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[摘要]本文通过构建浙江省52个县2005～2014年的平衡面板数据，对旅游发展影响城乡收入差距的传导机制进行了实证解析。研究发现，旅游发展对城乡收入差距具有显着的缩减效应，其直接缩减效应为-0.172，累积缩减效应为-0.326；无论是国内旅游还是入境旅游，对城乡收入差距都有着显着的负向影响，且国内旅游的负向影响明显较大。此外，县域经济发展和对外开放水平在旅游发展对城乡收入差距影响关系中都起着显着的正向调节作用。

[关键词]旅游发展；城乡收入差距；影响机制；效应测度 织梦内容管理系统

一、引言 copyright dedecms

改革开放以来，我国经济经过30多年高速发展已经迈入到“上中等收入”阶段。伴随经济快速发展出现了突出的收入差距问题，特别是20世纪90年代中期以来不断扩大的城乡收入差距，已占到居民总体收入差距的60％以上。[1]其中，2009年全国城乡收入比值达到峰值3.3，之后也一直维持在3左右。然而，同期浙江省两倍于全国人均GDP水平，其城乡收入差距却是全国最低水平。以2005～2014年为例，10年间全国平均城乡居民收入比例为3.19，而同期浙江仅为2.37。一个自然的问题就是，相较全国城乡收入差距总体扩大的趋势，浙江省城乡收入差距不断缩小的特殊影响因素是什么？ 织梦好，好织梦

一个典型事实是：自1987年至今，浙江省发展旅游业近30年时间，其农村居民人均收入连续30年位居全国各省之首。浙江省旅游业发展是否显着缩小了同期浙江省城乡收入差距呢？这种缩减效应如果显着，其传导机制是什么？相应的影响效应具体又有多大？目前，鲜有关于旅游发展对城乡收入差距影响的直接经验研究，仅有的涉及旅游发展与中国收入不平等的经验研究中，Hengyun Li et al（2016）利用1997～2010年我国30个省的年度面板数据研究了旅游发展对中国地区间收入不平等的影响，实证结果表明，旅游发展对缩小地区收入差距具有显着的影响，且国内旅游发展对地区收入差距的影响显着大于入境旅游。赵磊（2011）[2]根据1999～2008年我国省级面板数据研究发现，省际旅游发展对城乡收入差距具有显着的缩减效应。但该研究采用的研究方法较为单一，且未区分国内旅游及入境旅游对城乡收入差距的不同影响；同时，在阐述旅游对城乡收入差距机制方面也未考虑内生性问题，研究的适用性、稳健性及准确性存疑。

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结合浙江省各县市旅游发展实际，旅游发展可能通过以下两条渠道影响城乡居民收入差距：其一，浙江省农村地区凭借临近高品位旅游资源、自身拥有良好的生态环境以及国家和地方营造的良好政策环境等诸多优势，通过发展农家乐、民宿等餐饮和住宿产业，并逐步向生态观光、现代农业、特色购物、康体健身、休闲度假、养老度假等形式的乡村高端旅游发展模式转变，通过旅游产业规模集聚效应外溢提高了农村全要素生产率，进而提高农村居民人均收入。其二，目前浙江省县域城市旅游发展效率空间分布不均衡、总体水平不高。城市旅游发展尚处于规模报酬递增阶段，要素投入滞后于地区旅游发展规划，产业规模集聚外溢效应不明显，对城市地区全要素生产率提升幅度相对较小，致使城镇居民人均可自由支配收入增长相对农村居民人均纯收入增长速度较慢，最终降低了县域城乡收入差距。鉴于此，本文采用旅游大省浙江省2005～2014年52个县（市）数据，系统评估了旅游业及其与其他变量交互项对城乡收入差距的影响程度及影响机制，尝试从旅游发展的视角对浙江省城乡收入差距较低的事实做出理论解释和经验验证。

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本文或有以下几点贡献：第一，从理论层面阐述旅游发展对地区全要素生产率的不同影响，在传统的内生经济增长模型中增加了旅游发展对地区经济的影响，并利用规范的经济学模型对此进行了刻画。第二，在实证层面上，通过构建偏微观的县域面板数据，采用工具变量（IV）法解析了旅游发展对城乡居民收入的影响，较好地克服了联立性偏误对模型系数估计值的影响。在此基础上，本文综合采用静态面板模型及动态面板模型考察了旅游发展对城乡收入差距的影响，分别测度了县域国内旅游以及入境旅游对城乡收入差距的影响程度，综合使用多种稳健性检验方法评估了结论的可靠性，增强了结论的稳健性及准确性。第三，在政策干预方面，为国家“十三五”期间推动旅游业转型升级，促进旅游发展与扶贫开发、农村发展相融合，努力建成全面小康型旅游大国提供了有益的经验启示和技术创新思路。

