貴州省居民收入對(duì)旅游業(yè)的發(fā)展影響分析

1、貴州省居民收入對(duì)旅游業(yè)的發(fā)展影響分析摘要貴州省旅游資源豐富，旅游消費(fèi)將成為我國居民主要休閑消費(fèi)方式。隨著國民經(jīng)濟(jì)蓬勃發(fā)展，旅游消費(fèi)將成為我國居民主要休閑消費(fèi)方式。中國旅游業(yè)、貴州旅游業(yè)都將以空前的速度穩(wěn)步前進(jìn)，旅游活動(dòng)更加大眾化、社會(huì)化，這為貴州旅游提供了廣闊的市場發(fā)展空間。本文通過分析貴州省居民收入對(duì)旅游業(yè)的發(fā)展的影響和作用，在城鎮(zhèn)和農(nóng)村居民對(duì)旅游業(yè)的影響做相應(yīng)的檢驗(yàn)，最終選取城鎮(zhèn)居民人均可支配收入這一主要因素，建立相應(yīng)的模型，并選取了1990至2009這20年的相關(guān)數(shù)據(jù)，研究城鎮(zhèn)居民人均可支配收入對(duì)貴州省居民收入對(duì)旅游業(yè)的發(fā)展的影響，得出了相應(yīng)的結(jié)論以及提出了有關(guān)的建議。關(guān)鍵字：旅游業(yè)發(fā)展

2、 居民收入 模型建立與分析一、 引言1、研究背景收入分配是各社會(huì)成員經(jīng)濟(jì)利益分配的最終體現(xiàn)，社會(huì)財(cái)富如何分配，直接影響經(jīng)濟(jì)社會(huì)協(xié)調(diào)發(fā)展和居民心態(tài)的平和。較長時(shí)期以來，我國居民收入并未隨經(jīng)濟(jì)增長同步提高，加之居民收入差距拉大，已影響我國經(jīng)濟(jì)的可持續(xù)發(fā)展。深化收入分配改革，努力實(shí)現(xiàn)居民收入增長與經(jīng)濟(jì)發(fā)展同步、勞動(dòng)報(bào)酬增長與勞動(dòng)生產(chǎn)率提高同步，創(chuàng)造有利條件大力提高居民財(cái)產(chǎn)性收入比重，對(duì)全面實(shí)現(xiàn)小康社會(huì)的宏偉目標(biāo)有很大影響。 近年來，在我國旅游業(yè)快速發(fā)展的大環(huán)境下，貴州省旅游業(yè)保持良好的發(fā)展勢頭，旅游收入逐年增長，直至2009年，貴州省國內(nèi)旅游收入達(dá)到797.69億元。貴州省旅游快速發(fā)展受多種因素影響

3、，其中，省內(nèi)居民內(nèi)在需求對(duì)本省旅游發(fā)展起重要作用，省內(nèi)居民收入對(duì)貴州省旅游收入有重要影響。同時(shí)，貴州旅游及其相關(guān)產(chǎn)業(yè)的收入占國民生產(chǎn)總值的比重還很低，2007年、2008年、2009年貴州旅游總收入占全省GDP的比重分別為18.97、19.46、21.55，說明貴州旅游業(yè)存在巨大的發(fā)展空間。因此，研究貴州省居民收入對(duì)旅游業(yè)發(fā)展的影響，對(duì)保持貴州省旅游業(yè)的持續(xù)快速增長、擴(kuò)大省內(nèi)旅游市場需求、拉動(dòng)省內(nèi)經(jīng)濟(jì)增長有重要的現(xiàn)實(shí)意義。2、研究方法 本文主要采用相關(guān)系數(shù)檢驗(yàn)來選取主要的因素，并使用最小二乘法對(duì)數(shù)據(jù)進(jìn)行回歸分析，研究該因素對(duì)貴州省居民收入對(duì)旅游業(yè)的發(fā)展的影響。3、論文研究思路理論模型的設(shè)計(jì)樣本

