●经济学与经济管理 我国居民收入差距与平均旅游 消费倾向关系经验分析 刘霁雯冯学钢 （华东师范大学商学院，上海２００２４１） ［摘 要］本文以１９９４—２００８年的相关数据为样本，利用Ｊｏｈａｎｓｅｎ协整检验和格兰杰因果检 验从城乡两个层面实证分析了我国居民收入差距与平均旅游消费倾向的相关关系和因果关 系，实证结果表明：城镇居民收入差距与平均旅游消费倾向呈现负相关关系，并构成其单向格 兰杰原因；而农村居民收入差距与平均旅游消费倾向呈正相关关系，但平均旅游消费倾向为 因，收入差距为果。本文分析了原因并提出了建议。 ［关键词］平均旅游消费倾向收入差距Ｉｏｈａｎｓｅｎ协整格兰杰因果检验 ［基金项目］本文系华东师范大学优秀博士研究生培养基金（项目批准号：２０１０００７）。 ［作者简介］刘霁雯（１９８０一），女，江西人，华东师范大学商学院２００８级博士研究生，研究方 向：服务贸易与国际旅游经济；冯学钢（１９６２一），男，安徽人，华东师范大学商学院副院长，教 授，博导，研究方向：旅游经济与旅游规划。 ［中图分类号］Ｆ５９０．８ ［文献标识码］Ａ ［文章编号］１００８－７６７２（２０１０）０６－００５７—１０ 从１９９４年的２．１％升至２００８年的２．９％。２００９年 一、引言 １１月２６日，通过《关于加快发展旅游业的 消费不足一直是困扰我国经济持续稳定发展 意见》，提出把旅游业培育成国民经济的战略性 的重要议题，改革开放以来，我国的最终消费率 支柱产业，又进一步提高了旅游业的地位。 整体呈下降趋势，从８Ｏ年代的６２％一直下降到 不可否认，收入是影响旅游消费的最重要的 ２００８年的４８．６％，很多学者把原因部分归咎于居 因素之一，因此有关收入和旅游消费之间关系研 民收入差距的扩大。但是在内需不振的背景下， 究的论文也就不胜枚举。近些年来，随着居民收 国内旅游消费却发挥了其巨大的潜力，２００８年， 入差距不断加大，收入差距与旅游消费的关系也 我国国内旅游收入创造出了８７４９亿元的新高，比 开始引起理论界的重视，研究成果虽然还比较稀 ２００７年增长了１２．６％，旅游消费占ＧＤＰ的比重也 少，但是已得出了一些有意义的结论。例如，谷慧 一５７— 要璧 ＿ 农村居民旅游总花费 旅游消费倾向 ．…… ．． ：农村居民人均纯收入 在这里，城镇居民旅游总花费、农村居民旅游 总花费、城镇居民人口数据、农村居民人口数据、 城镇居民可支配收入以及农村居民纯收入数据 均来源于《新中国６０年统计资料汇编》。 式（１）、（２）中的ＵＧＩＮＩ、ＲＧＩＮ１分别指的是城 镇居民基尼系数和农村居民基尼系数。其中城镇 居民基尼系数是通过《中国统计年鉴》相关年份 的分组数据用矩阵算法④计算得出，但由于《中国 统计年鉴》缺乏农村居民的分组数据，农村居民 基尼系数则直接采用了国家统计局农村社会经 济调查司发布的４２００９中国农村住户调查年鉴》 中现成的数据。数据样本选取区间为１９９４—２００８ 年。 