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二、旅游发展影响城乡收入差距的计量模型设定

1.计量模型推导 dedecms.com

本文理论模型以新增长理论为基础，参考Levin et al.（1997）、Miller et al.（2000）的研究思路，假定浙江省县域全要素生产率不仅取决于人力资本积累水平（human），还受地区旅游发展水平（tourism）及其他相关变量X影响，X包括政府规模（fiscal）、产业结构（tertiary）、对外开放程度（openness）等，最终，建立如下形式生产函数： 本文来自织梦

Y=A（tourism，X，H，t）F（K，L）1、 内容来自dedecms

其中，Y代表国内生产总值，tourism代表旅游发展水平，X为其他相关变量，H为人力资本投入，K为物质资本投入，L为劳动力投入。A（·）代表希克斯中性技术进步。在这里，旅游发展水平主要通过规模集聚效应外溢来影响全要素生产率从而间接地影响地区产出增长。本文使用的生产函数设定为Cobb-Douglas形式，则式1、转化为： 织梦好，好织梦

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其中，表示i地区，t表示年度，假定生产函数具有规模报酬不变特征，即αi+βi=1，式2、两边同时除以Li，t可得： 本文来自织梦

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同时，参考Huhen et al.（2006）、毛其淋等（2011）[3]的做法，假定式3、中的希克斯效率项A（·）是多元组合形式，即： dedecms.com

将式4、代入式3、整理后，对等式左右两边取对数，最终推导得出经济发展水平与旅游发展、人均物质资本、人力资本及其他相关变量X的对数函数关系式： 内容来自dedecms

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为了检验旅游发展对城乡收入差距的影响机制是否存在，需要分别考察旅游发展（tourism）对各县总体经济发展水平、城市经济发展水平、农村经济发展水平的影响。为此，笔者在式5、的基础上分别构建了如下3个计量模型：

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2.变量构造说明

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（1）被解释变量 织梦好，好织梦

对于地区经济发展水平的衡量，目前文献中通常采用人均GDP和人均收入两类指标。鉴于县域统计数据的可得性，本文分别采用人均GDP指标来度量各县总体经济发展水平，采用城镇居民人均可自由支配收入（urban_income）以及农村居民实际人均纯收入（rural_income）两个指标作为城市经济发展水平和农村经济发展水平的度量指标。同时，为了消除价格因素的影响，笔者采用以2005年为基期的各县市所属地级市当年的CPI指数对被解释变量进行了消胀处理。

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（2）核心解释变量 织梦好，好织梦

对地区旅游发展水平的衡量，Lee C et al.（2008）、赵磊（2011）[4]采用的是旅游深度指标，即旅游总收入占GDP的份额。其中，旅游总收入指国内旅游收入与入境旅游收入之和，入境旅游收入按照当年美元兑人民币汇率均价折算为人民币。另一种是Wei M et al.（2010）使用的旅游密度指标，即旅游总收入与地区总人口相除得到的人均旅游收入。第三种是I Cortés-Jiménez（200采用的旅游人次比指标，即地区年度旅游总人次与地区总人口的比值。3种指标中，旅游深度指标从静态层面体现了一个地区旅游产业在其国民经济中的重要程度，较好地反映出一个地区的旅游业发展水平；旅游密度指标从动态层面体现了通过旅游消费支出所产生的乘数累积效应对地区经济增长的影响；而旅游人次比指标由于存在不同景区景点之间重复统计的问题，衡量误差相对较大。基于以上分析，笔者拟采用旅游深度指标作为旅游发展的度量指标。

