農(nóng)民非農(nóng)就業(yè)與農(nóng)民家庭旅游消費(fèi)支出
——基于中國(guó)家庭追蹤調(diào)查2012—2014數(shù)據(jù)的實(shí)證分析

郭 為 王 靜 李承哲

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

0 引言

2011年以來(lái)，中國(guó)的人均消費(fèi)支出增長(zhǎng)率呈現(xiàn)下滑的長(zhǎng)期趨勢(shì)（見圖1），消費(fèi)需求成為制約經(jīng)濟(jì)增長(zhǎng)的重要因素。在總消費(fèi)需求下降時(shí)，服務(wù)消費(fèi)的某些領(lǐng)域呈現(xiàn)逆勢(shì)增長(zhǎng)（柴化敏，2013；石園等，2019），其中旅游消費(fèi)尤其是假日旅游消費(fèi)表現(xiàn)突出（李剛，2016；王笑宇，2017）（見圖2）。2019 年，農(nóng)村居民出游人數(shù)達(dá)15.35億人次，增長(zhǎng)8.1%。旅游花費(fèi)0.97萬(wàn)億元，增長(zhǎng)12.1%①人民網(wǎng)-旅游頻道.2019 年國(guó)內(nèi)游人數(shù)達(dá)60.06 億旅游總收入6.63 萬(wàn)億元［Z/OL］（2020-03-10）http：//travel.people.com.cn/nl/2020/0310/C41570-31626156.html.。收入是影響消費(fèi)的根本原因（凱恩斯，2009）。改革開放以來(lái)，農(nóng)民收入的增長(zhǎng)主要依靠非農(nóng)就業(yè)（肖龍鐸等，2017）。經(jīng)驗(yàn)研究證明，由非農(nóng)就業(yè)帶來(lái)的收入增長(zhǎng)促進(jìn)了總消費(fèi)，但是仍然不清楚它對(duì)不同類型的消費(fèi)支出影響如何。至于旅游消費(fèi)，先行研究已經(jīng)驗(yàn)證了休閑時(shí)間（魏翔等，2019）、收入及其類型（楊勇，2015）、房地產(chǎn)財(cái)富效應(yīng)（劉晶晶等，2016）等對(duì)旅游消費(fèi)支出的影響，但鮮有研究從非農(nóng)就業(yè)角度說(shuō)明家庭旅游消費(fèi)支出如何響應(yīng)農(nóng)民這一最具特色的經(jīng)濟(jì)行為。更進(jìn)一步，前述影響如果存在，農(nóng)民非農(nóng)就業(yè)促進(jìn)家庭旅游消費(fèi)支出的路徑又是怎樣的呢？只有搞清楚了這些問(wèn)題，政府面向農(nóng)民促進(jìn)旅游消費(fèi)支出的非農(nóng)就業(yè)政策才具有針對(duì)性。

圖1 國(guó)內(nèi)人均消費(fèi)支出增長(zhǎng)率

圖2 國(guó)內(nèi)人均旅游消費(fèi)支出

1 文獻(xiàn)綜述

關(guān)于消費(fèi)與收入的經(jīng)驗(yàn)研究貫穿了整個(gè)消費(fèi)理論發(fā)展的過(guò)程并且不斷地分散進(jìn)入不同的學(xué)科領(lǐng)域中（Duesenberry，1949；Leibenstein，1950；Brown，1952；Friedman，1957；Modigliani，1966；Thaler，1985；Lester，2005；凱恩斯，2009）。近年來(lái)，隨著服務(wù)業(yè)和體驗(yàn)經(jīng)濟(jì)的興起，旅游消費(fèi)的研究方興未艾。在國(guó)內(nèi)的研究中，旅游消費(fèi)呈現(xiàn)出一種比較模糊的認(rèn)知，它既可以指行為，也可以指數(shù)量。消費(fèi)行為主要指消費(fèi)者的需求心理、購(gòu)買動(dòng)機(jī)、消費(fèi)意愿等方面心理與現(xiàn)實(shí)諸表現(xiàn)的總和；消費(fèi)支出則指消費(fèi)者購(gòu)買物品時(shí)支出的貨幣數(shù)量。缺少對(duì)消費(fèi)行為與消費(fèi)支出的區(qū)分（谷慧敏等，2003；李曉婷等，2013）使得國(guó)內(nèi)旅游消費(fèi)研究從開始就充滿了歧義和哲學(xué)思辨。而哲學(xué)思辨更多地從價(jià)值觀的角度思考經(jīng)濟(jì)與道德的關(guān)系（陳勝容等，2020），或者是拓展了消費(fèi)相對(duì)于旅游場(chǎng)景的含義（李志飛等，2020）。不過(guò)，大部分研究仍然站在旅游消費(fèi)支出的角度，結(jié)合當(dāng)時(shí)的社會(huì)熱點(diǎn)問(wèn)題，思考消費(fèi)背后的推動(dòng)因素。通過(guò)對(duì)現(xiàn)有文獻(xiàn)的梳理可以發(fā)現(xiàn)，旅游消費(fèi)支出的研究呈現(xiàn)三條清晰的脈絡(luò)：第一，依然圍繞收入，從收入的不同側(cè)面挖掘收入對(duì)家庭旅游消費(fèi)支出的影響（鄧濤濤等，2020；谷慧敏 等，2003；魏翔，2020；楊勇，2015；張?jiān)屏?等，2019）。第二，從收入延伸到財(cái)富領(lǐng)域，考察財(cái)富變量如金融、房產(chǎn)、債務(wù)等因素對(duì)旅游消費(fèi)支出的影響（劉晶晶 等，2016；馬軼群，2016；王克穩(wěn)，2017；王克穩(wěn)，2019）。第三，基于旅游約束的時(shí)間因素，考慮節(jié)假日對(duì)旅游消費(fèi)支出的影響（魏翔，等，2019；任明麗等，2020）。