4、數(shù)據(jù)的收集模型參數(shù)的估計(jì)模型的檢驗(yàn)是否通過檢驗(yàn)二、構(gòu)造模型多元線性回歸模型1、 模型的構(gòu)建：模型理論的基本思想：考慮模型，模型中包含參數(shù)和和，而線性關(guān)系是簡單回歸模型的基本情形，因此需檢驗(yàn)和之間是否存在線性相關(guān)，避免引起嚴(yán)重的多重共線性，可以進(jìn)行相關(guān)系數(shù)檢驗(yàn)，如果相關(guān)系數(shù)r>0.8，則存在嚴(yán)重的共線性，以此來選擇一個(gè)更適合的模型。模型估計(jì)，采用最小二乘法來估計(jì)模型參數(shù)，得到模型后，可進(jìn)行自相關(guān)檢驗(yàn)和修正異方差的，最終獲得修正后的模型即可。目前貴州省旅游業(yè)的發(fā)展主要以國內(nèi)旅游為主，因此，綜合其因素，選取貴州省國內(nèi)旅游收入作為被解釋變量，以此來反映貴州省旅游發(fā)展現(xiàn)狀，以城鎮(zhèn)居民人均可支配收入

5、、農(nóng)村居民人均純收入作為解釋變量，取1990至2009的數(shù)據(jù)如下表所示：表1年份貴州省國內(nèi)旅游收入億元城鎮(zhèn)居民人均可支配收入（元）農(nóng)村居民人均純收入（元）19900.191399.36435.1419910.661593.54465.5319922.211887.51506.1319934.292300.38579.6719944.283196.06786.8419957.183916.251086.6219968.534210.741276.67199730.814438.051298.54199835.144666.171334.46199943.754935.471363.0720005

6、7.955121.221374.16200175.815451.911411.73200299.865944.021489.912003114.366569.21564.662004161.027322.041721.852005242.838147.1318772006377.799116.611984.622007504.0410678.42373.992008643.8211758.762796.932009797.6912862.533005.41數(shù)據(jù)來源貴州省統(tǒng)計(jì)年鑒整理首先建立模型1.，其中Y為貴州省國內(nèi)旅游收入（億元），為城鎮(zhèn)居民人均可支配收入（元），為農(nóng)村居民人均純收入（元），

7、考慮到城鎮(zhèn)居民人均可支配收入（元）與農(nóng)村居民人均純收入（元）可能存在高度的線性相關(guān)，避免存在嚴(yán)重的多重共線性，對(duì)和做相關(guān)系數(shù)檢驗(yàn)如下：圖1由圖1可知和的相關(guān)系數(shù)為r=0.990278。說明和存在嚴(yán)重的多重共線性，模型中應(yīng)剔除一個(gè)變量。分別用Y貴州省國內(nèi)旅游收入（億元）與城鎮(zhèn)居民人均可支配收入（元），農(nóng)村居民人均純收入（元）作回歸分析，得到如下兩圖：圖2圖3由回歸結(jié)果可知，對(duì)Y的回歸模型擬合優(yōu)度要比更好，t值要更大，因此選擇保留，也說明城鎮(zhèn)居民人均可支配收入要比農(nóng)村居民人均純收入對(duì)貴州省國內(nèi)旅游收入的影響更大，同時(shí)也預(yù)示農(nóng)村在旅游業(yè)的發(fā)展上還有很大的提升空間。因此，在剔除變量后，得到的模型2為：

