旅游發展會影響居民消費嗎？

趙磊

[摘要]文章構建了兩個衡量旅游發展的代理指標，運用動態面板數據系統廣義矩估計方法對旅游發展、經濟增長與居民消費之間的關系進行了實證研究。研究結果顯示，在中國整體層面上，旅游發展對居民消費具有顯著正向影響關系，然而這種正向關系的影響效應較小；旅游發展滯后項并不顯著，意味著旅游發展對居民消費促進作用的動態持續效應并不明顯，導致在一定時間段內旅游發展對居民消費呈倒u型的影響關系。在區域層面上，東部地區旅游發展對居民消費具有顯著正向影響關系；中部地區同樣存在上述正向影響關系，但估計結果顯示這種關系并不十分穩健：西部地區旅游發展對居民消費影響關系則不顯著。針對上述問題，最后提出了相應的政策建議。

[關鍵詞]旅游發展；居民消費；動態面板數據模型：系統廣義矩估計

[中圖分類號]F59

[文獻標識碼]A

[文章編號]1002—5006(2012)06—0020—013

一、引言

改革開放30多年，按當年價格計算，我國人均可支配收入從1978年的477元增長到2008年的20541.4元；人均國內消費水平由184元增長到8183元，增長趨勢明顯。在我國經濟增長轉型期，節能減排與效率優先成為關鍵因素…。從整個產業結構變遷角度考慮，第三產業的發展將為我國經濟增長提供新動力，而旅游業作為第三產業的重要組成部分，因其所具有的特殊行業性質與發展潛力成為區域經濟增長的重要戰略支撐要素。在此背景下，充分重視旅游業發展的經濟增長效應，進一步提升旅游深化程度，以此推動國內居民消費水平成為一項重要研究課題。

旅游發展對區域經濟增長存在顯著正向關系，并具有動態持續性。由于區域經濟增長結構的差異性，旅游發展與經濟增長之間的短期脈沖響應和長期協整關系意味著旅游發展對居民消費水平的影響機制也存在著地域性。國內旅游市場發展引起旅游資本要素的區域流動，而入境旅游市場發展則帶來地區財富的持續積累，兩者共同影響整體旅游市場發展對經濟增長的影響效應，從而通過產業結構資本要素配置的交叉循環流動形成“新錢”來構建旅游發展對居民消費水平的影響傳導機制。就旅游業發展自身而言，旅游活動即是一種顯性的居民消費活動，不同的旅游需求層次結構對旅游消費水平產生直接影響。除此之外，旅游者在目的地所進行的旅游消費活動具有延展性，旅游消費體系通過多個產業部門的相互合作擴大了旅游消費面，同時也增加了目的地旅游消費行為的復雜性。相關理論研究表明，旅游發展所帶來的直接旅游消費、地區收入增加和動態持續效應是旅游發展影響居民消費的重要緣由。特別地，由于旅游發展能夠增加目的地居民的福利效應，并且有助于提升居民生活質量，這意味著旅游發展對居民消費的影響同時具有經濟社會價值屬性。由此，旅游發展對居民消費具有重要影響。然而，鮮有文獻對二者的微觀作用機制進行實證檢驗。

事實上，旅游發展與居民消費同為經濟增長的重要因素，二者存在密切聯系。先驗理論認為，旅游發展對區域經濟增長具有較高貢獻率，從而提高了居民消費水平。從旅游發展深層次上分析，入境旅游市場發展如同有形貿易品的國內出口，地區財富增加對匯率造成上升壓力，進而影響到本地區商品價格水平，所以旅游發展對居民消費同時也存在著一定程度的抑制效應。因此，研究旅游發展對居民消費的影響具有創新意義。鑒于此，本文利用我國分省面板的旅游發展指標數據，從整體上分別實證檢驗了旅游發展對居民消費的影響，并進一步分析了旅游發展在不同地區條件下的效應差異。

