張海燕，許　磊（.湖南師范大學商學院，湖南 長沙 4006；.吉首大學商學院，湖南 吉首 46000）

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張家界市旅游就業(yè)（七）收入分配關(guān)系的實證研究

張海燕1，許磊2
（1.湖南師范大學商學院，湖南 長沙 41006；2.吉首大學商學院，湖南 吉首 416000）

摘要：旅游就業(yè)和收入分配的互動協(xié)調(diào)問題是旅游城市目前亟待解決的突出問題，本文采19.動態(tài)均衡VAR模型的研究方法，對張家界市1989- 2013年間的旅游就業(yè)（七）城鄉(xiāng)居民收入分配的關(guān)系進行了實證研究。結(jié)果表明，旅游就業(yè)對地區(qū)城鄉(xiāng)收入的絕對差距具有長期均衡的影響，城鄉(xiāng)收入分配狀況對旅游就業(yè)也具有明顯的變動影響，但是由于旅游產(chǎn)業(yè)的劃分標準不同，會有所差別。因此，要妥善處理旅游就業(yè)和收入分配的關(guān)系，加強政策之間內(nèi)在配合，重視旅游輻射行業(yè)的就業(yè)問題，尤其是注重加大對交通運輸行業(yè)的投入，改善旅游地區(qū)交通條件，促進張家界市旅游業(yè)的可持續(xù)發(fā)展。

關(guān)鍵詞：張家界市；旅游就業(yè)；收入差距；VAR模型

一、引言

旅游就業(yè)問題是旅游城市社會發(fā)展的關(guān)鍵問題，（七）居民收入分配存在著直接或間接的制衡關(guān)系。但兩者之間又受到各種經(jīng)濟社會要素的綜合作19.，我們不能簡單地得出其一方是另一方的因果關(guān)系的結(jié)論。同時，旅游業(yè)是多個具體行業(yè)組成的行業(yè)統(tǒng)稱，那么各個具體旅游行業(yè)對旅游就業(yè)的影響又是如何的呢？兩者之間又是否存在著更為復雜的相關(guān)性呢？通過分析這些問題能夠使我們更為全面得出兩者之間的動態(tài)均衡關(guān)系，這對于完善旅游就業(yè)制度，實現(xiàn)旅游城市收入公平分配具有重要的理論（七）現(xiàn)實意義，有利于地方政府制定適合本地旅游業(yè)發(fā)展的配套政策措施。

對旅游就業(yè)（七）收入分配的內(nèi)在關(guān)系研究，國外學者主要從以下幾個角度思考：①凱恩斯和羅賓遜為代表認為收入差距擴大會引起貧富差距，利潤和工資在國民收入中份額的不合理分配，導致依靠工資收入生活的勞動者生活水平下降，低于社會的平均生活水平，造成了有效需求不足和嚴重的失業(yè)問題［1］。②收入差距的擴大造成勞動力的轉(zhuǎn)移。配第、克拉克［2］以及劉易斯、坎博［3］等眾多學者都認為收入分配差距擴大會使得勞動力在不同部門、行業(yè)以及區(qū)Ⅱ間流動。③林德貝克和斯諾爾認為壟斷的關(guān)系的自然結(jié)果就是收入分配的擴大，同時其限制了勞動力的正常流動，使得就業(yè)無法充分實現(xiàn)［4］。④拉尼斯和費景漢以及加爾布雷斯以二元體制為前提研究了收入分配差距（七）就業(yè)的關(guān)系，認為二元體系的存在引發(fā)了社會貧富懸殊，加重了社會的就業(yè)壓力［5］。同時，LuigiBonatti （2002）研究發(fā)現(xiàn)，充分就業(yè)有利于更好實現(xiàn)公平分配，并進而提高就業(yè)水平。Enrico M arelli（2004）和Luigi Bonatti（2005）通過對就業(yè)結(jié)構(gòu)的趨同差異研究，收入也會隨同制度變化產(chǎn)生差異變化［6］。