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（3）其他控制变量

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人均物质资本（pk）。采用由Goldsmith（1951）首先使用的永续盘存法进行核算。参照Keller（1997）的做法，首先利用K0=I0/（g+δ）对基期物质资本存量进行估算，其中，I0为2005年投资量，g为2005～2014年各县投资平均增长速度，δ为资本折旧率；参照张军（2004）[5]的研究，将δ设定为9.6％，[1]并以2005年为基期的浙江省固定投资价格指数对样本各县市历年固定资本形成总额进行核算。依照永续盘存法，利用Kt=（1-δ）Kt-1+It，分别计算出2005～2014年浙江省50个县市的物质资本存量。[2]最后，用所得物质资本存量K与当年社会就业人数相除得到人均物质资本存量。人力资本水平，是采用使用较为普遍的人均受教育年限指标作为县域人力资本水平的代理指标，即以各受教育水平人口在总人口的比重为权数分别乘以相应受教育年限加总可得。政府支出比重。采用各县市政府财政支出占GDP比重来表示，该指标反映了政府对经济活动的影响程度。产业结构水平，是采用第三产业就业人口在总就业人口中所占份额进行衡量。份额越大表明服务业发展水平越高，对地方经济增长的带动效应也就越大。对外开放水平，是采用进口贸易额与出口贸易额之和占GDP的份额来表示，进出口贸易额之和使用当年美元兑人民币汇率均价折算成人民币。

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考虑到2003年非典疫情对我国旅游业造成了巨大的当期及滞后影响，以及2005年以前年份涉及到本文被解释变量和核心解释变量的相关数据大量缺失，笔者构建了2005～2014年浙江省11个地级市下属的58个县（市）中的52个县（市）的平衡面板数据。相关变量数据来自于2006～2015年《中国县（市）社会经济统计年鉴》、《浙江省统计年鉴》、各地级市统计年鉴。使用的软件为Stata13.1。 本文来自织梦

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三、旅游发展对城乡收入差距的影响机制解析 织梦好，好织梦

1.双向固定效应估计

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通过对面板数据模型进行LR检验、BP检验、Hausman检验及时期效应的F检验，本文最终建立了双向固定效应模型，考虑到扰动项之间存在截面相关、截面异方差和序列相关等问题，并采用更为稳健的Driscoll-Kraay方法进行模型估计。表1中的1～3列分别为模型6、、7、、8、的估计结果。结果显示，旅游发展对各县市地区经济增长在1％水平上显着为正，意味着假定其他条件不变，旅游发展水平提高1％，对地区经济增长的正向影响为0.12％。此外，旅游发展对城镇居民人均收入以及农村居民人均收入的影响均在1％的显着性水平上显着，意味着旅游发展每提高1％，对城镇居民人均收入和农村居民人均收入的正向影响分别为0.056％和0.109％。旅游发展对农村居民人均收入的影响显着高于对城镇居民人均收入的影响，最终降低了浙江省城乡收入差距，这与上文的理论分析很好地保持了一致。

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2.内生性处理与工具变量估计 织梦好，好织梦

考虑到旅游发展和地区经济增长之间可能存在的双向因果关系，将导致估计结果出现有偏和不一致。笔者进一步采用工具变量（IV）法进行估计。鉴于样本时间跨度较长，为使估计结果更加有效，选用旅游发展的滞后一期与滞后两期作为其自身的IV。通过计算旅游发展与其自身滞后一期和滞后两期Pearson相关系数，二者分别高达0.8851和0.8447，且均在1％的显着性水平上显着，IV与内生解释变量高度相关；同时，当期的经济发展不可能影响到前期的旅游发展，工具变量自然也满足与随机扰动项无关的要求。因此，本文采用工具变量固定效应广义矩估计（IV-FE-GMM）。工具变量回归结果呈现在表1的4～6列，从中可以发现，在对核心解释变量内生性进行处理后，旅游发展对各县市地区经济增长、城镇居民人均收入以及农村居民人均收入的影响依旧在1％水平上显着为正，在其他条件不变的情况下，旅游发展水平每提高1％，对地区经济增长、城镇居民人均收入、农村居民人均收入的正向影响增加了一倍有余，分别扩大到0.277％、0.115％和0.254％。相对IV-FE-GMM估计结果，FE估计明显低估了旅游发展对经济增长的正向影响。但是，旅游发展对农村居民人均收入的影响依旧显着高于对城镇居民人均收入的影响，之前的理论分析依然成立。[3]

四、旅游发展对城乡收入差距的影响效应测度

1.计量模型设定及变量构造说明 copyright dedecms

（1）计量模型设定 织梦内容管理系统

在上述理论分析及实证检验的基础上，为了准确测度旅游发展对城乡收入差距的影响，本文在现有研究基础上，以城乡收入差距（gap）为被解释变量，以旅游发展（tourism）为核心解释变量，同时为了避免模型核心解释变量与随机扰动项之间可能存在较强的相关性，从而使模型估计有偏，笔者还将反映地区经济发展、金融发展、财政支出、对外开放、人力资本以及城镇化水平特征的相关变量纳入到实证模型中，最终构建模型如下： copyright dedecms

