張海燕，許　磊（.湖南師范大學(xué)商學(xué)院，湖南 長(zhǎng)沙 4006；.吉首大學(xué)商學(xué)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(shí)證研究

張海燕1，許磊2
（1.湖南師范大學(xué)商學(xué)院，湖南 長(zhǎng)沙 41006；2.吉首大學(xué)商學(xué)院，湖南 吉首 416000）

摘要：旅游就業(yè)和收入分配的互動(dòng)協(xié)調(diào)問(wèn)題是旅游城市目前亟待解決的突出問(wèn)題，本文采19.動(dòng)態(tài)均衡VAR模型的研究方法，對(duì)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(jìn)行了實(shí)證研究。結(jié)果表明，旅游就業(yè)對(duì)地區(qū)城鄉(xiāng)收入的絕對(duì)差距具有長(zhǎng)期均衡的影響，城鄉(xiāng)收入分配狀況對(duì)旅游就業(yè)也具有明顯的變動(dòng)影響，但是由于旅游產(chǎn)業(yè)的劃分標(biāo)準(zhǔn)不同，會(huì)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(qiáng)政策之間內(nèi)在配合，重視旅游輻射行業(yè)的就業(yè)問(wèn)題，尤其是注重加大對(duì)交通運(yùn)輸行業(yè)的投入，改善旅游地區(qū)交通條件，促進(jìn)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(wèn)題是旅游城市社會(huì)發(fā)展的關(guān)鍵問(wèn)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(jì)社會(huì)要素的綜合作19.，我們不能簡(jiǎn)單地得出其一方是另一方的因果關(guān)系的結(jié)論。同時(shí)，旅游業(yè)是多個(gè)具體行業(yè)組成的行業(yè)統(tǒng)稱(chēng)，那么各個(gè)具體旅游行業(yè)對(duì)旅游就業(yè)的影響又是如何的呢？?jī)烧咧g又是否存在著更為復(fù)雜的相關(guān)性呢？通過(guò)分析這些問(wèn)題能夠使我們更為全面得出兩者之間的動(dòng)態(tài)均衡關(guān)系，這對(duì)于完善旅游就業(yè)制度，實(shí)現(xiàn)旅游城市收入公平分配具有重要的理論（七）現(xiàn)實(shí)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(duì)旅游就業(yè)（七）收入分配的內(nèi)在關(guān)系研究，國(guó)外學(xué)者主要從以下幾個(gè)角度思考：①凱恩斯和羅賓遜為代表認(rèn)為收入差距擴(kuò)大會(huì)引起貧富差距，利潤(rùn)和工資在國(guó)民收入中份額的不合理分配，導(dǎo)致依靠工資收入生活的勞動(dòng)者生活水平下降，低于社會(huì)的平均生活水平，造成了有效需求不足和嚴(yán)重的失業(yè)問(wèn)題［1］。②收入差距的擴(kuò)大造成勞動(dòng)力的轉(zhuǎn)移。配第、克拉克［2］以及劉易斯、坎博［3］等眾多學(xué)者都認(rèn)為收入分配差距擴(kuò)大會(huì)使得勞動(dòng)力在不同部門(mén)、行業(yè)以及區(qū)Ⅱ間流動(dòng)。③林德貝克和斯諾爾認(rèn)為壟斷的關(guān)系的自然結(jié)果就是收入分配的擴(kuò)大，同時(shí)其限制了勞動(dòng)力的正常流動(dòng)，使得就業(yè)無(wú)法充分實(shí)現(xiàn)［4］。④拉尼斯和費(fèi)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(rèn)為二元體系的存在引發(fā)了社會(huì)貧富懸殊，加重了社會(huì)的就業(yè)壓力［5］。同時(shí)，LuigiBonatti （2002）研究發(fā)現(xiàn)，充分就業(yè)有利于更好實(shí)現(xiàn)公平分配，并進(jìn)而提高就業(yè)水平。Enrico M arelli（2004）和Luigi Bonatti（2005）通過(guò)對(duì)就業(yè)結(jié)構(gòu)的趨同差異研究，收入也會(huì)隨同制度變化產(chǎn)生差異變化［6］。