8、，其中，Y為貴州省國內(nèi)旅游收入（億元），為城鎮(zhèn)居民人均可支配收入（元）。2、 模型估計(jì)及檢驗(yàn)?zāi)Ｐ凸烙?jì)： 使用Eviews軟件運(yùn)用最小二乘法對(duì)表1的數(shù)據(jù)及模型2進(jìn)行估計(jì)，得到圖2，結(jié)果如下：其中R2=0.875,表明模型的擬合優(yōu)度較好t()和t()分別為-5.666和11.213，其絕對(duì)值在0.05的顯著性水平下大于臨界值t0.025(20-2)=2.101,參數(shù)和顯著不為零，可知城鎮(zhèn)居民人均可支配收入對(duì)貴州省國內(nèi)旅游收入有顯著的影響。模型檢驗(yàn)：自相關(guān)檢驗(yàn)：德賓瓦特遜檢驗(yàn)：假設(shè)時(shí)間序列模型存在自相關(guān)性，我們假設(shè)誤差項(xiàng)可以表述為 Ut=*Ut-1+. 利用統(tǒng)計(jì)檢測設(shè)立假設(shè)，如果=o.則表明沒有自相

9、關(guān)性。Durbin-Watson統(tǒng)計(jì)量（后面建成DW統(tǒng)計(jì)量）可以成為判斷正、負(fù)、零（無）相關(guān)性的工具。 DW統(tǒng)計(jì)量： d=(Ut-Ut-1)2/ut22*(1-).如果d=2則基本沒有自相關(guān)關(guān)系，d靠近0存在正的相關(guān)關(guān)系，d靠近4則有負(fù)的相關(guān)關(guān)系。從高斯-馬爾可夫定理的證明過程中可以看出，只有在同方差和非自相關(guān)性的條件下，OLS估計(jì)才具有最小方差性。當(dāng)模型存在自相關(guān)性時(shí)，OLS估計(jì)仍然是無偏估計(jì)，但不再具有有效性。這與存在異方差時(shí)的情況一樣，說明存在其他的參數(shù)估計(jì)方法，其估計(jì)誤差小于OLS估計(jì)的誤差；也就是說，對(duì)于存在自相關(guān)性的模型，應(yīng)該改用其他方法估計(jì)模型中的參數(shù)。因此對(duì)樣本量為20、一個(gè)解

10、釋變量的模型、在5%的顯著型水平下進(jìn)行自相關(guān)檢驗(yàn)，查DW統(tǒng)計(jì)表可知dL=1.201,du =1.411,而由圖2可知DW=0.194< dL=1.201，顯然該模型中有自相關(guān)性。這一點(diǎn)從殘差圖也可以看出，利用Eviews軟件的到殘差圖，如下圖所示： 圖4在圖4中殘差的變動(dòng)有系統(tǒng)模式，連續(xù)為正和連續(xù)為負(fù)，表明殘差項(xiàng)存在自相關(guān)。Breusch-Godfrey Serial Correlation LM Test:F-statistic27.15032    Prob. F(2,16)0.0000Obs*R-squared15.44812 &#

11、160;  Prob. Chi-Square(2)0.0004Test Equation:Dependent Variable: RESIDMethod: Least SquaresDate: 06/12/16 Time: 13:40Sample: 1990 2009Included observations: 20Presample missing value lagged residuals set to zero.VariableCoefficientStd. Errort-StatisticProb.  C-18.3176521.49681-0.

12、8521100.4067X10.0042580.0035121.2124120.2430RESID(-1)1.2688270.2437755.2049050.0001RESID(-2)-0.3445450.281018-1.2260620.2379R-squared0.772406    Mean dependent var-3.27E-14Adjusted R-squared0.729732    S.D. dependent var83.31035S.E. of regression43.31079 

13、   Akaike info criterion10.55154Sum squared resid30013.19    Schwarz criterion10.75068Log likelihood-101.5154    Hannan-Quinn criter.10.59041F-statistic18.10022    Durbin-Watson stat1.539705Prob(F-statistic)0.000021圖5由圖5可知，LM

