中國家庭收入來源差異與旅游消費支出：基于中國家庭金融調(diào)查2011-2 015年數(shù)據(jù)的分析

張云亮　馮珺

[摘要]在新時代中國經(jīng)濟快速發(fā)展和中等收入群體迅速增加的背景下，旅游消費增長的趨勢規(guī)律及其影響因素引發(fā)了學界越來越多的關注。文章從居民家庭旅游消費的時間約束條件出發(fā)建立數(shù)理框架，并借助2011年、2013年、2015年中國家庭金融調(diào)查3期面板數(shù)據(jù)，實證分析了影響家庭旅游消費的收入結構因素。研究發(fā)現(xiàn)：首先，對全樣本而言，不同類別的收入增長均對家庭旅游消費支出產(chǎn)生統(tǒng)計意義上的顯著影響。其次，在利用工具變量克服潛在的內(nèi)生性影響后，估計結果顯示財產(chǎn)性收入和轉移性收入對旅游消費的拉動效應大于工資性收入和經(jīng)營性收入。最后，對非農(nóng)戶籍人口而言，金融類財產(chǎn)性收入對家庭旅游消費支出的影響大于非金融類財產(chǎn)性收入對家庭旅游消費支出的影響;對農(nóng)業(yè)戶籍人口而言，稅后補貼收入、轉移支付收入、兼職收入對家庭旅游消費支出影響顯著，基本工資收入、金融類和非金融類財產(chǎn)性收入的影響不顯著。文章的研究結論所引致的政策含義在于：一方面，就旅游產(chǎn)品和服務的需求側而言，應創(chuàng)造條件讓更多家庭擁有財產(chǎn)性收入或進一步提升其財產(chǎn)性收入比重，并著力增加農(nóng)業(yè)戶籍人口的工資性收入，以激發(fā)家庭潛在旅游消費需求;另一方面，就旅游業(yè)發(fā)展的供給側而言，著力建設更為友好的旅游休閑制度環(huán)境，有針對性地優(yōu)化旅游產(chǎn)品及服務，以市場發(fā)育本身突破旅游業(yè)發(fā)展的階段性瓶頸。

[關鍵詞]旅游消費;工資性收入;財產(chǎn)性收入;固定效應模型：工具變量法

[中圖分類號]F59

[文獻標識碼]A

[文章編號]1002-5006（2019）05-0012-14

Doi： 10.19 765/j .cnki.1002-5006.2019.05.006

引言

改革開放40年來，中國國內(nèi)生產(chǎn)總值按照可比價格計算年均增長約9.5%，并于2010年躋身世界銀行人均國民總收入（gross national income，GNI）標準下的中等偏上收入國家①。經(jīng)濟飛速崛起所伴隨的一個社會表征在于中等收入群體的快速擴大。根據(jù)相關學者的統(tǒng)計和估算，21世紀初我國將近90%的成年人口均處于低收入群體或較低收入群體，而在2014年我國進入中等收入群體的成年人口已經(jīng)達到47.6%以上[1]。與這一變化趨勢相伴，經(jīng)營性收入、轉移性收入正在成為實現(xiàn)居民收入增長的重要支撐[2]，使得居民收入結構趨于多元化。無需主動投入時間精力即可獲得的財產(chǎn)性收入和轉移性收入引發(fā)社會關注，既部分地解釋了中等收入群體迅速擴大的原因，又是后者所引致的必然結果。從需求側來看，收入總量增大和來源擴張導致我國家庭經(jīng)濟行為模式開始由生產(chǎn)型向生產(chǎn)和消費并行的模式轉變，即食品等生存性消費占比開始下降，而教育等發(fā)展型消費和旅游等享受型消費占比不斷上升[3]。

根據(jù)文化和旅游部201 8年上半年旅游經(jīng)濟數(shù)據(jù)報告，上半年國內(nèi)旅游人數(shù)達到28.26億人次，城鎮(zhèn)居民和農(nóng)村居民分別為19.97億人次和8.29億人次，國內(nèi)旅游收入達2.45萬億元，國際旅游收入達61 8億美元①。數(shù)據(jù)表明，新時代背景下我國旅游業(yè)消費結構、消費內(nèi)容的升級已經(jīng)成為培育未來經(jīng)濟發(fā)展新動能以及促進經(jīng)濟結構優(yōu)化的一個重要動力。然而正如十九大報告所指出，我國社會主要矛盾已經(jīng)轉化為人民日益增長的美好生活需要和不平衡不充分的發(fā)展之間的矛盾。新時代旅游業(yè)發(fā)展的整體繁榮，是否意味著旅游消費已經(jīng)普惠地滿足了不同社會群體的美好生活需要，仍須訴諸更加嚴肅和深入的討論。

對于旅游消費影響因素的研究已經(jīng)引發(fā)旅游學界的持續(xù)關注。目前，旅游消費的研究對象大體可以作如下劃分：（1）研究城市居民[4]或農(nóng)村居民[5-6]的旅游消費;（2）研究特定身份群體（如大學生）的旅游消費[7];（3）研究特定地域的旅游消費[8]。縱觀可知，旅游消費的影響因素研究目前依然呈現(xiàn)出較為明顯的分散化乃至碎片化的特征。盡管學者們通過使用來源相異的匯總數(shù)據(jù)或一手微觀調(diào)查數(shù)據(jù)，嘗試描繪影響旅游消費的不同側面。但是，將具有收入來源異質(zhì)性的研究對象納入統(tǒng)一的分析框架，從而更加細致地區(qū)分不同類型的收入增長對于旅游消費的貢獻尚屬鮮見。

