的估计量和混合回归估计量以及固定效应回归估计量进行对比，观察因变量滞后项的系统GMM估计量是否介于其他两种估计量之间。这是因为当因变量的滞后项作为模型解释变量时，混合估计回归会引起因变量滞后项的估计量上偏，而固定效应回归会导致因变量滞后项的估计量下偏，良好的因变量滞后项的估计量应该处在两者范围之内[44]。同本文所期望的一样，模型3的因变量滞后项的系统GMM估计量（0.781）恰好介于混合回归滞后项的估计量（0.959，模型1）和固定效应回归滞后项的估计量（0.6，模型2）之间。本文重点分析模型3。
Sargan检验统计结果大于0.1，表明模型不存在内生性问题。城乡收入差距滞后项在1％水平上高度显著表明城乡收入差距变化发展具有动态持续性，当期城乡收入差距形态变动受到上一期城乡差距演变机制的影响，城乡收入差距的“棘轮效应”显著。更为重要的是，旅游发展与城乡收入差距呈现高度显著的负向关系，即旅游发展有效减少了中国的城乡收入差距。
除了模型统计上的显著性，根据旅游发展对城乡收入差距的系统GMM估计量进行定量分析，有助于深刻了解旅游发展对城乡收入差距的影响机制。在模型3中，旅游发展对城乡收入差距的回归系数为－1.544，这意味着旅游发展（即旅游深度）每上升1％，城乡收入差距将减小约1.544个百分点⑤。进一步采用标准化系数来直接反映旅游发展对城乡收入差距的影响规模程度，通过解释变量的回归系数和自变量标准差的乘积与因变量标准差的比值判断[45]，旅游发展的标准化系数为15.8％，表明旅游发展的变化解释了城乡收入差距变化的1.4％。考虑到城乡收入差距变化的“棘轮效应”，在其随着时间不断累积的情况下，城乡收入差距变化速度将会加快。因为城乡收入差距滞后项的系数为0.773，所以旅游发展对城乡收入差距的长期累积效应为－1.544/（1－0.773）≈－6.846。因此旅游发展对城乡收入差距的标准系数上升到16.7％，说明旅游发展的变化可以解释城乡收入差距长期累积变化的16.7％。
模型4和模型5分别是依次加入多个控制变量之后的旅游发展对城乡收入差距的系统GMM估计结果。模型4中加入了控制变量地区经济发展水平、储蓄率和人力资本，模型5在此基础上又加入了金融市场发展、城市化、对外开放程度和财政分权程度4个控制变量，通过以上模型敏感性检验，发现旅游发展与城乡收入差距的显著负向关系依然稳健，只不过影响效应程度相比模型3有所降低，这也符合模型预期。在模型5中，旅游发展对城乡收入差距的回归系数为－0.626，这意味着旅游发展每上升1％，城乡收入差距将减小约0.626个百分点，旅游发展对城乡收入差距的长期累积效应值约为－3.244⑥。
为了分析旅游发展的滞后项是否对城乡收入差距产生影响，在模型6中加入旅游发展的滞后一期，发现旅游发展在当期仍对城乡收入差距产生显著的负效应，回归系数为－1.566，但在滞后期却产生了显著的挤入效应（两者在10％水平上呈现正向关系），回归系数为1.158，综合两期旅游发展对城乡收入差距的影响效应程度，总体上还是以当期为主。考虑到旅游流经济效应功能的逐步衰减规律，旅游发展在滞后期与城乡收入差距会呈现显著正向关系，然而在长期中，旅游发展对城乡收入差距的长期累积效应为1.898。所以当考虑到旅游发展滞后期对城乡收入差距的正向作用后，旅游发展每上升1％，长期中可减小城乡收入差距1.898％。
下面重点考察旅游发展对城乡收入差距的影响如何受到地区经济特征的制约。模型7、模型8和模型9分别给出了旅游发展、地区经济特征对城乡收入差距影响的估计结果。模型7是旅游发展、财政分权与城乡收入差距相互影响的估计结果。估计结果表明，旅游发展与财政分权的交互项在10％的水平上显著为负，这表明旅游发展对中国城乡收入差距的影响依赖于财政分权，财政分权在旅游发展对城乡收入差距的影响机制中呈现出负的调节作用。财政分权程度越高，旅游发展对减小城乡收入差距的影响效应越大。可以求出财政分权程度的门限水平为0.693⑦，高于此门限水平的地区，城乡收入差距会随着旅游发展而减小。这一门限水平低于样本地区财政支出程度的均值0.725，说明多数地区财政分权程度已跨越这一门限，旅游发展有利于地区城乡收入差距的减小。同时，也可求出旅游发展的门限水平为0.073，该门限水平低于样本地区旅游发展的均值0.085，因此对于处于财政分权程度平均水平的地区而言，地区城乡收入差距会随着旅游的发展而减小。除此之外，模型7中的财政分权变量在10％水平上显著，这也验证了财政分权是造成地区城乡收入差距的重要因素[47－49]。