具体涉及指标和数据如表１。 三、计量分析 （一）单位根检验 由于很多时间序列是非平稳的，不能直接用 于建模，因此第一步要求验证变量的平稳性。首 先做出原始数据及其一阶差分的趋势如图１所 不。 图中，带有Ｄ打头的变量名表示原始数据的 一阶差分。从图像中可知，ＵＧＩＮＩ、ＲＣＲ、ＲＧＩＮＩ出 二、模型构建与数据描述 ①谷慧敏、伍春来：《中国收入分配结构演变对国内旅游消费 的影响》，《旅游学刊＞）２００３年第２期。 ②徐萍、成英文：《收人分配制度对我国旅游消费增长的制 约》，《经济研究导刊￣２０１０年第５期。 ③周文丽、李世平：《基于凯恩斯消费理论的旅游消费与收入 霎 篙： 差一 一关系实证研究》，《旅游学刊）２ｏ￣ｏ年第５期。 第２６页。 ④洪兴建：《基尼系数理论研究》，经济科学出版社２００８年版， ５８— 表１城乡居民平均消费倾向与基尼系数 年份 城镇居民平均 城镇居民基尼系数 农村居民平均 农村居民基尼系数 旅游消费倾向 １９９４ １９９５ １９９６ １９９７ １９９８ 旅游消费倾向 ０．２１５４４８ ０．２０８３４５ ０．２０８７８７ ０．２１９４１６ ０．２２６６４２ ０ ０７１００３ ０．０７５６７９ ０．０７５８０５ ０．０７６２３ １ ０．０６７ｌ２１ ０ ０１６７５６ ０．０１７３７５ ０．０１６４７６ ０．０３ １８７９ ０．０４８７３ ０．３２１０ ０ ３４１５ ０．３２２９ ０．３２８５ ０．３３６９ ｌ９９９ ２０００ ２００１ ２００２ ２００３ ０．０６８２６３ ０．０７７５３５ ０ ０８０４２７ ０．０７３６３７ ０．０５４１７８ ０．２３４３２２ ０ ２４５１０２ ０ ２５６２１６ ０．３０５６８８ ０－３１３９０３ ０．０５９７６４ ０ Ｏ５１６１９ ０．０４６２４５ ０．０５３１９１ Ｏ．０５１５１８ ０．３３６１ ０．３５３６ ０．３６０３ ０．３６４６ ０．３６８０ ２００４ ２００５ ２００６ ０．０６５６７９ ０．０６１ ９８６ ０．０６５０５７ ０．３２４４６８ ０ ３２６９５８ ０．３２４２１４ ０．０６０８０４ ０．０６７１６８ ０．０６８６１ ７ ０．３６９２ ０．３７５１ ０．３７３７ ２００７ ２００８ ０．０６７８０５ ０ ０６２３７６ ０．３２０５４２ ０．３２７２２１ ０ ０７３７０８ ０．０８０８８２ ０．３７４２ ０ ３７７６ 图１各变量及其一阶差分趋势图 一５９ Ｅ 图１（续）各变量及其一阶差分趋势图 二圃 表２各变量及其一阶差分的单位根检验 检验类型 （ｃＡＤＦ检验值 ｔ，１） ，ＡＤＦ临界值 １％ ５ １０％ 变量 ＵＣＲ ＤＵＣＲ ＵＧ Ｉ 平稳性结论 不平稳 平稳 不平稳 （ｃ０，０） ，．２．１０７４０２ —４．ＯＯ４４２５ —３．０９８８９６ —２．６９０４３９ —２．７５４９９３ —１．９７０９７８ —１．６０３６９３ ．４．８０００８０ ．３．７９１ １７２ ．３．