目前，國(guó)內(nèi)學(xué)者基本是從三個(gè)角度對(duì)就業(yè)（七）收入分配的關(guān)系進(jìn)行了研究：①收入分配對(duì)就業(yè)影響的研究。胡學(xué)勤（2002）［7］和肖靈機(jī)（2005）［8］認(rèn)為收入分配差距過(guò)大會(huì)加重失業(yè)，造成中低收入者消費(fèi)需求降低，從而制約了就業(yè)和經(jīng)濟(jì)發(fā)展，因此收入分配差距過(guò)大不利于擴(kuò)大就業(yè)。付文林（2014）從最低工資標(biāo)準(zhǔn)的角度，認(rèn)為有最低工資制度造成的收入差距擴(kuò)大會(huì)大大降低對(duì)中西部地區(qū)的低端勞動(dòng)力的就業(yè)機(jī)會(huì)和就業(yè)人數(shù)［9］。②就業(yè)對(duì)收入分配影響的研究。周振華（2003）認(rèn)為獲得收入的基本前提是就業(yè)，調(diào)整當(dāng)前收入分配格局、縮小收入差距最有效的手段是促進(jìn)充分就業(yè)［10］。王勝謙（2006）認(rèn)為就業(yè)是勞動(dòng)者獲得收入的主要渠道，增加就業(yè)是縮小收入差距，促進(jìn)收入公平分配的前提條件，社會(huì)的就業(yè)狀況對(duì)實(shí)現(xiàn)收入公平分配有直接影響［11］。華民（2013）也認(rèn)為只有創(chuàng)造更多的就業(yè)機(jī)會(huì)，才能真正改善收入差距擴(kuò)大的現(xiàn)象［12］。丁元，周樹(shù)高，賈功祥（2014）對(duì)第一、第二和第三產(chǎn)業(yè)就業(yè)人數(shù)對(duì)居民收入差距的不同影響進(jìn)行了分析［13］。王張明，孔祥利（2015）認(rèn)為20世紀(jì)90年代收入分配政策的調(diào)整，導(dǎo)致政府、企業(yè)和居民三者收入分配關(guān)系的變化，并進(jìn)而使得就業(yè)工資水平的變動(dòng)［14］。同時(shí)，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(shí)證研究印證了就業(yè)結(jié)構(gòu)優(yōu)化能夠顯著影響我國(guó)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(shí)了兩者存在一種動(dòng)態(tài)均衡關(guān)系，兩者都通過(guò)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(fù)相關(guān)關(guān)系。安徽省財(cái)政廳社保處課題組（2013）總結(jié)國(guó)內(nèi)外文獻(xiàn)，認(rèn)為就業(yè)是收入分配的重要前提，只有實(shí)現(xiàn)充分就業(yè)，拓寬就業(yè)渠道，才能實(shí)現(xiàn)收入公平分配，縮小居民收入差距。同時(shí)，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(zhǎng)城（2005）通過(guò)研究發(fā)現(xiàn)，在既定的經(jīng)濟(jì)條件下，經(jīng)濟(jì)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(guó)內(nèi)外很多學(xué)者對(duì)居民就業(yè)和居民收入分配問(wèn)題都進(jìn)行了針對(duì)性研究，但普遍側(cè)重一方對(duì)另一方的影響研究。雖然，近幾年中有部分學(xué)者開(kāi)始對(duì)兩者關(guān)系進(jìn)行探討，但將兩者的長(zhǎng)期動(dòng)態(tài)均衡關(guān)系作為研究重點(diǎn)文章還很少見(jiàn)，主要見(jiàn)于丁元和周樹(shù)高等學(xué)者的研究中。而對(duì)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(wèn)題，不僅是關(guān)乎城市民生的社會(huì)焦點(diǎn)問(wèn)題，對(duì)旅游城市的長(zhǎng)遠(yuǎn)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?yàn)閺埣医缡邪ㄎ淞暝磪^(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(jì)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(shí)間限制要求。本文采19.數(shù)據(jù)是通過(guò)《張家界市統(tǒng)計(jì)年鑒（1989～2013年）》和在旅游局、統(tǒng)計(jì)局、相關(guān)網(wǎng)站搜集到的數(shù)據(jù)。

