房地產(chǎn)和保險(xiǎn)對居民旅游消費(fèi)的影響研究
——兼與劉晶晶、黃璇璇、林德榮商榷房地產(chǎn)財(cái)富效應(yīng)的地區(qū)差異

王克穩(wěn)

(青島大學(xué)旅游與地理科學(xué)學(xué)院,山東青島 266071)

0 引言

伴隨著收入水平的不斷提升和生活方式、消費(fèi)習(xí)慣的不斷改變,旅游消費(fèi)已經(jīng)成為中國居民消費(fèi)的重要組成部分。社會(huì)保險(xiǎn)和商業(yè)保險(xiǎn)日益普及,以社會(huì)保險(xiǎn)為主、商業(yè)保險(xiǎn)為輔的社會(huì)保障體系逐漸成為我國居民旅游消費(fèi)的重要保障。對于社會(huì)保險(xiǎn)而言,截至2017年底,全國社會(huì)保障卡持卡人數(shù)達(dá)10.88億人,社會(huì)保障卡普及率達(dá)到78.7%,2017年全年5項(xiàng)社會(huì)保險(xiǎn)基金收入合計(jì)67154億元,比上年增加13592億元,增長25.4%,基金支出合計(jì)57145億元,比上年增加10257億元,增長21.9%[注]中華人民共和國人力資源和社會(huì)保障部.2017年度人力資源和社會(huì)保障事業(yè)發(fā)展統(tǒng)計(jì)公報(bào)[EB/OL].(2018-05-21)[2018-08-28].http://www.mohrss.gov.cn/ghcws/BHCSWgongzuodongtai/201805/t20180521_294290.html.。商業(yè)保險(xiǎn)雖然普及率較低,但增長迅速。以商業(yè)健康保險(xiǎn)為例,中國商業(yè)健康保險(xiǎn)行業(yè)年保費(fèi)收入從2014年的1587.18億元增長至2016年的4042.50億元,年均增長率高達(dá)59.6%(中國保險(xiǎn)行業(yè)協(xié)會(huì),2017)。由于社會(huì)保險(xiǎn)和商業(yè)保險(xiǎn)在保險(xiǎn)性質(zhì)、建立基礎(chǔ)、管理體制、保障對象、保障范圍和資金來源等方面均存在顯著不同,兩種保險(xiǎn)對居民旅游消費(fèi)的影響也可能存在差異。

除保險(xiǎn)之外,房地產(chǎn)對居民旅游消費(fèi)的影響也不容忽視。尤其是在中國,房地產(chǎn)價(jià)格波動(dòng)劇烈,2008年—2016年,全國平均住宅價(jià)格年均增長率為9.32%,其中,2009年的增長率高達(dá)24.69%,而2014年的增長率則低至1.42%[注]數(shù)據(jù)源自2009—2017年《中國統(tǒng)計(jì)年鑒》。。在房地產(chǎn)價(jià)格波動(dòng)幅度如此之大的情況下,旅游消費(fèi)存在房地產(chǎn)財(cái)富效應(yīng)嗎？房地產(chǎn)價(jià)格上漲帶來的資產(chǎn)升值會(huì)由于社會(huì)保險(xiǎn)或商業(yè)保險(xiǎn)的保障作用而更多地被居民用于旅游消費(fèi)嗎？除此之外,房地產(chǎn)財(cái)富效應(yīng)是否存在地區(qū)差異也尚未被正確回答。因此,本文將圍繞上述問題展開研究,對這些問題的回答不僅可以豐富和深化消費(fèi)的房地產(chǎn)財(cái)富效應(yīng)這一理論主題,對于政府部門通過制定相應(yīng)的保險(xiǎn)和房地產(chǎn)政策來提升中國居民旅游消費(fèi)也具有重要的現(xiàn)實(shí)意義。

1 文獻(xiàn)綜述

已有研究廣泛驗(yàn)證了保險(xiǎn)對消費(fèi)的影響。在社會(huì)保險(xiǎn)領(lǐng)域,有研究者指出,社會(huì)保險(xiǎn)對消費(fèi)行為可能會(huì)產(chǎn)生引致效應(yīng)或擠出效應(yīng),引致效應(yīng)指的是社會(huì)保險(xiǎn)通過提升居民對未來的樂觀預(yù)期而增加居民消費(fèi)(白重恩 等,2012;鄒紅 等,2013),擠出效應(yīng)則是指社會(huì)保險(xiǎn)通過社會(huì)保險(xiǎn)支出和潛在激勵(lì)提前退休而減少居民消費(fèi)(Blake,2004;楊天宇 等,2007;吳慶田 等,2009;甘犁 等,2010)。也有研究者認(rèn)為,社會(huì)保險(xiǎn)對居民消費(fèi)的影響具有不確定性或無影響(張治覺 等,2010;顧海兵 等,2010)。而對于商業(yè)保險(xiǎn)而言,國內(nèi)的研究多集中于商業(yè)健康保險(xiǎn)領(lǐng)域,例如:朱銘來等(2009)研究發(fā)現(xiàn),商業(yè)健康保險(xiǎn)對居民消費(fèi)的促進(jìn)作用大于城鎮(zhèn)職工基本醫(yī)療保險(xiǎn);王美嬌等(2015)研究發(fā)現(xiàn),個(gè)人購買商業(yè)健康保險(xiǎn)行為會(huì)促進(jìn)其非必要消費(fèi),同時(shí)對整體消費(fèi)結(jié)構(gòu)有顯著影響,且商業(yè)健康保險(xiǎn)對消費(fèi)水平和消費(fèi)結(jié)構(gòu)的影響要遠(yuǎn)大于收入、基本醫(yī)療保險(xiǎn)、養(yǎng)老保險(xiǎn)等因素;吳慶躍等(2016)同樣發(fā)現(xiàn),相較于三大基本醫(yī)療保險(xiǎn),商業(yè)健康保險(xiǎn)對中國家庭消費(fèi)總額的影響更大,并且商業(yè)健康保險(xiǎn)對農(nóng)村家庭年消費(fèi)總額的促進(jìn)作用要高于城市家庭。