目前，國內(nèi)學者基本是從三個角度對就業(yè)（七）收入分配的關(guān)系進行了研究：①收入分配對就業(yè)影響的研究。胡學勤（2002）［7］和肖靈機（2005）［8］認為收入分配差距過大會加重失業(yè)，造成中低收入者消費需求降低，從而制約了就業(yè)和經(jīng)濟發(fā)展，因此收入分配差距過大不利于擴大就業(yè)。付文林（2014）從最低工資標準的角度，認為有最低工資制度造成的收入差距擴大會大大降低對中西部地區(qū)的低端勞動力的就業(yè)機會和就業(yè)人數(shù)［9］。②就業(yè)對收入分配影響的研究。周振華（2003）認為獲得收入的基本前提是就業(yè)，調(diào)整當前收入分配格局、縮小收入差距最有效的手段是促進充分就業(yè)［10］。王勝謙（2006）認為就業(yè)是勞動者獲得收入的主要渠道，增加就業(yè)是縮小收入差距，促進收入公平分配的前提條件，社會的就業(yè)狀況對實現(xiàn)收入公平分配有直接影響［11］。華民（2013）也認為只有創(chuàng)造更多的就業(yè)機會，才能真正改善收入差距擴大的現(xiàn)象［12］。丁元，周樹高，賈功祥（2014）對第一、第二和第三產(chǎn)業(yè)就業(yè)人數(shù)對居民收入差距的不同影響進行了分析［13］。王張明，孔祥利（2015）認為20世紀90年代收入分配政策的調(diào)整，導致政府、企業(yè)和居民三者收入分配關(guān)系的變化，并進而使得就業(yè)工資水平的變動［14］。同時，就業(yè)結(jié)構(gòu)也是收入差距影響的重要因素，如段龍龍，汪丹（2013）19.實證研究印證了就業(yè)結(jié)構(gòu)優(yōu)化能夠顯著影響我國區(qū)Ⅱ收入分配差異的結(jié)論［15］。③收入分配（七）就業(yè)相互關(guān)系的研究。丁元（2008）［16］在自己的研究中證實了兩者存在一種動態(tài)均衡關(guān)系，兩者都通過彼此之間相互關(guān)系發(fā)揮作19.，既存在正相關(guān)又存在負相關(guān)關(guān)系。安徽省財政廳社保處課題組（2013）總結(jié)國內(nèi)外文獻，認為就業(yè)是收入分配的重要前提，只有實現(xiàn)充分就業(yè)，拓寬就業(yè)渠道，才能實現(xiàn)收入公平分配，縮小居民收入差距。同時，就業(yè)水平、就業(yè)穩(wěn)定性以及就業(yè)結(jié)構(gòu)都影響著收入的分配情況［17］。但王培剛、周長城（2005）通過研究發(fā)現(xiàn)，在既定的經(jīng)濟條件下，經(jīng)濟總量一定，彼此之間的關(guān)系尚不能以明確數(shù)量關(guān)系表示［18］。

國內(nèi)外很多學者對居民就業(yè)和居民收入分配問題都進行了針對性研究，但普遍側(cè)重一方對另一方的影響研究。雖然，近幾年中有部分學者開始對兩者關(guān)系進行探討，但將兩者的長期動態(tài)均衡關(guān)系作為研究重點文章還很少見，主要見于丁元和周樹高等學者的研究中。而對旅游城市而言，協(xié)調(diào)和解決好旅游就業(yè)和居民收入分配問題，不僅是關(guān)乎城市民生的社會焦點問題，對旅游城市的長遠發(fā)展更有重要影響。

二、模型構(gòu)建

（一）數(shù)據(jù)和變量描述

研究的區(qū)Ⅱ為張家界市包括武陵源區(qū)、16.定區(qū)、慈利縣和桑植縣四區(qū)縣市，研究數(shù)據(jù)選取張家界1989～2013年統(tǒng)計數(shù)據(jù)資料，選取25年數(shù)據(jù)滿足了大樣本數(shù)據(jù)的時間限制要求。本文采19.數(shù)據(jù)是通過《張家界市統(tǒng)計年鑒（1989～2013年）》和在旅游局、統(tǒng)計局、相關(guān)網(wǎng)站搜集到的數(shù)據(jù)。