二、理論分析

(一)旅游需求在旅游發展對居民消費影響中具有生成機制

旅游需求是居民可支配收入與消費水平達到一定層次時的必然表現，由最初的旅游動機上升為旅游需求，并最終轉化為現實消費活動的旅游決策過程也體現出了居民對收入與消費的理性認知。旅游需求在旅游發展對居民消費影響中的生成機制可以歸納為三個方面：意識沖動、行為選擇和場所依賴。具體解釋為以下4點：①旅游需求的主要表現形式即是居民在旅游目的地的消費能力程度，旅游需求強烈程度反映了居民目的地消費水平的高低。②旅游需求結構的復雜性意味著居民目的地旅游消費行為的偏好與多樣性，差異化的旅游消費行為選擇共同構成了居民目的地旅游消費網絡，拓寬了旅游消費面。③旅游需求轉化為旅游體驗的旅游產品消費效用會產生居民對旅游目的地的心理依賴，旅游忠誠度的后效行為推動了居民目的地的旅游消費慣性。例如，旅游者對目的地所具有的重游動機所激發的重復旅游行為，必然對居民目的地消費產生影響。④根據產業變遷結構理論的恩格爾法則，認為隨著收入的增長，人們會更多地消費收入彈性比較高的產品。旅游產品作為一種體驗性服務產品形式，具有較高的文化價值屬性，更能成為居民消費的身份象征，所以旅游需求與旅游產品收入彈性呈一定正比關系。

(二)旅游收入在旅游發展對居民消費影響中具有協調功能

旅游發展通過促進地區經濟增長對居民消費產生影響，即旅游收入在旅游發展對居民消費影響過程中具有協調功能。考慮到旅游收入作為地區經濟增長的組成部分經過國民收入分配與再分配，旅游發展對居民消費的影響機制更加復雜，相比由旅游需求生成機制所產生的居民目的地旅游消費強度，其影響程度更大。旅游發展通過三種旅游收入效應對居民消費產生影響。①直接效應。旅游收入作為地區GDP部分來源直接納入地方財政收支體系，這部分直接收入主要來自旅游酒店業、旅行社業、旅游景點(區)、旅游車船業以及其他旅游企業。②間接效應。旅游發展促進目的地經濟增長主要集中于住宿、餐飲、購物、交通和娛樂等主要部門，同時還涉及電信、園林、金融以及食品加工等旅游發展支持部門。除此之外，旅游發展還可以提高目的地就業率，從而提高目的地經濟發展水平。③誘發效應。這種誘發效應涉及旅游產業鏈上旅游發展要素中有形產品與無形服務的整個供給體系，可以理解為包括旅游收入直接效應和間接效應在內的附加收入效應，從整體全局層面上為目的地經濟產業結構注入活力。

(三)居民消費在旅游發展對居民消費影響中具有持續效應

居民消費水平提高必然刺激地區經濟增長，由于地區經濟增長對旅游發展具有顯著正向關系L 28j，由此便形成新一輪居民目的地旅游消費活動，并通過旅游發展的乘數效應以及旅游產業融合效能刺激帶動目的地經濟循環發展，從而形成居民消費的動態持續效應，并且隨著旅游活動的深入發展以及旅游產品供給鏈的不斷延伸，居民消費領域不斷拓寬，消費結構逐漸升級，最終成為推動地區經濟結構優化和產業升級的根本動力。以現代服務業為主導的地區產業結構調整優化戰略，進一步提升了目的地旅游發展質量與潛力，進而又參與到上述動態持續循環過程中。

三、實證研究設計

(一)計量模型設定

根據理論分析，本文以人均居民消費水平作為因變量，檢驗旅游發展對居民消費的影響。已有的有關旅游發展計量模型顯示，一般將旅游深度作為衡量旅游發展的代理變量，本文仍然采用這一研究慣例。更進一步，考慮到旅游業發展是一個邊界模糊的產業這一特殊性質，并沒有一個可以全面衡量旅游發展狀況的單一指標，加之旅游發展指標體系呈現多元化特點，本文同時構建了地區旅游發展綜合指數來表示旅游發展程度以便更加全面地進行說明。除此之外，模型還對相關變量予以控制。為了從動態的角度考察旅游發展對居民消費的影響關系，本文建立如下動態面板模型：

