袁宇杰

(山東青年政治學(xué)院旅游系，山東濟(jì)南250103)

1 引言

近年來，居民旅游消費(fèi)問題引起國家領(lǐng)導(dǎo)決策層的關(guān)注。2008年12月召開的中央經(jīng)濟(jì)工作會議提出，2009年經(jīng)濟(jì)工作的重點(diǎn)任務(wù)包括“要以提高居民收入水平和擴(kuò)大最終消費(fèi)需求為重點(diǎn)，調(diào)整國民收入分配格局”，其中包括“著力發(fā)展服務(wù)消費(fèi)和旅游消費(fèi)”①中央經(jīng)濟(jì)工作會議召開 胡錦濤溫家寶作重要講話［EB/OL］.http:∥www.gov.cn/ldhd/2008-12/10/content_1174127.htm。在《2009年國務(wù)院政府工作報(bào)告》的第三部分“2009年主要任務(wù)”中，提出要“擴(kuò)大消費(fèi)，尤其是居民消費(fèi)”，其中包括“加快發(fā)展旅游休閑消費(fèi)”②2009年國務(wù)院政府工作報(bào)告［EB/OL］.http:∥www.gov.cn/test/2009-03/16/content_1260221_3.htm.。因此，目前開展居民國內(nèi)旅游消費(fèi)研究具有重要意義。在我國居民國內(nèi)旅游市場中，城市居民國內(nèi)旅游消費(fèi)具有重要地位。以2009年為例，當(dāng)年城市居民國內(nèi)旅游的消費(fèi)額占國內(nèi)旅游收入的七成多①該比列根據(jù)《2010中國統(tǒng)計(jì)年鑒》“國內(nèi)旅游情況”表中數(shù)據(jù)計(jì)算得出，詳見:http:∥www.stats.gov.cn/tjsj/ndsj/2010/html/Q1820c.htm。，城市居民國內(nèi)旅游的人均旅游花費(fèi)是農(nóng)村居民兩倍多②該比列根據(jù)《2010中國統(tǒng)計(jì)年鑒》“國內(nèi)旅游情況”表中數(shù)據(jù)計(jì)算得出，詳見:http:∥www.stats.gov.cn/tjsj/ndsj/2010/html/Q1820c.htm。。所以，本文研究目標(biāo)是分析城市居民國內(nèi)旅游消費(fèi)，為決策部門制定擴(kuò)大居民旅游消費(fèi)的政策與措施提供理論支持。

在城市居民國內(nèi)旅游消費(fèi)相關(guān)研究中，李云鵬(2005)發(fā)現(xiàn)城市居民國內(nèi)旅游消費(fèi)主要受當(dāng)期收入和價(jià)格的影響，孫根年和薛佳(2009)指出人均可支配收入是影響和制約居民國內(nèi)旅游消費(fèi)的基本因素，收入對城市居民國內(nèi)旅游消費(fèi)具有決定作用的觀點(diǎn)已得到大量實(shí)證檢驗(yàn)。此外，伍春來和谷慧敏(2003)認(rèn)為，居民收入分配結(jié)構(gòu)變化使得旅游市場從以大眾觀光為主體向個性化的多層面異質(zhì)結(jié)構(gòu)轉(zhuǎn)化;滕麗等人(2004)發(fā)現(xiàn)，城市居民旅游消費(fèi)在出游率和人均旅游花費(fèi)兩項(xiàng)指標(biāo)上存在類型差別，并且這種差別與其人均收入相關(guān)。宋詠梅和孫根年(2006)根據(jù)城市居民工資水平，分析了出游率、人均旅游花費(fèi)與旅游購買力的分布特征并解釋其偏差原因。翁鋼民等人(2007)發(fā)現(xiàn)，城市居民出游率與生活水平因子的關(guān)聯(lián)性最為密切，人均旅游花費(fèi)則主要受交通運(yùn)輸綜合因子影響。