收入的背后是就業(yè)。從個(gè)體來(lái)看，就業(yè)對(duì)消費(fèi)的正向影響毋庸置疑，就業(yè)越充分，消費(fèi)越多（范紅忠等，2013）。但不確定的是，個(gè)體就業(yè)類型的轉(zhuǎn)換和就業(yè)的穩(wěn)定性是否會(huì)對(duì)消費(fèi)產(chǎn)生影響。例如，職業(yè)層次高的就業(yè)比職業(yè)層次低的就業(yè)消費(fèi)量更大（汪潤(rùn)泉等，2018），穩(wěn)定就業(yè)的個(gè)體擁有更大的消費(fèi)支出，且消費(fèi)種類更豐富（趙達(dá)等，2019；劉麗麗，2021），自雇就業(yè)對(duì)消費(fèi)的影響難以確定，取決于就業(yè)種類（周闖等，2020）。宏觀上來(lái)看，就業(yè)結(jié)構(gòu)的改善（杭斌，2003）、就業(yè)機(jī)會(huì)的增加（楊天宇等，2008）、勞動(dòng)力的轉(zhuǎn)移就業(yè)（劉莉君，2016）都會(huì)影響消費(fèi)支出。政府直接就業(yè)政策及相關(guān)政策如社會(huì)保障、養(yǎng)老保險(xiǎn)等也會(huì)對(duì)消費(fèi)產(chǎn)生重要影響（齊紅倩等，2018；武曉利，2014）。在我國(guó)，非農(nóng)就業(yè)主要指農(nóng)民的就業(yè)。農(nóng)民參與非農(nóng)就業(yè)主要是通過(guò)重新配置家庭勞動(dòng)力資源來(lái)獲得更多收入。這種收入在多大程度上能夠轉(zhuǎn)化成旅游消費(fèi)支出還沒有結(jié)論，關(guān)鍵問(wèn)題是，我們無(wú)法從總收入中剝離非農(nóng)就業(yè)獲得的收入。因此，只能通過(guò)代理變量——非農(nóng)就業(yè)來(lái)考察非農(nóng)就業(yè)收入對(duì)家庭旅游消費(fèi)支出的影響。先行文獻(xiàn)至今還沒有這方面的研究。不過(guò)，部分文獻(xiàn)發(fā)掘了非農(nóng)就業(yè)與消費(fèi)支出的一些關(guān)系，主要有三類觀點(diǎn)：第一，非農(nóng)就業(yè)是否提高了農(nóng)民工消費(fèi)?，F(xiàn)有研究基本確認(rèn)了非農(nóng)就業(yè)對(duì)家庭消費(fèi)有正向影響。例如，錢文榮（2013）發(fā)現(xiàn)非農(nóng)就業(yè)顯著提高了農(nóng)村居民的消費(fèi)水平，但是，Zhao（1999）卻發(fā)現(xiàn)這種影響很小。第二，非農(nóng)就業(yè)的地域和身份差異影響了消費(fèi)支出和消費(fèi)類型。異地非農(nóng)就業(yè)對(duì)消費(fèi)沒有影響，本地非農(nóng)就業(yè)提高了農(nóng)民家庭的平均消費(fèi)水平（杜鑫，2010）。在美國(guó)，戶主非農(nóng)就業(yè)會(huì)提高食物消費(fèi)的比例，而配偶則會(huì)提高醫(yī)療保險(xiǎn)等其他方面的支出（Chang et al.，2008）。第三，非農(nóng)就業(yè)的不穩(wěn)定性會(huì)導(dǎo)致消費(fèi)波動(dòng)比較大（李凱等，2012）。不同代際的農(nóng)民工消費(fèi)觀念存在差異，也會(huì)影響消費(fèi)支出（紀(jì)江明等，2013）。更多情況則是，非農(nóng)就業(yè)和其他因素如簽訂勞動(dòng)合同、保險(xiǎn)等結(jié)合在一起對(duì)消費(fèi)波動(dòng)產(chǎn)生影響（盧海陽(yáng)，2014）。

至于非農(nóng)就業(yè)與農(nóng)村家庭旅游消費(fèi)支出的關(guān)系，現(xiàn)有研究相對(duì)較少。關(guān)于旅游消費(fèi)支出的研究主要集中在旅游者旅游過(guò)程中的消費(fèi)結(jié)構(gòu)（Narayan，2005）、對(duì)特定旅游產(chǎn)品的消費(fèi)（Catlin et al.，2010）、消費(fèi)滿意度及消費(fèi)呈現(xiàn)的行為特點(diǎn)（Zhang et al.，2012；Disegna et al.，2016）等方面。盡管已有一些對(duì)旅游消費(fèi)支出影響因素的探討，但這些研究領(lǐng)域呈現(xiàn)出碎片化的特征。例如，觀鯨的消費(fèi)（Mitra et al.，2019）、停留時(shí)間與消費(fèi)支出的相互依賴（Gomez-Deniz et al.，2020）、包價(jià)旅游和散客旅游支出的特點(diǎn)和差異（Alegre et al.，2008）、旅游者的消費(fèi)模式等（Pellegrini et al.，2020）。由于西方國(guó)家沒有明確的非農(nóng)就業(yè)的概念，因此，很少有文獻(xiàn)從非農(nóng)就業(yè)角度分析農(nóng)村家庭旅游消費(fèi)支出。