14、=TR2=15.448，其P值為0.0004，表明存在自相關(guān)性?？梢娫撃Ｐ椭衪統(tǒng)計(jì)量和F統(tǒng)計(jì)量的結(jié)論并不可信，需要采取補(bǔ)救措施。在出現(xiàn)自相關(guān)時(shí)，普通最小二乘估計(jì)量依然是無偏、一致的，但不再是有效的。如果仍用OLS法計(jì)算參數(shù)估計(jì)值的方差，將可能會(huì)低估存在自相關(guān)是參數(shù)估計(jì)值的真實(shí)方差。而且會(huì)因低估真實(shí)的，導(dǎo)致參數(shù)估計(jì)值的方差被進(jìn)一步低估。由于真實(shí)的低估和參數(shù)估計(jì)值方差的低估，通常的t檢驗(yàn)和F檢驗(yàn)都不能有效地使用，也使預(yù)測的置信區(qū)間不可靠，降低了預(yù)測的精度。因此，使用科克倫-奧克特（Cochrane-Orcutt）迭代法作廣義差分回歸，可在Eviews的命令欄輸入“LS Y C X1 AR(1)”/

15、回車，即自動(dòng)迭代得科克倫-奧克特迭代法估計(jì)結(jié)果如下圖所示：VariableCoefficientStd. Errort-StatisticProb.  C-593.8780236.0032-2.5163990.0229X10.1028800.0147116.9933890.0000AR(1)0.8782910.06813712.890080.0000R-squared0.986778    Mean dependent var169.0537Adjusted R-squared0.985125   

16、60;S.D. dependent var238.7357S.E. of regression29.11696    Akaike info criterion9.724458Sum squared resid13564.76    Schwarz criterion9.873580Log likelihood-89.38235    Hannan-Quinn criter.9.749695F-statistic597.0416    

17、Durbin-Watson stat1.253978Prob(F-statistic)0.000000 圖6由圖6可知，DW統(tǒng)計(jì)量=1.253978，還是小于dL=1.201，因此，進(jìn)行兩次迭代，得到兩次迭代的結(jié)果如下：VariableCoefficientStd. Errort-StatisticProb.  C-392.0522179.5212-2.1838770.0465X10.0890750.0183154.8633730.0003AR(1)1.3530790.2919004.6354220.0004AR(2)-0.5010440.294732-1.6999970.

18、1112R-squared0.989951    Mean dependent var178.4089Adjusted R-squared0.987797    S.D. dependent var242.0468S.E. of regression26.73815    Akaike info criterion9.603190Sum squared resid10009.00    Schwarz criterion9.801050

19、Log likelihood-82.42871    Hannan-Quinn criter.9.630472F-statistic459.7030    Durbin-Watson stat1.969788Prob(F-statistic)0.000000Inverted AR Roots .68+.21i     .68-.21i圖7由圖7可知DW統(tǒng)計(jì)量=1.969788可以判斷，du =1.411<DW<4- du ,說明在5%的顯著性水

20、平下廣義差分后模型中已無自相關(guān)。進(jìn)一步采用white檢驗(yàn)是否存在異方差：異方差性的檢測White test在此檢測中，原假設(shè)為：回歸方程的隨機(jī)誤差滿足同方差性。對(duì)立假設(shè)為：回歸方程的隨機(jī)誤差滿足異方差性。判斷原則為：如果nR2>chi2 (k-1），則原假設(shè)就要被否定，即回歸方程滿足異方差性。在以上的判斷式中，n代表樣本數(shù)量，k代表參數(shù)數(shù)量，k-1代表自由度。chi2值可由查表所得。因?yàn)閚R2=200.119=2.38，由White檢驗(yàn)可知，在顯著性水平為0.05的情況下，查分布表，的臨界值（2）=5.9915，同時(shí)X1和X12的t檢驗(yàn)也顯著，比較計(jì)算的統(tǒng)計(jì)量與臨界值，因?yàn)閚R2=200