上述研究從不同角度對城市居民國內(nèi)旅游消費(fèi)進(jìn)行分析，取得了一定成果，但是從收入對各種消費(fèi)指標(biāo)具有不同決定作用的角度開展建模分析的研究尚少;并且之前研究或是采用時間序列數(shù)據(jù)，或是采用橫截面數(shù)據(jù)，鮮見采用面板數(shù)據(jù)的研究。針對上述不足，本文擬整理面板數(shù)據(jù)并構(gòu)建城市居民國內(nèi)旅游消費(fèi)面板模型，根據(jù)模型估計(jì)結(jié)果展開實(shí)證分析。

2 面板數(shù)據(jù)整理與描述性統(tǒng)計(jì)分析

2.1 面板數(shù)據(jù)的整理

面板模型是旅游研究常用計(jì)量經(jīng)濟(jì)方法之一，其主要被應(yīng)用于旅游需求研究方面。國內(nèi)外大多采用面板數(shù)據(jù)分析入境旅游消費(fèi)，例如:Eilat和Einav(2004)分析了匯率與政治事件對各國入境旅游消費(fèi)的影響;Garín-Mu?oz(2006)分析了西班牙加那利亞群島入境旅游消費(fèi)的各種影響因素;Kou等(2008)分析了SARS與禽流感對亞洲入境旅游的影響;趙東喜(2008)分析了省際入境旅游發(fā)展的各種影響因素;張宏偉(2009)探討了文化差異等因素對中國入境旅游規(guī)模的影響。采用面板數(shù)據(jù)分析國內(nèi)旅游消費(fèi)的研究較少，僅見Garín-Mu?oz(2009)分析了收入和價(jià)格對西班牙Galicia地區(qū)國內(nèi)旅游消費(fèi)的影響。

隨著國內(nèi)旅游在國民經(jīng)濟(jì)中的地位與作用愈顯重要，國內(nèi)旅游抽樣調(diào)查工作已連續(xù)開展數(shù)年，這就為面板模型提供了數(shù)據(jù)基礎(chǔ)。本文采集和整理數(shù)據(jù)的過程如下:① 從《中國國內(nèi)旅游抽樣調(diào)查資料》(2001～2010，歷年)中的“城鎮(zhèn)居民國內(nèi)旅游出游基本情況統(tǒng)計(jì)”欄目匯總城鎮(zhèn)居民出游率與人均旅游花費(fèi)的面板數(shù)據(jù)。②從《中國經(jīng)濟(jì)統(tǒng)計(jì)快報(bào)》(200004～200704，歷月)中的“中國36個大中城市城鎮(zhèn)居民家庭基本情況統(tǒng)計(jì)”欄目匯總城市居民月度人均可支配收入的面板數(shù)據(jù)，并運(yùn)用Stata軟件對其中的缺失值進(jìn)行時間序列回歸插值，進(jìn)而整理出2000～2006年城市居民人均可支配收入;接著從《中國經(jīng)濟(jì)統(tǒng)計(jì)快報(bào)》(200804、200906、201006)中的同一欄目匯總2007～2009年城市居民人均可支配收入。③從《中國價(jià)格及城鎮(zhèn)居民家庭收支調(diào)查統(tǒng)計(jì)年鑒》(2001～2005)和《中國城市(鎮(zhèn))生活與價(jià)格年鑒》(2006～2010)中的“36個大中城市居民消費(fèi)價(jià)格指數(shù)統(tǒng)計(jì)”中匯總城市居民消費(fèi)價(jià)格指數(shù)的面板數(shù)據(jù)。④以2000年為基準(zhǔn)換算2001年至2009年的居民消費(fèi)價(jià)格指數(shù)，用以消除通貨膨脹對人均旅游花費(fèi)、人均可支配收入的影響。