在中等收入群體迅速擴大、財產(chǎn)性收入占家庭總收入比重持續(xù)提升的經(jīng)濟社會背景下，本文嘗試立足于家庭收入的結構視角，研究工資性收入和財產(chǎn)性收入對于中國家庭旅游消費支出的不同影響，探索支撐我國居民旅游消費支出不斷增長的切實原因所在。其研究意義不僅在有助于增強對旅游消費趨勢和旅游經(jīng)濟整體發(fā)展形勢的預判，而且能夠更為準確地從收入貢獻角度理解我國居民的旅游消費需求，從而為通過旅游產(chǎn)業(yè)發(fā)展提升居民幸福感、滿足人民群眾的美好生活需要提供對策參考。

1 文獻回顧

研究消費支出的影響因素是經(jīng)濟學視域內(nèi)較為成熟的一類工作。在較早前的開創(chuàng)性研究中，學者即已注意到旅游和休閑服務的內(nèi)容消費與實體產(chǎn)品的消費有所區(qū)別，前者受到收入和時間配置的雙重約束，與消費主體的一系列個體和家庭因素密切相關，因而更為復雜[9]。此后，隨著理論儲備和研究工具的不斷發(fā)展，學界從傳統(tǒng)的收入因素出發(fā)，圍繞此話題拓展出愈加豐富和多元化的研究視角與維度。本文對既有研究的梳理主要遵循兩條文獻脈絡，針對收入和其他特征與旅游消費的關系所形成的理論解釋，以及國內(nèi)外影響旅游消費支出的經(jīng)驗證據(jù)。

收入是消費的唯一來源，人們的收入總是可以歸結為當期消費和未來的消費，即儲蓄。由于儲蓄主要出于應對未來不確定性的預防性動機，因此一般認為即期旅游消費受收入變動影響較大，而遠期旅游消費對收入的變動不敏感[10]。僅僅通過短期和長期來理解消費與儲蓄的關系顯得較為粗略，基于生命周期的儲蓄一消費模型提供了更加完整和細致的分析框架。例如，在考慮了隊列和進度效應的前提下，老年人的時間配置和社會成本顯然更有利于旅游消費。但由于旅游消費支出對收入和流動資產(chǎn)的變化敏感，而對住房和社會保障等其他類型資產(chǎn)價值的變化不敏感[11]，因此老年人的旅游消費傾向反而較低，即年齡對旅游意愿有負面影響，而對旅游消費支出有積極影響[12]。在更加動態(tài)的視角下，代際理論和生命周期理論相結合的研究表明，進度效應在一定程度上比隊列效應更加有效地解釋了旅游消費的群體差異，從長期來看，旅游消費主力群體的年齡中位數(shù)將是趨于上升的[13]。盡管生命周期假說具有較強的理論解釋力，但也存在至少如下兩個主要缺陷：一方面，永久收入增加引致終身旅游消費增加的推論在生命周期模型中并沒有得到很好的檢驗[14];另一方面，有學者指出永久收入事實上比截面測量收入更加不平穩(wěn)，因此旅游消費的相對平穩(wěn)需要訴諸新的解釋[15]?？朔鲜鋈毕莸倪^程，實際上也是考慮收入的內(nèi)生變化，從而將相關討論引向深入的過程。

在研究收入影響旅游消費的過程中，將收入按照來源做出適當區(qū)分有助于理解收入內(nèi)生化的必要性。整體而言，人們的收入來源于向市場供給勞動而獲得的工資性收入和非勞動的財產(chǎn)性收入。但是，向市場供給勞動即意味著相同的時間不能夠被配置于旅游等休閑活動，因此工資性收入影響旅游消費的機制無疑更加復雜。這種復雜性給分析旅游消費造成的一個明顯困難，在于研究者能否對工資性收入精確把握。例如，傳統(tǒng)的工資方程估計有賴于勞動力市場上已經(jīng)呈現(xiàn)的經(jīng)驗事實，但此類典型模型在用于分析已婚婦女、青少年和老年人等群體時可能會引致某些偏頗和不盡準確之處[16]，而上述群體的閑暇時間配置同樣具有不同于典型勞動力的特征，因此判斷工資性收入對其旅游消費的影響應更加審慎。尤其是女性勞動力，其時間分配需同時考慮勞動力市場、家庭生產(chǎn)和閑暇等多重維度，旅游消費決策取決于一系列聯(lián)合反饋和約束條件[17]。遷移勞動力的社會資本和閑暇時間配置也會在相當程度上同時影響其工資性收入和旅游消費決策[18]。

此外，遺漏變量等技術性問題始終是估計工資方程所面臨的典型困擾[19]。當針對旅游消費影響因素的理論研究從個體層面延伸至個體間差異時，收入分配視角得以訴諸更加充分的討論。中國收入分配的城鄉(xiāng)差異對旅游消費的影響是學界關注的重點。有學者指出，由于儲蓄模式和耐用消費品的所有權不同，從靜態(tài)意義上理解城市和農(nóng)村的旅游消費差異是值得商榷的[20]，城鄉(xiāng)消費者對于旅游營銷的態(tài)度也因而存在顯著區(qū)別[21]。與此同時，與收入分配的組間差異相關的研究還涉及中國中產(chǎn)階層的出境游消費偏好[22]以及消費升級背景下中短程觀光旅游和短途周末游等供給側變化[23]。

