基于ELES模型的城镇居民国内旅游消费结构实证分析

夏杰长+胡东兰

摘要：利用2000—2010年城镇居民国内旅游消费数据和ELES模型从边际消费倾向、基本需求、收入弹性及价格弹性四方面实证分析城镇居民的国内旅游消费结构，得出结论为城镇居民国内基本旅游消费与非基本旅游消费比例关系有待进一步协调。为更好地完善国内旅游消费市场和优化国内旅游消费市场结构，应从加快旅游法制化进程、解决旅游供需结构性矛盾等方面做出努力。

关键词：ELES模型；城镇居民；旅游消费结构；基本旅游消费；非基本旅游消费；边际消费倾向；自价格弹性；交叉价格弹性

中图分类号：F592.3 文献标识码：A 文章编号：1007-2101（2014）04-0082-05

一、引言

对国内居民旅游消费结构研究现状进行简单梳理，主要有几个不同的关注点。一是对具体区域国内旅游消费结构的研究，如邓清南（2005）[1]、孙元欣（2009）[2]、王忠福等（2009）[3]、庞田田（2011）[4]分别关注了四川、上海、大连和安徽的国内旅游消费结构现状及存在的问题，并提出相应的政策建议；二是对全国城镇或整体国内旅游消费结构的研究，如李一玮和夏林根（2004）[5]、尤慧和陶卓民（2006）[6]、周文丽和李世平（2010）[7]分别用定性和定量方法研究了国内城镇居民旅游消费结构及全国城乡居民国内旅游消费结构的现状和变化规律；三是对国内热点城市旅游消费结构的比较分析，如贾英（2008）[8]就对中国居民的入境旅游消费结构进行了研究，主要引入旅游消费结构高级化指数，选取北京、上海、广州等中国六大旅游热点城市为研究对象，横向和纵向比较了不同城市的旅游消费结构。以上文献从不同方面关注了当前中国居民的旅游消费结构问题。城镇居民作为旅游消费的主体，采用最新数据专门对其国内旅游消费结构进行实证分析很有必要。基于此，本文利用ELES模型，收集2000—2010年相关统计数据，对城镇居民旅游消费结构进行分析，以期为旅游产业结构优化提供一定的参考。

二、城镇居民国内旅游消费结构现状

游客在旅游过程中所消费的不同类别消费资料的构成关系称为旅游消费结构。居民旅游消费主要包括“吃、住、行、游、购、娱”六个方面不同类别的消费需求，这是从旅游用途不同的角度进行划分。如果从旅游消费的重要性角度进行划分，主要可包括基本性旅游消费和非基本性旅游消费。旅游过程中居民用于交通、住宿、餐饮、游览等方面的消费，一般属于基本旅游消费范畴，这类消费往往是旅游活动中必需且基本稳定的消费。另一类消费如购物、娱乐、通讯、医疗等方面的消费，是并非每次旅游活动都必需的具有较大弹性的消费，一般属于非基本旅游消费的范畴。在旅游业发展水平较高时，居民在旅游消费支出中用于非基本旅游消费的部分占有比例越大；相反，用于基本旅游消费的部分占有比例越大。

随着城镇居民国内旅游消费市场迅速发展，旅游消费结构也发生着重要变化。如表1所示，按用途不同，城镇居民国内旅游消费中长途交通花费比重相对较高，2000年占旅游消费支出的29.25%，近两年这一比重有所下降，2010年这一比重达到21.6%。在所有用途中，邮电通讯比重相对较低，且十余年这一比重变化幅度不大，2010年为0.8%。总体来说，城镇居民国内旅游消费支出中用于交通、住宿、餐饮、游览等基本旅游消费的比重较高，购物、娱乐、通讯、医疗等非基本旅游消费支出比重较低。2000年，中国城镇居民国内非基本旅游消费比重仅为27.73%，基本旅游消费比重高达72.27%；随着人均收入水平提高和旅游产业发展，2010年这一比例关系发生了变化，城镇居民国内基本旅游消费比重为57.3%，非基本旅游消费比重为42.7%，基本旅游消费仍占据主导地位（如表2所示）。目前发达国家非基本旅游消费比重达60%左右，我国离这一比重还有距离。