參照宋詠梅和孫根年(2006)的概念界定，在上述國內(nèi)旅游抽樣調(diào)查統(tǒng)計(jì)數(shù)據(jù)中:城市居民出游率為城市居民樣本的總出游人次數(shù)除以城市居民樣本數(shù)，出游率反映了城市居民的旅游消費(fèi)意愿強(qiáng)度;人均旅游花費(fèi)為城市居民樣本的國內(nèi)旅游總花費(fèi)除以城市居民樣本的總出游人次數(shù)，該指標(biāo)反映出城市居民的旅游消費(fèi)水平。城市居民國內(nèi)旅游消費(fèi)研究通常還構(gòu)建間接指標(biāo)——旅游購買力，即出游率乘以人均旅游花費(fèi)，旅游購買力反映了城市居民的旅游支付能力。最終，本文整理得到橫截面(N)為28個大中城市，時段(T)為2000～2009年的城市居民國內(nèi)旅游消費(fèi)與人均可支配收入的平衡面板數(shù)據(jù)，包括4個變量:出游率、人均旅游花費(fèi)、旅游購買力與人均可支配收入。

2.2 面板數(shù)據(jù)的描述性統(tǒng)計(jì)分析

在城市居民國內(nèi)旅游消費(fèi)面板數(shù)據(jù)的描述性統(tǒng)計(jì)中，本文選擇均值與標(biāo)準(zhǔn)差兩個統(tǒng)計(jì)量展開分析。由于出游率、人均旅游花費(fèi)、旅游購買力與人均可支配收入的量綱不同，故以2000年為基準(zhǔn)(2000年=100)換算2001～2009年各變量均值的標(biāo)準(zhǔn)化指數(shù)，并將各變量均值的標(biāo)準(zhǔn)化指數(shù)繪制成圖1。

圖1 面板數(shù)據(jù)橫截面均值的標(biāo)準(zhǔn)化指數(shù)序列圖

從圖1可發(fā)現(xiàn):伴隨著城市居民人均可支配收入的穩(wěn)步增加，我國城市居民國內(nèi)旅游支付能力不斷提高，但是旅游支付能力的增幅在2002年后低于收入的增幅;2003年的出游率、人均旅游花費(fèi)與旅游購買力同步下降，這說明SARS危機(jī)對城市居民國內(nèi)旅游消費(fèi)具有顯著的負(fù)面影響;2000～2009年間，城市居民國內(nèi)旅游的出游率呈現(xiàn)明顯震蕩上升的趨勢，而人均旅游花費(fèi)呈現(xiàn)窄幅波動、略為上升的趨勢，可見城市居民國內(nèi)旅游消費(fèi)方式具有“重出游”的傾向。

同樣，計(jì)算并以2000年為基準(zhǔn)換算2001～2009年各變量標(biāo)準(zhǔn)差的標(biāo)準(zhǔn)化指數(shù)，可繪制得到圖2。從圖2可發(fā)現(xiàn):2000～2009年間，城市居民國內(nèi)旅游出游率與旅游購買力的城際差異大幅波動上升，并且大于人均可支配收入城際差異的變化;人均旅游花費(fèi)城際差異在2002年小幅上升后逐步減少，2004年之后，人均旅游花費(fèi)城際差異就小于人均可支配收入城際差異的變化。上述發(fā)現(xiàn)表明，城市居民國內(nèi)旅游消費(fèi)的城際差異主要體現(xiàn)為支付能力與消費(fèi)意愿的差異，我國城市居民國內(nèi)旅游消費(fèi)水平的城際差異呈現(xiàn)縮小的趨勢。

3 模型回歸方程的選擇

3.1 模型的回歸方程與變量檢驗(yàn)

在旅游消費(fèi)建模分析中，常用的模型回歸方程有一元線性、半對數(shù)形式與對數(shù)形式。構(gòu)建旅游消費(fèi)面板模型首先要確定模型的回歸方程，本文選擇出游率為因變量，人均可支配收入為自變量，分別按照三種回歸方程形式構(gòu)建模型如下:

其中，TRi，t為城市i的居民在t年出游率，c為總體均值截距項(xiàng)，ci為城市i個體截距項(xiàng)，DIPCi，t為城市 i的居民在 t年人均可支配收入，ui，t為隨機(jī)誤差項(xiàng)。

本文統(tǒng)計(jì)分析采用Eviews 6軟件。由于面板數(shù)據(jù)的N和T較小，選擇ADF Fisher單位根檢驗(yàn)方法對模型變量作穩(wěn)定性檢驗(yàn)。根據(jù)單位根檢驗(yàn)結(jié)果，以及各變量自相關(guān)函數(shù)和偏自相關(guān)函數(shù)的相關(guān)圖，可判斷模型(1)、模型(2)與模型(3)的因變量與自變量都屬于一階單整變量。雖然因變量與自變量屬于非平穩(wěn)變量，但是Johansen Fisher協(xié)整檢驗(yàn)結(jié)果表明，模型(1)、模型(2)與模型(3)的兩兩變量都拒絕沒有協(xié)整關(guān)系的原假設(shè)，接受至多存在1個協(xié)整方程的原假設(shè)。上述模型的Granger因果檢驗(yàn)結(jié)果進(jìn)一步表明，僅有城市居民人均可支配收入是其出游率的格蘭杰原因。因此，模型(1)、模型(2)與模型(3)能夠進(jìn)行有效回歸估計(jì)。

圖2 面板數(shù)據(jù)橫截面標(biāo)準(zhǔn)差的標(biāo)準(zhǔn)化指數(shù)序列圖

3.2 模型回歸方程的統(tǒng)計(jì)選擇

面板模型可以分為混合估計(jì)模型、固定效應(yīng)模型或隨機(jī)效應(yīng)模型。根據(jù)F檢驗(yàn)結(jié)果可判斷是采用混合估計(jì)模型，還是選擇反映個體影響的固定效應(yīng)模型或隨機(jī)效應(yīng)模型，根據(jù)Hausman檢驗(yàn)結(jié)果可進(jìn)一步在固定效應(yīng)模型與隨機(jī)效應(yīng)模型中做出選擇。模型(1)、模型(2)與模型(3)的F檢驗(yàn)結(jié)果表明，城市居民國內(nèi)旅游消費(fèi)具有明顯的個體影響，而Hausman檢驗(yàn)得到的卡方統(tǒng)計(jì)量為零。所以，城市居民國內(nèi)旅游消費(fèi)模型采用固定效應(yīng)面板模型?？紤]各個城市間存在的異方差，回歸估計(jì)時選擇截面加權(quán)的廣義最小二乘法，各模型的回歸估計(jì)結(jié)果如表1所示。

表1 出游率固定效應(yīng)面板模型的估計(jì)結(jié)果

從表1可知，與模型(1)、模型(2)相比較，模型(3)估計(jì)結(jié)果的調(diào)整后R2最大，DW統(tǒng)計(jì)量與F統(tǒng)計(jì)量也更優(yōu)。所以，從模型估計(jì)結(jié)果的統(tǒng)計(jì)檢驗(yàn)角度選擇，城市居民國內(nèi)旅游消費(fèi)面板模型的回歸方程應(yīng)選擇對數(shù)形式。

3.3 模型的經(jīng)濟(jì)意義分析

在旅游需求研究中，柯布-道格拉斯函數(shù)常用于構(gòu)建旅游消費(fèi)模型，以規(guī)模報(bào)酬不變的柯布-道格拉斯函數(shù)可構(gòu)建旅游消費(fèi)模型如下:

其中，Ti，t為城市i的居民在t年出游人次數(shù)，Ai代表城市i不隨時間改變、難以直接觀測或量化的旅游消費(fèi)影響因素，可稱為城市居民國內(nèi)旅游自發(fā)消費(fèi)水平，DIi，t為城市i的居民在t年可支配收入總和，Pi，t為城市i在t年的人口總數(shù)，α為出游人次數(shù)的可支配收入彈性系數(shù)(簡稱收入彈性)。模型(4)經(jīng)過變換后可得:

tri，t為城市居民出游率，兩邊取對數(shù)可得到實(shí)證模型:

比較模型(6)與模型(3)的數(shù)學(xué)表達(dá)式，顯然兩個模型是等價(jià)的。因此，模型(3)不僅統(tǒng)計(jì)檢驗(yàn)結(jié)果最優(yōu)，還具有明確的經(jīng)濟(jì)意義。綜上所述，城市居民國內(nèi)旅游消費(fèi)面板模型的回歸方程確定為對數(shù)形式。

4 面板模型估計(jì)結(jié)果分析

4.1 旅游消費(fèi)面板模型的估計(jì)結(jié)果

出游率、人均旅游花費(fèi)與旅游購買力可以分別衡量城市居民國內(nèi)旅游消費(fèi)，引入虛擬變量DDIi，t能夠區(qū)分城市居民人均可支配收入水平的高低。此外，引入虛擬變量D2003可以評估2003年SARS對國內(nèi)旅游消費(fèi)的影響。根據(jù)描述性統(tǒng)計(jì)分析結(jié)果，以及王錚等人(2010)等相關(guān)研究結(jié)果，SARS影響期設(shè)定為1年具有一定的合理性。最終，本文構(gòu)建的城市居民國內(nèi)旅游消費(fèi)面板模型如下:

其中，Qi，t為城市居民國內(nèi)旅游消費(fèi)，可分別代入出游率、人均旅游花費(fèi)與旅游購買力進(jìn)行模型回歸估計(jì);c為總體均值截距項(xiàng)，ci為個體截距項(xiàng)，c+ci=ln Ai;當(dāng)城市i的居民在t年人均可支配收入小于1萬元時(低收入城市居民)，DDIi，t值取零，大于等于1萬元(高收入城市居民)則DDIi，t取1;虛擬變量D2003設(shè)定為2003年時取1，其余年份取零。

在三項(xiàng)衡量指標(biāo)下，模型(7)的變量穩(wěn)定性檢驗(yàn)與協(xié)整檢驗(yàn)結(jié)果支持有效回歸估計(jì);F檢驗(yàn)結(jié)果與Hausman檢驗(yàn)結(jié)果表明，模型(7)應(yīng)采用固定效應(yīng)面板模型。在固定效應(yīng)面板模型回歸估計(jì)時，本文選擇截面加權(quán)的廣義最小二乘法，設(shè)定截面加權(quán)和非自由度修正的系數(shù)協(xié)方差估計(jì)方法，以及系數(shù)向量和GLS加權(quán)矩陣同時迭代算法。在模型回歸估計(jì)過程中，逐步剔除10%顯著性水平下未通過t檢驗(yàn)的變量，模型估計(jì)結(jié)果如表2所示。

表2 城市居民國內(nèi)旅游消費(fèi)面板模型估計(jì)結(jié)果

4.2 收入與SARS對旅游消費(fèi)的影響

從表2可知，收入對旅游消費(fèi)不同衡量指標(biāo)的決定作用存在顯著差異。以低收入城市居民為例，其旅游購買力收入彈性最大，出游率收入彈性次之，人均旅游花費(fèi)收入彈性最小，并且出游率收入彈性約為人均旅游花費(fèi)收入彈性的6倍。這意味著當(dāng)城市居民的收入增長時，旅游購買力會相應(yīng)提高，但出游率增長幅度會大于人均旅游花費(fèi)。