模型8⑧ 给出了旅游发展、地区经济发展水平与城乡收入差距相互影响的估计结果。估计结果显示，旅游发展与地区经济发展水平的交互项在5％水平上显著为负，表明旅游发展对中国城乡收入差距的影响也依赖于地区经济发展水平，由于地区经济发展水平产生负向调节作用，这就意味着在经济发展水平较高的地区，旅游发展对城乡收入差距的负向影响强度越大。我们可以求出地区经济发展水平对数的门限水平为9.875，相当于以1999年为基期不变价格表示的19438.29元。以2008年为例，高于这一门限水平的地区，比如北京、天津、辽宁、上海、江苏、浙江、福建、山东、广东以及内蒙古的经济发展水平是有利于旅游发展对减小城乡收入差距的影响效应的。同时也可以求出旅游发展的门限水平为0.29，在样本范围内这一门限水平要高于旅游发展的均值0.085，对处于旅游发展平均水平的地区而言，经济增长不利于城乡收入差距的减小，但是意味着加强地区旅游发展可以有助于保持经济增长的同时有效减小城乡收入差距。模型8中地区经济发展水平在5％水平上显著为正，说明中国经济发展进程中同时伴随着收入分配不公现象[50－52]。
模型9显示了旅游发展、城市化与城乡收入差距相互影响的估计结果。估计结果显示，旅游发展与城市化水平的交互项在10％水平上显著为正，表明城市化水平在旅游发展对城乡收入差距的影响机制中呈现出正的调节作用。城市化水平越高，越不利于旅游发展对城乡收入差距的负向影响效应，旅游发展对城乡收入差距的负向影响效应受到城市化水平的制约。我们同样可以求出城市化的门限水平为0.598，该门限水平要高于样本地区城市化水平均值0.337，表明对处于城市化平均水平的地区而言，旅游发展有利于减小城乡收入差距，但是城市化水平的进程过快反而会制约这种影响效应。旅游发展的门限水平为0.148，在样本范围内这一门限水平要高于旅游发展的均值0.085，对处于旅游发展平均水平的地区而言，城市化进程过快不利于城乡收入差距的减小，但是意味着旅游发展在城市化进程对减小收入差距方面却起到积极作用。模型9还显示出城市化对降低统计上的城乡收入差距具有显著作用[53－57]。
模型10和模型11分别给出了旅游发展对城乡收入差距估计结果的稳健性检验。用城乡消费比率及其滞后项来代替城乡收入差距指标及其滞后项，模型10的估计结果显示旅游发展和城乡收入差距存在显著负向关系。虽然本文的基础样本包括了30个省、自治区和直辖市，但其中三个直辖市（北京、天津和上海）的部分指标数据要远高于其他省级行政单位，所以在分析旅游发展对城乡收入差距的影响规模程度时可能会成为异常值。为了提高稳健性检验的可信度，接下来在进行旅游发展对城乡收入差距的模型回归时，将三个直辖市从基础样本中剔除掉后重新进行回归。模型11同样证实了旅游发展与城乡收入差距依然存在显著负向关系。
3.4 旅游发展对城乡收入差距作用与经济发展水平关系
表2模型8中的估计结果显示，虽然旅游发展与地区经济发展水平的交互项系数显著为负（地区经济发展水平呈现弱的负调节作用），但是旅游发展变量的系数却显著为正，而且交互项的系数绝对值要小于旅游发展的系数，所以需要进一步判断旅游发展对城乡收入差距的影响作用是否真正依赖于地区经济发展水平。为此进一步将基础样本分为低经济发展水平组（1999～2003年）和高经济发展水平组（2004～2008年）来分别进行模型回归⑨。回归结果如表3。从表3中可以看出，两个模型回归结果分别显示旅游发展对城乡收入差距依次在10％和1％水平上显著负相关，即地区经济发展水平在旅游发展对城乡收入差距负向影响关系中的弱调节作用可以进行忽略。