學(xué)術(shù)界對旅游消費(fèi)影響因素的研究多側(cè)重于收入、家庭結(jié)構(gòu)、居民個(gè)人特征等方面,例如:有研究者驗(yàn)證了居民可支配收入(周文麗 等,2010;依紹華 等,2011)、持久收入(龐世明,2014)、收入結(jié)構(gòu)(Gu et al.,2004)和基尼系數(shù)(周文麗 等,2010)等收入因素對居民旅游消費(fèi)的作用;余鳳龍等(2013)驗(yàn)證了傳統(tǒng)消費(fèi)習(xí)慣和消費(fèi)不確定性對居民旅游消費(fèi)的影響;基于微觀調(diào)研數(shù)據(jù),張金寶(2014)研究發(fā)現(xiàn),城市家庭的旅游消費(fèi)與家庭對收入的預(yù)期、家庭生命周期、家庭風(fēng)險(xiǎn)偏好密切相關(guān);周文麗(2012)研究發(fā)現(xiàn),西部地區(qū)農(nóng)民旅游消費(fèi)受可支配收入、旅游產(chǎn)品價(jià)格、目的地、旅游服務(wù)、閑暇時(shí)間、群體支持、可進(jìn)入性、旅游意愿和動(dòng)機(jī)等多種因素的影響。

目前絕大多數(shù)財(cái)富效應(yīng)領(lǐng)域的研究側(cè)重于考察房地產(chǎn)對整體消費(fèi)的影響,但尚未得出一致結(jié)論,呈現(xiàn)出正向影響(Skinner,1989;Sheiner,1995;Engelhardt,1996;Kim,2004;Thomson et al.,2004;駱祚炎,2008;黃靜 等,2009;趙楊 等,2011)、負(fù)向影響(朱新玲 等,2006;劉旦 等,2008;李政,2009)和無影響(Elliott,1980;Levin,1998;楊偉坤 等,2011)3種結(jié)果并存的局面。僅有以下研究者對旅游消費(fèi)的房地產(chǎn)財(cái)富效應(yīng)進(jìn)行研究:Fereidouni等(2017)檢驗(yàn)了2000年—2011年馬來西亞房地產(chǎn)對出境旅游的影響,發(fā)現(xiàn)房地產(chǎn)對出境旅游具有顯著的正向作用;劉晶晶等(2016)對中國35個(gè)大中城市2001年—2010年的相關(guān)數(shù)據(jù)進(jìn)行分析,發(fā)現(xiàn)房價(jià)與旅游消費(fèi)之間存在正U形關(guān)系,即房價(jià)變化對旅游消費(fèi)同時(shí)具有財(cái)富效應(yīng)和擠出效應(yīng),但總體表現(xiàn)為財(cái)富效應(yīng);Kim等(2012)則比較了韓國房地產(chǎn)和金融資產(chǎn)對旅游消費(fèi)的影響,發(fā)現(xiàn)房地產(chǎn)對出境旅游需求具有顯著的財(cái)富效應(yīng);王克穩(wěn)(2017)使用中國微觀調(diào)查數(shù)據(jù)同樣發(fā)現(xiàn)了房地產(chǎn)對旅游消費(fèi)的財(cái)富效應(yīng)。

通過對上述文獻(xiàn)的梳理,我們發(fā)現(xiàn)當(dāng)前研究仍存有以下不足:其一,對于旅游消費(fèi)的房地產(chǎn)財(cái)富效應(yīng)的研究較少,更鮮有研究涉及房地產(chǎn)財(cái)富效應(yīng)發(fā)揮的促進(jìn)或抑制因素,在社會(huì)保險(xiǎn)和商業(yè)保險(xiǎn)日益普及的背景之下,兩者對旅游消費(fèi)和旅游消費(fèi)的房地產(chǎn)財(cái)富效應(yīng)的作用也尚未被發(fā)掘;其二,已有研究多基于宏觀數(shù)據(jù)展開,使用時(shí)間序列或者省級面板數(shù)據(jù)檢驗(yàn)房地產(chǎn)財(cái)富效應(yīng),但中國自1998年才開始進(jìn)行房地產(chǎn)商品化改革,時(shí)間序列較短,囿于樣本量限制,研究結(jié)果的科學(xué)性和穩(wěn)健性較差;其三,由于模型設(shè)定等問題,目前部分關(guān)于中國旅游消費(fèi)的房地產(chǎn)財(cái)富效應(yīng)的研究結(jié)論值得商榷,如劉晶晶等(2016)在考察中國旅游消費(fèi)的房地產(chǎn)財(cái)富效應(yīng)及其地區(qū)差異時(shí),存在地區(qū)虛擬變量設(shè)置錯(cuò)誤、遺漏關(guān)鍵變量等問題,研究結(jié)論難以令人信服。