引入lnconsumi_i,t-1。作為遺漏變量的代理變量，式(1)和式(2)分別以旅游發展綜合指數(tourcomp)和旅游深度(tourism)作為旅游發展代理變量來分別考察旅游發展對居民消費水平(consum)的影響關系。為了控制異方差，所有變量取對數。i表示省份，t表示時期，X_i,t表示模型控制變量n，為地區虛擬變量，代表不隨時間變化的地區固定效應；u_t為時期虛擬變量，代表不隨地區變化的時期固定效應，ε為隨機擾動項。

本文使用三種方法對模型進行估計：混合估計(pooled OLS)、固定效應估計(fixed—effects OLS)和系統廣義矩估計(SYS—GMM)。由于沒有控制地區固定效應，混合估計通常會高估因變量滯后項的系數。對于式(1)和式(2)，如果模型不存在內生性問題，可以使用固定效應模型進行估計，雖然可能由于時期比較少，固定效應模型會低估因變量滯后項的系數。然而，由于式(1)和式(2)可能存在因變量到解釋變量的反向關系以及因變量的滯后一期與模型隨機擾動項相關，從而會使得模型中存在內生問題。所有這些，都會使式(1)和式(2)的固定效應模型估計產生偏誤。

為了解決以上問題，阿雷拉諾(Arrellano)和邦德(Bond)指出，當模型中的一些變量是內生變量時，普通的面板回歸結果是有偏的，動態面板方法可以消除模型的內生性偏誤，從而得到更加有效的估計結果。通常對動態面板模型有兩種估計方法，一種是一階差分廣義矩估計(first difference—GMM)估計方法。首先對式(1)和式(2)進行差分得到：

進行差分的目的是選取合適的工具變量和產生相應的矩條件方程，在式(3)和式(4)中，解釋變量Alnconsum_i,t-1和隨機誤差項△ε_i,t“相關產生內生問題，在ε_i,t不存在序列相關的假設下，估計中選取Δlnconsum_i,t-2ΔAlnconsum_i,t-1的工具變量。這是因為Alnconsuml_i,t-2Δlnconsum_i,t-1高度相關，而與，△ε_i,t則不相關。

然而，如果解釋變量在時間上持續性較差，差分方程中滯后的水平便出現弱工具變量，從而導致模型估計的無效性和有偏。阿雷拉諾和布維爾(Bover)、布倫戴爾(Blundell)和邦德在此基礎上提出的系統廣義矩估計(SYS-GMM)能夠很好地解決上述問題，它能同時利用差分和水平方程中的信息，并增加丁一組滯后的差分變量作為水平方程相應變量的工具變量，從而提高了估計結果的有效性。在SYS—GMM估計中，我們分別用Sargan檢驗和Hansen檢驗分別對工具變量是否過度識別約束以及過度識別情況下額外工具變量是否有效進行檢驗，原假設分別為工具變量為過度識別和額外工具變量有效。除此之外，還要進行模型自回歸檢驗，主要用來檢驗SYS—GMM中差分方程的殘差項是否為二階序列自相關。殘差項的差分項允許一階序列相關，但二階序列不允許相關。蒙特卡洛試驗表明，在有限樣本下，系統廣義矩估計比差分廣義矩估計的偏差更小、有效性更高。

