畢明建 王明康

[摘 要]文章基于中國(guó)家庭追蹤調(diào)查（CFPS）2012年、2016年及2018年的面板數(shù)據(jù)，借助Heckman兩階段模型，探究家庭資產(chǎn)配置對(duì)城鎮(zhèn)居民旅游消費(fèi)的影響效應(yīng)。結(jié)果表明，不同類型資產(chǎn)對(duì)旅游消費(fèi)具有差異化的影響。其中，住房資產(chǎn)、金融資產(chǎn)與耐用品資產(chǎn)對(duì)旅游消費(fèi)決策與規(guī)模均具有顯著的正向影響。將收入與資產(chǎn)配置納入到家庭經(jīng)濟(jì)框架下統(tǒng)一考察發(fā)現(xiàn)，城鎮(zhèn)居民家庭資產(chǎn)能夠正向強(qiáng)化收入對(duì)旅游消費(fèi)的刺激作用。其中，住房資產(chǎn)、金融資產(chǎn)及耐用品資產(chǎn)存量的增加能夠激發(fā)收入的保障效應(yīng)，而經(jīng)營(yíng)性資產(chǎn)的強(qiáng)化效果則并不顯著。異質(zhì)性分析顯示，金融資產(chǎn)對(duì)不同層次資產(chǎn)群體的旅游消費(fèi)規(guī)模均具有顯著的提升作用，而住房資產(chǎn)與耐用品資產(chǎn)對(duì)中高資產(chǎn)群體的推動(dòng)作用更強(qiáng)，經(jīng)營(yíng)性資產(chǎn)對(duì)低資產(chǎn)群體則具有顯著的負(fù)效應(yīng)，女性戶主與高齡戶主的家庭住房資產(chǎn)與耐用品資產(chǎn)的財(cái)富效應(yīng)相對(duì)更明顯。

[關(guān)鍵詞]旅游消費(fèi);資產(chǎn)配置;城鎮(zhèn)居民;Heckman兩階段模型

[中圖分類號(hào)] F590[文獻(xiàn)標(biāo)識(shí)碼]A[文章編號(hào)] 1673-0461（2021）12-0031-09

一、引 言

新冠肺炎疫情對(duì)我國(guó)居民消費(fèi)造成了嚴(yán)重的負(fù)面沖擊，據(jù)國(guó)家統(tǒng)計(jì)局?jǐn)?shù)據(jù)顯示，2020年全國(guó)居民人均消費(fèi)支出實(shí)際下降了4.0%。其中，旅游消費(fèi)高度依賴流動(dòng)性客源和特定物理場(chǎng)所，受到的負(fù)面沖擊更為明顯。后疫情時(shí)代提振旅游消費(fèi)效果不僅有助于持續(xù)滿足居民美好生活需要與增強(qiáng)居民生活幸福感，同時(shí)對(duì)推動(dòng)消費(fèi)結(jié)構(gòu)升級(jí)從而助力構(gòu)建新發(fā)展格局具有重要意義。

收入是影響居民旅游消費(fèi)的核心因素，這得到了業(yè)內(nèi)普遍認(rèn)同，尤其是改革開放以來，我國(guó)居民收入的高速增長(zhǎng)正是構(gòu)成旅游消費(fèi)大規(guī)模增長(zhǎng)的重要基石。但新冠疫情的沖擊使得城鎮(zhèn)居民收入增速放緩，國(guó)家統(tǒng)計(jì)局的數(shù)據(jù)顯示，2020年城鎮(zhèn)居民的人均可支配收入實(shí)際增幅僅為1.2%。除了旅游場(chǎng)所封閉及人員流通管制政策等因素限制之外，低速增長(zhǎng)的居民收入對(duì)后疫情時(shí)代旅游消費(fèi)效果的提振相對(duì)有限，而居民家庭資產(chǎn)由此成為當(dāng)下提振旅游消費(fèi)的重要經(jīng)濟(jì)稟賦。根據(jù)2018中國(guó)城市家庭財(cái)富健康報(bào)告的數(shù)據(jù)顯示，在城鎮(zhèn)居民家庭資產(chǎn)構(gòu)成中，住房資產(chǎn)占77.7%，金融資產(chǎn)占11.8%，經(jīng)營(yíng)性資產(chǎn)占5.6%，其他資產(chǎn)占4.9%，可見城鎮(zhèn)居民家庭資產(chǎn)結(jié)構(gòu)呈現(xiàn)出房產(chǎn)占主導(dǎo)與資產(chǎn)類型多樣化的特征，對(duì)居民旅游消費(fèi)的影響會(huì)更加復(fù)雜。基于這一典型背景，科學(xué)理順家庭不同類型資產(chǎn)對(duì)旅游消費(fèi)的影響效應(yīng)，有助于充分發(fā)揮資產(chǎn)多元化配置優(yōu)勢(shì)，激發(fā)居民旅游消費(fèi)欲望與推動(dòng)旅游業(yè)高質(zhì)量發(fā)展。