（二）指標(biāo)體系的構(gòu)造

筆者認(rèn)為旅游就業(yè)包括旅行社、旅游飯店和旅游景點(diǎn)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(yùn)輸、倉(cāng)儲(chǔ)和郵政業(yè)、批發(fā)零售業(yè)、住宿和餐飲業(yè)和文體（五）樂(lè)業(yè)等間接就業(yè)。就業(yè)水平的衡量指標(biāo)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(biāo)。但由于統(tǒng)計(jì)數(shù)據(jù)采集困難，無(wú)法得到衡量1989～2013年張家界就業(yè)水平的詳細(xì)數(shù)據(jù)，只能由就業(yè)人數(shù)來(lái)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(diǎn)就業(yè)人數(shù)，19.JCYJY，PLJY，W TYJY表示張家界市交通運(yùn)輸倉(cāng)儲(chǔ)和郵政業(yè)、批發(fā)零售業(yè)、文體（五）樂(lè)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(biāo)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(biāo)，得到城鄉(xiāng)收入的絕對(duì)差距和相對(duì)差距，雖然這樣代替不能很好針對(duì)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(zhǔn)確性，但仍具有重要參考價(jià)值。19.JDCJ表示張家界市城鄉(xiāng)居民人均收入的絕對(duì)差距，XDCJ表示張家界市城鄉(xiāng)居民人均收入的相對(duì)差距。

（三）數(shù)據(jù)的平穩(wěn)性檢驗(yàn)

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

圖1　相關(guān)指標(biāo)變動(dòng)趨勢(shì)圖

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

ADF單位根檢驗(yàn)主要根據(jù)以下模型：

式中t為時(shí)間趨勢(shì)項(xiàng)，m為最優(yōu)滯后階數(shù)，ε為隨機(jī)擾動(dòng)項(xiàng)。

表1　各變量ADF單位根檢驗(yàn)結(jié)果

圖1中狹義旅游就業(yè)、交通倉(cāng)儲(chǔ)運(yùn)輸業(yè)、批發(fā)零售業(yè)、文體（五）樂(lè)業(yè)、絕對(duì)收入差距、相對(duì)收入差距的對(duì)數(shù)序列呈明顯上升趨勢(shì)，因此選擇含常數(shù)項(xiàng)和趨勢(shì)項(xiàng)的回歸模型進(jìn)行ADF單位根檢驗(yàn)。

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(duì)數(shù)面板數(shù)據(jù)均是水平平穩(wěn)的，除了一個(gè)變量是I（2）過(guò)程外，其他變量都是I（0）過(guò)程，因此，我們可以進(jìn)一步檢驗(yàn)各變量之間是否存在協(xié)整關(guān)系。交通倉(cāng)儲(chǔ)運(yùn)輸業(yè)、批發(fā)零售業(yè)、文體（五）樂(lè)業(yè)、絕對(duì)收入差距和相對(duì)收入差距的對(duì)數(shù)原時(shí)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(duì)狹義旅游就業(yè)對(duì)數(shù)原時(shí)間序列的一階差分序列進(jìn)行單位根檢驗(yàn)，結(jié)果顯示ADF值仍大于各顯著水平的臨界值，再對(duì)其二階差分序列進(jìn)行單位根檢驗(yàn)，發(fā)現(xiàn)二階差分序列的ADF檢驗(yàn)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(cāng)儲(chǔ)運(yùn)輸業(yè)、批發(fā)零售業(yè)、文體（五）樂(lè)業(yè)、絕對(duì)收入差距和相對(duì)收入差距的對(duì)數(shù)序列是同階單整，滿足協(xié)整檢驗(yàn)的前提條件，而狹義旅游業(yè)就業(yè)人數(shù)指標(biāo)由于范圍選取和數(shù)據(jù)真實(shí)性的欠缺，不是I（0）過(guò)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(zhǎng)期關(guān)系，因此可使19.協(xié)整方法來(lái)研究張家界旅游居民就業(yè)水平（七）收入分配之間的長(zhǎng)期關(guān)系。

