袁宇杰

(山東青年政治學(xué)院，山東 濟(jì)南 250014)

1 前言

近年來，居民國內(nèi)旅游是國家著力培育的消費(fèi)點(diǎn)。2011年國務(wù)院通過決議設(shè)立“中國旅游日”，期望借此強(qiáng)化旅游宣傳，培養(yǎng)國民旅游休閑意識(shí)，鼓勵(lì)居民參與旅游活動(dòng)、提升生活質(zhì)量，進(jìn)而推動(dòng)旅游業(yè)發(fā)展。而在國內(nèi)旅游市場(chǎng)中，以旅游人次數(shù)規(guī)模、旅游花費(fèi)增長速度等指標(biāo)衡量，農(nóng)村居民國內(nèi)旅游消費(fèi)可謂具有重要的市場(chǎng)地位。因此，有必要充分研究農(nóng)村居民國內(nèi)旅游消費(fèi)，為相關(guān)部門制定促進(jìn)旅游消費(fèi)策略提供決策支持。

在國內(nèi)相關(guān)研究中，周翀燕和李祝舜(2004)、梁留科和曹新向(2005)論述了農(nóng)村旅游市場(chǎng)的潛力、開發(fā)階段與策略，［1，2］徐海軍，黃震方與侯兵(2010)論述了農(nóng)村居民國內(nèi)旅游消費(fèi)的特征、現(xiàn)階段問題，以及促進(jìn)對(duì)策。［3］通過調(diào)查問卷，王昆欣等(2000)、鄭群明和鐘林生(2005)總結(jié)了農(nóng)村居民對(duì)旅游的認(rèn)知與態(tài)度，以及各種影響因素，［4，5］周國忠和郎富平(2009)分析了農(nóng)村居民的旅游行為特征、影響因素與旅游動(dòng)機(jī)，［6］王暉(2010)發(fā)現(xiàn)了農(nóng)村居民旅游意愿和花費(fèi)存在差異、旅游方式與時(shí)間相對(duì)集中，以及旅游選擇與要求更多元等消費(fèi)特征。［7］上述研究表明，越來越多的研究者關(guān)注農(nóng)村居民國內(nèi)旅游消費(fèi)，并且運(yùn)用定性分析、調(diào)查統(tǒng)計(jì)等方法取得了豐富研究成果。

隨著農(nóng)村居民國內(nèi)旅游消費(fèi)的發(fā)展與歷年統(tǒng)計(jì)數(shù)據(jù)的積累，相關(guān)定量分析也逐漸增多。例如，刁宗廣(2009)基于橫截面數(shù)據(jù)，分析農(nóng)村居民人均純收入對(duì)出游率、人均旅游花費(fèi)、旅游購買力的影響作用，以及農(nóng)村居民國內(nèi)旅游消費(fèi)的區(qū)域差異，［8］唐代劍和潘君斌(2010)基于時(shí)間序列數(shù)據(jù)，分析農(nóng)村居民總收入對(duì)其旅游總支出的影響作用。［9］但是，農(nóng)村居民國內(nèi)旅游消費(fèi)的定量分析還有待深入。比如，農(nóng)村居民的當(dāng)期收入水平、地域差異等因素會(huì)導(dǎo)致其消費(fèi)支出產(chǎn)生差異，［10］上述因素對(duì)農(nóng)村居民國內(nèi)旅游消費(fèi)又會(huì)產(chǎn)生何種影響?顯然，這是農(nóng)村居民國內(nèi)旅游消費(fèi)研究中亟待解決的重要問題。因此，基于已有研究成果，本文嘗試構(gòu)建面板模型，進(jìn)一步分析收入、地域差異對(duì)農(nóng)村居民國內(nèi)旅游消費(fèi)的影響作用，揭示農(nóng)村居民國內(nèi)旅游消費(fèi)的區(qū)域差異，并探討相應(yīng)的促進(jìn)消費(fèi)對(duì)策。