三、ELES模型简介及数据说明

（一）ELES模型简介

经济学家Liuch基于计量经济学家Stone的前期研究成果，在1973年推出扩展线性支出系统模型，简称ELES模型。[9] [10]这是一种需求函数系统，可用于分析消费结构问题。基于分析目的的需要，本文主要采用ELES模型实证研究中国城镇居民国内旅游消费的结构问题。

ELES模型在分析消费结构问题时，有两个基本的假设条件：（1）消费者在对商品和服务进行消费时，需求可分为基本消费需求和非基本消费需求两部分，前者与居民收入水平不相关，并且居民收入将优先满足基本消费需求，之后剩余的部分才能用于满足非基本消费需求，并且对非基本消费需求的支出应按照某种边际消费倾向进行安排；（2）某一时期居民的收入和各种商品的价格将决定对各种商品和服务的需求量。ELES模型基本形式可描述如下：

（二）数据来源及说明

基于旅游消费结构的内涵、分类及研究的目的，本文将城镇居民国内旅游消费分为长途交通、住宿、餐饮、市内交通、景区游览、邮电通讯、娱乐、购物和其他服务9类（以下简称“9类旅游消费”）。采取数据为2000—2010年年度时间序列数据，指标选取主要有各年城镇居民人均可支配收入、各年城镇居民出游人次、消费总额以及长途交通等9类单项消费支出。

用各年城镇居民人均可支配收入乘以各年城镇居民出游人次来表示总收入Y；用城镇居民旅游总支出乘以长途交通等9项消费在总支出中所占比例计算出各项年消费金额PiQi，i=1，2，……，9。其中旅游花费构成、旅游支出及旅游人次数据均来自于各年《中国国内旅游抽样调查资料》，城镇居民人均可支配收入数据来自于各年《中国统计年鉴》。

四、基于ELES模型的城镇居民国内旅游消费结构实证分析

（一）MPC分析（消费边际倾向分析）

ELES模型中参数Ai和Bi的估计值如表3所示。估计值主要基于2000—2010年各项消费支出数据和各年城镇居民可支配收入数据，利用Eviews6.0进行回归得出。分析表3的回归结果可以得出在显著性水平为1%的条件下，城镇居民9类旅游消费参数Bi的估计值均通过检验。分析t统计量及F统计量，并结合DW值及自相关图，判断回归结果较好。判定系数R2除了住宿项目为0.847外，其余均在0.90以上，说明模型整体拟合效果比较好。对表3中Bi参数估计值进行简单计算，可知城镇居民国内旅游边际消费倾向在2000—2010年间为0.038 2，意味着每增加100元的可支配收入中，将有3.82元用于国内旅游消费上。在增加的3.82元中，用于购物支出所占的份额最多，为1.07元，占支出增量的28.1%；接下来是长途交通、餐饮及其他支出较为平均，为0.7元左右；支出最少的为邮电通讯项目，仅为0.04元。而这些消费中，非基本旅游消费如邮电通讯、文娱、购物以及其他消费的边际消费倾向为0.018 9，基本旅游消费如住宿、交通、游览、餐饮方面边际消费倾向为0.019 3，两者消费比例大致相当。endprint

（二）基本需求分析

根据估计结果，利用（5）式我们可以计算出2000—2010年我国城镇居民国内旅游消费性支出中用于基本需求的具体数值（见表4）。

居民为保证劳动力的正常再生产，在社会经济发展水平一定的前提下，产生的对劳务和商品的基本消费量的需求称为基本需求。从表4可以看出，2000—2010年城镇居民国内旅游基本需求支出分列前三位的是长途交通、住宿以及餐饮，分别为577.81元、323.27元和261.23元。住、食、行都是居民维持日常生活所关注的基本项目，符合实际情况。而位居倒数的项目有邮电通讯、文娱，说明城镇居民在国内旅游中这两项的基本需求支出较少。

（三）需求收入弹性分析

假定价格不变，城镇居民年总可支配收入变动1%引起的国内旅游消费量变化的百分比即为城镇居民国内旅游消费需求的收入弹性。2000—2010年我国出游城镇居民年总可支配收入平均为74 785.885 6亿元。城镇居民国内旅游各类消费需求的收入弹性主要基于参数估计结果，利用（6）式计算得出（见表5）。