21、.119=2.38<5.9915,所以接受原假設(shè)，拒絕備擇假設(shè)，表明模型不存在異方差。由此，根據(jù)科克倫-奧克特迭代法作廣義差分回歸得到最終的貴州省居民收入對(duì)旅游業(yè)的影響模型為：Y=-392.0522+0.089X+VariableCoefficientStd. Errort-StatisticProb.  C18574.824417.0104.2052910.0006X1-5.1400881.488160-3.4539900.0030X120.0004030.0001053.8291690.0013R-squared0.482052   

22、 Mean dependent var6593.584Adjusted R-squared0.421117    S.D. dependent var6879.397S.E. of regression5234.144    Akaike info criterion20.10128Sum squared resid4.66E+08    Schwarz criterion20.25064Log likelihood-198.0128  

23、0; Hannan-Quinn criter.20.13043F-statistic7.910926    Durbin-Watson stat0.890957Prob(F-statistic)0.003728由此可知，貴州省城鎮(zhèn)居民人均可支配收入對(duì)全省國內(nèi)旅游收入有顯著的影響，平均來說，貴州省城鎮(zhèn)居民人均可支配收入每增加1元，全省國內(nèi)旅游收入可增加0.089億元。三、 相關(guān)建議（一）、模型方面一元線性回歸是一個(gè)主要影響因素作為自變量來解釋因變量的變化，在現(xiàn)實(shí)問題研究中，因變量的變化往往受幾個(gè)重要因素的影響，此時(shí)就需要用兩個(gè)或兩個(gè)以上的影響因素

24、作為自變量來解釋因變量的變化，這就是多元回歸亦稱多重回歸。當(dāng)多個(gè)自變量與因變量之間是線性關(guān)系時(shí)，所進(jìn)行的回歸分析就是多元性回歸。在實(shí)際問題中，事先并不能斷定隨機(jī)變量y與x1,x2,xp之間確有線性關(guān)系，在求解回歸方程前，線性回歸模型只是一種假設(shè)，所以在求出線性回歸方程之后，還需對(duì)其進(jìn)行統(tǒng)計(jì)檢驗(yàn)，給以肯定或否定的結(jié)論。（二）、實(shí)踐方面“十二五”以來，我省城鄉(xiāng)居民收入不斷實(shí)現(xiàn)新突破。城鎮(zhèn)居民收入方面，2011年人均可支配收入為16495元，同比增長16.6%；2012年18701元，增長13.4%；2013年突破20000元，增長10.5%；2014年基本完成“十二五”規(guī)劃目標(biāo)，達(dá)到22548元，

25、增長9.6%，比2010年增加8405元，與“十二五”規(guī)劃目標(biāo)僅相差292元。農(nóng)村居民收入方面，2011年農(nóng)民人均純收入突破4000元，增長19.4%；2012年達(dá)到4753元，增長14.7%；2013年突破5000元，增長14.3%；2014年提前一年完成“十二五”規(guī)劃目標(biāo)，收入突破6000元，達(dá)到6671元，增長13.1%，比2010年增加3199元?！笆濉币詠恚r(nóng)民收入年均增幅高于城鎮(zhèn)2.8個(gè)百分點(diǎn)，城鄉(xiāng)收入比由2010年的4.1下降到2014年的3.4，城鄉(xiāng)收入差距有所縮小。城鎮(zhèn)居民人均可支配收入增幅由2012年位列第13位上升至2014年第4位，農(nóng)村居民收入增幅位次由2011年1

26、3位上升至全國第1位。隨著收入水平提高，我省城鄉(xiāng)居民收入與全國的相對(duì)差距進(jìn)一步縮小。2014年全省城鎮(zhèn)、農(nóng)村居民人均可支配收入相當(dāng)于全國平均水平的比例分別達(dá)到78%和62%左右，比2010年提高4個(gè)和3.4個(gè)百分點(diǎn)。截至2014年底，城鄉(xiāng)居民家庭恩格爾系數(shù)分別下降1.3和1.2個(gè)百分點(diǎn)，分別達(dá)34.9%和41.7%，生活質(zhì)量不斷提高。1、居民生活水平提高，旅游行業(yè)興起隨著國民經(jīng)濟(jì)蓬勃發(fā)展，旅游消費(fèi)將成為我國居民主要休閑消費(fèi)方式。中國旅游業(yè)、貴州旅游業(yè)都將以空前的速度穩(wěn)步前進(jìn)，旅游活動(dòng)更加大眾化、社會(huì)化，這為貴州旅游提供了廣闊的市場發(fā)展空間。 隨著旅游業(yè)的發(fā)展，旅行社和旅游者都要尋找新