2 旅游消費(fèi)面板模型

Witt S.和Witt C.(1995)指出，旅游消費(fèi)模型大多采用對(duì)數(shù)形式的回歸方程，因?yàn)閺椥韵禂?shù)方便探討各種影響因素對(duì)旅游消費(fèi)的影響程度，模型回歸統(tǒng)計(jì)檢驗(yàn)結(jié)果也更好。［11］Song和 Witt(2000)具體論述了對(duì)數(shù)形式回歸方程中價(jià)格變量的系數(shù)即旅游消費(fèi)價(jià)格彈性系數(shù)。［12］參考已有研究成果的建模經(jīng)驗(yàn)，構(gòu)建農(nóng)村居民國內(nèi)旅游消費(fèi)面板模型的基本形式如下，

在式(1)中，Qi，t為地區(qū) i在 t年的農(nóng)村居民人均國內(nèi)旅游消費(fèi)。本文分別以出游率(TRi，t)、人均旅游花費(fèi)(TEi，t)，以及人均旅游購買力(出游率與人均旅游花費(fèi)的乘積，TREi，t)作為其衡量指標(biāo)。其中，TRi，t反映了居民出游意愿的強(qiáng)度，TEi，t反映了單次旅游消費(fèi)的水平，TREi，t則反映了居民旅游支付的能力，上述指標(biāo)從不同側(cè)面反映了旅游消費(fèi)。［13］

Ai代表地區(qū)i不隨時(shí)間改變、難以直接觀測(cè)或量化的旅游消費(fèi)影響因素，屬于地域因素的綜合影響，可稱為農(nóng)村居民國內(nèi)旅游自發(fā)消費(fèi)水平。

NIPCi，t為地區(qū)i在t年的農(nóng)村居民人均純收入。由于我國農(nóng)村居民收入水平低與流動(dòng)性約束，即期收入決定即期消費(fèi)，［14］因此選擇其作為解釋變量。

αi為地區(qū)i的農(nóng)村居民國內(nèi)旅游消費(fèi)收入彈性。因?yàn)楫?dāng)式(1)的 Qi，t以 TRi，t衡量時(shí)，TRi，t=Ti，t/Pi，t，Ti，t為地區(qū) i在 t年的農(nóng)村居民旅游人次數(shù)，屬于旅游消費(fèi)模型中最常用的被解釋變量，［15］Pi，t為地區(qū) i在 t年的農(nóng)村居民人口總數(shù)，而 NIPCi，t=NIi，t/Pi，t，NIi，t為地區(qū) i 在 t年的農(nóng)村居民純收入總和。式(1)經(jīng)過變換等價(jià)于

從式(2)可知αi的經(jīng)濟(jì)意義，由式(1)可得旅游消費(fèi)面板模型，

在式(3)中，c+ci=lnAi，c為總體均值截距項(xiàng)，ci為個(gè)體截距項(xiàng)，εi，t為隨機(jī)誤差項(xiàng)。

3 面板數(shù)據(jù)整理

3.1 數(shù)據(jù)來源與描述性統(tǒng)計(jì)

式(3)涉及的變量有 TRi，t、TEi，t、TREi，t、NIPCi，t，其數(shù)據(jù)來源為:①《中國國內(nèi)旅游抽樣調(diào)查資料》(2003～2010，歷年)中“農(nóng)村居民國內(nèi)旅游出游基本情況統(tǒng)計(jì)”(西藏、香港、澳門與臺(tái)灣的數(shù)據(jù)空缺);②《中國統(tǒng)計(jì)摘要2009》與《中國統(tǒng)計(jì)摘要2010》的“中國歷年各地區(qū)農(nóng)村居民家庭人均純收入統(tǒng)計(jì)”。此外，TEi，t、TREi，t、NIPCi，t還需要除以同地區(qū)同年度的消費(fèi)價(jià)格指數(shù)，以此扣除通貨膨脹的影響，消費(fèi)價(jià)格指數(shù)取自《中國城市(鎮(zhèn))生活與價(jià)格年鑒2010》中“中國歷年各地區(qū)居民消費(fèi)價(jià)格總指數(shù)統(tǒng)計(jì)”。最終，本文得到橫截面?zhèn)€數(shù)為30，時(shí)間長度為2002～2009年的農(nóng)村居民國內(nèi)旅游消費(fèi)與收入的平衡面板數(shù)據(jù)，以及相應(yīng)的2002～2009年全國時(shí)間序列數(shù)據(jù)。