從收入影響旅游消費支出的國際經(jīng)驗來看，美國因其龐大的旅游消費群體而引起較多關注。美國經(jīng)濟同時具備發(fā)達的勞動力市場和資本市場，從而使得財產(chǎn)性收入對美國家庭消費的影響成為了學者討論的重點。此前的一項經(jīng)驗研究表明，美國高財富群體的收入消費彈性約為0.076至0.05[24]，但該研究結果在一定程度上囿于樣本的選擇性偏差。通過使用美國家庭的歷史財務信息作為工具變量克服內(nèi)生性問題，研究表明住房財富比金融財富對家庭旅游消費的影響更顯著[25]。一項更加細致的研究區(qū)分了旅游消費的現(xiàn)有需求和潛在需求，使用針對澳門的區(qū)域性數(shù)據(jù)和Tobit模型的分析結果表明，人口結構特征和勞動力市場收入對于旅游消費支出存在顯著影響[26]。從歐洲旅游消費市場來看，意大利家庭房產(chǎn)收入增加的邊際消費傾向約為0.02至0.03 5[27];西班牙家庭成員的勞動力市場收入下降會顯著降低其旅游消費，無條件收入彈性值遠高于1，而條件彈性值約為0.69[28]。對于政治、經(jīng)濟發(fā)展不穩(wěn)定的欠發(fā)達國家或地區(qū)而言，其受到各種外生沖擊的可能性和影響更大，因此常被用于觀察特殊事件所引致的旅游消費變化。例如，有學者將1997年席卷印尼的政治和經(jīng)濟危機作為自然實驗，通過入境游實際抵達人數(shù)的變化探討了旅游消費規(guī)模的預測問題[29]，而2011年泰國洪災和相應的減稅政策也分別對旅游消費產(chǎn)生了不同方向的顯著影響[30]。

經(jīng)濟體量擴張和旅游業(yè)迅速發(fā)展使得越來越多的實證研究植根于中國本土的經(jīng)驗證據(jù)[31]。近年來，隨著數(shù)據(jù)的可得性明顯改善，探討收入與消費關系的本土經(jīng)驗證據(jù)漸趨豐富。此類研究中，城鎮(zhèn)居民和農(nóng)村居民的收入一消費異質(zhì)性是學者的重點關切。既有研究顯示，對于城鎮(zhèn)居民而言，工資性收入的消費效應最大[32]，轉移性收入的消費效應次之[33]，經(jīng)營凈收入和財產(chǎn)性收入的消費效應較小[34]。對于農(nóng)村居民而言，消費習慣差異、家庭轉移支付和代際支持等因素使得其消費對工資性收入的反應相較于城鎮(zhèn)居民更不敏感[35]，而城鄉(xiāng)財產(chǎn)性收入差距的擴大也在相當程度上抑制了農(nóng)村居民的消費需求[36]。此外，隨著劉易斯轉折區(qū)間①的推進和完成，農(nóng)民工工資快速上漲，勞動力市場的二元特征趨于瓦解，農(nóng)村居民收入分配改善的消費含義得到了越來越多的關注。靜態(tài)來看，農(nóng)村居民消費支出的增加更多地訴諸財產(chǎn)性收入和轉移性收入增長，工資性收入和經(jīng)營性收入增長對于消費的拉動作用并不明顯[37]。如果在更加動態(tài)的意義上考慮農(nóng)村居民收入增長的階段性，經(jīng)驗證據(jù)表明，經(jīng)營性收入對消費增長的影響在農(nóng)村居民收入快速增長的階段前后均具有較高的解釋力，工資性收入增長對消費的推動作用在收入快速增長后反而逐漸降低，財產(chǎn)性和轉移性收入對消費支出的影響隨收入快速增長而日趨關鍵[38]。

當研究視野聚焦于收入對旅游消費的影響時，早期的研究框架通常將旅游休閑消費視作和食品、住房、通勤相類比的消費渠道，通過國民收入的分解技術被學者加以識別[39]。隨著經(jīng)驗證據(jù)的不斷積累，在較前沿的視野下研究者更加聚焦旅游消費本身，并且尤其關注因區(qū)域發(fā)展不平衡而導致的所謂旅游消費的異質(zhì)性問題[40]。從宏觀層面來看，通過使用匯總數(shù)據(jù)的需求側模型加以測算，我國城市地區(qū)國內(nèi)旅游收入彈性約為0.3[41]，但旅游消費明顯受到資源配置的優(yōu)先性和熱點溢出效應的影響[42]。從微觀層面來看，有學者利用2002-2009年中國城鎮(zhèn)居民家庭調(diào)查數(shù)據(jù)研究了消費者收入的可自由支配周期，結果表明，非跟團游的消費支出按年齡呈S型分布[43]。此外，如果在估計模型中同時引入收入變量和時間配置變量，則研究結論認為收入提升對于增加旅游消費的貢獻比傳統(tǒng)估計結果更為保守[44]。研究者嘗試將宏觀數(shù)據(jù)與微觀數(shù)據(jù)加以結合，通過衡量省份或城市的個人收入與平均收入之間的差距形成基于相對收入關系的聯(lián)合估計。結果表明，相較于絕對收入水平的改善，個人或家庭在地區(qū)層面的相對收入收斂會對旅游消費產(chǎn)生更加顯著的影響[45]。除上述立足于中國本土數(shù)據(jù)的實證研究外，近年來跨國別的出境游研究亦不斷涌現(xiàn)。例如，有研究指出中國游客在澳大利亞的旅游消費支出主要取決于他們的收入和逗留時間，以及澳方的旅游營銷管理[46]。