從上述消費(fèi)研究的歷史進(jìn)程可以看出，收入是影響消費(fèi)支出的最基本因素。就業(yè)決定了收入，其中，非農(nóng)就業(yè)作為農(nóng)民額外收入來(lái)源對(duì)農(nóng)民基本消費(fèi)支出也會(huì)產(chǎn)生影響。但旅游消費(fèi)支出與基本消費(fèi)支出存在很大差別，旅游消費(fèi)支出的額度更大，同時(shí)受時(shí)間約束。非農(nóng)就業(yè)會(huì)對(duì)農(nóng)村家庭旅游消費(fèi)支出產(chǎn)生影響嗎？本文利用CFPS 2012—2014 年數(shù)據(jù)回答了這個(gè)問(wèn)題。本文的主要貢獻(xiàn)是，利用微觀經(jīng)濟(jì)數(shù)據(jù)驗(yàn)證了非農(nóng)就業(yè)對(duì)農(nóng)村家庭旅游消費(fèi)支出的影響，揭示了產(chǎn)生這種影響的機(jī)制；其次揭示了不同類型的非農(nóng)就業(yè)對(duì)旅游消費(fèi)支出影響的差異。

2 非農(nóng)就業(yè)影響旅游消費(fèi)支出的機(jī)制

先行文獻(xiàn)雖然陳述了非農(nóng)就業(yè)能夠影響農(nóng)村居民家庭消費(fèi)支出（文洪星等，2018），但是幾乎沒有文獻(xiàn)檢驗(yàn)非農(nóng)就業(yè)對(duì)農(nóng)村家庭旅游消費(fèi)支出的影響。非農(nóng)就業(yè)與家庭務(wù)農(nóng)的一個(gè)顯著差別是，非農(nóng)就業(yè)者工作與生活通常在城市，主要是對(duì)家庭剩余勞動(dòng)力資源的重新配置。非農(nóng)就業(yè)對(duì)農(nóng)村家庭旅游消費(fèi)支出的影響機(jī)制體現(xiàn)在以下幾個(gè)方面：

第一，收入效應(yīng)。農(nóng)民家庭的非農(nóng)就業(yè)顯著地促進(jìn)了土地流轉(zhuǎn)，特別是增加了雇傭勞動(dòng)和機(jī)械對(duì)自家勞動(dòng)投入的替代（李明艷等，2010）。這種形式帶來(lái)了勞動(dòng)力資源和土地資源的重新配置（黃祖輝等，2014）。勞動(dòng)力資源和土地資源的重新配置提高了農(nóng)民的收入。勞動(dòng)力資源配置對(duì)收入的提高來(lái)源于兩個(gè)方面：第一，土地流轉(zhuǎn)使得現(xiàn)有可耕地面積擴(kuò)大，出現(xiàn)了一定程度的規(guī)模經(jīng)濟(jì)，邊際勞動(dòng)提高了農(nóng)業(yè)勞動(dòng)生產(chǎn)率（錢龍等，2016）。第二，土地流轉(zhuǎn)后，外出務(wù)工的農(nóng)民可以獲得土地租賃收入，同時(shí)還可以獲得務(wù)工收入（商春榮等，2014；趙智等，2016）。土地資源的重新配置表現(xiàn)為土地耕種規(guī)模擴(kuò)大，機(jī)械化耕作，生產(chǎn)效率提高。無(wú)論哪一種情況，非農(nóng)就業(yè)都提高了農(nóng)民家庭的總收入（肖龍鐸等，2017）。

第二，預(yù)期效應(yīng)。預(yù)期是人們對(duì)未來(lái)經(jīng)濟(jì)變量做出的一種估計(jì)，往往根據(jù)過(guò)去的經(jīng)驗(yàn)和對(duì)未來(lái)形勢(shì)的判斷做出。2006 年1 月1 日，我國(guó)政府全面免除農(nóng)業(yè)稅，直接減少了農(nóng)民負(fù)擔(dān)，惠及9億多農(nóng)民。農(nóng)業(yè)稅減免提高了農(nóng)民的預(yù)期收入，減小了城鄉(xiāng)收入差異（王芳等，2018），降低了當(dāng)年及后一年的非農(nóng)就業(yè)（丁守海，2008）。2009 年8 月27 日第十一屆全國(guó)人民代表大會(huì)常務(wù)委員會(huì)第十次會(huì)議通過(guò)《全國(guó)人民代表大會(huì)常務(wù)委員會(huì)關(guān)于修改部分法律的決定》。修改后的勞動(dòng)法雖然一定程度上阻礙了農(nóng)民工就業(yè)（王懷民，2009；王懷民，2008），但提高了農(nóng)民的最低工資水平，對(duì)農(nóng)民外出從事非農(nóng)就業(yè)給予了法律上的保障（王全興等，2020；葉歡，2019）。企業(yè)與雇傭的農(nóng)民工必須簽訂勞動(dòng)合同，農(nóng)民工依法享有醫(yī)療保險(xiǎn)、養(yǎng)老保險(xiǎn)等社會(huì)福利。此外，國(guó)家還經(jīng)常發(fā)布關(guān)于農(nóng)民工的一些利好政策，這些政策從不同方面提高了農(nóng)民工對(duì)非農(nóng)就業(yè)的預(yù)期，從而刺激了他們的旅游消費(fèi)（劉紅忠等，2015）。