(二)關鍵變量度量

1.旅游發展水平。旅游發展水平分別采用旅游發展綜合指數和旅游深度來表示。旅游深度用地區旅游收入占地區GDP比例來度量。旅游發展綜合指數需要滿足3個條件：一是能夠較為全面系統地綜合反映旅游發展的諸多變量；二是能夠較好反映旅游發展變量的內在結構差異；三是能夠充分反映出旅游發展的整體狀況。基于以上三點考慮，并考慮到旅游發展所涉及的復雜因素以及避免所選取變量之間的相關性影響，本文擬選用主成分分析方法，通過對反映旅游發展的復雜指標體系進行降維，在盡量保持原始信息的基礎上，構建旅游發展綜合指數。通過對旅游發展主成分分析，以方差貢獻率比較高的主成分代替原始變量，然后對主成分按照方差貢獻率進行加權平均得到旅游發展綜合指數，即，其中y_i為第i個主成分ω_i為相應的方差貢獻率，其大小代表主成分對樣本信息變化反應程度的大小，提取幾個累計方差貢獻率達到80％以上的主成分，則基本可以代表所有變量的變化信息。因此為了便于計算，在選擇構造旅游發展綜合指數的指標中，本文只選擇累計方差貢獻率達到80％以上的主成分。

首先對我國30個省、市和自治區①2003～2008年的9個旅游發展指標分別進行主成分分析，結果如表2所示。由表2可以看出，各年度第一個主成分方差貢獻率都低于80％，而前3個主成分的累計方差貢獻率均達到80％以上，意味著本文所提取的3個主成分能夠充分解釋全樣本信息。因此，本文所選用的旅游發展綜合指數公式為F=W₁Y₁+W₂Y₂+W₃Y₃。

2.金融發展水平。安格(Ang)利用印度1950～2005年時間序列數據實證分析得出，金融復蘇政策的實施顯著避免了居民消費的揮發性，金融發展體系越開發，居民消費越活躍。除此之外，銀行、股票市場與債券市場的發展對地區經濟增長同樣具有復雜的影響機制，從而對居民消費產生沖擊效應。從上述方面考慮，本文需要對金融發展水平這一變量進行控制。由于中國統計年鑒中金融指標設置不夠完善，國內實證研究大多采用金融機構存貸款之和與GDP之比或金融機構貸款與GDP之比，而實際上該指標并不能真實衡量我國實際金融發展水平①。張軍和金煜以非國有企業的貸款規模與GDP之比來衡量中國的金融發展水平，即所有非國有部門的貸款可以用全部貸款與GDP之比減去配給到國有企業中的比重來測度。基本思路是先分離出國有企業貸款，因此建立如下回歸模型：

其中loan代表金融機構總貸款與GDP之比，soe代表國有企業產出占工業總產出份額，Bsoe代表分配到國有企業的貸款份額，余下部分為配給到非國有企業的貸款份額，即為金融發展水平。

3.其余控制變量還包括：居民收入水平(pgdp)，用以2003為基期的人均實際GDP表示。顯然，這一控制變量對居民消費水平具有重要影響；城市化(urbanization)，用非農人口比重占總人口比重比例度量。隨著我國城市化水平的不斷提升，其從經濟產業結構發展的眾多方面對地區經濟增長產生影響，從而反映出中國城鄉二元結構變化對居民消費的影響。對外開放程度(openness)，用地區進出口總額與GDP之比進行衡量。對外開放程度不僅反映出經濟增長中的政府干預規模，而且會影響地區市場經濟發育程度、對外直接投資規模和貨幣政策，上述因素通過一系列傳導機制影響居民消費。兩步系統GMM估計。模型1由于沒有控制時間和地區效應，顯示出旅游發展對居民消費關系不顯著。模型2控制了時間和地區效應，并且固定效應估計時消除了異方差，估計結果為旅游發展在10％水平上對居民消費具有顯著正向關系。為了對比分析，不考慮因變量滯后項時來考察旅游發展對居民消費的影響關系，由于旅游發展可能因為內生性導致估計結果的有偏，本文選取省際2003～2008年4A級以上景區個數作為旅游發展綜合指數的工具變量，模型3報告出了2SLS估計結果，并通過對模型3進行內生性檢驗，Wu-Hausman的F統計量和Durbin的卡方統計量均在1％水平上拒絕原假設，說明旅游發展綜合指數的確是內生的。盡管工具變量方法能夠識別模型估計的內生性問題，修正估計的偏誤，但它在很大程度上依賴于工具變量的選取，對于不同模型和變量，有時很難找到合適的工具變量，這也勢必影響模型估計結果的穩健性。特別地，如果解釋變量中包含因變量的滯后項可能會進一步加強這種內生性。