（四）協(xié)整檢驗(yàn)

1.對(duì)回歸模型的模擬估計(jì)

按協(xié)整檢驗(yàn)步驟，首先應(yīng)19.OLS方法對(duì)方程進(jìn)行回歸，得到張家界狹義旅游就業(yè)人數(shù)、交通運(yùn)輸倉(cāng)儲(chǔ)和郵政業(yè)、批發(fā)零售業(yè)、文體（五）樂(lè)業(yè)的就業(yè)人數(shù)（七）張家界城鄉(xiāng)居民收入絕對(duì)差距之間長(zhǎng)期均衡關(guān)系的估計(jì)式為（1）：

19.OLS對(duì)方程進(jìn)行回歸，得到張家界狹義旅游就業(yè)人數(shù)、交通運(yùn)輸倉(cāng)儲(chǔ)和郵政業(yè)、批發(fā)零售業(yè)、文體（五）樂(lè)業(yè)的就業(yè)人數(shù)（七）張家界城鄉(xiāng)居民收入相對(duì)差距之間長(zhǎng)期均衡關(guān)系的估計(jì)式為（2）：

注：括號(hào)內(nèi)數(shù)字為t檢驗(yàn)值。

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

2.回歸方程殘差序列的協(xié)整檢驗(yàn)

為了判斷方程的關(guān)系式的真實(shí)性，還需要對(duì)方程的殘差序列進(jìn)行單位根檢驗(yàn)，若其殘差序列也是平穩(wěn)的，則說(shuō)明回歸方程的設(shè)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(duì)方程1的殘差序列進(jìn)行單位根檢驗(yàn)，檢驗(yàn)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(wèn)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(yùn)輸倉(cāng)儲(chǔ)和郵政業(yè)、批發(fā)零售業(yè)、文體（五）樂(lè)業(yè)的就業(yè)人數(shù)（七）張家界城鄉(xiāng)居民收入絕對(duì)差距之間存在長(zhǎng)期均衡關(guān)系。對(duì)方程2的殘差序列進(jìn)行單位根檢驗(yàn)，檢驗(yàn)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(yùn)輸倉(cāng)儲(chǔ)和郵政業(yè)、批發(fā)零售業(yè)、文體（五）樂(lè)業(yè)的就業(yè)人數(shù)（七）張家界城鄉(xiāng)居民收入相對(duì)差距之間不存在長(zhǎng)期均衡關(guān)系。

三、實(shí)證分析

（一）建立VAR模型

向量自回歸模型（簡(jiǎn)稱(chēng)VAR模型）是19.模型中所有當(dāng)期變量對(duì)所有變量的若干滯后變量進(jìn)行回歸的計(jì)量經(jīng)濟(jì)模型，屬于多元時(shí)間序列變量組成的向量自回歸模型，在使19.該模型時(shí)，可以避免對(duì)變量屬性進(jìn)行假定。同時(shí)，通過(guò)脈沖響應(yīng)和方差分解分析，可以分析各變量的動(dòng)態(tài)沖擊影響。

表2　VAR模型各子方程檢驗(yàn)結(jié)果和模型整體檢驗(yàn)結(jié)果

VAR模型數(shù)學(xué)表達(dá)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(jì)參數(shù)矩陣，p和r為滯后期階數(shù)。εt為隨機(jī)擾動(dòng)項(xiàng)。滯后期的越大越能完整反3.模型的動(dòng)態(tài)特征，但是隨著滯后期的延長(zhǎng)，模型參數(shù)的增加，自由度就會(huì)變得越來(lái)越小。滯后期和自由度的選擇衡量標(biāo)準(zhǔn)，一般為AIC和SC最小值準(zhǔn)則。

由VAR模型各子方程檢驗(yàn)結(jié)果表明，滯后期為3時(shí)效果最好。從對(duì)VAR模型各子方程和模型整體檢驗(yàn)結(jié)果來(lái)看（表2），當(dāng)滯后期為3時(shí)，方程的判定系數(shù)為0.996631，擬合效果最好。模型的整體檢驗(yàn)結(jié)果也不錯(cuò)，說(shuō)明構(gòu)建的VAR模型可以很好反3.回歸方程變量之間的動(dòng)態(tài)均衡關(guān)系。