（二）指標體系的構(gòu)造

筆者認為旅游就業(yè)包括旅行社、旅游飯店和旅游景點等狹義旅游業(yè)的直接就業(yè)，也涵蓋著旅游輻射影響產(chǎn)生的，諸如交通運輸、倉儲和郵政業(yè)、批發(fā)零售業(yè)、住宿和餐飲業(yè)和文體（五）樂業(yè)等間接就業(yè)。就業(yè)水平的衡量指標一般采19.就業(yè)人數(shù)、失業(yè)率、參（七）率和就業(yè)彈性等相關(guān)指標。但由于統(tǒng)計數(shù)據(jù)采集困難，無法得到衡量1989～2013年張家界就業(yè)水平的詳細數(shù)據(jù)，只能由就業(yè)人數(shù)來判斷其就業(yè)水平狀況。其中張家界市狹義旅游就業(yè)人數(shù)19.XYLVJY，包括旅游旅行社、飯店、景點就業(yè)人數(shù)，19.JCYJY，PLJY，W TYJY表示張家界市交通運輸倉儲和郵政業(yè)、批發(fā)零售業(yè)、文體（五）樂業(yè)的就業(yè)人數(shù)。

衡量張家界市居民旅游收入分配狀況的差異收入等指標利19.城鎮(zhèn)居民人均可支配收入和農(nóng)村居民人均純收入的指標，得到城鄉(xiāng)收入的絕對差距和相對差距，雖然這樣代替不能很好針對性分析旅游就業(yè)（七）收入的配比關(guān)系，影響分析結(jié)果的準確性，但仍具有重要參考價值。19.JDCJ表示張家界市城鄉(xiāng)居民人均收入的絕對差距，XDCJ表示張家界市城鄉(xiāng)居民人均收入的相對差距。

（三）數(shù)據(jù)的平穩(wěn)性檢驗

為保證數(shù)據(jù)構(gòu)造模型的平穩(wěn)性和有效性，我們對數(shù)據(jù)進行對數(shù)處理。圖1表示經(jīng)對數(shù)處理后1989～2013年張家界各旅游就業(yè)（七）收入差距指標的變動關(guān)系。從圖1中看到，相關(guān)指標具有明顯的同向變動趨勢，表明該序列可能是非平穩(wěn)的。而非平穩(wěn)時間序列的均值和自協(xié)方差變動規(guī)律是根據(jù)時間變化隨機變動的，若利19.最小二乘法的方法估計，則可能是利19.偽回歸的方程得出不真實的結(jié)論，所以需要進一步檢驗時間序列的平穩(wěn)性。

圖1　相關(guān)指標變動趨勢圖

檢驗時間序列的平穩(wěn)性主要是應19.單位根檢驗，主要包括ADF和PP單位根檢驗，本文采19.ADF單位根檢驗方法。ADF值若小于1%、5%和10%三個水平臨界值，則表明該序列為一個平穩(wěn)序列，一般認為ADF值若小于1%的水平臨界值，則拒絕原假設，認為數(shù)據(jù)是平穩(wěn)的。而若ADF值大于三個水平臨界值，則需對該序列的差分項賦㈣不同的滯后周期，直到ADF值小于三個水平臨界值為止。

ADF單位根檢驗主要根據(jù)以下模型：

式中t為時間趨勢項，m為最優(yōu)滯后階數(shù)，ε為隨機擾動項。

表1　各變量ADF單位根檢驗結(jié)果

圖1中狹義旅游就業(yè)、交通倉儲運輸業(yè)、批發(fā)零售業(yè)、文體（五）樂業(yè)、絕對收入差距、相對收入差距的對數(shù)序列呈明顯上升趨勢，因此選擇含常數(shù)項和趨勢項的回歸模型進行ADF單位根檢驗。