第三，示范效應(yīng)。農(nóng)民工的非農(nóng)就業(yè)主要發(fā)生在城市。從農(nóng)村到城市意味著生活和消費(fèi)空間的改變。城市人口的聚集和巨大的信息流動(dòng)不可避免地會(huì)影響農(nóng)民工，導(dǎo)致其消費(fèi)行為發(fā)生漸變（鐘成林，2015）。這種現(xiàn)象主要發(fā)生在回流返鄉(xiāng)的農(nóng)民工的身上。這種漸變主要表現(xiàn)在：第一，城市居民的消費(fèi)偏好和消費(fèi)習(xí)慣直接作用于家庭中的父母，產(chǎn)生了消費(fèi)模仿（謝勇等，2019）；第二，城市居民的消費(fèi)偏好和消費(fèi)習(xí)慣作用于子代，產(chǎn)生了消費(fèi)認(rèn)同（周賢潤(rùn)，2020）。盡管這種消費(fèi)存在一定層次上的差異，但通過(guò)子代的需求迫使父母逐漸從生產(chǎn)主體過(guò)渡到消費(fèi)主體，從而完成農(nóng)民工身份的重新建構(gòu)（周賢潤(rùn)，2018）；第三，工作環(huán)境和生活環(huán)境的改變提高了農(nóng)民工的市民化水平，進(jìn)而使得家庭發(fā)展和享受型消費(fèi)支出增加，生存性消費(fèi)支出降低，迫使整個(gè)家庭逐漸改變?cè)瓉?lái)的消費(fèi)習(xí)慣（盧海陽(yáng)等，2018；謝勇等，2019）。

3 模型、數(shù)據(jù)來(lái)源與描述性分析

3.1 理論說(shuō)明與模型

設(shè)消費(fèi)者追求旅游消費(fèi)支出效用最大化，其取決于對(duì)旅游產(chǎn)品數(shù)量的消費(fèi)c及旅游時(shí)間t。其函數(shù)形式為：

α，t分別表示旅游產(chǎn)品消費(fèi)對(duì)效用的彈性和消耗的旅游時(shí)間。改革開放后，農(nóng)村大量勞動(dòng)力外出從事非農(nóng)就業(yè)，農(nóng)民的家庭收入主要由非農(nóng)就業(yè)和務(wù)農(nóng)構(gòu)成。很顯然，上述函數(shù)服從以下預(yù)算約束：

其中，p表示旅游產(chǎn)品價(jià)格，A表示家庭資產(chǎn)，wn和wr分別表示非農(nóng)就業(yè)和務(wù)農(nóng)工資率，ln和lr分別表示家庭從事非農(nóng)就業(yè)的人數(shù)和務(wù)農(nóng)人數(shù)，T代表給定的總時(shí)間，t代表旅游時(shí)間，θ和δ分別代表出游意愿和旅游消費(fèi)傾向。因此，最優(yōu)化的一階條件為：

由式（4）和式（5）可得：

根據(jù)式（2）可以得到：

將式（8）代入式（7）得到：

從式（9）中，可以看出家庭旅游消費(fèi)支出是非農(nóng)就業(yè)工資率和家庭從事非農(nóng)就業(yè)人數(shù)的函數(shù)。非農(nóng)就業(yè)工資率wn提高或從事非農(nóng)就業(yè)人數(shù)ln增加，都會(huì)提高家庭的旅游消費(fèi)支出。因此，我們可以給出如下經(jīng)驗(yàn)回歸模型：

其中，X表示家庭特征、戶主特征和村莊特征三類控制變量，Exp代表家庭旅游消費(fèi)支出，Emp代表家庭戶主是否從事非農(nóng)就業(yè)，α代表截距項(xiàng)，β、γ代表待估參數(shù)，?表示隨機(jī)擾動(dòng)項(xiàng)，i為第i個(gè)樣本觀察點(diǎn)。

3.2 數(shù)據(jù)來(lái)源

本文使用的數(shù)據(jù)來(lái)自2012—2014 年中國(guó)家庭追蹤調(diào)查（China Family Panel Studies，CFPS）①數(shù)據(jù)庫(kù)網(wǎng)址：http：//opendata.pku.edu.cn/dataverse/CFPS。數(shù)據(jù)。CFPS 重點(diǎn)關(guān)注中國(guó)居民的經(jīng)濟(jì)與非經(jīng)濟(jì)福利，以及包括經(jīng)濟(jì)活動(dòng)、教育成果、家庭關(guān)系與家庭動(dòng)態(tài)、人口遷移、健康等在內(nèi)的諸多研究主題，是一項(xiàng)全國(guó)性、大規(guī)模、多學(xué)科的社會(huì)跟蹤調(diào)查項(xiàng)目。CFPS樣本覆蓋了除香港、澳門和臺(tái)灣的25 個(gè)?。▍^(qū)、市），目標(biāo)樣本規(guī)模為16000 戶，調(diào)查對(duì)象包含樣本家庭中的全部家庭成員。本文主要關(guān)注非農(nóng)就業(yè)對(duì)農(nóng)村家庭旅游消費(fèi)支出的影響。為了實(shí)現(xiàn)這個(gè)目標(biāo)，我們對(duì)數(shù)據(jù)進(jìn)行了如下處理：一是利用社區(qū)編碼和家庭編碼將個(gè)人、家庭和社區(qū)數(shù)據(jù)進(jìn)行合并，得到樣本38718個(gè)；二是在前述基礎(chǔ)上，利用家庭編碼將需要用到的2012年人均家庭純收入合并到2014年的家庭數(shù)據(jù)中；三是剔除了所選變量中含有缺失值的個(gè)案，得到完整的樣本5169個(gè)②樣本量大幅度減少是因?yàn)楹笃诘姆治鲋行枰玫絻A向值匹配模型，必須刪除每一條包含缺失值的個(gè)案。；四是通過(guò)戶主編碼選擇了以戶主為代表的家庭，同時(shí)剔除了戶主重復(fù)的個(gè)案，得到樣本2319個(gè)；五是剔除了城市家庭樣本，最終得到有效家庭樣本1671個(gè)。