鑒于此,本文將在考察旅游消費(fèi)的房地產(chǎn)財(cái)富效應(yīng)的基礎(chǔ)上,引入社會(huì)保險(xiǎn)和商業(yè)保險(xiǎn),使用中國家庭金融調(diào)查的微觀數(shù)據(jù),實(shí)證檢驗(yàn)兩者對旅游消費(fèi)和旅游消費(fèi)房地產(chǎn)財(cái)富效應(yīng)的影響,并將樣本按照行政區(qū)域劃分為東部、中部、西部3個(gè)類別,重新考察旅游消費(fèi)房地產(chǎn)財(cái)富效應(yīng)的地區(qū)差異。

2 模型構(gòu)建和數(shù)據(jù)整理

2.1 模型構(gòu)建

生命周期-持久收入假說(LC-PIH)模型將家庭財(cái)富引入居民消費(fèi)模型(Blanchard et al.,1989)。為檢驗(yàn)房地產(chǎn)財(cái)富效應(yīng),本文將家庭資產(chǎn)細(xì)分為房地產(chǎn)和金融資產(chǎn)兩部分,并分別使用旅游消費(fèi)和當(dāng)期收入替代整體消費(fèi)和持久收入,推導(dǎo)出以下回歸模型:

TC=α0+α1R+∑λiIi+∑εi(Ii×R)+∑χiXi

(1)

式(1)中,TC為旅游消費(fèi),R為房地產(chǎn),Ii為社會(huì)保險(xiǎn)和商業(yè)保險(xiǎn),Ii×R代表社會(huì)保險(xiǎn)和商業(yè)保險(xiǎn)與房地產(chǎn)的乘積項(xiàng)。Xi為控制變量,具體包括:張金寶(2014)和周文麗(2012)均發(fā)現(xiàn)可支配收入對居民旅游消費(fèi)的顯著影響,因此,本文引入收入作為控制變量;作為家庭資產(chǎn)的重要組成部分,金融資產(chǎn)可能與房地產(chǎn)一樣影響居民旅游消費(fèi),因此,本文借鑒Kim等(2012)的研究,引入金融資產(chǎn)作為控制變量;鑒于旅游消費(fèi)區(qū)別于基本消費(fèi)的成長性屬性,居民個(gè)人特征可能會(huì)較大地影響旅游消費(fèi)決策,因此,本文進(jìn)一步引入家庭老年人比例、未成年人比例、非農(nóng)業(yè)戶口比例、男性比例、未婚比例和文化程度等家庭特征作為控制變量。除此之外,不同地區(qū)居民的消費(fèi)習(xí)慣可能存在不同,本文還通過引入東部和中部地區(qū)虛擬變量對居民居住地進(jìn)行了控制。

2.2 數(shù)據(jù)整理

本文使用的數(shù)據(jù)來自于西南財(cái)經(jīng)大學(xué)中國家庭金融調(diào)查與研究中心2011年的“中國家庭金融調(diào)查”(China Household Finance Survey,CHFS)微觀數(shù)據(jù)[注]中國家庭金融調(diào)查與研究中心分別在2011年、2013年、2015年和2017年進(jìn)行了4次家庭金融調(diào)查,其中僅2011年的數(shù)據(jù)對外公開,所以本文僅使用公開數(shù)據(jù)進(jìn)行了實(shí)證檢驗(yàn)。鑒于不同年份的數(shù)據(jù)并非是針對相同家庭的面板數(shù)據(jù),僅使用2011年的數(shù)據(jù)并不會(huì)造成由于信息損失而導(dǎo)致的研究結(jié)果不穩(wěn)健等問題。,該調(diào)查注重收集房地產(chǎn)、金融財(cái)富、社會(huì)保險(xiǎn)與商業(yè)保險(xiǎn)、消費(fèi)、收入和家庭成員特征等家庭金融微觀層次的相關(guān)信息,獲得了廣泛使用(甘犁 等,2012;2013)。調(diào)查樣本共包括8438個(gè)家庭,分布在全國25個(gè)省(自治區(qū)、直轄市),80個(gè)縣,320個(gè)居(村)委會(huì)。本文在去除無房地產(chǎn)、房地產(chǎn)市值缺失和變量不符合實(shí)際(家庭收入為負(fù)值等)的樣本后,共得到6970個(gè)樣本。

以上述調(diào)查數(shù)據(jù)為基礎(chǔ),本文分別計(jì)算并整理出因變量(旅游消費(fèi)),自變量(房地產(chǎn)),調(diào)節(jié)變量(社會(huì)保險(xiǎn)比例和商業(yè)保險(xiǎn)比例),以及控制變量(收入、金融資產(chǎn)、家庭老年人比例、未成年人比例、非農(nóng)業(yè)戶口比例、男性比例、未婚比例、文化程度和地區(qū))。各個(gè)變量的定義和測量如表1所示,需要說明的是:在調(diào)節(jié)變量中,社會(huì)保險(xiǎn)作為一種為喪失勞動(dòng)能力、暫時(shí)失去勞動(dòng)崗位或因健康原因造成損失的人口提供收入或補(bǔ)償?shù)囊环N社會(huì)和經(jīng)濟(jì)制度,主要項(xiàng)目包括養(yǎng)老保險(xiǎn)、醫(yī)療保險(xiǎn)、失業(yè)保險(xiǎn)、工傷保險(xiǎn)和生育保險(xiǎn)5種基本類型,由于調(diào)查數(shù)據(jù)僅包含了養(yǎng)老保險(xiǎn)、醫(yī)療保險(xiǎn)和失業(yè)保險(xiǎn)3種,因此,本文使用家庭中擁有養(yǎng)老保險(xiǎn)、醫(yī)療保險(xiǎn)或失業(yè)保險(xiǎn)中的一種及以上的成員比例測量社會(huì)保險(xiǎn)比例,使用家庭中擁有各類商業(yè)保險(xiǎn)的成員比例測量商業(yè)保險(xiǎn)比例;在控制變量中,對于地區(qū)這一虛擬變量而言,首先將樣本中的25個(gè)省(自治區(qū)、直轄市)劃分為東部、中部和西部3個(gè)類別,其次構(gòu)建東部和中部兩個(gè)虛擬變量。