从表5可以看出，城镇居民的购物消费收入弹性系数最大为0.913 1，说明居民收入发生变化时，对购物消费需求的影响最大。城镇居民基本旅游消费需求的收入弹性较小，如市内交通、住宿、长途交通的收入弹性分别为0.411 2、0.348 9和0.481 4。总体来看，娱乐、购物等非基本旅游消费需求的弹性收入比较大，交通、住宿等基本旅游消费需求收入弹性较小，说明城镇居民收入发生一定量的增减变化对非基本旅游消费需求的影响往往大于对基本旅游消费的影响。

（四）需求价格弹性分析

价格弹性是在假定其他条件不变的前提下，商品价格变化1%所引起的消费量的变动幅度。旅游消费需求价格弹性主要考察旅游消费量随着旅游产品价格变动1%的反应程度。如果要考察某种旅游商品对另一种旅游商品需求量的影响，主要用交叉价格弹性表示。如果要反映某一类旅游商品价格变化对自身需求量的影响，主要用自价格弹性表示。表6显示了根据参数估计结果并利用（8）式、（9）式计算的各类旅游消费的需求价格弹性。

对中国城镇居民2000—2010年国内旅游消费的需求价格弹性进行分析，城镇居民的9类旅游商品消费需求通常受自身价格影响较大，受其他价格影响较小，表现为各类旅游消费需求的自价格弹性系数绝对值往往大于互价格弹性系数绝对值。在城镇居民国内旅游的各项消费中，购物价格的变动对购物消费需求量的影响最大，餐饮价格的变动对餐饮消费需求量的影响最小，这说明在各类旅游消费中购物消费的自价格弹性绝对值最大，而餐饮消费的自价格弹性系数绝对值最小。总体来说，城镇居民非基本旅游消费价格变化对消费需求的影响大于基本旅游消费价格变化对消费需求的影响，表现在邮电通讯、文娱、购物等非基本旅游消费的自价格弹性系数绝对值大于住宿、餐饮等基本旅游消费的自价格弹性系数绝对值。此外，城镇居民国内各类旅游消费需求受其他旅游商品价格的影响较小，互价格弹性系数的绝对值均小于1，小于各项旅游消费商品的自价格弹性的绝对值。相对而言，城镇居民长途交通的价格变动对其他项目的消费需求影响较大。各旅游产品互价格弹性系数均为负值，反映出各旅游产品之间具有较强的互补性，某一旅游产品价格的上升会引起另一旅游产品需求量的反方向变动。

五、结论及建议

从城镇居民的基本旅游消费和非基本旅游消费看，基本旅游消费边际消费倾向与非基本旅游消费边际消费倾向基本持平，在单个消费中，购物的边际消费倾向最高；城镇居民基本需求支出投向最高的仍然是基本旅游消费项目，如交通、住宿、餐饮等。从需求收入弹性看，城镇居民国内非基本旅游消费需求受收入增减变化的影响要大于基本旅游消费需求。城镇居民国内9类旅游消费自价格弹性系数绝对值大于互价格弹性系数绝对值，说明不同旅游消费品的需求量受其他旅游消费品价格的影响较小，受其自身价格的影响较大。

针对当前城镇居民国内旅游消费结构现状，为更好地完善国内旅游消费市场和优化国内旅游市场消费结构，可考虑如下建议：一是加快旅游法制化进程，规范国内旅游消费市场秩序，切实保障居民旅游消费权益；二是完善国内旅游市场基础设施建设和公共服务体系建设，提升居民旅游消费意愿；三是相对增加居民可支配收入，继续完善城镇居民社会保障制度和带薪休假制度，提高居民旅游消费能力；四是认真审视国内旅游市场结构性矛盾问题，协调好基本旅游消费与非基本旅游消费比例关系，加强度假休闲和个性化旅游产品供给，充分考虑旅游消费者的需求。

参考文献：

[1]邓清南.四川省国内旅游消费结构探析[J].成都电子机械高等专科学校学报，2005，（2）：57-62.

[2]孙元欣.上海旅游消费结构与贡献度的宏观分析[J].华东经济管理，2009，（12）：1-3.

[3]王忠福，王尔大，等.大连城市旅游目的地国内旅游消费结构聚类分析[J].大连理工大学学报（社会科学版），2009，（1）：68-74.

[4]庞田田.安徽省国内旅游消费结构问题探析[J].科技创业，2011，（1）：1-5.

[5]李一玮，夏林根.国内城镇居民旅游消费结构分析[J].旅游科学，2004，（2）：30-38.

[6]尤慧，陶卓民.国内旅游消费结构存在问题及优化研究[J].江苏商论，2006，（8）：62-63.