3.3 描述性分析

通過(guò)對(duì)樣本中非農(nóng)就業(yè)家庭與務(wù)農(nóng)家庭的旅游消費(fèi)支出進(jìn)行分析發(fā)現(xiàn)，558戶非農(nóng)就業(yè)家庭的旅游消費(fèi)支出均值為366.86 元，1113 戶務(wù)農(nóng)家庭的旅游消費(fèi)支出均值為113.05元。兩組樣本旅游消費(fèi)均值差在1%水平上統(tǒng)計(jì)顯著（見表1）。

表1 非農(nóng)就業(yè)家庭與務(wù)農(nóng)家庭的旅游消費(fèi)均值差

很顯然，如果直接將樣本中所有非農(nóng)就業(yè)家庭與所有務(wù)農(nóng)家庭的旅游消費(fèi)支出進(jìn)行比較的話，比較結(jié)果包含了樣本選擇偏誤帶來(lái)了偏差。為了剔除這種偏差，我們利用傾向值匹配（PSM）的方法為558 戶非農(nóng)就業(yè)家庭進(jìn)行了“反事實(shí)”性的務(wù)農(nóng)家庭匹配，通過(guò)這種匹配，找出非農(nóng)就業(yè)家庭與務(wù)農(nóng)家庭中的“凈影響”。結(jié)果具體見表2和表3。

表2 傾向值匹配模型回歸結(jié)果

表3 非農(nóng)就業(yè)對(duì)農(nóng)村居民旅游消費(fèi)支出的ATT測(cè)算

在查明因果關(guān)系系數(shù)之后，為了進(jìn)一步了解各種因素對(duì)家庭旅游消費(fèi)支出帶來(lái)的影響，文章將模型中需要使用的變量分成了3類（見表4），包括被解釋變量、關(guān)鍵解釋變量和控制變量。控制變量含有戶主特征變量、家庭特征變量和村莊特征變量。家庭旅游消費(fèi)支出作為被解釋變量，本文對(duì)其進(jìn)行了對(duì)數(shù)處理。關(guān)鍵解釋變量“非農(nóng)就業(yè)”占比約33%。家庭特征變量包括家庭人口數(shù)、是否有代償親友及民間貸款、2012 年家庭人均純收入、定期存款總額和家庭人均純收入，后兩個(gè)變量本文都進(jìn)行了對(duì)數(shù)處理。戶主特征變量包含性別、年齡、受教育程度、婚姻狀況和是否簽訂勞動(dòng)合同。村莊特征變量有兩個(gè)：一個(gè)是用日常交通方式從村委會(huì)到本縣縣城所花費(fèi)的時(shí)間，另一個(gè)是村莊人均純收入。

表4 農(nóng)村家庭非農(nóng)就業(yè)戶主主要變量描述性統(tǒng)計(jì)結(jié)果

4 農(nóng)村居民非農(nóng)就業(yè)對(duì)家庭旅游消費(fèi)支出的影響分析

4.1 非農(nóng)就業(yè)對(duì)農(nóng)民家庭旅游消費(fèi)支出的影響

表5展示了在控制家庭特征變量、戶主特征變量和村莊特征變量的情況下，農(nóng)村家庭戶主非農(nóng)就業(yè)對(duì)家庭旅游支出消費(fèi)產(chǎn)生的影響情況。我們采用分類逐步回歸的方法。模型（1）在沒有任何控制變量的情況下，檢驗(yàn)出非農(nóng)就業(yè)對(duì)家庭旅游消費(fèi)支出存在顯著影響，邊際系數(shù)為0.494。模型（2）在控制戶主特征變量的情況下，檢驗(yàn)出非農(nóng)就業(yè)對(duì)家庭旅游消費(fèi)支出的影響仍然存在，邊際系數(shù)為0.416。模型（3）在模型（2）的基礎(chǔ)上，納入了村莊特征變量，非農(nóng)就業(yè)繼續(xù)保持顯著影響，邊際系數(shù)為0.391。模型（4）在模型（3）的基礎(chǔ)上，繼續(xù)納入了家庭特征變量，非農(nóng)就業(yè)對(duì)家庭旅游消費(fèi)支出仍然產(chǎn)生影響，邊際系數(shù)為0.345。在4個(gè)模型中，非農(nóng)就業(yè)變量的影響在1%水平上高度顯著。由此可以看出，非農(nóng)就業(yè)確實(shí)提高了農(nóng)村家庭旅游消費(fèi)支出。

表5 非農(nóng)就業(yè)對(duì)家庭旅游消費(fèi)支出影響回歸結(jié)果

模型雖然驗(yàn)證了非農(nóng)就業(yè)對(duì)家庭旅游支出的影響，但模型仍然存在解釋力度比較弱的問(wèn)題（R2較小）。主要原因可能是家庭旅游消費(fèi)支出除了受限于這些解釋變量外，還很大程度上受限于閑暇時(shí)間、家庭成員結(jié)構(gòu)和其他一些與旅游相關(guān)的變量。