數(shù)據(jù)的描述性統(tǒng)計(jì)和相關(guān)性檢驗(yàn)如附表1所示,由相關(guān)系數(shù)可知,所有的自變量、調(diào)節(jié)變量和控制變量均與旅游消費(fèi)顯著相關(guān),但房地產(chǎn)對居民旅游消費(fèi)的影響和保險(xiǎn)的調(diào)節(jié)效應(yīng)需要通過進(jìn)一步的回歸分析來檢驗(yàn)。

3 實(shí)證檢驗(yàn)

3.1 旅游消費(fèi)的房地產(chǎn)財(cái)富效應(yīng)

本文在式(1)的基礎(chǔ)上,構(gòu)建了3個(gè)回歸模型,各模型回歸結(jié)果如表2所示。模型(1)僅引入了收入、股票基金類金融資產(chǎn)、存款類金融資產(chǎn)、老年人比例、未成年人比例、非農(nóng)業(yè)戶口比例、男性比例、未婚比例、文化程度、東部和中部等控制變量,回歸結(jié)果顯示,除未成年人比例、未婚比例和東部地區(qū)虛擬變量之外,其他控制變量均至少在0.05水平上顯著,說明這些變量都是居民旅游消費(fèi)的重要影響因素。模型(2)在模型(1)的基礎(chǔ)上增加了社會(huì)保險(xiǎn)比例和商業(yè)保險(xiǎn)比例,回歸結(jié)果顯示,社會(huì)保險(xiǎn)和商業(yè)保險(xiǎn)至少在0.01的水平上正向影響居民旅游消費(fèi),即社會(huì)保險(xiǎn)和商業(yè)保險(xiǎn)均對居民旅游消費(fèi)產(chǎn)生了保障作用,并且商業(yè)保險(xiǎn)的回歸系數(shù)及其顯著性均高于社會(huì)保險(xiǎn),說明商業(yè)保險(xiǎn)對旅游消費(fèi)的促進(jìn)作用高于社會(huì)保險(xiǎn)。

模型(3)在模型(2)的基礎(chǔ)上增加了房地產(chǎn)變量,回歸結(jié)果顯示,房地產(chǎn)的回歸系數(shù)為正,并在0.001的水平上顯著,說明房地產(chǎn)市值增加會(huì)促進(jìn)居民旅游消費(fèi)的增長,即存在旅游消費(fèi)的房地產(chǎn)財(cái)富效應(yīng)。本文的研究結(jié)果與Fereidouni等(2017)對馬來西亞和Kim等(2012)對韓國的研究結(jié)果一致,說明旅游消費(fèi)的房地產(chǎn)財(cái)富效應(yīng)在不同國家具有普遍性。

注:n=6970;***表示在0.001 水平上顯著相關(guān),**表示在0.01 水平上顯著相關(guān),*表示在0.05 水平上顯著相關(guān),+表示在0.1水平上顯著相關(guān)

3.2 保險(xiǎn)對房地產(chǎn)財(cái)富效應(yīng)的調(diào)節(jié)效應(yīng)

為檢驗(yàn)保險(xiǎn)的調(diào)節(jié)效應(yīng),本文使用層次回歸法(Hierarchical Regression Analyses)對變量進(jìn)行逐步回歸:第一層為控制變量,第二層為自變量,第三層為調(diào)節(jié)變量,第四層為調(diào)節(jié)變量和自變量的乘積項(xiàng)。在回歸之前,為避免共線性問題,自變量和調(diào)節(jié)變量均做了標(biāo)準(zhǔn)化處理。具體回歸結(jié)果如表3所示。

表3 保險(xiǎn)調(diào)節(jié)效應(yīng)的回歸結(jié)果

注:n=6970;***表示在0.001水平上顯著相關(guān),**表示在0.01水平上顯著相關(guān),*表示在0.05水平上顯著相關(guān),+表示在0.1水平上顯著