通過對研究旅游消費影響因素的既有成果加以同溯可知，首先，與國際研究通常把工資性收入和財產(chǎn)性收入加以分離、并更加重視財產(chǎn)性收入的作用不同，來白中國的實證證據(jù)受限于微觀數(shù)據(jù)的可得性，在籠統(tǒng)地探討“收入”這一變量時往往依賴各種間接估計，從而難以細致反映理性人做出不同旅游消費決策的因果機制[47]。其次，在改革開放40年、尤其是進入21世紀后的近20年時間里，中國經(jīng)歷了快速的人口結構轉變和經(jīng)濟轉型過程[48]，并伴隨有中等收入群體規(guī)模的迅速增加，但目前立足于中國本土的理論和實證研究還不足以捕捉旅游業(yè)消費升級的進程全貌，尤其是新時代背景下地區(qū)發(fā)展差距所造成的旅游消費異質(zhì)性還有待于深入討論。再次，相較于成熟和視角多元化的國際成果，試圖反映中國旅游消費特征的既有研究工作還缺乏針對特定旅游形式[40]或旅游業(yè)某些特定供給側要素[49]的更為細致的探討。最后，探討中國居民收入結構與旅游消費關系的既有研究，多使用不同統(tǒng)計層次的匯總數(shù)據(jù)作為實證證據(jù)，其結論能夠反映不同收入來源影響旅游消費的整體趨勢，但通常缺乏對于個人、家庭等微觀主體理性消費抉擇的深入刻畫。

通過對國內(nèi)外探討收入與旅游消費關系的相關研究加以同溯可知，本文的主要貢獻和創(chuàng)新之處在于：第一，將工資性收入和經(jīng)營性收入歸納為一類，將財產(chǎn)性收入和轉移性收入歸納為一類，通過引入時間配置的內(nèi)生維度，在細分意義上探討不同來源的收入對于旅游消費的影響，從而在一定程度上拓展和深化了該議題的研究視角;第二，著眼于個體和家庭戶數(shù)據(jù)，能夠充分反映理性行為主體的收入約束變化對其消費行為的影響，使得相關實證分析建立于一個更為堅實的微觀基礎之上;第三，使用時間序列延續(xù)至2015年的3期面板數(shù)據(jù)，在充分控制不可觀測因素、削弱內(nèi)生性影響的同時，又能夠通過較新的經(jīng)驗證據(jù)捕捉中等收入群體迅速擴大以來的旅游消費變化特征。

2 理論演繹

2.1數(shù)理分析

旅游作為服務行業(yè)的一個門類，其基本特征之一在于生產(chǎn)與消費同時發(fā)生、不可分割。因此，從個體的旅游消費行為來看，旅游必須以閑暇時間的配置作為前提。對于任一給定的時間長度T，可以將之劃分為投入于勞動力市場的時間t以及非勞動時間t*，即有：

T=t+t*（1）

容易理解，個體投入于勞動力市場的時間用于取得勞動收入，勢必與旅游所需的閑暇時間呈互補配置，從而可將式（1）變形為：

t= T-t*

（2）

式（2）所蘊含的啟示意義在于，在總時間給定的前提下，個體或家庭投入旅游消費的潛在時間與勞動時間反向變動。值得注意的是，旅游偏好等因素會在相當程度上左右個體和家庭的旅游消費決策，從而造成實際旅游時間配置與潛在時間的吻合或背離，因此旅游時間并不必然與勞動時間呈現(xiàn)反比關系。

考慮個體或家庭的旅游消費函數(shù)具有某種常系數(shù)線性形式，如式（3）所示，其中w代表勞動收入和財產(chǎn)性收入的加總財富，α，β，γ為常數(shù)。

q（t）=aw（t）+βdw/dt +y

（3）

式（3）表明，旅游消費量一方面受總財富的預算約束影響，另一方面受勞動時間對總財富的際貢獻影響。這是因為，個體或家庭中勞動收入占總財富的比重越大，則總財富的變化會對勞動時間的變動越敏感。如果個體或家庭存在相對穩(wěn)定的收入預期，那么勞動時間的配置通常更具粘性，從而不利于其增加旅游消費。

從成本視角來看，由于財產(chǎn)性收入水平較少受到時間配置影響，個體或家庭選擇旅游消費的成本可以用時間機會成本、即勞動力的影子價格來衡量，用等式表示即為：

c（t）= λw（t）+η

（4）

其中，w（t）表示勞動時間變化所引致的總財富變動，λ，η為常數(shù)。旅游消費的邊際效用θ[w（t]與加總財富相關，綜合式（3）和式（4），可得到個體或家庭的旅游效用函數(shù)如下：

代人整理可得：甜

（6）

欲使得既定約束下的旅游消費效用最大化，相當于求解如下目標泛函：

（7）

根據(jù)泛函取極值的必要條件，可列得：

因此，與式（7）相對應的歐拉方程為：

（9）

極端情況下，對于總財富為零的個體或家庭而言，即使無成本地獲取旅游產(chǎn)品或服務，其邊際效用至少為零。由此確定初始條件θ（0）=0，解式（9）這一微分方程可得：