在去掉地区经济发展水平这一控制变量条件下重新进行旅游发展对城乡收入差距的模型估计，回归结果如表4所示。从表4中可以看出，当去掉地区经济发展水平控制变量后，本文所证实的旅游发展对城乡收入差距的负向关系依然稳健，旅游发展减小城乡收入差距的作用机制并不依赖于地区经济发展水平，从而进一步证实了表2中的模型8所显示的旅游发展对城乡收入作用的显著正向关系并不可靠。
4 旅游发展对城乡收入差距影响效应的分解探析
4.1 基本模型与实证分析
为了控制地区固定效应和时间固定效应以及解释变量可能存在的内生性问题，本文仍然采用动态面板的系统GMM估计方法来实证分析旅游发展对经济增长的影响机制。在参考霍兹纳尔（Holzner）模型基础上[58]，本文将基本模型设定如下：
模型基本变量符号同式（1），
表示i省份在t时期的收入（农村人均实际收入lrurpgdp、城镇人均实际收入lurbpgdp和全国人均实际收入lpgdp），此外，本文又在模型中加入了3个虚拟变量(11)（2003年设为1，其他年份为0；2004年设为1，其他年份为0；2008年设为1，其他年份为0），在突出反映可能出现异常值的情况下，以便正确反映旅游发展对我国经济增长的影响。
表5报告出了旅游发展对经济增长的模型回归结果。模型1显示的是旅游发展对农村人均实际收入的回归结果。在控制了农村人均实际收入滞后项、人力资本、储蓄率和城市化等指标后，旅游发展对农村人均实际收入在5％水平上呈正相关关系，回归系数为0.048，农村人均实际收入对旅游发展的半弹性为4.8％(12)，即旅游发展变动1个单位，农村人均实际收入正向变动4.8％。模型2回归结果显示出旅游发展与城镇人均实际收入负相关但不显著(13)。这可能是由于两个方面的原因：一是“旅游城市化”（city in the tourism），城市优越的旅游社会、经济和文化环境构成的游憩系统（attraction system）是吸引旅游者前往城市旅游的最重要因素，城市旅游消费的快速性成为城市旅游经济增长的驱动力[59-60]。二是“城市旅游化”（tourism in the city），旅游设施建设投入产出失调，旅游公共投资效率的低下造成旅游发展对地区经济增长作用并不明显，甚至延缓了旅游经济效益的溢出，城市旅游发展效率受到质疑[61-62]。模型3显示出旅游发展对人均实际收入具有显著正向关系。诸多跨国实证研究文献也表明旅游发展对经济增长具有显著正向作用[63－66]。本文在对人均实际收入滞后项和其他控制变量进行控制的基础上，得出我国旅游发展对经济增长同样存在显著正向作用。
4.2 进一步的分析
乡村旅游发展主要是一种需求驱动（demand-driven）的旅游经济增长方式，旅游者对乡村旅游社会心理的冲动意识，构成了乡村旅游发展的基本因素[67]。乡村旅游发展小而全的经营模式提升了乡村居民的福利效应，有效减小了乡村贫困率，从而对减小城乡收入差距起到积极作用。
城市旅游发展主要是一种供给驱动（supply－driven）的旅游经济增长模式，城市持续建设中所具有的综合游憩系统功能是城市旅游兴起的重要方面[68]。城市在小型开放经济中发展旅游可能形成的“荷兰病”(15) 现象制约了城市整体经济的发展[69-70]，然而霍兹纳尔同样利用动态面板SYS-GMM估计方法在上述模型基础上对134个国家1970～2007年的面板数据进行了实证分析，认为城市发展旅游在大尺度整体层面上并不会产生严重的“荷兰病”现象，相反，物质资本的投入建设，反而会提升旅游发展对城市经济增长的影响程度[58]。考虑到我国地区经济结构相对复杂性以及主导旅游产品类型的多样性特点，上述两种情形在不同时空条件下的并存也是可以预见的。除此之外，虽然由于旅游公共投资效率不高造成城市在旅游发展过程中有限资源的过度占用[71]，但是就像艾尔贝拉特和贝尔（Albalate & Bel）所研究的那样，物质资本的投入加强了旅游发展对城市经济增长的影响规模程度[62]。因此，综合以上分析，虽然表5模型2中显示旅游发展与城镇人均收入没有显著关系，这也恰好反映的是我国目前阶段城市旅游发展过程中所存在的多重复合效应叠加的结果，但是旅游发展对城市经济增长仍具有很大潜力。