（二）脈沖響應(yīng)函數(shù)分析

脈沖響應(yīng)函數(shù)是在VAR模型構(gòu)建的基礎(chǔ)上，描述隨機(jī)擾動(dòng)項(xiàng)的一個(gè)標(biāo)準(zhǔn)差變動(dòng)對(duì)其他變量的影響的軌跡反應(yīng)過(guò)程，包括模型受到?jīng)_擊時(shí)的動(dòng)態(tài)變化，因變量的擾動(dòng)通過(guò)模型影響其他變量，進(jìn)而對(duì)自身產(chǎn)生影響。

通過(guò)檢驗(yàn)結(jié)果，我們知道張家界城鄉(xiāng)居民人均收入的絕對(duì)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(zhǎng)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(chǔ)上進(jìn)行脈沖響應(yīng)和方差分解分析方法進(jìn)行研究，觀察當(dāng)受到旅游就業(yè)人數(shù)的變動(dòng)沖擊時(shí)，張家界城鄉(xiāng)居民人均收入的絕對(duì)差距的軌跡變化和動(dòng)態(tài)響應(yīng)過(guò)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(duì)差距對(duì)狹義旅游就業(yè)人數(shù)、交通運(yùn)輸倉(cāng)儲(chǔ)郵政業(yè)、批發(fā)零售業(yè)、文體（五）樂(lè)業(yè)就業(yè)人數(shù)的脈沖響應(yīng)函數(shù)圖。由絕對(duì)收入差距分別對(duì)其他變量的一個(gè)標(biāo)準(zhǔn)差新息擾動(dòng)響應(yīng)路徑結(jié)果顯示來(lái)看，除第三、第九和第十期，它對(duì)自身一個(gè)標(biāo)準(zhǔn)差新息是負(fù)向反3.，其他各期均是正向反應(yīng)，由最初的較大正向影響開(kāi)始向正負(fù)交替的小幅度影響的趨勢(shì)轉(zhuǎn)變；狹義旅游就業(yè)人數(shù)對(duì)張家界城鄉(xiāng)居民人均收入絕對(duì)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(dá)到正向反3.達(dá)到高峰（0.066694）；張家界交通運(yùn)輸倉(cāng)儲(chǔ)郵政業(yè)就業(yè)人數(shù)一個(gè)標(biāo)準(zhǔn)差新息對(duì)城鄉(xiāng)收入絕對(duì)差距的影響在各期的標(biāo)準(zhǔn)差新息均是正向反3.，第二期達(dá)到高峰，期間呈現(xiàn)起伏變化，在后期出現(xiàn)響應(yīng)強(qiáng)度加強(qiáng)的趨勢(shì)；批發(fā)零售業(yè)就業(yè)人數(shù)一個(gè)標(biāo)準(zhǔn)差新息的影響在五期之前始終呈現(xiàn)負(fù)向反3.，第二期出現(xiàn)負(fù)向影響高峰（-0.040149），第五期之后，開(kāi)始呈現(xiàn)正向響應(yīng)，響應(yīng)強(qiáng)度在0.02內(nèi)起伏變化；文體（五）樂(lè)業(yè)就業(yè)人數(shù)一個(gè)標(biāo)準(zhǔn)差新息擾動(dòng)的響應(yīng)路徑顯示，它對(duì)城鄉(xiāng)收入絕對(duì)差距的影響始終呈現(xiàn)正向響應(yīng)，在第四期正向反3.達(dá)到高峰（0.032475），余期逐步減弱，呈現(xiàn)向零效應(yīng)收斂的趨勢(shì)?？傮w而言，張家界城鄉(xiāng)居民人均收入絕對(duì)差距對(duì)自身一個(gè)標(biāo)準(zhǔn)差新息的響應(yīng)變動(dòng)幅度由大變小，狹義旅游就業(yè)人數(shù)、交通運(yùn)輸倉(cāng)儲(chǔ)郵政業(yè)、批發(fā)零售業(yè)、文體（五）樂(lè)業(yè)就業(yè)人數(shù)對(duì)城鄉(xiāng)收入絕對(duì)差距一個(gè)標(biāo)準(zhǔn)差新息的響應(yīng)在前期較為顯著，但隨著時(shí)間推移開(kāi)始變得越來(lái)越小，其中交通運(yùn)輸倉(cāng)儲(chǔ)郵政業(yè)對(duì)絕對(duì)收入差距的響應(yīng)在后期出現(xiàn)增長(zhǎng)趨勢(shì)。張家界城鄉(xiāng)居民人均收入絕對(duì)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(dòng)，但六期之后開(kāi)始同向同趨勢(shì)變化，第十期均出現(xiàn)負(fù)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(xiàn)度，將內(nèi)生變量的波動(dòng)按成因分成方程信息（innovation），考察各新息對(duì)模型變量的影響的相對(duì)重要性。