將式（10）代入式（7），計算可得最大化的旅游消費效用為：

從式（11）的結果來看，由于

恒為正，因此I*的大小主要取決于

的相對比值。根據(jù)式（3）可知，

反映了個體或家庭總財富的變化對于勞動時間變動做出反應的敏感程度。因此，在旅游消費支出一定時，旅游消費會對勞動時間占比高的個體或家庭帶來更加明顯的邊際效用改善，因為此類個體或家庭已經(jīng)將更多的時間配置于可以帶來負效用的勞動力市場。該命題一個對偶形式的推論是，如果個體和家庭對于旅游消費的效用目標一定，財產(chǎn)性收入、轉移性收入的相對提升則會導致更高額度的旅游消費。

2.2研究假設

通過一個簡明的理論框架，前述分析將個體或家庭的旅游消費與其收入結構聯(lián)系起來。結果表明，旅游消費與收入對時間投入變化作出反應的敏感程度有關。在訴諸于實證分析的過程中，相應的經(jīng)驗觀察可以來自工資性收入、經(jīng)營性收入與財產(chǎn)性收入、轉移性收入的差異，以及財產(chǎn)性收入內(nèi)部的金融性收入與非金融性收入的差異。因此，綜合理論分析結果和既有的相關研究發(fā)現(xiàn)，本文提出如下研究假設：

假設1：家庭財產(chǎn)性收入和轉移性收入對旅游消費支出的影響大于工資性收入和經(jīng)營性收入對旅游消費支出的影響

假設2：在財產(chǎn)性收入結構內(nèi)部，金融類財產(chǎn)性收入對旅游消費支出的影響大于非金融類財產(chǎn)性收入對家庭旅游消費支出的影響

3 數(shù)據(jù)來源與變量說明

3.1數(shù)據(jù)介紹

本文使用的3期面板數(shù)據(jù)來自西南財經(jīng)大學中國家庭金融調(diào)查數(shù)據(jù)庫（ China Household FinanceSurvey， CHFS），包含2011年、2013年、2015年3個調(diào)查年度。CHFS數(shù)據(jù)在全國范圍內(nèi)采集個體層次和家庭層次的金融信息，包括家庭戶成員的職業(yè)收入、資產(chǎn)與負債、社會保險與信貸約束、家庭消費結構等[50]。201 1年是CHFS首輪調(diào)查，樣本量為8438戶，覆蓋全國25個省80個縣（縣級市）320個村（社區(qū)）;2013年的調(diào)查在2011年的基礎上進行了樣本量擴充，覆蓋全國29個省262個縣（縣級市）1048個村（社區(qū)），共計28 143戶家庭;2015年第3輪調(diào)查再次進行了樣本量擴充，覆蓋全國29個省353個縣（縣級市）1373個村（社區(qū)），共計37 348戶家庭。總體而言，CHFS的調(diào)查樣本具有全國、省級、副省級城市等不同層次的代表性[51]。在經(jīng)過必要的數(shù)據(jù)清理過程后，匹配合成的3期非平衡面板數(shù)據(jù)共包含符合研究需求的樣本量為71715戶，其中有7037個相同家庭戶的觀測記錄。

3.2模型說明

在CHFS的調(diào)查問卷中，旅游支出相關問題以家庭戶而非個體作為觀測單位，因此本文的實證分析以家庭旅游消費支出作為研究的被解釋變量，以家庭財產(chǎn)性收入和工資性收入作為主要解釋變量，以不同個體條件和家戶條件作為控制變量。同時，CHFS作為追蹤調(diào)查數(shù)據(jù)，可以控制家庭戶不隨時間變化的個體特征。本文所使用的同歸方程具體設置如下：

式（12）中，下標i和t分別代表面板數(shù)據(jù)中的不同家庭戶和調(diào)查年度;tour-exp代表家庭旅游消費支出;w和p分別代表家庭工資性收入和財產(chǎn)性收入;模型同時納入了家庭的經(jīng)營性收入和轉移性收入、戶主的人口學特征、人力資本、社會資本以及家庭戶規(guī)模等控制變量;φ和ω分別為調(diào)查地區(qū)固定效應和調(diào)查時間固定效應;ε為隨機誤差項。

3.3變量說明

依據(jù)CHFS的數(shù)據(jù)結構和相關研究的通行口徑，本文首先界定收入變量的討論范圍。本文所指的收入由工資性收入、財產(chǎn)性收入、經(jīng)營性收入和轉移性收入構成。其中，工資性收入包括個體和家庭內(nèi)其他勞動力過去一年獲得的稅后工資收入、稅后獎金收入、稅后補貼收入以及兼職收入。財產(chǎn)性收入是一個流量概念，指調(diào)查年過去一年內(nèi)家庭依靠不同財產(chǎn)獲得的增殖稅后收入[52]，包括定期存款利息收入、債券收入、股票差價及分紅、基金差價及分紅、金融衍生品收入、黃金收入、非人民幣資產(chǎn)收入、商業(yè)保險分紅等金融類財產(chǎn)性收入，和依靠房產(chǎn)、土地、汽車等獲得的租金構成的非金融類財產(chǎn)性收入。經(jīng)營性收入是指通過經(jīng)常性的生產(chǎn)經(jīng)營活動而取得的收益。轉移性收入包括政府對個人的社會保險和社會救助產(chǎn)生的收入，以及家庭間的贈送和贍養(yǎng)等。為克服模型的異方差問題并更好地反映變量間的彈性關系，家庭旅游消費支出、工資性收入、財產(chǎn)性收入、經(jīng)營性收入、轉移支付收入均以對數(shù)形式進入同歸方程。本文的控制變量包括戶主本人的受教育狀況、婚嫻狀況、政治面貌、戶籍性質(zhì)、戶籍流動以及家庭人口規(guī)模等。變量的描述性統(tǒng)計結果見表1。