4.2 非農(nóng)就業(yè)對(duì)農(nóng)村家庭旅游消費(fèi)支出的影響機(jī)制

4.2.1 方法說(shuō)明

本文從收入效應(yīng)、預(yù)期效應(yīng)和示范效應(yīng)3 個(gè)方面檢驗(yàn)非農(nóng)就業(yè)對(duì)農(nóng)村家庭旅游消費(fèi)支出的影響機(jī)制。為了尋找收入效應(yīng)的影響，本文利用2012年家庭人均純收入的對(duì)數(shù)來(lái)捕捉收入增長(zhǎng)因素，然后利用收入增長(zhǎng)因素與非農(nóng)就業(yè)的交互項(xiàng)來(lái)反映收入效應(yīng)對(duì)農(nóng)村家庭旅游消費(fèi)支出的影響。

示范效應(yīng)包括兩種。第一種是時(shí)間維度上的示范效應(yīng)，主要通過(guò)2012年非農(nóng)就業(yè)個(gè)體與2014年非農(nóng)就業(yè)個(gè)體進(jìn)行匹配，利用時(shí)間上的收入差異與非農(nóng)就業(yè)的交互項(xiàng)來(lái)捕捉非農(nóng)就業(yè)對(duì)家庭旅游消費(fèi)支出的影響。第二種是空間維度上的示范效應(yīng)，主要反映城市居民消費(fèi)偏好對(duì)農(nóng)村非農(nóng)就業(yè)家庭旅游消費(fèi)行為的影響。本文利用傾向值匹配法（PSM）尋找到與農(nóng)村非農(nóng)就業(yè)家庭相匹配的城鎮(zhèn)家庭，計(jì)算出每個(gè)家庭之間家庭人均純收入的差異作為影響變量，然后通過(guò)與非農(nóng)就業(yè)變量的交互捕捉示范效應(yīng)對(duì)農(nóng)村家庭旅游消費(fèi)支出的影響。

預(yù)期效應(yīng)主要描述當(dāng)事人在心理上對(duì)事件未來(lái)可能產(chǎn)生的影響的感知。消費(fèi)的根源在收入。如果非農(nóng)就業(yè)增加的收入能夠成為持久收入而不是暫時(shí)收入，那么，家庭的旅游消費(fèi)支出才能切實(shí)增加，否則，增加的收入可能變成儲(chǔ)蓄。能夠?qū)⒎寝r(nóng)就業(yè)暫時(shí)收入變成持久收入的最有效因素是勞動(dòng)合同。勞動(dòng)合同的簽訂不僅降低了農(nóng)民工的意外風(fēng)險(xiǎn)，而且保證了收入增長(zhǎng)的連續(xù)性。因此，本文通過(guò)農(nóng)民工是否簽訂勞動(dòng)合同與非農(nóng)就業(yè)的交互項(xiàng)來(lái)捕捉預(yù)期效應(yīng)對(duì)家庭旅游消費(fèi)支出的影響。

4.2.2 結(jié)果分析

表6展示了非農(nóng)就業(yè)對(duì)農(nóng)民家庭旅游消費(fèi)支出的影響機(jī)制回歸結(jié)果。與探討非農(nóng)就業(yè)對(duì)農(nóng)村家庭旅游消費(fèi)支出的影響一樣，模型在控制了戶主特征、村莊特征和家庭特征之后，分別通過(guò)非農(nóng)就業(yè)與收入增長(zhǎng)的交互項(xiàng)、非農(nóng)就業(yè)與勞動(dòng)合同的交互項(xiàng)、非農(nóng)就業(yè)與城鄉(xiāng)收入增長(zhǎng)差距的交互項(xiàng)捕捉到了收入效應(yīng)、預(yù)期效應(yīng)和示范效應(yīng)對(duì)農(nóng)村家庭旅游消費(fèi)支出的影響，從而驗(yàn)證了非農(nóng)就業(yè)對(duì)農(nóng)村家庭旅游消費(fèi)支出的影響機(jī)制。

表6 非農(nóng)就業(yè)對(duì)農(nóng)民家庭旅游消費(fèi)支出的影響機(jī)制回歸結(jié)果

具體來(lái)看，以務(wù)農(nóng)家庭為參照組，非農(nóng)就業(yè)家庭通過(guò)收入效應(yīng)能夠提高家庭旅游消費(fèi)支出約4.7%，通過(guò)預(yù)期效應(yīng)能夠提高家庭旅游消費(fèi)支出約57.0%，通過(guò)空間示范效應(yīng)能夠提高家庭旅游消費(fèi)支出約51.3%，通過(guò)時(shí)間示范效應(yīng)能夠提高家庭旅游消費(fèi)支出約13.7%?？梢姡寝r(nóng)就業(yè)家庭本身在時(shí)間上的匹配對(duì)消費(fèi)支出的影響程度低于城鎮(zhèn)家庭與農(nóng)村非農(nóng)就業(yè)家庭的匹配，這一結(jié)果與經(jīng)驗(yàn)觀察基本一致。3 種效應(yīng)都在1%水平上統(tǒng)計(jì)顯著。這一結(jié)果與文紅星等（2018）的研究結(jié)果相同。對(duì)3 個(gè)效應(yīng)進(jìn)行比較，可以發(fā)現(xiàn)，預(yù)期效應(yīng)影響最大，說(shuō)明家庭獲得穩(wěn)定可靠的持久收入對(duì)提高家庭旅游消費(fèi)支出至關(guān)重要。示范效應(yīng)影響次之，說(shuō)明消費(fèi)具有很大的模仿性和攀比性，大眾旅游的出現(xiàn)，很大程度上可能是消費(fèi)者行為模仿的結(jié)果。收入效應(yīng)是根本，但影響最小，收入要轉(zhuǎn)化為旅游消費(fèi)支出，可能需要示范效應(yīng)和預(yù)期效應(yīng)的刺激。三者對(duì)家庭旅游消費(fèi)支出的影響是相輔相成的。