模型(4)、模型(6)和模型(8)分別或同時(shí)引入社會(huì)保險(xiǎn)和房地產(chǎn)的乘積項(xiàng)、商業(yè)保險(xiǎn)和房地產(chǎn)的乘積項(xiàng),以考察兩者對旅游消費(fèi)的房地產(chǎn)財(cái)富效應(yīng)的調(diào)節(jié)效應(yīng)?；貧w結(jié)果顯示,社會(huì)保險(xiǎn)和房地產(chǎn)的乘積項(xiàng)并不顯著,而商業(yè)保險(xiǎn)和房地產(chǎn)的乘積項(xiàng)顯著為負(fù)。說明對于房地產(chǎn)升值而言,家庭社會(huì)保險(xiǎn)比例高低對于居民是否將房地產(chǎn)升值用于旅游消費(fèi)并無影響,而家庭商業(yè)保險(xiǎn)比例越低,越傾向于將房地產(chǎn)升值用于旅游消費(fèi)。就商業(yè)保險(xiǎn)而言,商業(yè)保險(xiǎn)對房地產(chǎn)財(cái)富效應(yīng)的負(fù)向調(diào)節(jié)作用,與模型(5)中商業(yè)保險(xiǎn)比例對旅游消費(fèi)的顯著促進(jìn)作用,似乎相互矛盾。可能的原因在于:現(xiàn)階段的商業(yè)保險(xiǎn)與旅游消費(fèi)一樣,都具有某種程度的奢侈品屬性。目前而言,社會(huì)保險(xiǎn)對于多數(shù)工作單位而言具有強(qiáng)制性,而商業(yè)保險(xiǎn)在很大程度上被定位為社會(huì)保險(xiǎn)的補(bǔ)充,部分家庭只有在購買力較高的條件下才會(huì)購買商業(yè)保險(xiǎn)作為社會(huì)保險(xiǎn)的補(bǔ)充,這就造成了商業(yè)保險(xiǎn)的普及率遠(yuǎn)小于社會(huì)保險(xiǎn)。從附表1中可以發(fā)現(xiàn),2011年適齡人口的商業(yè)保險(xiǎn)比例僅為6.1%,遠(yuǎn)低于社會(huì)保險(xiǎn)的47.1%。即便對于一線城市廣州而言,市民對商業(yè)保險(xiǎn)的接受程度仍有較大的提升空間。信息時(shí)報(bào)和暨南大學(xué)輿情研究中心于2014年7月進(jìn)行的“廣州市民保險(xiǎn)消費(fèi)意愿與現(xiàn)狀調(diào)查”結(jié)果同樣顯示,66.52%的廣州市民擁有社會(huì)保險(xiǎn),而擁有商業(yè)保險(xiǎn)的市民占比只有42.2%[注]王文佳.商業(yè)保險(xiǎn)擁有率僅四成[N].信息時(shí)報(bào),2014-7-16.。并且,很多人對商業(yè)保險(xiǎn)的理解局限于只有在損失的情況下才可以獲得補(bǔ)償,使得商業(yè)保險(xiǎn)市場在某種程度上具備“檸檬市場”的特點(diǎn)——疾病、財(cái)產(chǎn)損失等風(fēng)險(xiǎn)更高的家庭更可能購買商業(yè)保險(xiǎn)。相對于社會(huì)保險(xiǎn)而言,商業(yè)保險(xiǎn)的奢侈品和“檸檬市場”特性,使得商業(yè)保險(xiǎn)無法順利發(fā)揮保障作用,從而抑制了房地產(chǎn)財(cái)富效應(yīng)的發(fā)揮。對于社會(huì)保險(xiǎn)而言,可能的原因在于社會(huì)保險(xiǎn)種類多樣,不同類型的社會(huì)保險(xiǎn)對房地產(chǎn)財(cái)富效應(yīng)的影響可能不同,從而最終呈現(xiàn)出整體無影響的結(jié)果。

3.3 不同類型社會(huì)保險(xiǎn)對房地產(chǎn)財(cái)富效應(yīng)的調(diào)節(jié)效應(yīng)