３４２２５３ （Ｏ，０，０） （ｃ，ｔ，０） 一４．１６７３０８ 一１．６３６６２２ ＤＵＧ Ｉ ＲＣＲ ＤＲＣＲ （Ｏ，０，０） （ｃ，ｔ，０） （０，０，０） 一２．１７０７９４ 一１．７９９６３６ ．２．０４３７５８ —２．７５４９９３ —１．９７０９７８ —１．６０３６９３ ４．８０００８０ —３．７９１ １７２ —３．３４２２５３ —２．７５４９９３ —１．９７０９７８ —１．６０３６９３ 平稳 不平稳 平稳 ＲＧ Ｉ ＤＲＧＤ Ｉ （ｃ，ｔ，３） （０，０，０） 一２．５８６２２２ 一５．３５９８８８ —５．１２４８７５ —３．９３３３６４ —３．４２００３０ ．２．７５４９９３ ．１．９７０９７８ ．１．６０３６９３ 不平稳 平稳 注：检验类型中，ｃ，ｔ为带有常数项和趋势项，ｌ为由ｓｉｃ法则选择的最优滞后阶数。 现很明显的随时问上扬的趋势，应该含有截距项 和趋势项，而ＵＣＲ走向则比较稳定，因此判断其 应该只含有截距项，不含有时间趋势项。ＤＵＣＲ、 ＤＵＧＩＮＩ、ＤＲＣＲ、ＤＲＧＩＮＩ均围绕０值上下波动，则 既不含截距项，也不含时间趋势项。 平稳的时间系列，因此原始序列为一阶单整的， 可以进行协整分析。 （二）协整检验 所谓协整检验是指，虽然一些经济变量本身 是非平稳的时间序列，但是他们的线性组合却可 我们根据图像分析的结果对变量进行相应的 ＡＤＦ检验，其检验结果如表２所示。 单位根检验的结果表明，在５％的显著性水 平下，ＵＣＲ、ＵＧＩＮＩ、ＲＣＲ、ＲＧＩＮＩ经过差分后均为 一能是平稳的序列，这种线性组合可被解释为变量 之间的长期稳定的均衡关系。在进行协整检验 时，通常采用的是两种方法，即Ｅｎｇｌｅ—Ｇｒａｎｇｅｒ两 步法和Ｊｏｈａｎｓｅｎ检验法，Ｅ—Ｇ两步法易于计算， ６０— 因此早期被广泛采用，但缺点是在小样本下参数 估计的误差较大，而Ｊｏｈａｎｓｅｎ检验在这方面显著 优于Ｅｎｇｌｅ和Ｇｒａｎｇｅｒ的方法，因此本文选用 Ｊｏｈａｎｓｅｎ的协整检验方法。由于Ｊｏｈａｎｓｅｎ检验中 最优滞后期的选择是根据非约束的ＶＡＲ模型的 ＬＲ、ＡＩＣ、ＳＣ准则而得到的，因此首先需要构建 验，滞后期为１。迹检验显示在０．１的显著性水平 下两者不存在协整关系。 但是最大特征根检验却显示存在一个协整关 系，在此，我们接受了最大特征根的检验结果。 但是我们还必须验证协整模型是否稳定，因 为如果模型不稳定，某些结果（如脉冲响应函数 的标准误差）将不会是有效的。我们可以用单位 ＶＡＲ模型。 ＶＡＲ模型是以向量形式建立的自回归模型， 根的图表来查看模型的稳定性，如果单位根模的 常用于解释各种经济冲击对经济变量造成的影 倒数小于１，即位于单位圆内，则说明是稳定的。 响，是一种非结构化的多方程模型。其一般的表 从图２可以看到，两个模型的单位根的模全部在 达形式为： 单位圆内，说明协整关系都是稳定的，同时这也 ｌｙ，一ｌ＋…＋ Ｐｙｆ ＋Ｂｌｘｌ＋…＋ 卜，＋ｓｔ 是我们刚才选择接受第二个模型存在协整关系 其中， 为ｋ维内生变量向量，Ｘｔ为ｄ维外生 的原因。 