正如科培兰德（Copeland）和朝等（Chao,et al.）模型所研究的那样，旅游在GDP中份额较高国家的经济增长速度要高于以传统经济增长方式为主导国家的经济增长速度，通过依次对模型加入不同的控制变量（实际汇率变动、国内商品税收和制造业出口份额）回归发现，旅游发展对经济增长的估计系数基本维持在0.157～0.213之间，而本文表5所展示的中国旅游发展对经济增长的回归系数为0.226，与其研究基本一致。除此之外，厄根尼奥—马丁等（Eugenio-Martin,et al.）以拉丁美洲21个国家1985～1998的面板数据为样本，运用动态面板的SYS-GMM估计方法对旅游市场发展与经济增长之间的关系进行研究，依然报告了旅游发展对经济增长具有显著正向关系的稳健结论[72]。
5 结论
实证结果研究表明，中国旅游发展能够显著减小城乡收入差距，稳健性检验也坚持了此观点。旅游发展对农村人均实际收入具有显著正向关系，而与城镇人均实际收入之间关系则不显著，同时，旅游发展对全国人均收入水平存在显著正向关系。除此之外，财政分权在旅游发展对城乡收入差距影响关系中起负调节作用；城市化在旅游发展对城乡收入差距影响关系中起正调节作用；人均收入水平在旅游发展对城乡收入差距影响关系中的负调节作用基本可以忽略。以上正是中国旅游发展减小城乡收入差距的影响机制。
实证结果所反映出的结论与现阶段中国旅游发展的经济增长效应基本一致。首先，旅游发展对农村地区经济增长虽然具有显著正向作用，但是也看到这种影响效应程度较小，这主要是受到农村地区旅游发展的基本保障体系尚不健全的制约所致。其次，旅游发展与城镇地区经济增长并不存在显著关系，虽然有些令人意外但也事出有因，中国主要城市旅游发展效率整体处于较低水平，甚至是无效率状态，而且城市旅游发展效率也存在明显的空间分异性，上述情况与现实中的城镇地区先后进行大量旅游公共设施投资建设形成了反向限制关系，从而造成了这种不显著关系的存在。最后，旅游发展对人均收入水平具有显著正向关系虽然是一个可喜的积极信号，但是也得出了人均收入水平在旅游发展对城乡收入差距的负调节作用很小，主要还是以旅游发展对减小城乡收入差距的直接效应为主。
本文的政策含义主要概括为三个方面。首先，正如美国和巴西乡村地区发展旅游的经验做法，政府应对乡村地区发展旅游制定支持政策，通过多种形式的乡村小规模旅游经营来扩大乡村地区居民的旅游发展受惠面，这将有利于农村地区经济增长以及减小城乡收入差距[73-74]。其次，在增加城市旅游发展要素投入规模的基础上，应当注意提高城市旅游发展效率，旅游发展要素市场也可适当引入竞争机制，允许私人资本参与城市旅游设施建设，这样可以在缓解公共财政支出的同时，有效提高城市旅游的发展效率[75]。最后，从整体全局的角度来系统协调城乡旅游一体化发展，通过优化配置城乡旅游资源发展要素，改善城乡旅游功能结构，增强城乡旅游经济互动效能，从而有利于减小城乡收入差距。
注释：
① 埃克特（Echter）认为，乡村地区经常将旅游作为一种促进当地就业和提升居民经济福利效应水平的工具[6]。
② 根据罗班克（Roback），乡村旅游资源影响可以潜在地影响到当地土地价格、地区工资和房租[11]。格林（Green）也持同样的观点，并举例到乡村森林旅游资源的价值并不是体现在可以生产木材本身，而是其作为风景区和野生动物栖息地所具有的价值意义[12]。马库勒等（Marcouiller,et al.）的研究还得出拥有水资源的乡村地区对平衡收入分配更具显著意义[13]。
③ 西藏由于部分数据缺失未被包括在样本中。
④ 旅游总收入指国内旅游收入与入境旅游收入之和，其中，入境旅游收入按照当年汇率折算为人民币。
⑤ 模型3中只包括城乡收入差距滞后项和旅游发展两个关键解释变量，而未放入控制变量，所以可能会出现旅游发展对城乡收入差距的适当高估现象。