為進(jìn)一步分析社會(huì)保險(xiǎn)對旅游消費(fèi)的保障作用,以及其對房地產(chǎn)財(cái)富效應(yīng)的調(diào)節(jié)效應(yīng),本文把社會(huì)保險(xiǎn)細(xì)分為社會(huì)養(yǎng)老保險(xiǎn)、社會(huì)醫(yī)療保險(xiǎn)和社會(huì)失業(yè)保險(xiǎn),考察三者對旅游消費(fèi)和房地產(chǎn)財(cái)富效應(yīng)的影響。其中:使用家庭中具有社會(huì)基本養(yǎng)老保險(xiǎn)或新型農(nóng)村社會(huì)養(yǎng)老保險(xiǎn)的成員比例測量社會(huì)養(yǎng)老保險(xiǎn)比例;使用家庭中具有公費(fèi)醫(yī)療/單位保險(xiǎn)/城鎮(zhèn)職工基本醫(yī)療保險(xiǎn)/城鎮(zhèn)居民基本醫(yī)療保險(xiǎn)/新型農(nóng)村合作醫(yī)療保險(xiǎn)/學(xué)生醫(yī)療保險(xiǎn)/大病醫(yī)療統(tǒng)籌/醫(yī)療救助/紅軍及離休干部配偶或遺孀的醫(yī)療保險(xiǎn)的成員比例測量社會(huì)醫(yī)療保險(xiǎn)比例;使用家庭中所在單位繳納失業(yè)保險(xiǎn)的成員比例測量社會(huì)失業(yè)保險(xiǎn)比例。社會(huì)養(yǎng)老保險(xiǎn)、醫(yī)療保險(xiǎn)和失業(yè)保險(xiǎn)的相關(guān)性檢驗(yàn)顯示,三者的相關(guān)系數(shù)在0.054～0.330之間,說明三者之間并不完全相關(guān),不太可能由于相關(guān)系數(shù)過高導(dǎo)致多重共線性問題。如表4所示,模型(3)的回歸結(jié)果表明,社會(huì)醫(yī)療保險(xiǎn)對居民旅游消費(fèi)具有顯著的保障作用,而社會(huì)養(yǎng)老保險(xiǎn)和失業(yè)保險(xiǎn)對旅游消費(fèi)則無影響。模型(4)和模型(5)的回歸結(jié)果表明,不同類型社會(huì)保險(xiǎn)對房地產(chǎn)財(cái)富效應(yīng)的調(diào)節(jié)效應(yīng)具有顯著差異,社會(huì)養(yǎng)老保險(xiǎn)和社會(huì)醫(yī)療保險(xiǎn)對房地產(chǎn)和旅游消費(fèi)之間的關(guān)系具有顯著的正向調(diào)節(jié)效應(yīng),說明家庭成員中具有社會(huì)養(yǎng)老保險(xiǎn)和醫(yī)療保險(xiǎn)的比例越高,居民越傾向于將房地產(chǎn)的升值應(yīng)用于旅游消費(fèi),而與此相反,社會(huì)失業(yè)保險(xiǎn)則呈現(xiàn)出顯著的負(fù)向調(diào)節(jié)效應(yīng)。社會(huì)失業(yè)保險(xiǎn)無法發(fā)揮保障作用的原因可能與失業(yè)保險(xiǎn)的性質(zhì)有關(guān)。在中國,失業(yè)保險(xiǎn)是國家通過立法強(qiáng)制實(shí)行的,由用人單位、職工個(gè)人繳費(fèi)及國家財(cái)政補(bǔ)貼等渠道籌集資金建立失業(yè)保險(xiǎn)基金,對因失業(yè)而暫時(shí)中斷生活來源的勞動(dòng)者提供物質(zhì)幫助以保障其基本生活,并通過專業(yè)訓(xùn)練、職業(yè)介紹等手段為其再就業(yè)創(chuàng)造條件的制度。但現(xiàn)實(shí)中,具有強(qiáng)制性的社會(huì)失業(yè)保險(xiǎn)的變現(xiàn)性則非常弱,符合失業(yè)金領(lǐng)取標(biāo)準(zhǔn)的人群少之又少,且由于條件苛刻,絕大多數(shù)人即使失業(yè)也無法領(lǐng)取失業(yè)金。強(qiáng)制性和較差的變現(xiàn)性導(dǎo)致了居民更多地將社會(huì)失業(yè)保險(xiǎn)視為一種成本,而非保障,從而導(dǎo)致了社會(huì)失業(yè)保險(xiǎn)對房地產(chǎn)財(cái)富效應(yīng)的負(fù)向調(diào)節(jié)作用,并中和了社會(huì)養(yǎng)老保險(xiǎn)和社會(huì)醫(yī)療保險(xiǎn)的正向調(diào)節(jié)作用,最終導(dǎo)致整體社會(huì)保險(xiǎn)無法保障房地產(chǎn)財(cái)富效應(yīng)的發(fā)揮。

表4 不同社會(huì)保險(xiǎn)類型調(diào)節(jié)效應(yīng)的回歸結(jié)果

注:n=6970;***表示在0.001水平上顯著相關(guān),**表示在0.01水平上顯著相關(guān),*表示在0.05水平上顯著相關(guān),+表示在0.1水平上顯著相關(guān)

4 拓展性檢驗(yàn)

4.1 穩(wěn)健性檢驗(yàn)

由于研究樣本均為擁有房地產(chǎn)的家庭,回歸結(jié)果并不能反映無房地產(chǎn)家庭的旅游消費(fèi)行為。為解決這一問題,并檢驗(yàn)結(jié)果的穩(wěn)健性,本文在已有樣本的基礎(chǔ)上,增加了無房地產(chǎn)家庭,將無房地產(chǎn)家庭的房地產(chǎn)賦值為0。通過這一處理,樣本量由6970增加至7757。擴(kuò)大樣本后的回歸結(jié)果如表5所示,與原回歸結(jié)果一致,旅游消費(fèi)存在房地產(chǎn)財(cái)富效應(yīng),但社會(huì)保險(xiǎn)對房地產(chǎn)財(cái)富效應(yīng)的發(fā)揮無保障作用,商業(yè)保險(xiǎn)則抑制了房地產(chǎn)財(cái)富效應(yīng)。

4.2 旅游消費(fèi)房地產(chǎn)財(cái)富效應(yīng)的地區(qū)差異

劉晶晶等(2016)檢驗(yàn)了中國東中西部地區(qū)居民旅游消費(fèi)的房地產(chǎn)財(cái)富效應(yīng)差異,發(fā)現(xiàn)東部地區(qū)表現(xiàn)出強(qiáng)于中部地區(qū)的財(cái)富效應(yīng),而西部地區(qū)總體財(cái)富效應(yīng)不穩(wěn)定。本文認(rèn)為該研究中的模型存在一定的問題:其一,錯(cuò)誤地設(shè)置了東部、中部和西部3個(gè)地區(qū)虛擬變量,忽略了對照組,并將三者與房地產(chǎn)價(jià)格的乘積項(xiàng)同時(shí)引入回歸模型,難以避免地造成了多重共線性問題;其二,忽視了收入這一影響居民消費(fèi)的最重要的變量之一,中國居民消費(fèi)對收入的過度敏感性是一個(gè)被廣泛證實(shí)的重要特征(艾春榮 等,2008;王小華 等,2016),刪除收入這一重要變量在一定程度上影響了研究結(jié)果的可信度;其三,在檢驗(yàn)地區(qū)的調(diào)節(jié)效應(yīng)的模型中,引入了房地產(chǎn)價(jià)格與調(diào)節(jié)變量的乘積項(xiàng),但并未引入調(diào)節(jié)變量本身,導(dǎo)致無法判定回歸結(jié)果中乘積項(xiàng)顯著性的穩(wěn)健性。因此,該研究對東中西部地區(qū)旅游消費(fèi)的房地產(chǎn)財(cái)富效應(yīng)的比較可能無法反映客觀現(xiàn)實(shí)。