变量向量，Ａ，，…，Ａ 和Ｂ 一，Ｂ，为待估计的系数 根据标准化后的协整系数，我们可以得出如 矩阵， 为误差向量。 下协整关系式： 我们需要运用ＶＡＲ模型中的ＬＲ检验、ＡＩＣ Ｃ ＝一０．０７８４ Ｗ＋０．０８９２ （３） 信息准则和ＳＣ准则来确定模型最佳的滞后期， ＲＣＲ＝０．０８３４５ＲＧＩＮＩ一０．２４５８ （４） 表３是我们对ＵＣＲ和ＵＧＩＮＩ试验的几个滞后项， 关系式中ＵＧＩＮＩ的系数为正，ＲＧＩＮＩ的系数 最大的滞后期设定为３。 为负，说明城镇居民平均旅游消费倾向与城镇居 虽然ＡＩＣ和ＳＣ都指向最佳滞后期为３，但是 民收入差距呈负相关的关系，而农村居民平均旅 由于数据容量太小，以３为滞后需要估计的参数 游消费倾向与城镇居民收入差距呈正相关的关 太多，甚至有可能估计不出，因此在实际运用中， 系。虽然我们已经得到居民平均旅游消费倾向和 将不得不滞后项的数，使之少于反映模型动 居民收入差距是具有长期均衡关系的，但这未必 态特征性所应有的理想数目①，最终，我们以ＬＲ 就能构成因果关系。也就是说，究竟是平均旅游 检验为依据确定了最佳滞后期为１。 消费倾向的变化引起了居民收入差距的变化还 同理，我们也用ＬＲ检验、ＡＩＣ信息准则和 是居民收入差距的变化引起了居民平均旅游消 ｓｃ准则对农村居民平均旅游消费倾向与农村居 费倾向的变化，又或是二者具有双向因果关系， 民收入差距的两变量ＶＡＲ模型选择最佳滞后 这需要借助于格兰杰（Ｇｒａｎｇｅｒ）因果检验验证谁 期。 为因谁为果。 在表４中，ＬＲ、ＳＣ准则都指向了最佳滞后期 （三）格兰杰因果检验 为１，因此也选择了１为模型的最佳滞后期。 所谓格兰杰因果检验是指一个变量如Ｙ中加 下一步我们将根据最佳滞后期对设定的模型 入另一个变量比如Ｘ的滞后期是否可以提高解释 进行Ｊｏｈａｎｓｅｎ协整检验，从前面的图像（图１）中 已经看出ＵＣＲ原始数据存在截距，没有确定的趋 势，所以在做协整检验时选择了有截距项无趋势 的协整方程形式进行检验。 迹检验表明在０．０５的显著性水平下存在一 个协整向量。 接下来我们对ＲＣＲ与ＲＧＩＮＩ的ＶＡＲ模型选 ①高铁梅：《计量经济分析方法与建模：Ｅｖｉｅｗｓ应用及实例》 择了有截距项有趋势的协整方程进行Ｊｏｈａｎｓｏｎ检 清华大学出版社２００６年版，第２６３页。 一６１— 表３ ＵＣＲ与ＵＧＩＮＩ的滞后期检验结果 滞后期 ＬＲ ＡＩＣ ＳＣ １ ２６．２８９９２＊ ．１２．８８７７４ —１２．６４５２９ ２ ６＿１６９６４１ —１３．１０２４５ —１２．６９８３６ ３ ７．０９６８９８ —１３．８５５１６＂ 一１３．２８９４４ 注： 为相关准则选择的最优滞后阶数。 表４ ＲＣＲ与ＲＧＩＮＩ的滞后期检验结果 滞后期 ＬＲ ＡＩＣ ＳＣ １ ３５．９１９１ １ —１５．０５２２９ —１４．８０９８４＊ ２ ３．５３６９３８ —１４．８９０９０ —１４．