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其中，gap是被解释变量，代表各县市城乡收入差距，tourism是核心解释变量，代表各县市旅游业发展水平，下标i和t分别表示县市和年份；control代表相关控制变量，ηi代表县市固定效应，μt代表时间固定效应，εit是残差项。

（2）变量构造说明 织梦好，好织梦

城乡收入差距（gap）：考虑到县域数据的可得性，本文采用文献中通常使用的城镇居民人均可自由支配收入与农村居民人均纯收入比作为城乡收入差距的度量指标。旅游发展水平（tourism）依然采用旅游深度指标作为旅游发展的度量指标。此外，控制变量中新增的储蓄率（saving）用年末居民储蓄存款余额占GDP比重表示，金融发展水平（finance）用年末金融机构贷款余额占GDP比重表示，城镇化（urban）采用各县年末总人口减去乡村人口来替代城镇常住人口指标，进而与县域年末总人口相除得到。为了方便对下文实证结果进行分析讨论，现将各变量的统计性描述列示在表2。 内容来自dedecms

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（3）描述性分析

在进行实证分析之前，首先对城乡收入差距和旅游发展总水平、国内旅游发展水平以及入境旅游发展水平分别绘制散点图和拟合线，初步考察它们之间的关系（如图1～图3所示）。从图中可以发现，旅游发展总体水平、国内旅游发展水平及入境旅游发展水平均对城乡收入差距具有显着的负向影响。然而相对国内旅游发展水平，入境旅游发展水平对城乡收入差距的影响虽然显着，但斜率相对较小。当然，散点图只是变量关系的简单显示，变量间复杂的关系还需要进一步的实证分析来揭示。 本文来自织梦

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2.静态面板模型实证分析 本文来自织梦

本文选取同质单位根检验中的LLC、Hadri Z方法与异质单位根检验中的Fisher-ADF方法分别对模型进行了单位根检验，检验发现，模型各变量至少在5％的水平上拒绝变量存在单位根的原假设，可以认为各变量为平稳序列。在此基础上，使用Pedroni和Kao面板协整检验方法检验发现模型变量之间存在长期均衡稳定的协整关系。最后，经过模型估计方法检验最终建立了双向固定效应模型，并采用更为稳健的Driscoll-Kraay方法进行模型估计，估计结果（见表3）。[4]

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从表3中的第一行可以发现，旅游发展对城乡收入差距的回归系数均在1％的水平上显着为负，旅游发展显着缩小了各县市城乡收入差距。从影响效应来看，模型1在未加入控制变量的情况下测度了旅游发展对城乡收入差距的直接影响，回归系数高达-0.567，表明旅游发展水平每上升1个百分点，城乡收入差距将相应缩减0.567个百分点。据此可以求得旅游发展对城乡收入差距的标准化系数为-0.271，即旅游发展水平变动可以解释城乡收入差距变动的27.1％。当然，由于没有控制相关变量，这个估计值会明显偏高。模型2为加入相关控制变量后的估计结果，其中旅游发展系数下降为-0.172，即旅游发展水平每上升1个百分点，城乡收入差距会相应缩减0.172个百分点。旅游发展对经济增长的标准化系数为-0.072，即旅游发展的变化解释了城乡收入差距变化的7.2％，符合相关的理论预期。 本文来自织梦

鉴于过往旅游发展可能对城乡收入差距产生影响，在模型3、和模型4、中分别加入旅游发展的滞后1期和滞后2期。模型3、中，旅游发展当期回归系数降低为-0.160，并在1％显着性水平上显着；滞后一期回归系数为-0.024，在10％显着性水平上显着。模型4、中，旅游发展当期回归系数进一步降低为-0.153，并在1％显着性水平上显着；滞后1期回归系数为-0.022，但不再显着。滞后2期回归系数为-0.149，也在1％显着性水平上高度显着。综合模型3、、模型4、的回归结果，不难发现旅游发展对城乡收入差距的缩减效应基本以当期为主，然而在长期中，旅游发展对城乡收入差距的累积效应大致可以达到-0.3左右，即长期旅游发展水平每提高1个百分点，城乡收入差距将大致缩减0.3个百分点，旅游发展水平变动大约可以解释城乡收入差距变动的10％。