非農(nóng)就業(yè)對(duì)家庭旅游消費(fèi)支出的影響與農(nóng)民的生活環(huán)境、習(xí)慣和文化傳統(tǒng)是緊密相關(guān)的。農(nóng)民主要以村落形式集中居住，鄰里之間非常熟悉。一種新的消費(fèi)活動(dòng)得到認(rèn)同后很容易在鄰里之間傳播。農(nóng)村孝道文化保存相對(duì)較好，非農(nóng)就業(yè)通常會(huì)導(dǎo)致家人聚少離多，收入提高后，農(nóng)民會(huì)利用節(jié)假日旅游的方式與家人團(tuán)聚，完成對(duì)家人的心理補(bǔ)償。隨著農(nóng)業(yè)稅取消、土地確權(quán)、農(nóng)業(yè)補(bǔ)貼及農(nóng)村基本醫(yī)療保險(xiǎn)推進(jìn)，農(nóng)民在基本生活上不存在后顧之憂。尤其是隨著“五通”①通路、通自來(lái)水、通電、通天然氣、通有線。進(jìn)村后，農(nóng)民進(jìn)出方便，他們對(duì)生活的預(yù)期隨著經(jīng)濟(jì)的發(fā)展也不斷改善。

4.3 非農(nóng)就業(yè)的異質(zhì)性對(duì)農(nóng)村家庭旅游消費(fèi)支出的影響差異

雖然已經(jīng)確認(rèn)了非農(nóng)就業(yè)對(duì)農(nóng)民家庭旅游消費(fèi)支出能夠產(chǎn)生影響，但是非農(nóng)就業(yè)有各種不同的類型，這些類型包括私營(yíng)企業(yè)/個(gè)體工商戶/其他自雇、農(nóng)業(yè)打工、受雇和非農(nóng)散工。那么，不同類型的非農(nóng)就業(yè)都會(huì)對(duì)家庭旅游消費(fèi)支出產(chǎn)生影響嗎？它們產(chǎn)生的影響有沒有差異呢？通過(guò)不同類型的非農(nóng)就業(yè)對(duì)家庭旅游消費(fèi)支出進(jìn)行回歸（見表7），結(jié)果顯示，私營(yíng)企業(yè)/個(gè)體工商戶/其他自雇和受雇對(duì)消費(fèi)支出產(chǎn)生了顯著的影響，邊際系數(shù)分別為0.935和0.222，而農(nóng)業(yè)打工和非農(nóng)散工則沒有影響。把私營(yíng)企業(yè)/個(gè)體工商戶/其他自雇、受雇與農(nóng)業(yè)打工、非農(nóng)散工進(jìn)行比較，可以發(fā)現(xiàn)，前者收入并沒有顯著高于后者②2012 年，私營(yíng)企業(yè)/個(gè)體工商戶/其他自雇、農(nóng)業(yè)打工、受雇和非農(nóng)散工4 類非農(nóng)就業(yè)的家庭人均純收入均值分別為9234.34元、9233.099元，11097.564元和9356.042元。。但經(jīng)驗(yàn)觀察上前者比后者具有更多的閑暇。因此，閑暇可能是導(dǎo)致消費(fèi)差異的重要原因（魏翔等，2019）。

表7 非農(nóng)就業(yè)異質(zhì)性對(duì)農(nóng)民家庭旅游消費(fèi)支出的影響回歸結(jié)果

不同類型的非農(nóng)就業(yè)具有明顯的差異。農(nóng)民工中受雇就業(yè)的群體最大，平均收入也相對(duì)最高，他們通常在經(jīng)濟(jì)發(fā)達(dá)的城市或沿海地區(qū)務(wù)工，受城市生活的影響最大；私營(yíng)企業(yè)主/個(gè)體工商戶/其他自雇就業(yè)者通常是本地非農(nóng)就業(yè)，這類群體具有比較充分的閑暇時(shí)間。這兩類群體在收入和閑暇時(shí)間方面相比務(wù)農(nóng)個(gè)體具有明顯優(yōu)勢(shì)。農(nóng)業(yè)打工屬于兼職行為，主要發(fā)生在農(nóng)忙期間，通常由耕地?fù)碛辛枯^少的家庭為耕地?fù)碛辛枯^多的家庭提供勞動(dòng)；非農(nóng)散工屬于異地務(wù)工行為，通常沒有固定的勞動(dòng)簽約方。農(nóng)業(yè)打工和非農(nóng)散工這兩類群體勞動(dòng)收入不穩(wěn)定，但略高于單一的務(wù)農(nóng)收入。

5 穩(wěn)健性檢驗(yàn)

前文，我們利用模型驗(yàn)證了非農(nóng)就業(yè)能夠提高農(nóng)村家庭旅游消費(fèi)支出的假說(shuō)和非農(nóng)就業(yè)影響農(nóng)村家庭旅游消費(fèi)支出的機(jī)制，但是，模型可能因?yàn)檫z漏變量、變量測(cè)量和模型設(shè)定等方面的問(wèn)題而導(dǎo)致回歸結(jié)果的不確定性（Maronna，2000）。因此，考慮到戶主收入可能對(duì)旅游消費(fèi)支出的潛在影響，在控制3類特征變量的前提下，在檢驗(yàn)非農(nóng)就業(yè)是否影響家庭旅游消費(fèi)支出時(shí)在模型中增加了家庭戶主的個(gè)人收入以檢測(cè)遺漏變量問(wèn)題；考慮到現(xiàn)實(shí)生活中受教育程度的等級(jí)性，將連續(xù)性變量受教育程度改變?yōu)橛行蛎x變量以檢測(cè)變量測(cè)量問(wèn)題；考慮到線性模型的局限性，將模型改變?yōu)閘ogit 模型以檢測(cè)模型設(shè)定的問(wèn)題。本文同樣將上述改變運(yùn)用到了影響機(jī)制的檢驗(yàn)中。具體結(jié)果見表8。