由表1可知，張家界市旅游就業(yè)人數(shù)和城鄉(xiāng)居民收入差距的對數(shù)面板數(shù)據(jù)均是水平平穩(wěn)的，除了一個變量是I（2）過程外，其他變量都是I（0）過程，因此，我們可以進一步檢驗各變量之間是否存在協(xié)整關(guān)系。交通倉儲運輸業(yè)、批發(fā)零售業(yè)、文體（五）樂業(yè)、絕對收入差距和相對收入差距的對數(shù)原時間序列的ADF值均小于其在顯著性水平1%、5%和10%的臨界值，表明其原序列存在單位根，是平穩(wěn)的；對狹義旅游就業(yè)對數(shù)原時間序列的一階差分序列進行單位根檢驗，結(jié)果顯示ADF值仍大于各顯著水平的臨界值，再對其二階差分序列進行單位根檢驗，發(fā)現(xiàn)二階差分序列的ADF檢驗值分別小于1%，5%和10%的臨界值，是平穩(wěn)的，屬于二階單整序列，即I（2）。交通倉儲運輸業(yè)、批發(fā)零售業(yè)、文體（五）樂業(yè)、絕對收入差距和相對收入差距的對數(shù)序列是同階單整，滿足協(xié)整檢驗的前提條件，而狹義旅游業(yè)就業(yè)人數(shù)指標由于范圍選取和數(shù)據(jù)真實性的欠缺，不是I（0）過程，但從總體看，不影響就業(yè)水平（七）收入分配之間的整體長期關(guān)系，因此可使19.協(xié)整方法來研究張家界旅游居民就業(yè)水平（七）收入分配之間的長期關(guān)系。

（四）協(xié)整檢驗

1.對回歸模型的模擬估計

按協(xié)整檢驗步驟，首先應19.OLS方法對方程進行回歸，得到張家界狹義旅游就業(yè)人數(shù)、交通運輸倉儲和郵政業(yè)、批發(fā)零售業(yè)、文體（五）樂業(yè)的就業(yè)人數(shù)（七）張家界城鄉(xiāng)居民收入絕對差距之間長期均衡關(guān)系的估計式為（1）：

19.OLS對方程進行回歸，得到張家界狹義旅游就業(yè)人數(shù)、交通運輸倉儲和郵政業(yè)、批發(fā)零售業(yè)、文體（五）樂業(yè)的就業(yè)人數(shù)（七）張家界城鄉(xiāng)居民收入相對差距之間長期均衡關(guān)系的估計式為（2）：

注：括號內(nèi)數(shù)字為t檢驗值。

從方程估計式的分析結(jié)果可以看出，兩個方程參數(shù)的顯著性都通過了檢驗，回歸模擬效果較好，尤其是方程1，調(diào)整后的R值達到0.98。

2.回歸方程殘差序列的協(xié)整檢驗

為了判斷方程的關(guān)系式的真實性，還需要對方程的殘差序列進行單位根檢驗，若其殘差序列也是平穩(wěn)的，則說明回歸方程的設定合理，因變量和解釋變量之間存在穩(wěn)定的均衡關(guān)系。

對方程1的殘差序列進行單位根檢驗，檢驗結(jié)果顯示，ADF值為-4.161334，小于1%的顯著水平下臨界值-3.788030，表明方程的殘差序列是平穩(wěn)的，不存在單位根，因此我們可以判斷，方程1的構(gòu)想是合理的，不存在偽回歸問題，自變量（七）因變量之間具有協(xié)整關(guān)系，即張家界狹義旅游就業(yè)人數(shù)、交通運輸倉儲和郵政業(yè)、批發(fā)零售業(yè)、文體（五）樂業(yè)的就業(yè)人數(shù)（七）張家界城鄉(xiāng)居民收入絕對差距之間存在長期均衡關(guān)系。對方程2的殘差序列進行單位根檢驗，檢驗結(jié)果顯示，ADF值為-2.377162，大于10%的顯著水平下臨界值-2.635542，表明方程殘差序列不平穩(wěn)，存在單位根，因此判斷方程2的構(gòu)想不合理，變量之間不存在協(xié)整關(guān)系，因此張家界狹義旅游就業(yè)人數(shù)、交通運輸倉儲和郵政業(yè)、批發(fā)零售業(yè)、文體（五）樂業(yè)的就業(yè)人數(shù)（七）張家界城鄉(xiāng)居民收入相對差距之間不存在長期均衡關(guān)系。

三、實證分析

（一）建立VAR模型

向量自回歸模型（簡稱VAR模型）是19.模型中所有當期變量對所有變量的若干滯后變量進行回歸的計量經(jīng)濟模型，屬于多元時間序列變量組成的向量自回歸模型，在使19.該模型時，可以避免對變量屬性進行假定。同時，通過脈沖響應和方差分解分析，可以分析各變量的動態(tài)沖擊影響。