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此外，浙江省作为我国经济发展和对外开放的前沿，旅游发展还可能受到各县市经济发展以及对外开放的影响，进一步影响到地区城乡收入差距。为此，在模型5、和模型6、中分别加入了旅游发展与经济发展水平、旅游发展与对外开放水平的交互项。模型5、的估计结果显示，旅游发展与县域经济发展水平的交互项在1％显着性水平上显着为正，经济发展水平对城乡收入差距产生正向调节作用。这说明在经济发展水平较高的县市，旅游发展反而会扩大当地城乡收入差距。进一步可以计算得出县域经济发展水平对数的门限值为10.686，相当于以2005年为基期不变价格表示的43764元。参照表2中的统计性描述，大多数县市实际人均GDP并未达到这一水平，这就意味着在大多数县市发展旅游业可以显着缩小城乡收入差距。[5]反过来计算出县域旅游发展的门限水平为0.32，如表2所示，这一门限水平要高于各县市旅游发展水平的均值0.19，说明对于大多数县市而言，地区经济增长有利于城乡收入差距的缩小，但也意味着加快旅游发展在促进县域经济增长的同时还会拉大城乡收入差距。模型6、的估计结果与模型5、非常相似，对外开放也会扩大城乡收入差距，其门限值为0.4589，高于样本县市平均对外开放水平的0.3431，说明目前大多数县市发展旅游业可以显着缩小城乡收入差距；反过来得到旅游发展的门限水平为0.42，高于旅游发展的均值0.19，对于样本中大多数县市而言，对外开放有利于缩小城乡收入差距，但也意味着加快旅游发展在带动各县市对外开放的同时也会扩大城乡收入差距。

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模型7和模型8则进一步细分了国内旅游发展水平和入境旅游发展水平对城乡收入差距的影响。结果发现，无论是国内旅游还是入境旅游都在1％显着性水平上显着有利于缩减城乡收入差距，且国内旅游对城乡收入差距的缩减效应明显大于入境旅游。其中国内旅游的缩减效应高达-0.504，即国内旅游每提高1个百分点，城乡收入差距会相应缩减0.504个百分点，国内旅游发展水平变动可以解释城乡收入差距变动的10.3％；入境旅游的缩减效应达到-0.126，即入境旅游每提高1个百分点，城乡收入差距会相应缩减0.126个百分点，入境旅游发展水平变动可以解释城乡收入差距变动的4.3％。这也说明浙江省入境旅游市场发展较为完善，从侧面体现出浙江省正逐步实现由旅游大省向旅游强省的转变。 本文来自织梦

3.动态面板模型实证分析

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城乡收入差距从长期来看是个动态过程，不仅受到当期各种因素的影响，同时也会受到自身过去值的影响。因此，本文在模型中引入被解释变量的一阶滞后项，通过对不同估计方法进行甄选后，最终采用系统广义矩估计（SYS-GMM）方法进行估计。从表4可知，模型1、～模型2、中的Sargan过度识别约束检验均不拒绝原假设，说明所有工具变量联合有效；Arellano-Bond差分后的AR（1）检验拒绝原假设，而AR（2）检验至少在5％的显着性水平上不能拒绝原假设，满足动态面板模型不存在二阶序列相关的要求，表明模型设定合理。由表4还可看出，滞后一期相对城乡收入差距呈显着的正相关关系，表明城乡收入差距表现出明显的惯性特征；滞后一期回归系数小于1，说明浙江省城乡收入差距有收敛的趋势。随着控制变量的增加，从模型1、～模型3、旅游发展的回归系数变大，增强了旅游发展有利于缩小城乡收入差距的结论。以模型3为准，一阶滞后项系数为0.905，可以计算出旅游发展对城乡收入差距的累积影响效应为-0.326，意味着在长期，各县市旅游发展水平每提高1个百分点，城乡收入差距会相应缩减0.326个百分点，旅游发展的变化可以解释城乡收入差距变化的13.46％，这与静态面板回归分析得到的结果很好地保持了一致。与此类似，模型4、和模型5、交互项的系数显着性程度乃至门限值大小都很好地与静态面板部分保持了一致，模型6、和模型7、国内旅游和入境旅游对城乡收入差距的累积效应也与上文基本一致，限于篇幅，不再一一赘述。

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五、结论与启示 内容来自dedecms

本文通过构建浙江省52个县市2005～2014年的平衡面板数据，对旅游发展影响城乡收入差距的缩减机制进行了实证检验。在此基础上，综合使用多种实证方法及稳健性检验方法对浙江省旅游发展影响城乡收入差距的具体效应进行了测度。得出以下结论：