二、文獻(xiàn)綜述

對(duì)于多類型資產(chǎn)影響旅游消費(fèi)的命題，單純運(yùn)用傳統(tǒng)消費(fèi)理論探究存在解釋力度不足的問題[1]，而行為經(jīng)濟(jì)學(xué)中的心理賬戶理論則有效突破了傳統(tǒng)消費(fèi)理論的條件約束，認(rèn)為不同類型資產(chǎn)之間并非是完全替代的關(guān)系，消費(fèi)者在進(jìn)行消費(fèi)決策時(shí)會(huì)有效區(qū)分不同類型資產(chǎn)，從而使其產(chǎn)生不同的消費(fèi)傾向[2]，行為生命周期假說進(jìn)一步確認(rèn)了不同類型財(cái)富具有不可替代性，其邊際消費(fèi)傾向各不相同[3]，這也為探究城鎮(zhèn)居民家庭資產(chǎn)配置對(duì)旅游消費(fèi)的差異性影響提供了科學(xué)的理論思路。

從現(xiàn)有文獻(xiàn)來看，資產(chǎn)配置影響消費(fèi)的研究成果較為豐富，學(xué)者們更多基于房產(chǎn)與金融資產(chǎn)等特定資產(chǎn)類型影響居民消費(fèi)進(jìn)行深入探究。在房產(chǎn)方面，楊碧云等證實(shí)房產(chǎn)能夠產(chǎn)生財(cái)富效應(yīng)，刺激居民消費(fèi)增長(zhǎng)[4]，但余新平和熊德平認(rèn)為房產(chǎn)對(duì)居民消費(fèi)總體上不存在財(cái)富效應(yīng)[5]。此外，何興強(qiáng)和楊銳鋒認(rèn)為房產(chǎn)財(cái)富效應(yīng)的發(fā)揮受房?jī)r(jià)調(diào)節(jié)，房?jī)r(jià)上漲增加房產(chǎn)財(cái)富，促進(jìn)消費(fèi)增長(zhǎng)[6]，但陳斌開和楊汝岱卻證實(shí)房?jī)r(jià)上漲削弱了居民房產(chǎn)的財(cái)富效應(yīng)，從而擠出了居民消費(fèi)[7]。同時(shí)，萬曉莉等認(rèn)為房?jī)r(jià)變化對(duì)居民房產(chǎn)與消費(fèi)關(guān)系并無調(diào)節(jié)作用[8]，但顏色和朱國(guó)鐘卻認(rèn)為房產(chǎn)財(cái)富效應(yīng)受房?jī)r(jià)變動(dòng)的可持續(xù)性影響，如果房?jī)r(jià)永久增長(zhǎng)，則能夠產(chǎn)生財(cái)富效應(yīng)，若房?jī)r(jià)漲幅不持久，則會(huì)產(chǎn)生典型的房奴效應(yīng)[9]。

在金融資產(chǎn)方面，賀洋和臧旭恒證實(shí)金融資產(chǎn)具有較強(qiáng)的財(cái)富效應(yīng)、預(yù)期效應(yīng)及流動(dòng)性約束效應(yīng)，能夠促進(jìn)居民消費(fèi)增長(zhǎng)[10]，但張大永和曹紅將金融資產(chǎn)與房產(chǎn)的財(cái)富效應(yīng)進(jìn)行對(duì)比分析，認(rèn)為金融資產(chǎn)促進(jìn)居民消費(fèi)的財(cái)富效應(yīng)小于房產(chǎn)[11]，駱祚炎卻認(rèn)為金融資產(chǎn)的刺激消費(fèi)作用強(qiáng)于房產(chǎn)[12]。