[7]周文丽，李世平.基于ELES模型的城乡居民国内旅游消费结构实证分析[J].旅游科学，2010，（6）：29-38.

[8]贾英.中国6大热点城市入境旅游消费结构比较研究[J].旅游科学，2008，（6）：13-17.

[9]陈燕武.消费经济学——基于经济计量学视角[M].北京：社会科学文献出版社，2008：111-113.

[10]范建平.居民消费与中国经济发展[M].北京：中国计划出版社，2002：179-183.

责任编辑、校对：艾 岚endprint

（二）基本需求分析

根据估计结果，利用（5）式我们可以计算出2000—2010年我国城镇居民国内旅游消费性支出中用于基本需求的具体数值（见表4）。

居民为保证劳动力的正常再生产，在社会经济发展水平一定的前提下，产生的对劳务和商品的基本消费量的需求称为基本需求。从表4可以看出，2000—2010年城镇居民国内旅游基本需求支出分列前三位的是长途交通、住宿以及餐饮，分别为577.81元、323.27元和261.23元。住、食、行都是居民维持日常生活所关注的基本项目，符合实际情况。而位居倒数的项目有邮电通讯、文娱，说明城镇居民在国内旅游中这两项的基本需求支出较少。

（三）需求收入弹性分析

假定价格不变，城镇居民年总可支配收入变动1%引起的国内旅游消费量变化的百分比即为城镇居民国内旅游消费需求的收入弹性。2000—2010年我国出游城镇居民年总可支配收入平均为74 785.885 6亿元。城镇居民国内旅游各类消费需求的收入弹性主要基于参数估计结果，利用（6）式计算得出（见表5）。

从表5可以看出，城镇居民的购物消费收入弹性系数最大为0.913 1，说明居民收入发生变化时，对购物消费需求的影响最大。城镇居民基本旅游消费需求的收入弹性较小，如市内交通、住宿、长途交通的收入弹性分别为0.411 2、0.348 9和0.481 4。总体来看，娱乐、购物等非基本旅游消费需求的弹性收入比较大，交通、住宿等基本旅游消费需求收入弹性较小，说明城镇居民收入发生一定量的增减变化对非基本旅游消费需求的影响往往大于对基本旅游消费的影响。

（四）需求价格弹性分析

价格弹性是在假定其他条件不变的前提下，商品价格变化1%所引起的消费量的变动幅度。旅游消费需求价格弹性主要考察旅游消费量随着旅游产品价格变动1%的反应程度。如果要考察某种旅游商品对另一种旅游商品需求量的影响，主要用交叉价格弹性表示。如果要反映某一类旅游商品价格变化对自身需求量的影响，主要用自价格弹性表示。表6显示了根据参数估计结果并利用（8）式、（9）式计算的各类旅游消费的需求价格弹性。

对中国城镇居民2000—2010年国内旅游消费的需求价格弹性进行分析，城镇居民的9类旅游商品消费需求通常受自身价格影响较大，受其他价格影响较小，表现为各类旅游消费需求的自价格弹性系数绝对值往往大于互价格弹性系数绝对值。在城镇居民国内旅游的各项消费中，购物价格的变动对购物消费需求量的影响最大，餐饮价格的变动对餐饮消费需求量的影响最小，这说明在各类旅游消费中购物消费的自价格弹性绝对值最大，而餐饮消费的自价格弹性系数绝对值最小。总体来说，城镇居民非基本旅游消费价格变化对消费需求的影响大于基本旅游消费价格变化对消费需求的影响，表现在邮电通讯、文娱、购物等非基本旅游消费的自价格弹性系数绝对值大于住宿、餐饮等基本旅游消费的自价格弹性系数绝对值。此外，城镇居民国内各类旅游消费需求受其他旅游商品价格的影响较小，互价格弹性系数的绝对值均小于1，小于各项旅游消费商品的自价格弹性的绝对值。相对而言，城镇居民长途交通的价格变动对其他项目的消费需求影响较大。各旅游产品互价格弹性系数均为负值，反映出各旅游产品之间具有较强的互补性，某一旅游产品价格的上升会引起另一旅游产品需求量的反方向变动。