此外，收入對于不同收入水平的城市居民國內(nèi)旅游消費(fèi)的決定作用也存在差異。與低收入城市居民相比較，當(dāng)高收入城市居民收入提高時，盡管出游率的增長幅度還是大于人均旅游花費(fèi)，但出游率的增長幅度相對放緩，人均旅游花費(fèi)的增長幅度相對加大。上述實(shí)證結(jié)果說明，收入水平越高，城市居民國內(nèi)旅游消費(fèi)水平也會越高;近年來我國城市居民國內(nèi)旅游消費(fèi)增長是以觀光游為主，只有當(dāng)城市居民收入提高到某個水平，即人均旅游花費(fèi)收入彈性大于出游率收入彈性時，這一增長趨勢才會改變。

實(shí)證結(jié)果還表明，SARS對低收入與高收入城市居民的影響作用也不同。對低收入城市居民而言，SARS的負(fù)面影響體現(xiàn)為出游率收入彈性下降0.0299，以及旅游購買力收入彈性下降0.0296;對高收入城市居民而言，SARS的負(fù)面影響不僅體現(xiàn)為出游率收入彈性下降0.0159，旅游購買力收入彈性下降0.0379，還體現(xiàn)為人均旅游花費(fèi)收入彈性下降0.0132。低收入城市居民的人均旅游花費(fèi)多屬于基本消費(fèi)項(xiàng)目，當(dāng)危機(jī)事件沖擊其國內(nèi)旅游消費(fèi)時，低收入城市居民可選項(xiàng)僅為是否出游;高收入城市居民除了選擇是否出游，還可以選擇改變國內(nèi)旅游消費(fèi)方式。因此，SARS對高收入城市居民國內(nèi)旅游消費(fèi)的負(fù)面影響更大。

5 結(jié)論與對策分析

本文探討了收入對我國城市居民國內(nèi)旅游消費(fèi)決定作用的途徑，整理了2000～2009年間28個大中城市的城市居民國內(nèi)旅游消費(fèi)與人均可支配收入的平衡面板數(shù)據(jù)，構(gòu)建了城市居民國內(nèi)旅游消費(fèi)面板模型。面板數(shù)據(jù)顯示，伴隨著收入的增長，城市居民國內(nèi)旅游消費(fèi)增長以支付能力大幅提高、出游意愿明顯增強(qiáng)、消費(fèi)水平窄幅波動為特征;城市居民國內(nèi)旅游消費(fèi)城際差異變化主要體現(xiàn)為支付能力與消費(fèi)意愿的差異，消費(fèi)水平城際差異呈現(xiàn)縮小的趨勢。模型估計(jì)結(jié)果表明，旅游購買力收入彈性最大，出游率收入彈性次之，人均旅游花費(fèi)收入彈性最小;收入決定作用會隨城市居民收入水平而改變，與低收入城市居民比較，高收入城市居民的出游率收入彈性更小，人均旅游花費(fèi)收入彈性更大;在SARS危機(jī)中，高收入城市居民所受的負(fù)面影響更大。

根據(jù)上述實(shí)證結(jié)果與城市居民收入增長的趨勢，從供給角度提出以下擴(kuò)大城市居民旅游消費(fèi)的對策:

第一、在全國層次上注重增加觀光旅游產(chǎn)品數(shù)量。當(dāng)收入分配制度更多考慮低收入居民福利時，城市居民國內(nèi)旅游的出游率增幅會進(jìn)一步擴(kuò)大。因此，旅游管理部門與旅游企業(yè)不僅要抓旅游產(chǎn)品升級，加強(qiáng)開發(fā)休閑度假旅游產(chǎn)品，更要繼續(xù)擴(kuò)大旅游產(chǎn)品規(guī)模，大力開發(fā)觀光旅游產(chǎn)品，以滿足城市居民國內(nèi)旅游的消費(fèi)意愿。

第二、在旅游目的地層次上注重目標(biāo)客源市場的細(xì)分。目的地的客源地結(jié)構(gòu)存在差異，客源地城市內(nèi)部居民收入水平也存在差異。所以，可以根據(jù)各客源地城市居民收入，對目的地的市場需求進(jìn)行細(xì)分，進(jìn)而通過樹立鮮明的目的地形象，構(gòu)建合適的旅游產(chǎn)品結(jié)構(gòu)，增強(qiáng)目的地吸引力，滿足并擴(kuò)大城市居民的國內(nèi)旅游消費(fèi)。