(三)數據來源說明

本文選取我國30個省、市和自治區2003～2008年分省面板數據進行實證分析。相關變量原始數據分別來自《中國統計年鑒》、《中國旅游年鑒》和中經網產業數據庫。地區經濟發展水平變量以2003年為基期進行了指數化平減。

四、實證結果分析

(一)全國整體實證結果分析

表5是對式(1)旅游發展綜合指數對居民消費的模型估計結果。模型1到模型4分別報告出了混合估計、固定效應估計、兩階段最小二乘估計和動態面板的系統GMM估計的一致性要求差分殘差的一階序列可以相關，但二階序列不相關，根據模型4的估計結果，發現AR(1)拒絕原假設而AR(2)接受原假設，其統計量不顯著也說明了殘差項不存在二階序列相關的原假設成立。同時，模型4的Sargan檢驗接受原假設，說明工具變量并不存在過度識別約束，Hansen檢驗同樣接受原假設，說明模型中額外的工具變量聯合有效。通過估計所得到的系統GMM估計量具有一致性，但如果使用的工具變量較弱時，動態面板的系統GMM估計量可能會發生較大程度的偏倚。邦德提出了判斷此種情況的方法，即將系統GMM的估計量和混合回歸估計量以及固定效應回歸估計量進行對比，觀察因變量滯后項的系統GMM估計量是否介于其他兩種估計量之間。這是因為當因變量的滯后項作為模型解釋變量時，混合估計回歸會引起因變量滯后項的估計量上偏，而固定效應回歸會導致因變量滯后項的估計量下偏，良好的因變量滯后項的估計量應該處在兩者范圍之內。同我們所期望的一樣，模型4的因變量滯后項的系統GMM估計量(1.0103)恰好介于混合回歸滯后項的估計量(1.0277，模型1)和固定效應回歸滯后項的估計量(0.9773，模型2)之間。

我們重點分析模型4。居民消費的滯后一期對當期在1％水平上呈正向關系，表明若上一期的居民消費水平變動1％，當期的居民消費水平同方向變動約1.01％。旅游發展在1％水平上顯著為正，意味著旅游發展變動1％，居民消費水平正向變動約0.05％。雖然旅游發展對居民消費所產生的這種正向影響效應較小，但卻說明了旅游發展對居民消費具有積極促進作用，這也對本文所進行的理論分析進行了客觀驗證。不可否認的是，現階段我國旅游發展的收入效應對居民消費的傳導機制并不健全、傳導效率不高，旅游發展仍然囿于旅游單一產業效應層面，其溢出效應以及產業融合能力實質上并沒有得以充分體現，造成旅游發展的乘數效應較小，然而這也從另一層面說明旅游發展對居民消費水平的促進作用仍存在很大潛力空間。

為了考察旅游發展對居民消費影響是否具有動態延遲效應，我們在模型4基礎上加入旅游發展一階滯后項，估計結果見模型5。模型5顯示，旅游發展在1％水平上仍然對居民消費具有顯著正向關系，然而旅游發展滯后一期卻并不顯著。對此的可能解釋是，正如我們對模型5分析的那樣，由于當期我國旅游發展的質量和廣度仍有待提升，致使現階段我國旅游發展對居民消費水平拉動的影響程度并不明顯，所以再將上一期旅游發展對居民消費水平影響的不成熟性因素疊加進去，就會造成旅游發展滯后項并不顯著的估計結果，因此旅游發展對居民消費水平的持續影響效應并不明顯。