⑥ 本文所得出的我国旅游发展对城乡收入差距具有显著负向影响效应的研究结论与现实中我国城乡收入差距逐步扩大这一事实并不相违背。因为我国城乡收入差距扩大是由多种因素共同作用的结果。就我国旅游业的发展而言，我国旅游业发展可以有效减小城乡收入差距，然而这种负向影响效应较小。更进一步考虑，以金融业为例，叶志强、陈习定和张顺明利用1978～1998的动态面板数据分析，得出了我国金融发展显著拉大了城乡收入差距的研究结论[46]。由此看来，现阶段我国旅游发展对城乡收入差距的减小作用在城乡收入差距逐步扩大的现实局面中并不占到主导作用。
⑦ 变量门限水平的估算方法有两种：外生的估算方法和内生的估算方法。外生的估算方法是在计量模型中加入两变量的交互项，然后对模型两边关于门限变量求一阶偏导。内生的估算方法往往采用汉森（Hansen）的门限面板效应估计模型，这种方法较为客观但复杂。当然，如果交互项的系数显著时，可以采用外生的估算方法。
⑧ 模型8采用的是固定效应估计方法，并且有效控制了时间固定效应，根据伍德里奇（Wooldridge），大样本固定效应模型估计符合一致性要求，年度数据有效扩大了样本容量，增加了面板数据信息[46]，因此使用固定效应模型估计年度数据是合适的。除此之外，在处理固定效应面板数据模型回归时，如果数据存在异方差，一般是运用截面加权回归（cross section weight）估计方法消除异方差的影响，并采用广义最小二乘法（GLS）进行处理，但其前提是时间跨度大于截面单元（大T小N），但在中国很多的分省面板数据模型中，大都不满足该项条件。所以在大N小T的情况下，本文采用更为强健的FE Estimation with Driscoll－Kraay Standard Errors对模型8中的固定效应模型回归进行处理，并生成Driscoll－Kraay标准差。
⑨ 采用固定效应模型回归是为了与表2中的模型8进行比较。
⑩ 2003年由于SARS原因，我国各地区旅游收入较往年明显减少，所以将2003年设为单独虚拟变量纳入模型中进行回归，结果显示在10％水平上显著。
(11) 由于本部分主要表现旅游发展对经济增长的影响机制，在我国经济持续增长的背景趋势下，并且考虑到旅游发展的脆弱性，2003年的SARS事件、2004年开始复苏和2008年的全球金融危机都对我国旅游发展带来了严重冲击，所以在本部分3个模型中分别将2003年、2004年和2008年设为三个虚拟变量纳入模型中进行回归。
(12) 在对数一水平值模型中，因变量对解释变量的半弹性为解释变量的回归系数乘以100。
(13) 模型1显示出了旅游发展对人均农民实际收入具有显著正向关系，但是这种正向影响规模效应不大，这也充分说明我国目前旅游资源的经济价值实现功能仍主要以初等旅游消费为主，旅游发展对农村经济增长的带动作用还有很大的潜力空间。模型2的回归结果虽然有些令人意外，但也符合常规，我们常常主观认为旅游发展对城市经济增长具有显著作用，但是却忽视了城市旅游投资建设效率的高低，旅游公共投资的较低利用率，反而对城市就业、用地规划以及社会基础建设等方面带来制约。
(14) 实证结果显示，三个模型中的三个虚拟变量都在1％水平上显著。由于影响经济增长的因素还有很多，本文仅是选用影响收入差距的控制变量来进行旅游发展对经济增长影响的模型估计，虽然可能无法全面系统反映出经济增长的自身规模，但上述控制变量也可以保证基本反映出旅游发展对经济增长的影响作用关系，控制变量的差异性并不会完全改变旅游发展对城乡收入差距的影响作用关系。
(15) 即劳动和资本转向旅游产品出口供应链部门，可贸易的制造业部门不得不花费更高成本去吸引劳动力，旅游发展所带来的外汇收入反而会刺激本币升值，这种资源转移效应又进一步制约了制造业部门的出口竞争力。
标签：收入差距论文; 因变量论文; 地区经济发展论文; 回归模型论文; 收入效应论文; 城乡差异论文; 动态模型论文; 经济论文; 城乡差距论文; gmm论文;