在其他類型資產(chǎn)方面，李濤和陳斌開證實(shí)家庭生產(chǎn)性固定資產(chǎn)正向影響居民消費(fèi)[13]。劉海飛等證實(shí)實(shí)物資產(chǎn)能夠提升家庭消費(fèi)，但其邊際消費(fèi)傾向小于金融資產(chǎn)[14]，而石永珍和王子成則認(rèn)為生產(chǎn)性經(jīng)營(yíng)資產(chǎn)具有典型的財(cái)富效應(yīng)，且強(qiáng)于金融資產(chǎn)[15]。盧建新認(rèn)為農(nóng)村家庭非住房資產(chǎn)的增加對(duì)居民總消費(fèi)產(chǎn)生顯著的擠出作用[16]。

在旅游消費(fèi)領(lǐng)域，資產(chǎn)作為家庭財(cái)富的重要表征，構(gòu)成了旅游消費(fèi)規(guī)模擴(kuò)張的重要經(jīng)濟(jì)稟賦[17-18]。與此同時(shí)，大多數(shù)學(xué)者也探究了資產(chǎn)差異化對(duì)旅游消費(fèi)的影響，主要集中在房產(chǎn)與金融資產(chǎn)兩個(gè)方面。在房產(chǎn)與旅游消費(fèi)關(guān)系方面，學(xué)者們主要基于財(cái)富效應(yīng)與房奴效應(yīng)兩種作用機(jī)制探究房產(chǎn)對(duì)居民旅游消費(fèi)的影響。Sun等、Feridouni等、張傳勇和王豐龍已經(jīng)證實(shí)房產(chǎn)對(duì)旅游消費(fèi)存在典型的財(cái)富效應(yīng)，能夠顯著刺激居民旅游消費(fèi)增長(zhǎng)[19-21]，謝佳慧和張良則利用 2011 年中國(guó)家庭金融調(diào)查（CHFS）的微觀數(shù)據(jù)證實(shí)了住房負(fù)債對(duì)旅游消費(fèi)有顯著的房奴效應(yīng)，限制家庭旅游消費(fèi)的增長(zhǎng)[22]，劉晶晶等利用2001年至2010年15個(gè)大中城市的數(shù)據(jù)探究了房?jī)r(jià)與城鎮(zhèn)居民旅游消費(fèi)的關(guān)系，發(fā)現(xiàn)房?jī)r(jià)與旅游消費(fèi)之間存在“U”型關(guān)系，房?jī)r(jià)變化對(duì)旅游消費(fèi)同時(shí)具有財(cái)富效應(yīng)和擠出效應(yīng)，但主要表現(xiàn)為財(cái)富效應(yīng)[23]。而在金融資產(chǎn)的影響方面，陳燦平等運(yùn)用Granger 因果檢驗(yàn)方法以及誤差修正模型，證實(shí)金融資產(chǎn)對(duì)旅游消費(fèi)具有較強(qiáng)的正效應(yīng)[24]。王克穩(wěn)則利用中國(guó)家庭金融調(diào)查數(shù)據(jù)證實(shí)了金融資產(chǎn)對(duì)旅游消費(fèi)存在顯著的財(cái)富效應(yīng)，且高于房地產(chǎn)的財(cái)富效應(yīng)[25]，但Kim等卻證實(shí)韓國(guó)的金融資產(chǎn)對(duì)旅游消費(fèi)的財(cái)富效應(yīng)卻不顯著[26]。除房地產(chǎn)和金融資產(chǎn)外，也有少數(shù)學(xué)者零散探究其他類型資產(chǎn)對(duì)旅游消費(fèi)的影響狀況，例如Hung等認(rèn)為汽車作為家庭常見的耐用品資產(chǎn)，能夠有效提振居民旅游消費(fèi)[18]，但張傳勇和王豐龍卻認(rèn)為家庭旅游消費(fèi)擴(kuò)大與家庭必需品和耐用品資產(chǎn)沒有必然聯(lián)系[21]。