鑒于模型5所顯示的旅游發展滯后項并不顯著的估計結果，本文進一步考慮研究旅游發展對居民消費的影響是否存在非線性關系，進而在模型4基礎上加入旅游發展二次項，估計結果見模型6。模型6顯示，本文所得出的旅游發展對居民消費水平顯著正向關系的結論依然穩健。旅游發展一次項在1％水平上顯著，而旅游發展二次項在5％水平上顯著，說明旅游發展對居民消費水平呈倒U形的影響關系，這一結論值得我們深思。這意味著我國旅游發展對居民消費水平的影響關系存在先上升后下降的狀態。究其原因，一方面基本支持了當期我國旅游發展對居民消費水平的正向促進效應，另一方面也反映出現階段旅游需求在旅游發展對居民消費水平中影響中的生成機制仍占主導，旅游需求的收入效應對居民消費水平的影響規模效應相對較小，由于前者作用效應要小于后者，這也指出了未來我國旅游發展轉型需要努力的方向。除此之外，先驗理論假設認為，旅游發展帶動了地區經濟增長，由此便勢必會提升地區居民消費水平，然而當我們從旅游業發展效率角度來進行理性思考時，便會得出近乎相反的結論。由于我國整體旅游發展效率不高，很多地區甚至處于旅游生產的無效率狀態，并且存在明顯的地域差異，再加之由于受到市場化程度和體制性因素的約束，旅游發展要素流動性較差且單位組合產出效能較低，各地區卻在“旅游功利主義”思潮誘導下，盲目推進旅游發展項目建設，反而造成了旅游發展對地區財政支出的負向擠出效應，從而最終導致了旅游發展對居民消費水平倒U形的影響關系，這一情況實際上是模型6對模型5中所顯示出的旅游發展滯后項對居民消費水平并不顯著的負向影響關系的深入延伸。

為了與現有研究范式保持一致，本文同時也給出了用旅游深度作為旅游發展代理變量的模型估計，從而對上述研究結論進行穩健性測試，對式(2)的估計結果見表6。由于旅游深度與旅游綜合發展指數兩個旅游發展指標的Pearson相關系數值為0.8535，且在1％水平上顯著，這說明兩個指標某種程度上是可以相互替代的，我們所進行的穩健性估計是比較可靠的。模型5中居民消費滯后項的系統GMM估計量處于模型1混合效應估計量和模型2固定效應估計量之間，模型并未出現弱工具變量的情形，Sargan檢驗、Hansen檢驗和AR(2)檢驗均未拒絕原假設，說明模型5工具變量聯合有效，且殘差項不存在序列相關，模型設定形式有效。模型5進一步證實了我們所得出的旅游發展對居民消費具有顯著正向關系的研究結論依然穩健，旅游深度所代表的旅游發展水平變動1％，居民消費水平正向變動約0.1％，這也充分印證現階段我國旅游發展對居民消費所產生的正向影響效應較小，其研究結論與表5中模型4的估計結果一致。

(二)分地區買證結果分析

由于我國地區之間經濟產業結構和經濟發展程度不同，旅游發展水平亦存在地區之間的時空差異性，上述綜合因素可能會導致旅游發展對居民消費的影響機制與影響程度同樣會出現地域差異性。為進一步分析不同地區之間旅游發展對居民消費水平的影響關系，本文按照傳統的劃分方法，將我國分為東、中、西三大區域，分別對式(1)和式(2)進行分地區模型估計，在采用動態面板技術來進行模型估計的同時，同時也報告出了模型靜態面板估計結果。其中，東部地區包括北京、天津、河北、遼寧、上海、江蘇、浙江、福建、山東、廣東和海南；中部地區包括吉林、黑龍江、山西、江西、安徽、河南、湖南和湖北；西部地區包括內蒙古、廣西、陜西、甘肅、四川、重慶、貴州、云南、青海、寧夏和新疆。