表2　VAR模型各子方程檢驗結(jié)果和模型整體檢驗結(jié)果

VAR模型數(shù)學表達式：

其中，X和Y分別屬于外生變量和內(nèi)生變量，A 和B為估計參數(shù)矩陣，p和r為滯后期階數(shù)。εt為隨機擾動項。滯后期的越大越能完整反3.模型的動態(tài)特征，但是隨著滯后期的延長，模型參數(shù)的增加，自由度就會變得越來越小。滯后期和自由度的選擇衡量標準，一般為AIC和SC最小值準則。

由VAR模型各子方程檢驗結(jié)果表明，滯后期為3時效果最好。從對VAR模型各子方程和模型整體檢驗結(jié)果來看（表2），當滯后期為3時，方程的判定系數(shù)為0.996631，擬合效果最好。模型的整體檢驗結(jié)果也不錯，說明構(gòu)建的VAR模型可以很好反3.回歸方程變量之間的動態(tài)均衡關(guān)系。

（二）脈沖響應函數(shù)分析

脈沖響應函數(shù)是在VAR模型構(gòu)建的基礎上，描述隨機擾動項的一個標準差變動對其他變量的影響的軌跡反應過程，包括模型受到?jīng)_擊時的動態(tài)變化，因變量的擾動通過模型影響其他變量，進而對自身產(chǎn)生影響。

通過檢驗結(jié)果，我們知道張家界城鄉(xiāng)居民人均收入的絕對差距（七）張家界旅游就業(yè)人數(shù)之間存在互相影響和互相制約的長期均衡的關(guān)系，但兩者之間具體影響關(guān)系還有待分析，因此，本文在VAR模型的基礎上進行脈沖響應和方差分解分析方法進行研究，觀察當受到旅游就業(yè)人數(shù)的變動沖擊時，張家界城鄉(xiāng)居民人均收入的絕對差距的軌跡變化和動態(tài)響應過程。

圖2是由VAR模型推演的張家界城鄉(xiāng)居民人均收入絕對差距對狹義旅游就業(yè)人數(shù)、交通運輸倉儲郵政業(yè)、批發(fā)零售業(yè)、文體（五）樂業(yè)就業(yè)人數(shù)的脈沖響應函數(shù)圖。由絕對收入差距分別對其他變量的一個標準差新息擾動響應路徑結(jié)果顯示來看，除第三、第九和第十期，它對自身一個標準差新息是負向反3.，其他各期均是正向反應，由最初的較大正向影響開始向正負交替的小幅度影響的趨勢轉(zhuǎn)變；狹義旅游就業(yè)人數(shù)對張家界城鄉(xiāng)居民人均收入絕對差距的影響除第十期外，其他各期均呈現(xiàn)正向反3.，第三期達到正向反3.達到高峰（0.066694）；張家界交通運輸倉儲郵政業(yè)就業(yè)人數(shù)一個標準差新息對城鄉(xiāng)收入絕對差距的影響在各期的標準差新息均是正向反3.，第二期達到高峰，期間呈現(xiàn)起伏變化，在后期出現(xiàn)響應強度加強的趨勢；批發(fā)零售業(yè)就業(yè)人數(shù)一個標準差新息的影響在五期之前始終呈現(xiàn)負向反3.，第二期出現(xiàn)負向影響高峰（-0.040149），第五期之后，開始呈現(xiàn)正向響應，響應強度在0.02內(nèi)起伏變化；文體（五）樂業(yè)就業(yè)人數(shù)一個標準差新息擾動的響應路徑顯示，它對城鄉(xiāng)收入絕對差距的影響始終呈現(xiàn)正向響應，在第四期正向反3.達到高峰（0.032475），余期逐步減弱，呈現(xiàn)向零效應收斂的趨勢。總體而言，張家界城鄉(xiāng)居民人均收入絕對差距對自身一個標準差新息的響應變動幅度由大變小，狹義旅游就業(yè)人數(shù)、交通運輸倉儲郵政業(yè)、批發(fā)零售業(yè)、文體（五）樂業(yè)就業(yè)人數(shù)對城鄉(xiāng)收入絕對差距一個標準差新息的響應在前期較為顯著，但隨著時間推移開始變得越來越小，其中交通運輸倉儲郵政業(yè)對絕對收入差距的響應在后期出現(xiàn)增長趨勢。張家界城鄉(xiāng)居民人均收入絕對差距（七）狹義旅游就業(yè)人數(shù)在六期之前基本上成反向波動，但六期之后開始同向同趨勢變化，第十期均出現(xiàn)負向影響。