表3顯示，張家界城鄉(xiāng)居民人均收入絕對(duì)差距的波動(dòng)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(dòng)，但其自身沖擊影響在這兩期快速下降，從第三期開(kāi)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(yùn)輸倉(cāng)儲(chǔ)郵政業(yè)、批發(fā)零售業(yè)、文體（五）樂(lè)業(yè)就業(yè)人數(shù)沖擊對(duì)城鄉(xiāng)收入絕對(duì)差距的波動(dòng)解釋程度合計(jì)還不到50%。狹義旅游業(yè)人數(shù)對(duì)城鄉(xiāng)收入絕對(duì)差距的波動(dòng)解釋程度從第一期開(kāi)始的解釋作19.不斷增強(qiáng)，第三期后已超過(guò)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(duì)差距的變化，基本維持在略高于40%的程度，而張家界交通運(yùn)輸倉(cāng)儲(chǔ)郵政業(yè)、批發(fā)零售業(yè)、文體（五）樂(lè)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(shuō)明張家界市狹義旅游就業(yè)人數(shù)對(duì)城鄉(xiāng)居民人均收入絕對(duì)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(duì)差距的波動(dòng)。

表3　變量LNJDCJ的方差分解結(jié)果

通過(guò)對(duì)狹義旅游業(yè)、交通運(yùn)輸倉(cāng)儲(chǔ)郵政業(yè)、批發(fā)零售業(yè)和文體（五）樂(lè)業(yè)就業(yè)人數(shù)方差分解結(jié)果來(lái)看，狹義旅游業(yè)就業(yè)人數(shù)主要是對(duì)自身有很強(qiáng)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(xiàn)率仍高達(dá)71.98%，絕對(duì)收入差距對(duì)其解釋作19.在第十期只有4.45%；而對(duì)交通運(yùn)輸倉(cāng)儲(chǔ)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(duì)收入差距對(duì)其解釋作19.在十期內(nèi)都很高，方差貢獻(xiàn)率在十期內(nèi)平均達(dá)到20%作19.；對(duì)批發(fā)零售業(yè)的方差分解結(jié)果顯示，其對(duì)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(yùn)輸倉(cāng)儲(chǔ)郵政業(yè)就業(yè)人數(shù)的方差貢獻(xiàn)率卻迅速提升，在第十期達(dá)到50.93%，絕對(duì)收入差距對(duì)其解釋程度在第四期之后，處于平穩(wěn)水平，達(dá)到22%；文體（五）樂(lè)業(yè)就業(yè)人數(shù)的方差分解結(jié)果顯示，絕對(duì)收入差距對(duì)其解釋作19.在十期內(nèi)平穩(wěn)提升，達(dá)到15.84%的水平，（七）批發(fā)零售業(yè)相同，交通運(yùn)輸倉(cāng)儲(chǔ)郵政業(yè)的方差貢獻(xiàn)率在十期后也達(dá)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(yàn)