27、的旅游目的地，以滿足日益增長的旅游需求。貴州旅游，極有可能成為旅游者新的旅游目的地的首選之一，無疑會(huì)給包括貴州在內(nèi)的中國旅游帶來巨大的客源市場。1) 貴州省的旅游資源貴州省有著豐富旅游資源，以典型的喀斯特地貌風(fēng)光著稱于世。全省具有開發(fā)價(jià)值的旅游景點(diǎn)1多處，有12個(gè)國家級(jí)重點(diǎn)風(fēng)景名勝區(qū)、57個(gè)省級(jí)風(fēng)景名勝區(qū)、7個(gè)國家級(jí)自然保護(hù)區(qū)、4個(gè)國家級(jí)地質(zhì)公園、19個(gè)全國重點(diǎn)文物保護(hù)單位。在這里，隨處可見直插云霄的奇峰、崢嶸詭譎的巖石、飛珠濺玉的山泉、云蒸霞蔚的飛瀑、煙波浩淼的湖泊池沼、高古幽深的溶洞峽谷，無不展現(xiàn)著貴州高原的奇特、古樸、神秘的魅力。 還有豐富的文化旅游資源。以民族文化、屯堡文化、

28、歷史文化為代表的多元山地文化，以其古樸神秘、熱情奔放、多姿多彩吸引著廣大海內(nèi)外游客。這里世代居住著漢族及苗、侗、布依、彝、水、仡佬等17個(gè)少數(shù)民族，古樸的習(xí)俗和燦爛的文化蔚為大觀。 舒適宜人的氣候條件 ，貴州屬亞熱帶高原山地，氣候溫和，冬無嚴(yán)寒夏無酷暑，年平均氣溫156度，為四季皆宜的觀光、旅游、休閑、考察、探險(xiǎn)之地。尤其在夏季，已經(jīng)成為眾多游客的避暑勝地。豐富的水資源貴州水資源豐富。境內(nèi)河流縱橫，瀑布眾多。黃果樹瀑布世界知名。眾多的河流造就了大量的漂流資源。而以赤水河水釀造的茅臺(tái)酒，被稱為“國酒”，更是譽(yù)滿全球。2) 大力宣傳中央西部大開發(fā)的實(shí)施，為我省發(fā)展旅游業(yè)提供了非

29、常難得的機(jī)遇，政府充分的利用這次機(jī)會(huì)，加大對(duì)外旅游宣傳的廣度和深度，加大投資，利用新聞媒體、電視媒體、廣告宣傳畫進(jìn)行宣傳介紹，將一些風(fēng)景區(qū)的風(fēng)土人情、人文景觀、真山真水錄制成專題片，將貴州的旅游資源介紹給各地的人認(rèn)識(shí)，讓他們了解我們貴州，愛上貴州，進(jìn)入貴州利用信息網(wǎng)絡(luò)，讓他們對(duì)神奇的貴州充滿向往，產(chǎn)生一種不得不來此一游的想法；搞好基礎(chǔ)設(shè)施建設(shè)，由于落后的交通設(shè)施制約著我省旅游業(yè)的發(fā)展，要改變當(dāng)前的狀況，必須改善交通條件，加快高等級(jí)公路的建設(shè)，抓好旅游區(qū)配套設(shè)施建設(shè)，包括旅游廁所、通訊、住宿、餐飲等設(shè)施的配套。創(chuàng)造方便舒適、安全衛(wèi)生的環(huán)境，樹立貴州旅游的良好形象，吸引更多的客人，讓游客慕名而來，