五、结论及建议

从城镇居民的基本旅游消费和非基本旅游消费看，基本旅游消费边际消费倾向与非基本旅游消费边际消费倾向基本持平，在单个消费中，购物的边际消费倾向最高；城镇居民基本需求支出投向最高的仍然是基本旅游消费项目，如交通、住宿、餐饮等。从需求收入弹性看，城镇居民国内非基本旅游消费需求受收入增减变化的影响要大于基本旅游消费需求。城镇居民国内9类旅游消费自价格弹性系数绝对值大于互价格弹性系数绝对值，说明不同旅游消费品的需求量受其他旅游消费品价格的影响较小，受其自身价格的影响较大。

针对当前城镇居民国内旅游消费结构现状，为更好地完善国内旅游消费市场和优化国内旅游市场消费结构，可考虑如下建议：一是加快旅游法制化进程，规范国内旅游消费市场秩序，切实保障居民旅游消费权益；二是完善国内旅游市场基础设施建设和公共服务体系建设，提升居民旅游消费意愿；三是相对增加居民可支配收入，继续完善城镇居民社会保障制度和带薪休假制度，提高居民旅游消费能力；四是认真审视国内旅游市场结构性矛盾问题，协调好基本旅游消费与非基本旅游消费比例关系，加强度假休闲和个性化旅游产品供给，充分考虑旅游消费者的需求。

参考文献：

[1]邓清南.四川省国内旅游消费结构探析[J].成都电子机械高等专科学校学报，2005，（2）：57-62.

[2]孙元欣.上海旅游消费结构与贡献度的宏观分析[J].华东经济管理，2009，（12）：1-3.

[3]王忠福，王尔大，等.大连城市旅游目的地国内旅游消费结构聚类分析[J].大连理工大学学报（社会科学版），2009，（1）：68-74.

[4]庞田田.安徽省国内旅游消费结构问题探析[J].科技创业，2011，（1）：1-5.

[5]李一玮，夏林根.国内城镇居民旅游消费结构分析[J].旅游科学，2004，（2）：30-38.

[6]尤慧，陶卓民.国内旅游消费结构存在问题及优化研究[J].江苏商论，2006，（8）：62-63.

[7]周文丽，李世平.基于ELES模型的城乡居民国内旅游消费结构实证分析[J].旅游科学，2010，（6）：29-38.

[8]贾英.中国6大热点城市入境旅游消费结构比较研究[J].旅游科学，2008，（6）：13-17.

[9]陈燕武.消费经济学——基于经济计量学视角[M].北京：社会科学文献出版社，2008：111-113.

[10]范建平.居民消费与中国经济发展[M].北京：中国计划出版社，2002：179-183.

责任编辑、校对：艾 岚endprint

（二）基本需求分析

根据估计结果，利用（5）式我们可以计算出2000—2010年我国城镇居民国内旅游消费性支出中用于基本需求的具体数值（见表4）。

居民为保证劳动力的正常再生产，在社会经济发展水平一定的前提下，产生的对劳务和商品的基本消费量的需求称为基本需求。从表4可以看出，2000—2010年城镇居民国内旅游基本需求支出分列前三位的是长途交通、住宿以及餐饮，分别为577.81元、323.27元和261.23元。住、食、行都是居民维持日常生活所关注的基本项目，符合实际情况。而位居倒数的项目有邮电通讯、文娱，说明城镇居民在国内旅游中这两项的基本需求支出较少。

（三）需求收入弹性分析

假定价格不变，城镇居民年总可支配收入变动1%引起的国内旅游消费量变化的百分比即为城镇居民国内旅游消费需求的收入弹性。2000—2010年我国出游城镇居民年总可支配收入平均为74 785.885 6亿元。城镇居民国内旅游各类消费需求的收入弹性主要基于参数估计结果，利用（6）式计算得出（见表5）。

从表5可以看出，城镇居民的购物消费收入弹性系数最大为0.913 1，说明居民收入发生变化时，对购物消费需求的影响最大。城镇居民基本旅游消费需求的收入弹性较小，如市内交通、住宿、长途交通的收入弹性分别为0.411 2、0.348 9和0.481 4。总体来看，娱乐、购物等非基本旅游消费需求的弹性收入比较大，交通、住宿等基本旅游消费需求收入弹性较小，说明城镇居民收入发生一定量的增减变化对非基本旅游消费需求的影响往往大于对基本旅游消费的影响。