4 實證分析與討論

4.1基準模型的估計結果

模型1～模型5為本文所使用的基準同歸模型。其中，模型1估計收入結構解釋變量對旅游消費支出的影響，未納入任何其他控制變量，也未控制年份和地區(qū)的固定效應;模型2和模型3在模型1的基礎上引入了戶主本人的年齡、性別、受教育狀況、婚嫻狀況、政治面貌以及家庭戶的人口規(guī)模等控制變量，但并未控制年份和地區(qū)的固定效應;模型4在模型3的基礎上進一步控制了調(diào)查年份的時間固定效應;模型5在前述模型的基礎上同時控制了年份固定效應和按照東部地區(qū)、中部地區(qū)、西部地區(qū)和東北地區(qū)劃分的地區(qū)固定效應。模型1～模型5的估計結果如表2所示。

基準方程的同歸結果顯示，不同類型的收入增加均對家庭旅游消費增長存在正向影響，但工資性收入和經(jīng)營性收入增長對家庭旅游消費的影響小于財產(chǎn)性收入。當模型納入不同的控制變量，并分別控制年份固定效應和地區(qū)固定效應時，可以更加清晰地識別到財產(chǎn)性收入對旅游消費的正向影響明顯高于其他類型收入。這一結果與本文的研究假設1初步吻合。此外，戶主受教育程度越高，家庭旅游消費支出越高;戶主年齡越高，家庭旅游支出則越少;與2011年相比，家庭在2013年和2015年旅游支出在降低;與東北地區(qū)相比，中西部的家庭在旅游消費方面支出更高，東部地區(qū)家庭并不顯著。

4.2內(nèi)生性問題處理

本文進一步考慮模型所面臨的潛在內(nèi)生性問題。一方面，從收入與旅游消費的理論關系來看，收入在一定程度上導致消費增加，但消費增長本身僅有可能作為收入變動的結果而非原因存在。因此，模型的估計結果較少受到反向因果的威脅。另一方面，如果模型遺漏了某一個或某幾個既有數(shù)據(jù)結構無從測量的變量，且該變量能夠同時影響家庭的收入和消費因素，那么就會開啟后門路徑，導致解釋變量與隨機誤差項相關的所謂內(nèi)生性問題，從而使得估計結果不再可信。為克服這一潛在的內(nèi)生性問題，可以考慮提升解釋變量的數(shù)據(jù)統(tǒng)籌層次作為工具變量。在非對稱的數(shù)據(jù)統(tǒng)籌層次下，個體的收入變動必然影響匯總意義上的區(qū)域收入水平，但區(qū)域收入變動卻難以影響個體和家庭的旅游消費，因此可以起到阻斷后門路徑的作用。

本文分別使用由樣本數(shù)據(jù)計算得到的各類收入的省級平均值作為各自收入類別的工具變量。為增強可比性，表3的模型5為面板固定效應估計結果;模型6～模型9為面板工具變量估計結果，其中，模型6僅控制個體和家庭的控制變量，模型7在模型6的基礎上進一步控制了調(diào)查地區(qū)的固定效應，模型8在前述模型的基礎上同時控制了年份固定效應和地區(qū)固定效應。模型9與前述模型的區(qū)別在于，其采用了面板廣義矩估計（ Panel GMM），而前述模型6～模型8均采取面板兩階段最小二乘估計（PaneIIV-2SLS）。工具變量同歸所納入的控制變量與基準同歸均相同，估計結果如表3所示。

在使用工具變量控制了潛在的內(nèi)生性影響后，同歸結果依然表明不同類型的收入增加均對家庭旅游消費增長具有統(tǒng)計意義上的顯著意義，但工資性收入和經(jīng)營性收入帶來的正向效應低于財產(chǎn)性收入和轉移性收入。具體而言，在同時控制年份固定效應和地區(qū)固定效應后，財產(chǎn)性收入增長1個相對單位能夠引起家庭旅游消費支出增加約0.362個相對單位，T資性收入增長1個相對單位僅能夠引起家庭旅游消費支出增加約0.064個相對單位，本文的研究假設1得以驗證。此外，模型的LM（p值）顯著拒絕原假設，說明工具變量處理模型不存在IV識別不足問題;Hansen J統(tǒng)計量顯著，表明模型選取的IV變量是恰當有效的;Cragg-Donald Wald F統(tǒng)計量顯著大于Stock-yogo弱T具變量臨界值，說明模型不存在弱工具變量問題。表3模型9的估計結果與我們的理論預期一致，驗證前文提出的假設1。

4.3穩(wěn)健性檢驗

本文通過替換部分控制變量、選擇子樣本以及變換模型設定形式等方式，針對上述實證分析結果進行穩(wěn)健性檢驗。其中，模型10用被訪者的“總體幸福感”替換原模型的控制變量“家庭人口規(guī)模”;模型11選擇使用“宗教信仰”變量替換原模型的控制變量“政治面貌”，由于“宗教信仰”變量僅在2013年調(diào)查中存在，故模型11僅使用2013年調(diào)查樣本;模型12選取戶籍不在本地的流動人口子樣本進行同歸;模型13為了克服樣本中大量無旅游消費的家庭所形成的0截斷現(xiàn)象對于分析結果的影響，轉而采用Tobit模型對非農(nóng)戶籍人口進行同歸。上述模型均同時控制時間固定效應和地區(qū)固定效應，穩(wěn)健性檢驗的結果如表4所示。