對于靜態面板估計，本文用F檢驗來判別決定選擇固定效應模型還是選擇OLS模型。如果選擇固定效應模型，則要根據Hausman檢驗結果再次確定固定效應模型還是隨機效應模型。如果選擇固定效應模型檢驗結束，并使用GLS法消除異方差；如果選擇隨機效應模型，則還需要進行BP—LM檢驗，進行進一步驗證，如確定選擇隨機效應模型，則使用可行廣義最小二乘法(FGLS)消除模型異方差。分地區模型估計結果分別見表7和表8。東部地區估計結果顯示，兩種面板估計方法均報告出不管是旅游發展綜合指數還是旅游深度所代表的旅游發展對居民消費均呈顯著正向關系；中部地區采用動態面板估計方法報告出了旅游發展對居民消費具有顯著正向關系，但靜態面板估計方法則報告出這種影響關系并不顯著，這也說明上述估計結果可能并不十分穩健，這提醒我們要謹慎對待這一估計結果；西部地區只有表7模型5在隨機效應估計時，旅游發展對居民消費在10％水平上才顯著，我們基本認為西部地區旅游發展對居民消費影響關系并不顯著。由于動態面板能更充分地利用樣本信息，系統廣義矩估計(SYS—GMM)有效提高了模型估計效率，所以本文仍主要以動態面板估計結果為主要研究依據。綜合上述分析，東部地區和中部地區旅游發展對居民消費水平具有顯著正向關系，但西部地區旅游發展對居民消費水平影響關系則不顯著。

由于我國東中部經濟社會發展條件要優于西部地區，并且大部分品牌旅游資源多集中位于該地區，這就決定了東中部地區旅游發展競爭力要強于西部地區，因此旅游發展對居民消費水平的影響程度也大于西部地區。對旅游發展進一步進行分解探析，一方面，入境旅游流在我國存在由東向西擴散的態勢，這反映了入境旅游市場在我國旅游消費行為的時空演變規律；另一方面，東中部地區提供并接納了主要的國內旅游客源，國內旅游市場在我國整體旅游發展中仍占據主導地位。更重要的是，東部地區市場經濟發達程度要顯著高于中西部地區，意味著東部地區旅游資源配置效率要高于中西部地區，區內較小的旅游生產率離散程度同時也說明了東部地區旅游發展對居民消費的顯著正向關系更加穩健。西部地區之所以出現旅游發展對居民消費水平并不顯著的估計結果，主要原因在于三點：一是西部地區旅游發展的收入效應不強，尤其是入境旅游收入所占份額太小，導致整體旅游發展水平不高；二是西部地區旅游發展效率損失較大，旅游基礎設施與旅游產品項目建設投入成本與收益失調，再加上西部地區旅游發展的產業運行環境不成熟、產業融合能力不強，因此嚴重制約了西部地區整體旅游發展；三是西部地區居民消費水平總體較低，本地區旅游需求所推動的旅游消費動力不足，居民消費對地區經濟增長拉動能力不強，由此進一步弱化了西部地區旅游發展對居民消費水平的影響關系。

五、結論

本文分別運用旅游發展綜合指數和旅游深度兩個指標來衡量旅游發展程度，并實證研究了我國旅游發展對居民消費水平的影響關系這一有關旅游發展重要經濟社會價值的理論命題。通過運用動態面板數據的系統廣義矩估計法對我國2003～2008年旅游發展對居民消費水平影響關系進行實證檢驗，得出了以下基本結論：①旅游發展對居民消費水平具有顯著正向關系，說明隨著旅游業的深入發展，我國居民消費水平將得到有效提升，但現階段旅游發展對居民消費水平的影響效應相對較小。②由于旅游發展滯后項并不顯著，意味著現階段我國旅游發展對居民消費水平促進作用的動態持續效應并不明顯，從而使得旅游發展對居民消費水平在一定延遲時間段內呈倒u形的影響關系，這說明旅游發展對居民消費水平的促進作用被進一步弱化了。③通過對旅游發展是否影響到居民消費水平進行分地區兩種面板估計方法考察，發現東部地區旅游發展對居民消費水平具有顯著正向關系；中部地區也存在這種顯著正向關系，但估計結果并不十分穩健；西部地區旅游發展對居民消費水平影響關系則不顯著。