４８６８２ ３ ４．３１５９６４ —１５．０８７４３ ．１４．５２１７ １ 表５ ＵＣＲ与ＵＧｌＮｌ的迹检验结果 原假设 特征值 迹检验统计量 ５％显著性水平 检验结论 ０个协整向量 ０．６９４８６５ ２０．５２０２７ ２０．２６１８４ 拒绝 最少一个协整向量 ０．３２３９４４ ５．０８９２３６ ９．１６４５４６ 接受 表６ ＲＣＲ与ＲＧＩＮｌ的迹检验结果 原假设 特征值 迹检验统计量 １０％显著性水平 检验结论 ０个协整向量 ０．６２０３６０ １３．１２４８１ ｌ３．４２８７８ 接受 最少一个协整向量 ０．０４０２３７ ０．５３３８９６ ２．７０５５４５ 接受 表７ ＲＣＲ与ＲＧＩＮｌ的最大特征根检验结果 原假设 特征值 最大特征根检验 １０％显著性水平 检验结论 统计量 ０个协整向量 ０．６２０３６０ ｌ２．５９０９２ １２．２９６５２ 拒绝 最少一个协整向量 ０．Ｏ４０２３７ ０．５３３８９６ ２．７０５５４５ 接受 一６２— ｌ 阽ｅ Ｒ００乜０ｆＡＲ Ｃｈａｒａｃｔｅｄｓｆｉｃ Ｐ０ｌｙｎｏｍｉａＩ １＿５ Ｉｎｖｅｒｓｅ Ｒ００ｔｓ Ｏｆ ＡＲ Ｃｈａｒａｃｔｅｒｉｓｔｉｃ Ｐｏｌｙｎｏｍｉａ １．０ ０．５ ０．０ ～＼＼、 ～一 一 一一 —０．５ —１．０ —１．５ ．１．５ ．１．０ —０．５ ０．０ ０．５ １．０ １．５ 图２单位根的图表 表８格兰杰因果检验 假设 Ｆ值 Ｐ值 检验结论 ＵＧＩＮＩ不是引起ＵＣＲ的原因 ＵＣＲ不是引起ＵＧＩＮＩ的原因 ＲＧＩＮＩ不是引起ＲＣＲ的原因 ８．０７４００ ２．９３７７１ ０．０２６３８ ０．０１６０４ ０．１１４５３ ０．８７３９３ 拒绝 接受 接受 ＲＣＲ不是引起ＲＧＩＮＩ的原因 ４．５５８４３ ０．０５６０９ 拒绝 程度，如果解释程度提高，可以说Ｙ是由Ｘ引起 的。 平均旅游消费倾向的上升却引起农村居民收入 差距的扩大。 基于前面的最佳滞后期的选择，我们分别对 ＵＣＲ和ＵＧＩＮＩ二者以及ＲＣＲ和ＲＧＩＮＩ二者进行 这也许会让人觉得迷惑不解，通常的理解是， 根据边际消费倾向递减原理，收入差距的扩大不 仅会对平均消费倾向有影响，而且往往是负影 响。前面有关城镇居民的协整检验和格兰杰检验 已经证明了这点，但在对农村居民的实证分析中 却发现收入差距不仅和平均旅游消费倾向呈正 格兰杰因果检验，检验结果如表８。 根据表８，在１０％的显著性水平下，ＵＣＲ不是 引起ＵＧＩＮＩ的原因，而ＵＧＩＮＩ却显著地引起了 ＵＣＲ的变化。这说明了城镇居民的收入差距可以 对城镇居民的平均旅游消费倾向产生影响，而反 之影响则不是很显著。接下来我们在对ＲＣＲ和 ＲＧＩＮＩ的格兰杰检验却发现，ＲＧＩＮＩ不是引起 相关关系，而且农村居民平均旅游消费倾向是导 致农村居民收入差距变化的格兰杰原因。 