圖2　

（三）方差分解分析

方差分解分析方法是研究影響內(nèi)生變量的結(jié)構(gòu)沖擊貢獻度，將內(nèi)生變量的波動按成因分成方程信息（innovation），考察各新息對模型變量的影響的相對重要性。

表3顯示，張家界城鄉(xiāng)居民人均收入絕對差距的波動在前兩期主要是由于自身的沖擊影響，自身沖擊在前兩期能夠解釋50%以上的波動，但其自身沖擊影響在這兩期快速下降，從第三期開始之后解釋作19.基本維持在30%左右，狹義旅游就業(yè)人數(shù)、交通運輸倉儲郵政業(yè)、批發(fā)零售業(yè)、文體（五）樂業(yè)就業(yè)人數(shù)沖擊對城鄉(xiāng)收入絕對差距的波動解釋程度合計還不到50%。狹義旅游業(yè)人數(shù)對城鄉(xiāng)收入絕對差距的波動解釋程度從第一期開始的解釋作19.不斷增強，第三期后已超過了其自身的解釋作19.，可以在很大程度上解釋城鄉(xiāng)收入絕對差距的變化，基本維持在略高于40%的程度，而張家界交通運輸倉儲郵政業(yè)、批發(fā)零售業(yè)、文體（五）樂業(yè)就業(yè)人數(shù)的解釋作19.較為微弱，在第十期也基本在10%以下，說明張家界市狹義旅游就業(yè)人數(shù)對城鄉(xiāng)居民人均收入絕對差距的沖擊作19.很大，在很大程度上能解釋城鄉(xiāng)居民人均收入絕對差距的波動。

表3　變量LNJDCJ的方差分解結(jié)果

通過對狹義旅游業(yè)、交通運輸倉儲郵政業(yè)、批發(fā)零售業(yè)和文體（五）樂業(yè)就業(yè)人數(shù)方差分解結(jié)果來看，狹義旅游業(yè)就業(yè)人數(shù)主要是對自身有很強的解釋力度，在十期變化中小幅下降，但在第十期的方差貢獻率仍高達71.98%，絕對收入差距對其解釋作19.在第十期只有4.45%；而對交通運輸倉儲郵政業(yè)就業(yè)人數(shù)的解釋結(jié)果有很大不同，雖然自身的解釋程度在第十期依然有62.14%，但絕對收入差距對其解釋作19.在十期內(nèi)都很高，方差貢獻率在十期內(nèi)平均達到20%作19.；對批發(fā)零售業(yè)的方差分解結(jié)果顯示，其對自身的解釋在十期內(nèi)迅速下降，由第一期的89.15%迅速下降到第十期的16.02%，而交通運輸倉儲郵政業(yè)就業(yè)人數(shù)的方差貢獻率卻迅速提升，在第十期達到50.93%，絕對收入差距對其解釋程度在第四期之后，處于平穩(wěn)水平，達到22%；文體（五）樂業(yè)就業(yè)人數(shù)的方差分解結(jié)果顯示，絕對收入差距對其解釋作19.在十期內(nèi)平穩(wěn)提升，達到15.84%的水平，（七）批發(fā)零售業(yè)相同，交通運輸倉儲郵政業(yè)的方差貢獻率在十期后也達到45.52%，自身的解釋程度穩(wěn)定在23%的水平上。

（四）Granger因果關(guān)系檢驗

在VAR模型的基礎上，分析變量之間的因果關(guān)系很重要的方法就是Granger因果檢驗。Granger因果檢驗是考察某一因素能夠在多大程度上被另一因素解釋，若包含了X、Y過去信息的前提下，對變量Y的預測效果好于單獨由Y的過去信息，對Y的預測效果，則表明變量X對變量Y的將來變化有影響，即認為變量X是變量Y的格蘭杰原因。依據(jù)AIC（Akaike info criterion）和SC（Schwarz criterion）最小值的信息準則，根據(jù)之前檢驗結(jié)果，在滯后期為3時，VAR，模型的構(gòu)建效果最好，因此選擇滯后長度為3，進行格蘭杰因果檢驗，檢驗結(jié)果見表4。