總的來講，本文在擴大內需和刺激消費帶動經濟增長的宏觀背景下來探究旅游業的發展是否對居民消費水平產生影響以及存在著何種影響關系，以期為當前我國旅游業發展的科學價值提供理性思考依據。此外，本文研究結論還具有重要的政策含義。

第一，在考慮居民消費時，必須考慮旅游發展的影響因素。旅游業作為新興朝陽產業，其發展規模和潛力已成為轉型期地區經濟增長的重要動力。旅游發展不僅提供了經濟持續增長的消費內需，更重要的是旅游業擁有其他產業無可比擬的產業融合優勢，其所產生的次級衍生產業經濟效應具有無邊界特征，從以上層面考慮，旅游發展對居民消費水平存在重要的影響關系，故我們在制定提升居民消費水平的經濟政策時，必須充分重視旅游業發展對居民消費產生的綜合影響，這樣才能全面提升我國居民消費水平。

第二，本文實證結果表明，兩種旅游發展指標均表明我國整體旅游發展促進了居民消費水平，然而較小的影響效應也指出了目前存在的不足與將來發展的趨勢。具體應當表現為：(1)繼續深化旅游需求在旅游消費過程中的能動調節作用，引導建立積極有效的旅游需求結構，通過提高旅游消費質量來拓寬旅游消費面，這本身就是提升居民消費水平的重要表現。內生經濟增長理論強調溢出效應和外部性在經濟增長中的作用，所以東部地區旅游企業還應當通過建立旅游創新內核來增強對中西部地區旅游發展的知識性溢出、產業關聯性溢出和市場性溢出功能，充分發揮示范作用。(2)進一步強化旅游發展的收入效應是提升居民消費水平的主要措施，即通過為旅游業發展創造良好的產業運行環境和市場經濟體制，提高旅游業與相關產業的網絡化發展效率，最終通過強化旅游發展的收入效應，以提高旅游發展促進居民消費的傳導效率。(3)就旅游業發展自身而言，只有充分提高旅游資源利用效率，強化旅游發展的規模經濟效應，才能充分利用居民消費在旅游發展對其影響中的棘輪效應，在旅游發展與經濟增長螺旋上升過程中不斷促進居民消費。

第三，區域旅游發展程度對居民消費影響并不相同，這說明區域性居民消費刺激經濟政策還應當考慮區域間旅游發展水平。對于東部地區，通過增強旅游發展的收入效應來有效帶動居民消費，逐步形成居民消費→旅游發展收入效應→居民消費的良性動態循環機制；對于中部地區，積極拓寬旅游發展收入效應對居民消費的影響渠道，提高旅游發展收入效應對居民消費影響機制的傳導效率，從而增強此種正向影響關系的穩定性；對于西部地區，進一步擴大旅游消費深度與廣度，提升旅游消費質量，努力提高旅游發展效率，以提高西部地區與東中部地區旅游發展效率離散度的收斂性，從而通過減小旅游資源誤置程度，實現西部地區旅游資源合理重置，以此擴大旅游收入份額，以促進居民消費。由于內需不足和對出口的過于依賴成為制約現階段我國經濟增長的主要因素，鑒于此，西部地區更應當在“西部大開發”背景下，堅持實行以國內旅游市場為主導，緊抓入境旅游市場的旅游發展基本戰略，從根本上為促進地區居民消費提供重要支撐。