（四）需求价格弹性分析

价格弹性是在假定其他条件不变的前提下，商品价格变化1%所引起的消费量的变动幅度。旅游消费需求价格弹性主要考察旅游消费量随着旅游产品价格变动1%的反应程度。如果要考察某种旅游商品对另一种旅游商品需求量的影响，主要用交叉价格弹性表示。如果要反映某一类旅游商品价格变化对自身需求量的影响，主要用自价格弹性表示。表6显示了根据参数估计结果并利用（8）式、（9）式计算的各类旅游消费的需求价格弹性。

对中国城镇居民2000—2010年国内旅游消费的需求价格弹性进行分析，城镇居民的9类旅游商品消费需求通常受自身价格影响较大，受其他价格影响较小，表现为各类旅游消费需求的自价格弹性系数绝对值往往大于互价格弹性系数绝对值。在城镇居民国内旅游的各项消费中，购物价格的变动对购物消费需求量的影响最大，餐饮价格的变动对餐饮消费需求量的影响最小，这说明在各类旅游消费中购物消费的自价格弹性绝对值最大，而餐饮消费的自价格弹性系数绝对值最小。总体来说，城镇居民非基本旅游消费价格变化对消费需求的影响大于基本旅游消费价格变化对消费需求的影响，表现在邮电通讯、文娱、购物等非基本旅游消费的自价格弹性系数绝对值大于住宿、餐饮等基本旅游消费的自价格弹性系数绝对值。此外，城镇居民国内各类旅游消费需求受其他旅游商品价格的影响较小，互价格弹性系数的绝对值均小于1，小于各项旅游消费商品的自价格弹性的绝对值。相对而言，城镇居民长途交通的价格变动对其他项目的消费需求影响较大。各旅游产品互价格弹性系数均为负值，反映出各旅游产品之间具有较强的互补性，某一旅游产品价格的上升会引起另一旅游产品需求量的反方向变动。

五、结论及建议

从城镇居民的基本旅游消费和非基本旅游消费看，基本旅游消费边际消费倾向与非基本旅游消费边际消费倾向基本持平，在单个消费中，购物的边际消费倾向最高；城镇居民基本需求支出投向最高的仍然是基本旅游消费项目，如交通、住宿、餐饮等。从需求收入弹性看，城镇居民国内非基本旅游消费需求受收入增减变化的影响要大于基本旅游消费需求。城镇居民国内9类旅游消费自价格弹性系数绝对值大于互价格弹性系数绝对值，说明不同旅游消费品的需求量受其他旅游消费品价格的影响较小，受其自身价格的影响较大。

针对当前城镇居民国内旅游消费结构现状，为更好地完善国内旅游消费市场和优化国内旅游市场消费结构，可考虑如下建议：一是加快旅游法制化进程，规范国内旅游消费市场秩序，切实保障居民旅游消费权益；二是完善国内旅游市场基础设施建设和公共服务体系建设，提升居民旅游消费意愿；三是相对增加居民可支配收入，继续完善城镇居民社会保障制度和带薪休假制度，提高居民旅游消费能力；四是认真审视国内旅游市场结构性矛盾问题，协调好基本旅游消费与非基本旅游消费比例关系，加强度假休闲和个性化旅游产品供给，充分考虑旅游消费者的需求。

参考文献：

[1]邓清南.四川省国内旅游消费结构探析[J].成都电子机械高等专科学校学报，2005，（2）：57-62.

[2]孙元欣.上海旅游消费结构与贡献度的宏观分析[J].华东经济管理，2009，（12）：1-3.

[3]王忠福，王尔大，等.大连城市旅游目的地国内旅游消费结构聚类分析[J].大连理工大学学报（社会科学版），2009，（1）：68-74.

[4]庞田田.安徽省国内旅游消费结构问题探析[J].科技创业，2011，（1）：1-5.

[5]李一玮，夏林根.国内城镇居民旅游消费结构分析[J].旅游科学，2004，（2）：30-38.

[6]尤慧，陶卓民.国内旅游消费结构存在问题及优化研究[J].江苏商论，2006，（8）：62-63.

[7]周文丽，李世平.基于ELES模型的城乡居民国内旅游消费结构实证分析[J].旅游科学，2010，（6）：29-38.

[8]贾英.中国6大热点城市入境旅游消费结构比较研究[J].旅游科学，2008，（6）：13-17.

[9]陈燕武.消费经济学——基于经济计量学视角[M].北京：社会科学文献出版社，2008：111-113.

[10]范建平.居民消费与中国经济发展[M].北京：中国计划出版社，2002：179-183.

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