穩(wěn)健性檢驗的結果表明，無論是替換部分控制變量、變換模型設定形式還是選擇使用部分子樣本進行同歸，工資性收入對數(shù)和財產(chǎn)性收入對數(shù)的同歸系數(shù)均未改變影響方向和顯著性水平。該結果進一步印證了本文的研究假設1，即家庭財產(chǎn)性收入對旅游消費支出的影響大于工資性收入對旅游消費支出的影響。

4.4異質(zhì)性分析

事實上，如果從財產(chǎn)性收入的內(nèi)部結構加以考量，則非金融類財產(chǎn)性收入與金融類財產(chǎn)性收入對時間配置的敏感性不同。于是，在進一步考慮財產(chǎn)性收入對于時間配置需求的異質(zhì)性時，一個自然而然的追問在于，具有不同時間投入敏感性的財產(chǎn)性收入是否也意味著不同的旅游消費影響。

由于我國長期存在的城鄉(xiāng)戶籍二元制度，導致居民在收入來源、勞動力市場的就業(yè)結構存在明顯的差異，即戶籍差異形成的收入來源機構的分割現(xiàn)象。于是，在對全樣本人群進行收入內(nèi)部結構的異質(zhì)性分析時，還應該進一步估計由于戶籍差異導致的收入結構分割是否影響家庭的消費支出。

表5呈現(xiàn)了這一異質(zhì)性分析的結果，模型14使用全樣本數(shù)據(jù)，模型15使用農(nóng)業(yè)戶籍的子樣本數(shù)據(jù)，模型16使用非農(nóng)戶籍的子樣本數(shù)據(jù)。結果表明，從家庭旅游消費影響來看，在全樣本和非農(nóng)戶籍的子樣本中，金融類財產(chǎn)性收入的估計系數(shù)絕對值和顯著性水平均領先于非金融類財產(chǎn)性收入。但值得注意的是，在戶主為農(nóng)業(yè)戶籍的家庭中，財產(chǎn)性收入和基本工資對家庭旅游消費的影響在統(tǒng)計意義上并不顯著，補貼收入、兼職收入、獎金收入具有顯著影響。筆者認為，造成這種差異化影響因素的原因主要在于勞動力市場分割因素。從前文的表1可以發(fā)現(xiàn)，農(nóng)村戶籍人口的工資性收入對數(shù)、財產(chǎn)性收入對數(shù)的均值分別為0.707和0.052，而非農(nóng)戶籍人口的工資性收入對數(shù)和財產(chǎn)性收入對數(shù)的均值分別為1.035和0.169，后者遠高于前者，正是因為這種收入結構的分割導致農(nóng)業(yè)戶籍家庭和非農(nóng)戶籍家庭在旅游消費支出影響因素上的巨大差異。至此，本文的研究假設2僅在一定程度上得以驗證，即在戶主為非農(nóng)戶籍的家庭中，從財產(chǎn)性收入結構內(nèi)部來看，金融類財產(chǎn)性收入對旅游消費支出的影響大于非金融類財產(chǎn)性收入對家庭旅游消費支出的影響。

4.5進一步探討

本文的實證分析通過克服潛在的內(nèi)生性問題和一系列穩(wěn)健性檢驗驗證了此前的研究假設，即家庭財產(chǎn)性收入對旅游消費支出的影響大于工資性收入對旅游消費支出的影響。且對于戶主為非農(nóng)戶籍的家庭而言，在財產(chǎn)性收入結構內(nèi)部，金融類財產(chǎn)性收入對旅游消費支出的影響大于非金融類財產(chǎn)性收入對家庭旅游消費支出的影響。從工具變量的估計結果來看，旅游對于現(xiàn)階段的中國家庭而言依然屬于富于彈性的消費品。這一基于全樣本的發(fā)現(xiàn)能夠與此前關于農(nóng)村居民旅游消費的研究相印證。盡管收入對于農(nóng)村居民消費具有促進作用，但是該作用會受到其他優(yōu)先級更高的“強制性”消費因素影響而被大為削弱[53]。另有基于省級匯總數(shù)據(jù)的研究表明，工資性收人對我國農(nóng)村居民出游率的貢獻最大[54]。然而值得注意的是，在現(xiàn)行的統(tǒng)計口徑下，農(nóng)村轉移勞動力在城市部門就業(yè)所形成的所謂工資性收入，其統(tǒng)計精度通常難以支撐省級層面的宏觀分析，因此本文更加強調(diào)通過微觀家戶數(shù)據(jù)觀察工資性收入和財產(chǎn)性收入影響旅游消費的方法論意義。從城市家庭旅游消費的既有研究來看，家庭的經(jīng)濟狀況以及對未來收入的預期均會顯著影響家庭的旅游消費[55]，與本文觀察結果基本一致。

正如本文在理論演繹部分所指出的，時間的內(nèi)生分配是影響家庭旅游消費的一個根本性因素。本文已經(jīng)注意到時間變量對于工資性收入和財產(chǎn)性收入以及財產(chǎn)性收入內(nèi)部結構的影響，但受限于數(shù)據(jù)結構而并未在實證研究過程中加以更為細致地探討。可以預見，在未來涉及旅游消費的學術研究中，量化分析個體和家庭成員配置于勞動力市場和旅游休閑活動中的時間要素將成為具有關鍵意義的工作方向。