對(duì)比2002年與2009年的全國時(shí)間序列數(shù)據(jù)，發(fā)現(xiàn)全國農(nóng)村居民的人均純收入從2495.57元增至4338.59元，人均旅游購買力從103.21元上升至273.15元，出游率從 50.28%提升至 110.62%，人均旅游花費(fèi)則從205.27元變化至246.92元。全國時(shí)間序列數(shù)據(jù)標(biāo)準(zhǔn)化處理后繪制成圖1。

圖1 中國農(nóng)村居民國內(nèi)旅游消費(fèi)與收入的增長趨勢(shì)

從圖1可知:在2002～2009年間，伴隨著人均純收入的穩(wěn)步增長，農(nóng)村居民人均旅游購買力以超出收入增幅的速度迅速上升;人均旅游花費(fèi)在2007年前都是小幅波動(dòng)，2007年后開始上揚(yáng);出游率則在2007年前基本與人均旅游購買力同幅度上升，2008年增幅下降，2009年則是負(fù)增長;人均旅游花費(fèi)呈現(xiàn)窄幅波動(dòng)，并且2007年后具有小幅上升的趨勢(shì)。上述結(jié)果表明，農(nóng)村居民國內(nèi)旅游消費(fèi)方式具有“重出游”的特征，但是2007年可能是農(nóng)村居民國內(nèi)旅游消費(fèi)方式開始發(fā)生改變的拐點(diǎn)。

在平衡面板數(shù)據(jù)中，計(jì)算各年度30個(gè)省市數(shù)據(jù)的標(biāo)準(zhǔn)差，發(fā)現(xiàn)農(nóng)村居民人均純收入的標(biāo)準(zhǔn)差從1207.55元增至2221.81元，人均旅游購買力的標(biāo)準(zhǔn)差從55.62元上升至110.4元，出游率的標(biāo)準(zhǔn)差從21.94%提升至37.09%，人均旅游花費(fèi)則從86.52元波動(dòng)至88.89元。將上述標(biāo)準(zhǔn)差序列數(shù)據(jù)標(biāo)準(zhǔn)化處理后繪制得到圖2。

從圖2可知:在2002～2009年間，伴隨著人均純收入的省際差距不斷拉大，農(nóng)村居民的人均旅游購買力與出游率的省際差異同樣大幅波動(dòng)上升，但是人均旅游花費(fèi)的省際差異屬于窄幅震蕩。這從另一個(gè)側(cè)面說明了農(nóng)村居民國內(nèi)旅游消費(fèi)方式具有“重出游”的特征。

3.2 單位根檢驗(yàn)與協(xié)整檢驗(yàn)

圖2 農(nóng)村居民國內(nèi)旅游消費(fèi)與收入的省際差異變化趨勢(shì)

由于農(nóng)村居民的人均純收入與其國內(nèi)旅游消費(fèi)存在相似的增長趨勢(shì)，因此需要對(duì)被解釋變量與解釋變量進(jìn)行單位根檢驗(yàn)與協(xié)整檢驗(yàn)，以判斷是否能夠?qū)κ?3)進(jìn)行有效回歸估計(jì)。按照式(3)的設(shè)定，首先對(duì)各變量進(jìn)行面板數(shù)據(jù)單位根檢驗(yàn)，并結(jié)合其自相關(guān)函數(shù)和偏自相關(guān)函數(shù)的相關(guān)圖進(jìn)行判斷。本文選擇Eviews 6進(jìn)行統(tǒng)計(jì)分析，結(jié)果表明式(3)的被解釋變量與解釋變量都是一階單整變量，因此還需要分別對(duì)其進(jìn)行協(xié)整檢驗(yàn)。