在VAR模型的基礎(chǔ)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(yàn)。Granger因果檢驗(yàn)是考察某一因素能夠在多大程度上被另一因素解釋?zhuān)舭薠、Y過(guò)去信息的前提下，對(duì)變量Y的預(yù)測(cè)效果好于單獨(dú)由Y的過(guò)去信息，對(duì)Y的預(yù)測(cè)效果，則表明變量X對(duì)變量Y的將來(lái)變化有影響，即認(rèn)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(zhǔn)則，根據(jù)之前檢驗(yàn)結(jié)果，在滯后期為3時(shí)，VAR，模型的構(gòu)建效果最好，因此選擇滯后長(zhǎng)度為3，進(jìn)行格蘭杰因果檢驗(yàn)，檢驗(yàn)結(jié)果見(jiàn)表4。

從表4可以看出，當(dāng)滯后期為3時(shí)，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(dòng)導(dǎo)致了張家界市城鄉(xiāng)居民人均收入絕對(duì)差距的變動(dòng)因果關(guān)系的存在，分別有71.29%、51.05%、77.06%、58.57%的可信度來(lái)接受“張家界狹義旅游業(yè)、交通運(yùn)輸倉(cāng)儲(chǔ)郵政業(yè)、批發(fā)零售業(yè)、文體（五）樂(lè)業(yè)就業(yè)人數(shù)變動(dòng)導(dǎo)致了張家界市城鄉(xiāng)居民人均收入絕對(duì)差距的變動(dòng)”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(dá)到0.8528、0.6400 和0.5180，說(shuō)明我們有85.28%、64%和51.8%的把握來(lái)拒絕“張家界市城鄉(xiāng)居民人均收入絕對(duì)差距的變動(dòng)導(dǎo)致了狹義旅游業(yè)、交通運(yùn)輸倉(cāng)儲(chǔ)郵政業(yè)和批發(fā)零售業(yè)就業(yè)人數(shù)的變動(dòng)”因果關(guān)系的存在，LNJDCJ是LNW TYJY的格蘭杰成因，說(shuō)明“張家界城鄉(xiāng)居民人均收入絕對(duì)差距變動(dòng)導(dǎo)致了張家界文體（五）樂(lè)業(yè)就業(yè)人數(shù)的變動(dòng)”這種因果關(guān)系存在的可靠程度達(dá)到77.44%。但我們通過(guò)對(duì)滯后期的調(diào)整，會(huì)得出不同的結(jié)果，從整體上來(lái)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(duì)差距變動(dòng)的格蘭杰成因，而張家界城鄉(xiāng)居民人均收入絕對(duì)差距不是旅游就業(yè)人數(shù)的變動(dòng)的格蘭杰成因。

表4　格蘭杰因果關(guān)系檢驗(yàn)表

四、結(jié)論（七）討論

本文運(yùn)19.EViews計(jì)量軟件對(duì)張家界旅游就業(yè)水平和居民收入分配的關(guān)系進(jìn)行了實(shí)證分析，檢驗(yàn)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(duì)差距（七）狹義旅游業(yè)、交通運(yùn)輸倉(cāng)儲(chǔ)郵政業(yè)、批發(fā)零售業(yè)、文體（五）樂(lè)業(yè)就業(yè)人數(shù)之間不存在長(zhǎng)期均衡關(guān)系。通過(guò)對(duì)回歸方程模擬結(jié)果和對(duì)回歸殘差的ADF協(xié)整檢驗(yàn)發(fā)現(xiàn)，張家界城鄉(xiāng)居民人均收入絕對(duì)差距（七）狹義旅游業(yè)、交通運(yùn)輸倉(cāng)儲(chǔ)郵政業(yè)、批發(fā)零售業(yè)、文體（五）樂(lè)業(yè)就業(yè)人數(shù)之間存在互相影響，互相制約的長(zhǎng)期均衡關(guān)系。