关于这个困惑，我们认为原因之一在于农民 收入来源过于单一，非农收入水平低，随着近些 ＲＣＲ的格兰杰原因，ＲＣＲ却是引起ＲＧＩＮＩ的原 因，也就是说，农村居民收入差距的扩大并不会 引起农村平均旅游消费倾向的扩大，而农村居民 一年来我国“旅游扶贫”的开展，旅游业已成为 一个地区摆脱贫困的重要途径。当前农村居民旅 ６３— 图３ ＵＣＲ的脉冲响应函数图 ： 到一０．００１４３７，随后保持稳定。冲击影响 是收敛的，也证明协整关系是稳定的。 … ’ 我们再通过方差分解分析每一个结构冲击对 步评价不竺 民平均旅游消费倾向的贡献率从 二 同结构冲击的重要性（如图４所示；。 平稳缓慢下降的 窆竺守皇身的贡献度保持竺 ，在１０期内，来自城镇居民平均旅游消 ：达到２６・９％，但是还不到１／３￣－ ￣旅游消费倾向的变动中！ 其自身的变动还 最主要作用，也说明旅游消费是具有较强 ，谐ｅＪ阳岔ＩＪ＂）＇４＂ｕ－．（Ｊ＝ＩＮＩ＝１・９８３ＲＣＲ＋Ｏ．２９４６ ，（５） 农村 竺苎竺，惯性可能来源自居民自身消费 磊 竺 素，可以看出二者依然是成正相关的关系但收入差距的变动也给平均旅游 民基尼系数苎 提高０．游消费倾向提高０．１，会使得农 石 性作川１３１３，但也是不容忽视的１１９８。 一 （四）脉冲响应与方差分解 造 了一定的影响，这种影响虽然不起决定 一 。 下面我们进一步分析因变量的～个正向冲击 会给系统造成怎样的影响这就要用到脉冲响 函数方法。我们给ＵＧＩＮＩ一个正的单位 得到了关于ＵＣＲ的脉冲响应函数图（如图３ Ｌ，。Ｉ 所从图３中可以看到，当在本期给ＵＧＩＮＩ～个 较长时间的负垩 妻后会给城镇居民平均旅游消费倾向带来 面作用，这种负面作用在第二 ——“ｃａｕ８ａｌｉｔｙ ｂｅｆｗｅｅ玎ｔｒａｄｅ姐ｄ ｔ０ｕｒｉｓｍ： ｍｐ “ ａＩ。 ｉｄ锄。ｅ矗ｏｍ ｃｈｉｎａ”Ａｐｐｌｉｅｄ Ｅｃｏｎ ｃｓ Ｌｅ¨ｅ瑙Ｖｏｌ・８，Ｎｏ４，２００１，ＰＰ２７９—２８３． ， ，… ．．． ｓｈａｎ Ｊ， ｌｓ。ｎ Ｋ② 游业对中国农村和农民的影响的研究》会科学院博中国社 …，… 士论文２００２年，第３９页。 ６４—． Ｖａｒｉａｎｃｅ Ｄｅｃｏｍｐｏｓｉｔｉｏｎ ｏｆ ＵＣＲ Ｒｅｓｐｏｎｓｅ ｏｆ ＲＧＩＮＩ ｔｏ Ｃｈｏｌｅｓｋｙ Ｏｎｅ Ｓ．Ｄ．ＲＣＲ Ｉｎｎｏｖａｔｉｏｎ 图４ ＵＣＲ的方差分解图 图５ ＲＧＩＮｌ的脉冲响应函数图 同样，我们也作出关于农村居民基尼系数的 脉冲响应函数图和方差分解图来具体分析（如图 ５、图６所示）。 Ｖａｒ￣ｎｃｅ Ｄｅｃｏｍｐｏｓｉｔｉｏｎ ｏｆ ＲＧＩＮＩ 四、本文结论与建议 至此，我们分别从城市和农村这两个层面对 居民平均旅游消费倾向和收入差距的关系进行 了实证分析，并得出以下基本结论： １．城镇居民平均旅游消费倾向和农村居民 平均旅游消费倾向表现出了完全不同的特征。从 图像中我们发现，城镇居民平均旅游消费倾向走 向比较平稳，略微有所下降，而农村居民平均旅 游消费倾向则呈现了很明显的上升态势，这说明 农村居民旅游消费在快速的发展之中，潜力在逐 渐地进发，因此应该提高对农民旅游市场的重视 程度，制定相关引导和培育农民旅游市场。 ２．城镇居民收入差距与城镇居民平均旅游 消费倾向存在长期稳定的正相关关系，并构成城 图６ ＲＧＩＮｌ的方差分解图 图中可以看出，给ＲＣＲ一个单位的正冲击， 将会给ＲＧＩＮＩ带来持续的正效应，这个效应在第 ４期达到最大，随后保持稳定。方差分解的结果则 镇居民平均旅游消费倾向的格兰杰原因，城镇居 民基尼系数每扩大０．１，城镇居民平均消费倾向 降低０．００７８。来自城镇居民收入差距的一个正向 冲击，对于城镇居民平均旅游消费倾向的变动产 生持续的负向作用，总体看来，虽然收入差距在 表明，到第５期后，在ＲＧＩＮＩ的变动中，ＲＣＲ的贡 献度甚至超过了ＲＧＩＮＩ自身的变动的贡献度，到 第１０期甚至达到６７．８％，这说明在农村居民收入 平均消费倾向的变动中的贡献率并不是很大，但 还是不应忽视收入差距的扩大对城镇居民旅游 差距的变动中，农村居民平均旅游消费倾向起了 重要作用。 一消费造成的不良影响。为此应该采取措施扭转收 入差距扩大趋势，包括建立合理的收入分配制 ６５— 度，提高劳动报酬在初次分配中的比重；加大对 低收入阶层的转移支付，完善社会保障制度；打 破经营垄断，促进行业间收益率的均衡等等。 ３．农村居民平均旅游消费倾向与农村居民 收入差距则存在长期稳定的负相关关系，但是格 兰杰因果检验表明农村居民平均旅游消费倾向 对农村居民收入差距有显著影响，反之则不然。 从方差分解中我们还可以看到，农村居民平均旅 游倾向在农村居民收入差距的变动中贡献度非 常大，甚至超过其本身的贡献度。因此要正视并 设法消除居民旅游消费的扩大对于农村居民收 入差距造成的不良影响，具体而言，应该加大在 贫困地区旅游开发的扶持力度，改善交通环境， 优化投资环境，提高投资效率，进行科学合理的 旅游规划等等，努力把丰富的旅游资源转化为经 济优势，加快农民的脱贫步伐。 （责任编辑：余风） Ａｎ Ｅｍｐｉｒｉｃａｌ Ｓｔｕｄｙ ｏｎ ｔｈｅ Ｒｅｌａｔｉｏｎｓｈｉｐ ｂｅｔｗｅｅｎ Ｉｎｃｏｍｅ Ｇａｐ ａｎｄ Ａｖｅｒａｇｅ Ｐｒｏｐｅｎｓｉｔｙ ｔｏ Ｔｏｕｒｉｓｍ Ｃｏｎｓｕｍｐｔｉｏｎ ｉｎ Ｃｈｉｎａ ＬＩＵ Ｊｉｗｅｎ，ＦＥＮＧ Ｘｕｅｇａｎｇ Ａｂｓｔｒａｃｔ：Ｉｎ ｔｈｅ ｆｒａｍｅｗｏｒｋ ｏｆ Ｊｏｈａｎｓｅｎ’Ｓ ｃｏ－ｉｎｔｅｇｒａｔｉｏｎ ｍｏｄｅｌ ａｎｄ Ｇｒａｎｇｅｒ ｃａｕｓａｌｉｔｙ ｔｅｓｔ，ｔｈｅ ｐａｐｅｒ ｔａｋｅｓ ｔｈｅ ｓｔａｔｉｓｔｉｃａｌ ｄａｔａ ｆｒｏｍ １ ９９４ 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． Ｋｅｙ ｗｏｒｄｓ：ａｖｅｒａｇｅ ｐｒｏｐｅｎｓｉｔｙ ｔｏ ｔｏｕｒｉｓｍ ｃｏｎｓｕｍｅ，ｉｎｃｏｍｅ ｇａｐ，Ｊｏｈａｎｓｅｎ ｃｏ—ｉｎｔｅｇｒａｔｉｏｎ ｍｏｄｅｌ，Ｇｒａｎｇｅｒ ｃａｕｓａｌｉｔｙ ｔｅｓｔ 一６６—