協(xié)整分析方法選擇基于Engle－Granger二步法發(fā)展起來的Kao檢驗(yàn)。在不存在協(xié)整關(guān)系的零假設(shè)條件下，Kao檢驗(yàn)的統(tǒng)計(jì)量漸進(jìn)服從標(biāo)準(zhǔn)正態(tài)分布。各被解釋變量與解釋變量的協(xié)整檢驗(yàn)結(jié)果見表1。

表1 模型變量的協(xié)整檢驗(yàn)結(jié)果

從表1可知:當(dāng)被解釋變量為出游率與旅游購買力時(shí)，統(tǒng)計(jì)量在5%顯著水平下拒絕變量間不存在協(xié)整關(guān)系的零假設(shè)，當(dāng)被解釋變量為人均旅游花費(fèi)時(shí)，統(tǒng)計(jì)量在1%顯著水平下拒絕零假設(shè)，因此式(3)能夠進(jìn)行有效回歸估計(jì)。

3.3 面板模型形式設(shè)定的檢驗(yàn)

本文的平衡面板數(shù)據(jù)屬于“寬而短”類型，即截面成員多而時(shí)間長度較少，該類面板數(shù)據(jù)適合于截面分析。模型形式設(shè)定首先通過F檢驗(yàn)判斷是否存在個(gè)體效應(yīng)，如果不存在個(gè)體效應(yīng)則適用混合估計(jì)模型，如果存在個(gè)體效應(yīng)則適用變截距模型。變截距模型又分為固定效應(yīng)模型或隨機(jī)效應(yīng)模型，可通過Hausman檢驗(yàn)判斷是適用個(gè)體固定效應(yīng)模型或是適用個(gè)體隨機(jī)效應(yīng)模型。上述檢驗(yàn)與模型設(shè)定結(jié)果如表2所示。

從表2可知，當(dāng)被解釋變量分別為出游率、人均旅游花費(fèi)與人均旅游購買力時(shí)，式(3)的F檢驗(yàn)結(jié)果均在1%顯著水平下拒絕零假設(shè)，即存在個(gè)體效應(yīng);Hausman檢驗(yàn)結(jié)果均在1%顯著水平下拒絕零假設(shè)，因此式(3)均設(shè)定為個(gè)體固定效應(yīng)模型。

表2 面板模型設(shè)定檢驗(yàn)結(jié)果

4 模型估計(jì)結(jié)果及其分析

在式(3)中，為了比較不同收入水平農(nóng)村居民的國內(nèi)旅游消費(fèi)差異，引入虛擬變量?？紤]到農(nóng)村居民人均純收入面板數(shù)據(jù)的均值為3592.86元，所以選擇3500元為高低收入水平劃分標(biāo)準(zhǔn)，設(shè)定地區(qū)在年的農(nóng)村居民人均純收入小于3500元時(shí)，值取零，大于等于3500元時(shí)則取1。最終構(gòu)建農(nóng)村居民國內(nèi)旅游消費(fèi)面板模型如下，

在式(4)中，低收入水平的農(nóng)村居民旅游消費(fèi)收入彈性為α，高收入水平的農(nóng)村居民旅游消費(fèi)收入彈性為α+β。按照一般消費(fèi)規(guī)律，隨著人均純收入的增加，農(nóng)村居民國內(nèi)旅游消費(fèi)也會(huì)增長，因此α、α+β的符號(hào)應(yīng)該為正;當(dāng)收入水平發(fā)生變化時(shí)，農(nóng)村居民旅游消費(fèi)也會(huì)變化，并且體現(xiàn)為β的變化。