表5 擴(kuò)大樣本的回歸結(jié)果

注:n=7757;***表示在0.001水平上顯著相關(guān),**表示在0.01水平上顯著相關(guān),*表示在0.05水平上顯著相關(guān),+表示在0.1水平上顯著

鑒于此,本文分別構(gòu)造東部地區(qū)虛擬變量和標(biāo)準(zhǔn)化處理后的房地產(chǎn)的乘積項(xiàng)、中部地區(qū)虛擬變量和標(biāo)準(zhǔn)化處理后的房地產(chǎn)的乘積項(xiàng),重新檢驗(yàn)東部地區(qū)和中部地區(qū)相對于西部地區(qū)的房地產(chǎn)財(cái)富效應(yīng)的大小。建立的回歸模型如下:

TC=α0+α1R+∑γiRegioni+∑δi(Regioni×R)+∑χiXi

(2)

式(2)中,Regioni為地區(qū)變量,具體包括東部地區(qū)和中部地區(qū)兩個(gè)虛擬變量,社會(huì)保險(xiǎn)和商業(yè)保險(xiǎn)相應(yīng)地歸入控制變量Xi?；貧w結(jié)果如表6所示,模型(4)的回歸結(jié)果表明:東部地區(qū)虛擬變量和房地產(chǎn)乘積項(xiàng)的回歸系數(shù)雖然為正,但并不顯著;中部地區(qū)虛擬變量和房地產(chǎn)乘積項(xiàng)的回歸系數(shù)為負(fù),且在0.1的水平上顯著。這一結(jié)果說明,東部地區(qū)和西部地區(qū)的旅游消費(fèi)房地產(chǎn)財(cái)富效應(yīng)無顯著差異,但均高于中部地區(qū)的旅游消費(fèi)房地產(chǎn)財(cái)富效應(yīng),即相對于中部地區(qū)居民,東部地區(qū)和西部地區(qū)居民更傾向于將房地產(chǎn)升值用于旅游消費(fèi)。究其原因,除生活方式和消費(fèi)習(xí)慣差異外,這一差異還可能源于房地產(chǎn)的投資品屬性。房地產(chǎn)兼具投資品和消費(fèi)品雙重屬性,一般而言,居民擁有的住房套數(shù)越多,住房的投資品屬性越強(qiáng)。本文所使用的家庭微觀數(shù)據(jù)顯示,東、中、西部地區(qū)家庭平均住房套數(shù)分別為1.098套、1.052套和1.029套,這一方面表明中國居民家庭平均住房套數(shù)略高于1,房地產(chǎn)以消費(fèi)品屬性為主,投資品屬性相對較弱;另一方面,數(shù)據(jù)顯示中部地區(qū)的房地產(chǎn)投資品屬性高于西部地區(qū),但低于東部地區(qū),處于中間位置,結(jié)合回歸結(jié)果來看,一定程度上也說明,相對于中等水平的房地產(chǎn)投資品屬性,較高和較低水平的房地產(chǎn)投資品屬性對旅游消費(fèi)的促進(jìn)作用更強(qiáng)。原因可能在于,相對于中西部地區(qū),東部地區(qū)的房地產(chǎn)市場較為發(fā)達(dá),房地產(chǎn)升值變現(xiàn)的便利性較高。因此,東部地區(qū)較高但不過高的房地產(chǎn)投資品屬性有利于居民將房地產(chǎn)升值變現(xiàn),從而促進(jìn)旅游消費(fèi);西部地區(qū)較低的房地產(chǎn)投資品屬性更多地發(fā)揮了住房“安居樂業(yè)”的基本居住功能,不會(huì)由于房地產(chǎn)升值導(dǎo)致的進(jìn)一步投資而擠出旅游消費(fèi);而中部地區(qū)兼具較高的房地產(chǎn)投資品屬性和較低的房地產(chǎn)市場發(fā)展程度,兩者兼具使得居民一方面傾向于將房地產(chǎn)升值進(jìn)一步注入房地產(chǎn)投資市場,另一方面無法便利地將房地產(chǎn)升值進(jìn)行變現(xiàn),降低了資產(chǎn)升值的流動(dòng)性,從而抑制了房地產(chǎn)對居民旅游消費(fèi)的促進(jìn)作用。

綜上,本文發(fā)現(xiàn)東部地區(qū)和西部地區(qū)的旅游消費(fèi)的房地產(chǎn)財(cái)富效應(yīng)大體相當(dāng),而中部地區(qū)的旅游消費(fèi)的房地產(chǎn)財(cái)富效應(yīng)相對較低,并未發(fā)現(xiàn)劉晶晶等(2016)所表述的東中西部旅游消費(fèi)的房地產(chǎn)財(cái)富效應(yīng)依次降低的規(guī)律。