通過(guò)脈沖響應(yīng)函數(shù)分析結(jié)果顯示，張家界旅游業(yè)就業(yè)人數(shù)對(duì)絕對(duì)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(fù)向影響。同時(shí)，后期交通運(yùn)輸倉(cāng)儲(chǔ)郵政業(yè)就業(yè)人數(shù)對(duì)絕對(duì)收入差距的影響呈上升趨勢(shì)，逐漸加強(qiáng)。通過(guò)方差分解分析，城鄉(xiāng)絕對(duì)收入差距自身沖擊影響逐漸減弱，開(kāi)始受到狹義旅游就業(yè)的影響，且影響程度逐漸加強(qiáng)，這（七）脈沖響應(yīng)函數(shù)分析結(jié)果矛盾，這表明受到交通運(yùn)輸倉(cāng)儲(chǔ)郵政業(yè)、批發(fā)零售業(yè)、文體（五）樂(lè)業(yè)的負(fù)向影響，出現(xiàn)狹義旅游就業(yè)人數(shù)對(duì)絕對(duì)收入差距影響越來(lái)越大，而總體旅游就業(yè)人數(shù)對(duì)絕對(duì)收入差距影響越來(lái)越小的奇怪現(xiàn)象。同時(shí)，格蘭杰因果關(guān)系檢驗(yàn)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(huì)明顯引起城鄉(xiāng)收入水平的變動(dòng)。促進(jìn)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(huì)直接影響城市社區(qū)居民的收入差距變化，對(duì)旅游城市的社會(huì)穩(wěn)定具有重要影響，

絕對(duì)收入差距對(duì)狹義旅游人數(shù)的影響有限，但對(duì)交通運(yùn)輸倉(cāng)儲(chǔ)郵政業(yè)、批發(fā)零售業(yè)、文體（五）樂(lè)業(yè)就業(yè)人數(shù)波動(dòng)的解釋作19.逐步增強(qiáng)，同時(shí)交通運(yùn)輸倉(cāng)儲(chǔ)郵政業(yè)對(duì)其自身和批發(fā)零售業(yè)、文體（五）樂(lè)業(yè)就業(yè)人數(shù)波動(dòng)均具有很強(qiáng)的解釋作19.，表明大力發(fā)展旅游交通運(yùn)輸業(yè)不僅有利于緩解絕對(duì)收入差距的擴(kuò)大，對(duì)其他行業(yè)也有顯著作19.，從而進(jìn)一步促進(jìn)地區(qū)旅游業(yè)的發(fā)展，促進(jìn)地區(qū)旅游就業(yè)。

通過(guò)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(shí)現(xiàn)兩者的互動(dòng)協(xié)調(diào)發(fā)展，促進(jìn)旅游城市發(fā)展，主要需要注意兩點(diǎn)：①充分重視旅游就業(yè)的積極帶動(dòng)效應(yīng)，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(qiáng)旅游就業(yè)對(duì)經(jīng)濟(jì)的帶動(dòng)影響，積極促進(jìn)旅游就業(yè)，以就業(yè)帶動(dòng)旅游，以旅游促進(jìn)經(jīng)濟(jì)，實(shí)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(yùn)輸行業(yè)的投入，改善旅游地區(qū)交通條件，提升旅游運(yùn)輸能力，減輕山區(qū)交通條件對(duì)旅游業(yè)的制約，并大力提高該行業(yè)的就業(yè)水平，實(shí)現(xiàn)以交通帶動(dòng)就業(yè)，以就業(yè)促進(jìn)旅游的局面，實(shí)現(xiàn)旅游經(jīng)濟(jì)的發(fā)展，地區(qū)居民收入差距的縮小，實(shí)現(xiàn)旅游城市的良性發(fā)展。

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（責(zé)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(lèi)號(hào)：F592.764

文獻(xiàn)標(biāo)識(shí)碼：A

文章編號(hào)：1008-2107（2016）02-0090-08

收稿日期：2016－01－11

基金項(xiàng)目：教育部社科規(guī)劃項(xiàng)目（項(xiàng)目編號(hào)：10YJA790193），2014年湖南西部經(jīng)濟(jì)發(fā)展研究基地開(kāi)放基金招標(biāo)項(xiàng)目（項(xiàng)目編號(hào)：14jdzb022）。

作者簡(jiǎn)介：張海燕（1970—），女，甘肅蘭州人，碩士，湖南師范大學(xué)商學(xué)院教授，碩士生導(dǎo)師，主要研究方向?yàn)榻?jīng)濟(jì)管理、旅游管理；許磊（1989—），男，河北滄州人，吉首大學(xué)碩士研究生，主要研究方向?yàn)槁糜谓?jīng)濟(jì)（七）公司財(cái)務(wù)管理。