4.1 收入的影響作用

在模型估計(jì)過程中，考慮到橫截面異方差和序列自相關(guān)性的問題，因此選擇橫截面加權(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)矩陣同步迭代算法。式(4)的估計(jì)結(jié)果如表3所示。

從表3可知，不論收入水平高低，以出游率、人均旅游花費(fèi)與人均旅游購買力衡量旅游消費(fèi)，農(nóng)村居民國內(nèi)旅游消費(fèi)的收入彈性都大于零，該結(jié)果符合一般消費(fèi)規(guī)律。但是以不同指標(biāo)衡量旅游消費(fèi)，其收入彈性的大小與收入水平變化的影響結(jié)果存在差異。

表3 面板模型估計(jì)結(jié)果

第一，低收入農(nóng)村居民出游率的收入彈性為1.87，這意味著農(nóng)村居民收入增長會(huì)導(dǎo)致其出游率的大幅增漲。高收入農(nóng)村居民的出游率收入彈性反而減少，這表明農(nóng)村居民收入越高越不滿足于“走馬觀花”的旅游方式，即不再追求多次出游。

第二，低收入農(nóng)村居民人均旅游花費(fèi)的收入彈性僅為0.227，這說明農(nóng)村居民收入增長對(duì)旅游消費(fèi)水平提升的影響較低。高收入農(nóng)村居民人均旅游花費(fèi)收入彈性更高，這表明農(nóng)村居民收入越高越注重單次旅游的消費(fèi)體驗(yàn)。

第三，農(nóng)村居民人均旅游購買力的收入彈性最大，但是高收入農(nóng)村居民人均旅游購買力收入彈性反而下降。我們認(rèn)為這一方面反映出高收入農(nóng)村居民在國內(nèi)旅游消費(fèi)時(shí)更理性，另一方面說明適應(yīng)農(nóng)村居民消費(fèi)變化、滿足其需求的相關(guān)旅游產(chǎn)品有待進(jìn)一步開發(fā)。

4.2 地域差異的影響作用

從式(4)可知，全國農(nóng)村居民國內(nèi)旅游自發(fā)消費(fèi)水平的計(jì)算公式為A=ec，地區(qū)i的農(nóng)村居民國內(nèi)旅游自發(fā)消費(fèi)水平則為Ai=ec+ci=Aeci。所以，當(dāng)ci＜0時(shí)，地區(qū)i的農(nóng)村居民國內(nèi)旅游自發(fā)消費(fèi)水平低于全國水平，當(dāng)ci＞0時(shí)，地區(qū)i的農(nóng)村居民國內(nèi)旅游自發(fā)消費(fèi)水平高于全國水平，ci越大Ai越高。式(4)的ci估計(jì)結(jié)果如表4所示。

表4 面板模型的估計(jì)值

從表4可發(fā)現(xiàn)，以不同指標(biāo)衡量國內(nèi)旅游消費(fèi)，農(nóng)村居民國內(nèi)旅游自發(fā)消費(fèi)水平的地區(qū)排位發(fā)生變化。例如，以出游率衡量，甘肅、云南與青海在全國30個(gè)省、市與自治區(qū)排序中位居前列，北京、上海與浙江墊底;以人均旅游花費(fèi)衡量，內(nèi)蒙古、新疆與北京位居前列，河南、青海與陜西屬于墊底;以人均旅游購買力衡量，云南、甘肅與新疆位居前列，上海、北京與浙江屬于墊底。

根據(jù)上述結(jié)果，我們認(rèn)為盡管發(fā)達(dá)地區(qū)農(nóng)村居民旅游支付能力與出游意愿的自發(fā)消費(fèi)水平低，可是其旅游消費(fèi)層次的自發(fā)消費(fèi)水平高，收入水平也高，所以實(shí)際旅游消費(fèi)的各項(xiàng)指標(biāo)相對(duì)高;雖然欠發(fā)達(dá)地區(qū)農(nóng)村居民旅游支付能力與出游意愿的自發(fā)消費(fèi)水平高，但是其收入狀況限制了其實(shí)際旅游消費(fèi)。進(jìn)一步按照東、中、西部的區(qū)域劃分，統(tǒng)計(jì)各區(qū)域所屬省市的均值，結(jié)果如表5所示。