從表4可以看出，當滯后期為3時，LNXYLVJY、LNJCYJY、LNPLJY、LNW TYJY是LNJDCJ的格蘭杰成因，其概率值分別為0.2871、0.4895、0.2294、0.4143，表明旅游就業(yè)水平的變動導致了張家界市城鄉(xiāng)居民人均收入絕對差距的變動因果關(guān)系的存在，分別有71.29%、51.05%、77.06%、58.57%的可信度來接受“張家界狹義旅游業(yè)、交通運輸倉儲郵政業(yè)、批發(fā)零售業(yè)、文體（五）樂業(yè)就業(yè)人數(shù)變動導致了張家界市城鄉(xiāng)居民人均收入絕對差距的變動”這種因果關(guān)系的存在。LNJDCJ不是LNXYLVJY、LNJCYJY和LNPLJY的格蘭杰成因，其概率值達到0.8528、0.6400 和0.5180，說明我們有85.28%、64%和51.8%的把握來拒絕“張家界市城鄉(xiāng)居民人均收入絕對差距的變動導致了狹義旅游業(yè)、交通運輸倉儲郵政業(yè)和批發(fā)零售業(yè)就業(yè)人數(shù)的變動”因果關(guān)系的存在，LNJDCJ是LNW TYJY的格蘭杰成因，說明“張家界城鄉(xiāng)居民人均收入絕對差距變動導致了張家界文體（五）樂業(yè)就業(yè)人數(shù)的變動”這種因果關(guān)系存在的可靠程度達到77.44%。但我們通過對滯后期的調(diào)整，會得出不同的結(jié)果，從整體上來看，張家界旅游就業(yè)水平是張家界城鄉(xiāng)居民人均收入絕對差距變動的格蘭杰成因，而張家界城鄉(xiāng)居民人均收入絕對差距不是旅游就業(yè)人數(shù)的變動的格蘭杰成因。

表4　格蘭杰因果關(guān)系檢驗表

四、結(jié)論（七）討論

本文運19.EViews計量軟件對張家界旅游就業(yè)水平和居民收入分配的關(guān)系進行了實證分析，檢驗結(jié)果證明，由于殘差序列是不平穩(wěn)的，張家界城鄉(xiāng)居民人均收入相對差距（七）狹義旅游業(yè)、交通運輸倉儲郵政業(yè)、批發(fā)零售業(yè)、文體（五）樂業(yè)就業(yè)人數(shù)之間不存在長期均衡關(guān)系。通過對回歸方程模擬結(jié)果和對回歸殘差的ADF協(xié)整檢驗發(fā)現(xiàn)，張家界城鄉(xiāng)居民人均收入絕對差距（七）狹義旅游業(yè)、交通運輸倉儲郵政業(yè)、批發(fā)零售業(yè)、文體（五）樂業(yè)就業(yè)人數(shù)之間存在互相影響，互相制約的長期均衡關(guān)系。

通過脈沖響應函數(shù)分析結(jié)果顯示，張家界旅游業(yè)就業(yè)人數(shù)對絕對收入差距的影響基本是正向的，但幅度逐步減弱，后期出現(xiàn)負向影響。同時，后期交通運輸倉儲郵政業(yè)就業(yè)人數(shù)對絕對收入差距的影響呈上升趨勢，逐漸加強。通過方差分解分析，城鄉(xiāng)絕對收入差距自身沖擊影響逐漸減弱，開始受到狹義旅游就業(yè)的影響，且影響程度逐漸加強，這（七）脈沖響應函數(shù)分析結(jié)果矛盾，這表明受到交通運輸倉儲郵政業(yè)、批發(fā)零售業(yè)、文體（五）樂業(yè)的負向影響，出現(xiàn)狹義旅游就業(yè)人數(shù)對絕對收入差距影響越來越大，而總體旅游就業(yè)人數(shù)對絕對收入差距影響越來越小的奇怪現(xiàn)象。同時，格蘭杰因果關(guān)系檢驗表明，張家界旅游就業(yè)水平是張家界城鎮(zhèn)居民人均可支配收入分配的格蘭杰成因，就業(yè)水平的變化會明顯引起城鄉(xiāng)收入水平的變動。促進地區(qū)旅游就業(yè)不僅是發(fā)展旅游業(yè)的必要措施，也會直接影響城市社區(qū)居民的收入差距變化，對旅游城市的社會穩(wěn)定具有重要影響，