表8顯示在驗(yàn)證非農(nóng)就業(yè)影響是否存在時(shí)，關(guān)鍵解釋變量非農(nóng)就業(yè)在實(shí)施3種類型的檢驗(yàn)中，仍然在1%和5%水平上統(tǒng)計(jì)顯著，線性回歸中的系數(shù)與原模型中的系數(shù)差別很小，說(shuō)明非農(nóng)就業(yè)對(duì)農(nóng)村家庭旅游消費(fèi)支出的影響確實(shí)存在，其結(jié)果是穩(wěn)健的。在影響機(jī)制檢驗(yàn)時(shí)，收入效應(yīng)、示范效應(yīng)和預(yù)期效應(yīng)對(duì)旅游消費(fèi)支出的影響在1%和5%水平上統(tǒng)計(jì)顯著，且同類回歸的系數(shù)差別很小，說(shuō)明3種效應(yīng)的影響結(jié)果是存在且穩(wěn)健的。

表8 穩(wěn)健性檢驗(yàn)

6 結(jié)論與建議

本文利用中國(guó)家庭追蹤調(diào)查2012—2014（CFPS 2012—2014）數(shù)據(jù)分析農(nóng)民非農(nóng)就業(yè)對(duì)家庭旅游消費(fèi)支出的影響，結(jié)論如下：第一，農(nóng)民非農(nóng)就業(yè)顯著提高了家庭旅游消費(fèi)支出；第二，非農(nóng)就業(yè)影響家庭旅游消費(fèi)支出的機(jī)制來(lái)源于非農(nóng)就業(yè)產(chǎn)生的收入效應(yīng)、示范效應(yīng)和預(yù)期效應(yīng)；第三，三類效應(yīng)中，預(yù)期效應(yīng)最強(qiáng)，示范效應(yīng)其次，收入效應(yīng)最弱；第四，非農(nóng)就業(yè)的影響中，真正發(fā)生作用的是私營(yíng)企業(yè)/個(gè)體工商戶/其他自雇和受雇，農(nóng)業(yè)打工和非農(nóng)散工的影響不顯著。

上述結(jié)論具有一定的現(xiàn)實(shí)意義。第一，非農(nóng)就業(yè)對(duì)家庭旅游消費(fèi)支出的影響說(shuō)明了非農(nóng)就業(yè)是農(nóng)民家庭收入的重要來(lái)源。由于非農(nóng)就業(yè)很大程度上等同于非正規(guī)就業(yè)，因此，政府應(yīng)該盡可能幫助農(nóng)民拓展非農(nóng)就業(yè)/非正規(guī)就業(yè)的渠道，而不是因?yàn)橐恍懊孀印惫こ袒蛘吖芾砩系穆闊┣袛噢r(nóng)民非正規(guī)就業(yè)的渠道。例如，在不影響交通的情況下允許農(nóng)民開展地?cái)偨?jīng)濟(jì)。對(duì)于自發(fā)形成的集市，政府不能粗暴地取締。對(duì)外出務(wù)工農(nóng)民在交通費(fèi)用上給予適當(dāng)優(yōu)惠，等等。第二，影響家庭旅游消費(fèi)支出的機(jī)制來(lái)源于三種效應(yīng)，說(shuō)明收入增加是消費(fèi)的基礎(chǔ)，但是，收入并不一定能夠轉(zhuǎn)化為消費(fèi)。收入轉(zhuǎn)化為旅游消費(fèi)的重要機(jī)制是農(nóng)民家庭有穩(wěn)定的收入增長(zhǎng)預(yù)期，這種預(yù)期是以穩(wěn)定的非農(nóng)就業(yè)形式為基礎(chǔ)的，其表現(xiàn)就是勞動(dòng)合同的簽訂。因此，政府應(yīng)該為農(nóng)民免費(fèi)提供勞動(dòng)方面的法律援助，同時(shí)監(jiān)督企業(yè)對(duì)勞動(dòng)合同的執(zhí)行。第三，示范效應(yīng)的存在說(shuō)明了農(nóng)民工可能是旅游消費(fèi)觀念在農(nóng)民之間傳播的重要橋梁。因此，旅行社針對(duì)鄉(xiāng)村的產(chǎn)品營(yíng)銷應(yīng)該有意識(shí)地面向這部分群體，通過(guò)他們?nèi)ビ绊懮钤谵r(nóng)村地區(qū)的群體。另外，政府可以鼓勵(lì)發(fā)展鄉(xiāng)村旅游，通過(guò)城鄉(xiāng)互動(dòng)帶動(dòng)農(nóng)民走進(jìn)城市進(jìn)行旅游消費(fèi)。第四，私營(yíng)企業(yè)/個(gè)體工商戶/其他自雇、受雇與農(nóng)業(yè)打工、非農(nóng)散工的收入差距不顯著，但是前兩類影響了旅游消費(fèi)支出而后兩類則沒有。這種情況的出現(xiàn)可能是閑暇時(shí)間導(dǎo)致的。因此，如何讓休假制度惠及農(nóng)業(yè)打工和非農(nóng)散戶類人群也是值得關(guān)注的。