5 結(jié)論與政策建議

本文使用中國家庭金融調(diào)查的微觀數(shù)據(jù)實(shí)證檢驗(yàn)了旅游消費(fèi)的房地產(chǎn)財(cái)富效應(yīng)和保險(xiǎn)對房地產(chǎn)財(cái)富效應(yīng)的保障作用,得出以下結(jié)論:其一,旅游消費(fèi)存在房地產(chǎn)財(cái)富效應(yīng);其二,社會(huì)保險(xiǎn)和商業(yè)保險(xiǎn)均顯著促進(jìn)了居民旅游消費(fèi);其三,雖然整體而言,社會(huì)保險(xiǎn)對旅游消費(fèi)的房地產(chǎn)財(cái)富效應(yīng)無促進(jìn)作用,但社會(huì)養(yǎng)老保險(xiǎn)和社會(huì)醫(yī)療保險(xiǎn)促進(jìn)了旅游消費(fèi)的房地產(chǎn)財(cái)富效應(yīng),而社會(huì)失業(yè)保險(xiǎn)和商業(yè)保險(xiǎn)對旅游消費(fèi)的房地產(chǎn)財(cái)富效應(yīng)有抑制作用;其四,通過對東中西部旅游消費(fèi)的房地產(chǎn)財(cái)富效應(yīng)的再檢驗(yàn),發(fā)現(xiàn)東部地區(qū)和西部地區(qū)的旅游消費(fèi)的房地產(chǎn)財(cái)富效應(yīng)大體相當(dāng),中部地區(qū)的旅游消費(fèi)的房地產(chǎn)財(cái)富效應(yīng)相對較低。

表6 房地產(chǎn)財(cái)富效應(yīng)的地區(qū)差異

注:n=6970;***表示在0.001水平上顯著相關(guān),**表示在0.01水平上顯著相關(guān),*表示在0.05水平上顯著相關(guān),+表示在0.1水平上顯著

基于以上結(jié)論,本文提出以下幾點(diǎn)政策建議:

第一,提升社會(huì)失業(yè)保險(xiǎn)的保障作用。擴(kuò)大社會(huì)失業(yè)保險(xiǎn)的覆蓋范圍、增加可變現(xiàn)性,提升社會(huì)失業(yè)保險(xiǎn)對旅游消費(fèi)的房地產(chǎn)財(cái)富效應(yīng)的保障作用。

第二,普及商業(yè)保險(xiǎn)知識,規(guī)范商業(yè)保險(xiǎn)市場。2014年國務(wù)院印發(fā)的《關(guān)于加快發(fā)展現(xiàn)代保險(xiǎn)服務(wù)業(yè)的若干意見》指出,應(yīng)“把商業(yè)保險(xiǎn)建成社會(huì)保障體系的重要支柱”[注]中央政府門戶網(wǎng)站.國務(wù)院印發(fā)《關(guān)于加快發(fā)展現(xiàn)代保險(xiǎn)服務(wù)業(yè)的若干意見》[EB/OL].(2014-08-13)[2018-08-28].http://www.gov.cn/xinwen/2014-08/13/content_2734444.htm.。但是現(xiàn)階段,商業(yè)保險(xiǎn)的支柱作用遠(yuǎn)未實(shí)現(xiàn)。信息時(shí)報(bào)和暨南大學(xué)輿情研究中心2014年的“廣州市民保險(xiǎn)消費(fèi)意愿與現(xiàn)狀調(diào)查”結(jié)果發(fā)現(xiàn),58.72%的居民認(rèn)為商業(yè)保險(xiǎn)十分必要,但仍有38.07%的受訪者認(rèn)為商業(yè)保險(xiǎn)可有可無,甚至有3.21%的受訪者表示商業(yè)保險(xiǎn)是騙人的[注]王文佳.商業(yè)保險(xiǎn)擁有率僅四成[N].信息時(shí)報(bào),2014-7-16.。因此,普及商業(yè)保險(xiǎn)知識是讓居民走出認(rèn)知誤區(qū)的重要途徑。現(xiàn)階段可以在政府主導(dǎo)下,充分發(fā)揮市場主體的作用,借助互聯(lián)網(wǎng)等新手段進(jìn)行商業(yè)保險(xiǎn)知識的傳播。與此同時(shí),規(guī)范現(xiàn)有的商業(yè)保險(xiǎn)市場也是擴(kuò)大居民對商業(yè)保險(xiǎn)接受程度的重要途徑。由于商業(yè)保險(xiǎn)經(jīng)營環(huán)境中存在著各種逆向選擇與道德風(fēng)險(xiǎn),個(gè)別公司某些設(shè)計(jì)低劣的產(chǎn)品引發(fā)的糾紛往往會(huì)給整個(gè)商業(yè)保險(xiǎn)行業(yè)經(jīng)營和形象帶來破壞性的影響。因此,需要通過建立健全商業(yè)保險(xiǎn)行業(yè)秩序等手段改善和保持商業(yè)保險(xiǎn)行業(yè)形象,普及商業(yè)保險(xiǎn)知識,充分發(fā)揮其社會(huì)保障作用,以實(shí)現(xiàn)商業(yè)保險(xiǎn)對房地產(chǎn)財(cái)富效應(yīng)的促進(jìn)作用。

第三,提高旅游消費(fèi)促進(jìn)策略的針對性。相關(guān)政府部門和旅游企業(yè)不僅要從推進(jìn)全域旅游、加大財(cái)政金融扶持和提升旅游從業(yè)者素質(zhì)等供給側(cè)出發(fā)促進(jìn)旅游消費(fèi),還要從需求側(cè)——游客這一主體入手,通過對居民家庭資產(chǎn)結(jié)構(gòu)、社會(huì)保險(xiǎn)和商業(yè)保險(xiǎn)等特征進(jìn)行系統(tǒng)分析,制定有針對性的旅游消費(fèi)促進(jìn)策略。