第一，浙江省旅游发展对地区经济增长具有显着的促进作用，并且对农村居民人均纯收入的正向影响显着大于对城镇居民人均可支配收入的影响。工具变量（IV）回归结果表明，旅游发展水平每提高1％，城镇居民人均可自由支配收入和农村居民人均纯收入将分别提高0.115％和0.254％，揭示了浙江省旅游发展有利于缩减城乡收入差距的传导机制。 织梦内容管理系统

第二，浙江省旅游发展对城乡收入差距具有显着的缩减效应，一系列经验研究结果表明，其直接缩减效应约为-0.172，累积缩减效应约为-0.326；进一步研究还发现，无论是国内旅游还是入境旅游，对城乡收入差距都有着显着的负向影响，且国内旅游对城乡收入差距的负向影响显着大于入境旅游。这与浙江省当前旅游发展的总体现状保持一致。

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第三，县域经济发展和对外开放在旅游发展对各县市城乡收入差距的影响中都起着显着的正向调节作用，其实际调节作用在考察旅游发展对不同地区城乡收入差距影响时很好地体现出来。综合考虑二者与旅游发展交互项对城乡收入差距的调节作用后，在欠发达县区旅游发展对城乡收入差距的影响要显着大于发达县区。

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上述结论具有以下启示：第一，虽然目前通过旅游发展使得农村居民人均纯收入增速快于城镇居民人均可自由支配收入，二者趋于收敛，最终降低了城乡收入差距。但总体来看，这种收敛发生在旅游业发展初期阶段，未来应该通过旅游产业转型升级，由当前景点旅游阶段向全局旅游阶段转变，通过有机整合县域范围内旅游资源、财政资源、人力资源和政策资源，以旅游业带动和促进城乡经济协调发展，最终实现城乡收入差距由低水平收敛向高水平收敛转变。第二，虽然入境旅游对城乡收入差距具有显着的缩减效应，但应看到，相对国内旅游这种影响还明显较小。未来应该通过加大宣传引导，加强配套基础设施建设，协调推进国内旅游市场和入境旅游市场优化发展。第三，考虑到经济发展水平和对外开放与旅游发展的交互作用对城乡收入差距的影响，未来随着地区经济发展、对外开放程度提高，在旅游收入分配等相关政策制定时，不仅要注重效率，更应注重公平。 copyright dedecms

参考文献： 内容来自dedecms

[1]王洪亮，徐翔.收入不平等孰甚：地区间抑或城乡间[J].管理世界，2006（11）：41-50.

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[2]赵磊.旅游发展能否减小城乡收入差距？——来自中国的经验证据[J].旅游学刊，2011（12）：15-23.

[3]毛其淋.经济开放、城市化水平与城乡收入差距——基于中国省际面板数据的经验研究[J].浙江社会科学，2011，（01）：11-21.

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[4]赵磊.旅游发展与经济增长——来自中国的经验证据[J].旅游学刊，2015，（04）：33-36. 织梦内容管理系统

[5]张军，章元.对中国资本存量K的再估计[J].经济研究，2003，（07）：35-42.

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[6]单豪杰.中国资本存量K的再估算：1952～2006年[J].数量经济技术经济研究，2008，（10）：17-31.

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[7]雷辉.我国资本存量测算及投资效率的研究[J].经济学家，2009，（06）：75-83.

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[1]即使将资本折旧率取为单豪杰（2008）[6]研究得出的10.96％、雷辉（2009）[7]研究得出的9.73％，结论依旧稳健。

[2]萧山区和余杭区相关统计数据缺失。

[3]事实上，即使将旅游发展水平分别替换为国内旅游发展水平和入境旅游发展水平，上述作用机制依旧成立。这就意味着，无论是国内旅游还是入境旅游，对农村居民人均收入的增收效应都要大于对城镇居民人均收入的增收效应。

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[4]表3及其后的稳健性回归结果中，相关控制变量系数估计值均与理论预期一致，限于篇幅，表中仅呈现核心变量及与之相关交互项系数估计结果，其余控制变量系数估计结果不再呈现，有需要者可与作者联系。

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[5]事实上，如果将tourism*lnrpgdp替换为lnogdp平方项的话，可以发现经济发展水平与城乡收入差距之间的关系并不符合库兹涅茨“倒U型”分布，反而呈现“U型”分布，拐点发生在实际人均GDP达到91126元时，在此之前随着经济发展，城乡收入差距会逐渐缩小，与上述结论类似。