30、盡興而歸。2、促進(jìn)消費(fèi)升級(jí)適應(yīng)消費(fèi)加快升級(jí)，以消費(fèi)環(huán)境改善釋放消費(fèi)潛力，以供給改善和創(chuàng)新更好滿足、創(chuàng)造消費(fèi)需求，不斷增強(qiáng)消費(fèi)拉動(dòng)經(jīng)濟(jì)的基礎(chǔ)作用。增強(qiáng)消費(fèi)能力，改善大眾消費(fèi)預(yù)期，挖掘農(nóng)村消費(fèi)潛力，著力擴(kuò)大居民消費(fèi)。以擴(kuò)大服務(wù)消費(fèi)為重點(diǎn)帶動(dòng)消費(fèi)結(jié)構(gòu)升級(jí)，支持信息、綠色、時(shí)尚、品質(zhì)等新型消費(fèi)，穩(wěn)步促進(jìn)住房、汽車和健康養(yǎng)老等大宗消費(fèi)。推動(dòng)線上線下融合等消費(fèi)新模式發(fā)展。實(shí)施消費(fèi)品質(zhì)量提升工程，強(qiáng)化消費(fèi)者權(quán)益保護(hù)，充分發(fā)揮消費(fèi)者協(xié)會(huì)作用，營造放心便利的消費(fèi)環(huán)境。積極引導(dǎo)海外消費(fèi)回流。以重要旅游目的地城市為依托，優(yōu)化免稅店布局，培育發(fā)展國際消費(fèi)中心。以消費(fèi)來推動(dòng)我國旅游業(yè)的進(jìn)一步發(fā)展。3、縮小貧富差距，讓農(nóng)

31、村居民在旅游業(yè)的發(fā)展中發(fā)揮更大的作用。文中分析還顯示，與城鎮(zhèn)居民收入相比，農(nóng)村居民收入對(duì)貴州省國內(nèi)旅游收入的影響要小，這也說明針對(duì)貴州省農(nóng)村居民的旅游市場還有很大的潛力可以開發(fā)。目前，貴州省有70.1%的農(nóng)村人口數(shù)，這是個(gè)非常巨大的潛在市場，應(yīng)在農(nóng)民收入水平不斷增長的同時(shí)，加強(qiáng)農(nóng)村居民的旅游意識(shí)，打造適合農(nóng)村居民的旅游產(chǎn)品，以提高農(nóng)村居民對(duì)全省旅游收入的貢獻(xiàn)率。 大力促進(jìn)業(yè)創(chuàng)業(yè)充分業(yè)形成合理收入分配格局重要基礎(chǔ)促進(jìn)業(yè)創(chuàng)業(yè)靠發(fā)展即通過加快產(chǎn)業(yè)發(fā)展創(chuàng)造更多業(yè)崗位和創(chuàng)業(yè)機(jī)會(huì)比支持內(nèi)陸省份發(fā)展加工貿(mào)易和服務(wù)貿(mào)易實(shí)現(xiàn)產(chǎn)業(yè)發(fā)展與勞動(dòng)力優(yōu)化配置等;二靠政策即通過實(shí)施更加積極業(yè)創(chuàng)業(yè)政策扶持更多新生勞動(dòng)力和困難群眾業(yè)比推行免費(fèi)職教育幫助農(nóng)民工及新生勞動(dòng)力提升業(yè)技能扶持微型企業(yè)發(fā)展帶動(dòng)大專畢業(yè)生等群體創(chuàng)業(yè)等 第五促進(jìn)城鄉(xiāng)教育均衡發(fā)展縮小貧富差距既要治標(biāo)更要治本要充分發(fā)揮教育作社會(huì)公平孵化器作用讓更多人享受平等教育機(jī)會(huì)讓處于弱勢社會(huì)成員輸起跑線上