根據(jù)面板模型估計(jì)結(jié)果中的總體均值截距項(xiàng)與個體截距項(xiàng)，可以分析城市居民國內(nèi)旅游自發(fā)消費(fèi)水平的城際差異與區(qū)際差異，這有助于在地區(qū)層次上探討擴(kuò)大居民旅游消費(fèi)的對策，這項(xiàng)內(nèi)容筆者將另文研究。此外，由于各項(xiàng)統(tǒng)計(jì)數(shù)據(jù)的連續(xù)性，研究所需的面板數(shù)據(jù)將不斷得到擴(kuò)充，下一步研究還可分析城市居民國內(nèi)旅游消費(fèi)增長趨勢轉(zhuǎn)變所需的收入水平，并探討在國民收入分配格局調(diào)整過程中擴(kuò)大城市居民國內(nèi)旅游消費(fèi)的對策。

［1］ Eilat P，Einav L.Determinants of international tourism:a three-dimensional panel data analysis［J］.Applied Economics，2004，36(12):1315-1327.

［2］ Garín-Mu?oz T.Inbound international tourism to Canary Islands:a dynamic panel data model［J］.Tourism Management，2006，27(2):281-291.

［3］ Garín-Mu?oz T.Tourism in Galicia:Domestic and Foreign Demand［J］.Tourism Economics，2009，15(4):753-769.

［4］ Kuo H I，Chen C，Tseng W，et al.Assessing impacts of SARS and Avian Flu on international tourism demand to Asia［J］.Tourism Management，2008，29(5):917-928.

［5］ 高鐵梅.計(jì)量經(jīng)濟(jì)分析方法與建模:EViews應(yīng)用及案例［M］.北京:清華大學(xué)出版社，2009.

［6］ 李爽，黃福才，饒勇，等.計(jì)量經(jīng)濟(jì)分析方法在國外旅游研究中的應(yīng)用——基于ATR和TM所載文獻(xiàn)的統(tǒng)計(jì)分析［J］.旅游科學(xué)，2006(5):1-7，25.

［7］ 李云鵬.基于計(jì)量經(jīng)濟(jì)學(xué)模型的國內(nèi)城鎮(zhèn)居民旅游消費(fèi)研究［J］.技術(shù)經(jīng)濟(jì)與管理研究，2005(6):55-56.

［8］ 宋詠梅，孫根年.中國城市居民旅游購買能力統(tǒng)計(jì)分析［J］.城市問題，2006(2):54-58.

［9］ 孫根年，薛佳.中國城鄉(xiāng)居民國內(nèi)旅游需求預(yù)測［J］.城市問題，2009(1):68-72.

［10］ 翁鋼民，徐曉娜，尚雪梅.我國城市居民國內(nèi)旅游需求影響因素分析［J］.城市問題，2007(4):31-35.

［11］ 伍春來，谷慧敏.中國收入分配結(jié)構(gòu)演變對國內(nèi)旅游消費(fèi)的影響［J］.旅游學(xué)刊，2003(2):19-23.

［12］ 滕麗，王錚，蔡砥.中國城市居民旅游需求差異分析［J］.旅游學(xué)刊，2004(4):9-13.

［13］ 王錚，袁宇杰，熊文.重大事件對上海市入境旅游需求的影響—基于ADL模型的分析［J］.旅游學(xué)刊，2010(4):44-49.

［14］ 張宏偉.中國入境旅游的文化差異效應(yīng)測度研究—基于引力模型的分析［J］.財(cái)貿(mào)研究，2009(4):56-61，68.

［15］ 趙東喜.中國省際入境旅游發(fā)展影響因素研究—基于分省面板數(shù)據(jù)分析［J］.旅游學(xué)刊，2008(1):41-45.