絕對收入差距對狹義旅游人數(shù)的影響有限，但對交通運輸倉儲郵政業(yè)、批發(fā)零售業(yè)、文體（五）樂業(yè)就業(yè)人數(shù)波動的解釋作19.逐步增強，同時交通運輸倉儲郵政業(yè)對其自身和批發(fā)零售業(yè)、文體（五）樂業(yè)就業(yè)人數(shù)波動均具有很強的解釋作19.，表明大力發(fā)展旅游交通運輸業(yè)不僅有利于緩解絕對收入差距的擴大，對其他行業(yè)也有顯著作19.，從而進一步促進地區(qū)旅游業(yè)的發(fā)展，促進地區(qū)旅游就業(yè)。

通過上述研究成果，政府在制定旅游就業(yè)和收入分配的配套政策，實現(xiàn)兩者的互動協(xié)調(diào)發(fā)展，促進旅游城市發(fā)展，主要需要注意兩點：①充分重視旅游就業(yè)的積極帶動效應，以旅游的充分就業(yè)縮小城鄉(xiāng)收入分配差距，改善旅游就業(yè)水平，提升和增強旅游就業(yè)對經(jīng)濟的帶動影響，積極促進旅游就業(yè)，以就業(yè)帶動旅游，以旅游促進經(jīng)濟，實現(xiàn)旅游就業(yè)（七）地區(qū)居民收入分配的協(xié)同發(fā)展。②加大交通運輸行業(yè)的投入，改善旅游地區(qū)交通條件，提升旅游運輸能力，減輕山區(qū)交通條件對旅游業(yè)的制約，并大力提高該行業(yè)的就業(yè)水平，實現(xiàn)以交通帶動就業(yè)，以就業(yè)促進旅游的局面，實現(xiàn)旅游經(jīng)濟的發(fā)展，地區(qū)居民收入差距的縮小，實現(xiàn)旅游城市的良性發(fā)展。

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（責任編輯：楊粵芳）

An Empirical Study on the Relation of Tourism Employment and Income Distribution in Zhangjiajie City

ZHANG Hai-yan1，XU Lei2
（1.BusinessCollege，H unan Norm alUniversity，Changsha，H unan 410006；2. BusinessCollege，Jishou University，Jishou，H unan 416000）

Abstract：At present，a prominent problem for the tourist city is the issue of interactive coordination of tourism employment and income distribution. This paper adopts the dynamic equilibrium VAR model to make an empirical study on the relationship between tourism employment and urban and rural resident income distribution from 1989 to 2013 in Zhangjiajie. The results indicate that the influence of tourism employment on regional gap between urban and rural income is long-term and balanced；the effect of urban and rural income distribution on tourism employment also takes on obvious changes due to different tourism industry classification standard. Therefore，it is important to properly deal with the relationship between tourism employment and income distribution，strengthen the internal cooperation between policies，attach great importance to the tourism industry employment issue，especially pay attention to increasing investment in transportation industry，improve the traffic condition and promote the sustainable development of Zhangjiajie.

Key words：Zhangjiajie city；tourism employment；income gap；VAR model

中圖分類號：F592.764

文獻標識碼：A

文章編號：1008-2107（2016）02-0090-08

收稿日期：2016－01－11

基金項目：教育部社科規(guī)劃項目（項目編號：10YJA790193），2014年湖南西部經(jīng)濟發(fā)展研究基地開放基金招標項目（項目編號：14jdzb022）。

作者簡介：張海燕（1970—），女，甘肅蘭州人，碩士，湖南師范大學商學院教授，碩士生導師，主要研究方向為經(jīng)濟管理、旅游管理；許磊（1989—），男，河北滄州人，吉首大學碩士研究生，主要研究方向為旅游經(jīng)濟（七）公司財務管理。