5 結論及對策建議

作為“幸福產(chǎn)業(yè)”的典型代表，旅游能夠愉悅身心、增長見聞、陶冶情操，在綜合帶動其他產(chǎn)業(yè)發(fā)展的過程中給予消費者健康快樂的人生體驗，是人民群眾提升生活品質(zhì)、滿足美好生活需要和向往的重要渠道。根據(jù)文化和旅游部公布的2018年上半年旅游經(jīng)濟主要數(shù)據(jù)報告，第一季度、第二季度居民總體旅游意愿分別為83.0%、84.8%，分別同比增加1個百分點和3.7個百分點①，顯示出我國居民的旅游意愿繼續(xù)保持上行勢頭。在旅游消費與國民收入近乎同步增長的趨勢現(xiàn)象背后，本文捕捉到不同收入來源影響旅游消費的潛在差異并加以分析，研究結論可簡要歸納如下：

第一，無論是對于城鎮(zhèn)居民還是農(nóng)村居民而言，不同來源的家庭收入增加對旅游消費支出均存在顯著正向影響。這一發(fā)現(xiàn)符合新古典經(jīng)濟學的一般解釋，即收入增加會擴大家庭消費支出。我國經(jīng)濟已由高速增長階段轉向高質(zhì)量發(fā)展階段，在中國經(jīng)濟進入新常態(tài)的宏觀背景下，通過改善收入分配增量縮小城鄉(xiāng)收入差距、培育和擴大中等收入群體，引領包括旅游消費在內(nèi)的服務業(yè)發(fā)展，無疑是從需求側培育經(jīng)濟增長新動能的題中應有之義。

第二，財產(chǎn)性收入和轉移性收入增長對于旅游消費的拉動，其作用要大于工資性收入和經(jīng)營性收入增長的效應，本文的理論演繹表明，當旅游消費支出或旅游消費效用目標二者之一保持不變時，個人或家庭的勞動時間配置與前兩者中發(fā)生變化的另一者呈反向變動關系。由于旅游消費的服務業(yè)屬性，旅游體驗的供給與消費同時發(fā)生、不可分離，因此一定的時間投入是旅游消費的必要條件。對于將更多時間配置于勞動力市場的個人或家庭而言，一方面，其能夠投入旅游消費的時間面臨更加嚴格的預算約束;另一方面，勞動供給的負效用又提升了其增加旅游消費的潛在邊際效用。正確認識這對矛盾是理解財產(chǎn)性收入和轉移性收入增加對旅游消費具有顯著貢獻的關鍵所在。即中國家庭旅游消費支出的增加在更大程度上是受到了財產(chǎn)性收入和轉移性收入的影響，單純依靠工資性收入和經(jīng)營性收入擴大旅游消費有其局限性。

第三，收入結構對不同戶籍狀況的家庭旅游消費支出產(chǎn)生差異化影響。首先，對于戶主為非農(nóng)戶籍的家庭而言，在財產(chǎn)性收入結構內(nèi)部，金融類財產(chǎn)性收入對旅游消費支出的影響大于非金融類財產(chǎn)性收入對家庭旅游消費支出的影響。其次，對于農(nóng)業(yè)戶籍的家庭而言，財產(chǎn)性收入和基本工資對家庭旅游消費在統(tǒng)計上不存在顯著影響，家庭稅后補貼收入、兼職收入、稅后獎金收入對家庭旅游消費有積極效應。整體而言，金融類財產(chǎn)性收入與非金融類財產(chǎn)性收入的差異主要體現(xiàn)于兩點：二者的流動性不同，以及二者對收入主體時間約束的粘性不同。在財產(chǎn)性收入引致旅游消費擴大的過程中，一方面，流動性更強的收入可以實現(xiàn)更為靈活的消費轉化，而較少受到投資周期等因素的制約;另一方面，依附于房產(chǎn)、土地、汽車等物質(zhì)要素存在的非金融類財產(chǎn)性收入顯然與必要的時間投入相聯(lián)系，從而在一定程度上削弱了收入增加所引起的旅游消費轉化。

基于前述研究結論，本文擬提出如下對策建議：首先，應從制度建設與勞動力市場發(fā)育雙向著力，在鄉(xiāng)村振興過程中，著力增強農(nóng)業(yè)戶籍人群的創(chuàng)收能力，提高其工資性收入水平，加強轉移支付力度，拓寬勞動者除基本工資外的其他收入渠道，促進勞動力市場結構的優(yōu)化。其次，應創(chuàng)造條件讓更多家庭擁有財產(chǎn)性收入或進一步提升其財產(chǎn)性收入比重，切實減少相對繁重的工作任務和高強度的職場環(huán)境對勞動者的時間和經(jīng)濟束縛，充分保障個人和家庭享受美好生活的權利。最后，應積極推進旅游業(yè)供給側結構性改革，創(chuàng)造更為友好的旅游休閑環(huán)境，為人民群眾更好滿足白身旅游需求提供便利，以提升性價比和靈活性為抓手有針對性地優(yōu)化旅游產(chǎn)品及服務，從而進一步激發(fā)潛在需求、緩解供需錯配，以市場發(fā)育本身突破旅游業(yè)發(fā)展的階段性瓶頸。

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