表5 東、中、西部地區(qū)的均值

從表5可知，東部地區(qū)農(nóng)村居民的出游意愿與旅游支付能力的自發(fā)消費(fèi)水平最低，人均旅游花費(fèi)的自發(fā)消費(fèi)水平最高;中部地區(qū)農(nóng)村居民的出游意愿與旅游支付能力的自發(fā)消費(fèi)水平屬于中游，但是人均旅游花費(fèi)的自發(fā)消費(fèi)水平最低;地區(qū)農(nóng)村居民的出游意愿與旅游支付能力的自發(fā)消費(fèi)水平最高，人均旅游花費(fèi)的自發(fā)消費(fèi)水平則屬于中游。上述結(jié)果表明，農(nóng)村居民國內(nèi)旅游自發(fā)消費(fèi)水平具有明顯的區(qū)域特征，這種區(qū)域特征與農(nóng)村居民所處地理位置、消費(fèi)習(xí)慣，以及社會(huì)環(huán)境等因素相關(guān)聯(lián)。

5 結(jié)論與探討

伴隨著收入增長，我國農(nóng)村居民國內(nèi)旅游支付能力以超出收入增幅的速度迅速提升。但是在2007年前，其旅游消費(fèi)增長方式表現(xiàn)為出游率大幅提升、人均旅游花費(fèi)僅是小幅波動(dòng)，2007年后人均旅游花費(fèi)開始上揚(yáng)，而出游率在2008年增幅下降，2009年更是負(fù)增長。上述統(tǒng)計(jì)結(jié)果表明，目前我國農(nóng)村居民國內(nèi)旅游消費(fèi)方式具有“重出游”的特征，農(nóng)村居民國內(nèi)旅游消費(fèi)的省際差異也主要體現(xiàn)為人均旅游購買力、出游率這兩個(gè)方面。

在面板模型估計(jì)結(jié)果中，農(nóng)村居民國內(nèi)旅游消費(fèi)的人均旅游購買力、出游率的收入彈性遠(yuǎn)大于1，人均旅游花費(fèi)的收入彈性雖然為正，但是小于1;與低收入農(nóng)村居民相比較，高收入農(nóng)村居民的人均旅游購買力、出游率收入彈性反而減少，人均旅游花費(fèi)的收入彈性有所提高。此外，農(nóng)村居民國內(nèi)旅游自發(fā)消費(fèi)水平存在省際差異，以及明顯的區(qū)域特征。例如，東部地區(qū)的人均旅游花費(fèi)自發(fā)消費(fèi)水平最高，中部地區(qū)的人均旅游花費(fèi)自發(fā)消費(fèi)水平最低，而西部地區(qū)農(nóng)村居民的出游意愿與旅游支付能力的自發(fā)消費(fèi)水平最高。

上述估計(jì)結(jié)果揭示了農(nóng)村居民的收入水平、地域差異等因素決定其國內(nèi)旅游消費(fèi)方式、消費(fèi)水平，以及消費(fèi)的省際差異。根據(jù)農(nóng)村居民國內(nèi)旅游自發(fā)消費(fèi)水平的區(qū)域特征，建議采取以下策略促進(jìn)農(nóng)村居民國內(nèi)旅游消費(fèi):第一，對(duì)東部地區(qū)農(nóng)村居民加大出游宣傳力度，針對(duì)其消費(fèi)水平開發(fā)旅游產(chǎn)品;第二，對(duì)中部地區(qū)農(nóng)村居民則加大消費(fèi)宣傳力度，針對(duì)其消費(fèi)習(xí)慣制定促銷方案;第三，對(duì)西部地區(qū)農(nóng)村居民應(yīng)加大旅游交通等基礎(chǔ)投入，方便其出行并適當(dāng)給予旅游專項(xiàng)補(bǔ)貼。

總之，本文結(jié)果表明農(nóng)村居民國內(nèi)旅游市場(chǎng)具有巨大開發(fā)潛力，是擴(kuò)大內(nèi)需的重要途徑。下一步研究可以根據(jù)各省市農(nóng)村居民收入水平及其國內(nèi)旅游自發(fā)消費(fèi)水平，以及其周邊旅游資源狀況，具體探討各省市的促進(jìn)消費(fèi)對(duì)策。另外，在旅游消費(fèi)模型中考慮收入結(jié)構(gòu)等因素，引入相應(yīng)的解釋變量與虛擬變量展開分析，進(jìn)一步深化促進(jìn)消費(fèi)的對(duì)策研究。本文拋磚引玉，期待大家共同重視農(nóng)村居民國內(nèi)旅游消費(fèi)領(lǐng)域的研究，共同為農(nóng)村居民擴(kuò)大國內(nèi)旅游消費(fèi)、提升生活質(zhì)量獻(xiàn)計(jì)獻(xiàn)策。

［1］周翀燕，李祝舜.我國農(nóng)民旅游市場(chǎng)開發(fā)初探［J］.旅游學(xué)刊，2004，19(4):23－27.

［2］梁留科，曹新向.全面建設(shè)小康社會(huì)背景下的我國農(nóng)民旅游市場(chǎng)開發(fā)研究［J］.經(jīng)濟(jì)地理，2005，(2):247－251.

［3］徐海軍，黃震方，侯兵.基于擴(kuò)大內(nèi)需的中國農(nóng)村居民旅游市場(chǎng)開發(fā)研究［J］.旅游學(xué)刊，2010，(3):41－46.

［4］王昆欣，徐云松，閻綱等.一個(gè)值得去大力開發(fā)的旅游市場(chǎng)——關(guān)于浙江省農(nóng)村旅游市場(chǎng)情況的調(diào)查報(bào)告［J］.旅游學(xué)刊，2000，(6):45 －51.

［5］鄭群明，鐘林生.農(nóng)村居民旅游認(rèn)知特征分析:以湖南省四縣市為例［J］.地理研究，2005，24(4):591－600.

［6］周國忠，郎富平.農(nóng)民旅游者出游特征、影響因素及對(duì)策——以浙江省為例［J］.經(jīng)濟(jì)地理，2009，29(4):688－692.

［7］王暉.農(nóng)村居民旅游消費(fèi)現(xiàn)狀實(shí)證研究——以湖南長株潭地區(qū)為例［J］.消費(fèi)經(jīng)濟(jì)，2010，(6):25－27.

［8］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):195－199.

［9］唐代劍，潘君斌.我國農(nóng)村居民旅游消費(fèi)問題及其對(duì)策的實(shí)證研究［J］.江蘇商論，2010，(6):106－108.

［10］張虎，楊登峰.我國各地區(qū)農(nóng)村居民消費(fèi)水平的實(shí)證檢驗(yàn)［J］.統(tǒng)計(jì)與決策，2009，296(20):77－79.

［11］Witt S F，Witt C A.Forecasting tourism demand:A review of empirical research［J］.International Journal of Forecasting，1995，11(3):447－475.

［12］Song H，Witt S F.Tourism Demand Modelling and Forecasting:modern econometric approaches［M］.2000.

［13］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，2006，130(2):54－58.

［14］馬樹才，劉兆博.中國農(nóng)民消費(fèi)行為影響因素分析［J］.數(shù)量經(jīng)濟(jì)技術(shù)經(jīng)濟(jì)研究，2006，23(5):20－30.

［15］Song H，Li G.Tourism demand modelling and forecasting——A review of recent research［J］.Tourism Management，2008，29(2):203－220.