縱覽現(xiàn)有文獻(xiàn)，學(xué)者們針對(duì)家庭資產(chǎn)配置影響居民消費(fèi)及旅游消費(fèi)進(jìn)行深入研究，為本文提供了重要的理論借鑒。但已有研究仍存在以下兩點(diǎn)不足：第一，在研究?jī)?nèi)容上，關(guān)于資產(chǎn)與旅游消費(fèi)關(guān)系的探究更加側(cè)重于房產(chǎn)與金融資產(chǎn)，而其他類型資產(chǎn)的影響研究偏少，同時(shí)現(xiàn)有研究?jī)H探究資產(chǎn)對(duì)旅游消費(fèi)的直接作用，而收入作為影響旅游消費(fèi)的最核心因素，基于家庭資產(chǎn)配置視角探究收入與旅游消費(fèi)關(guān)系的相關(guān)研究則較匱乏。第二，在研究方法上，以往的研究側(cè)重于運(yùn)用OLS回歸方法，但由于現(xiàn)有的居民調(diào)查數(shù)據(jù)中同樣包含大量未參與出游的樣本，這意味著這部分樣本旅游消費(fèi)額為零，導(dǎo)致旅游消費(fèi)規(guī)模呈現(xiàn)出非正態(tài)分布，使得OLS回歸的估計(jì)結(jié)果存在有偏性問題。

同以往文獻(xiàn)相比，本文的主要貢獻(xiàn)和創(chuàng)新之處在于：第一，同時(shí)檢驗(yàn)住房資產(chǎn)、金融資產(chǎn)、經(jīng)營(yíng)性資產(chǎn)及耐用品資產(chǎn)等不同類型資產(chǎn)對(duì)城鎮(zhèn)居民旅游消費(fèi)的影響，科學(xué)分析不同類型資產(chǎn)配置與收入交互作用的影響。第二，利用Heckman兩階段模型克服樣本選擇偏差問題，以期更有效無偏地實(shí)證分析家庭資產(chǎn)配置對(duì)城鎮(zhèn)居民旅游消費(fèi)的影響。

基于此，本文利用Heckman兩階段模型，借助2012年、2016年及2018年的中國(guó)家庭追蹤調(diào)查（CFPS）的非平衡面板數(shù)據(jù)進(jìn)行了實(shí)證檢驗(yàn)，這對(duì)于從家庭資產(chǎn)配置視角更加精確地理解城鎮(zhèn)居民旅游消費(fèi)需求，在后疫情時(shí)代科學(xué)合理配置家庭資產(chǎn)，構(gòu)建重振居民旅游消費(fèi)需求的長(zhǎng)效機(jī)制具有一定的指導(dǎo)意義。

三、作用機(jī)制

（一）家庭資產(chǎn)配置對(duì)城鎮(zhèn)居民旅游消費(fèi)的總體作用

不同類型資產(chǎn)在財(cái)富變現(xiàn)效應(yīng)與預(yù)期效應(yīng)方面存在不同特征，會(huì)使得城鎮(zhèn)居民將不同類型資產(chǎn)用于旅游消費(fèi)的比例也存在差異。一方面，不同類型的資產(chǎn)財(cái)富變現(xiàn)能力存在差異。其中，金融資產(chǎn)流動(dòng)性約束較小，更容易轉(zhuǎn)化為現(xiàn)實(shí)的購(gòu)買力[24]。房產(chǎn)也可以通過抵押實(shí)現(xiàn)財(cái)富變現(xiàn)，緩解信貸約束[27]，從而有助于城鎮(zhèn)居民旅游消費(fèi)水平提升。而經(jīng)營(yíng)性資產(chǎn)則具有更強(qiáng)的投資屬性[13]，更多的用于生產(chǎn)性投資經(jīng)營(yíng)活動(dòng)，通常難以進(jìn)行直接性財(cái)富變現(xiàn)用于旅游消費(fèi)。另一方面，不同類型資產(chǎn)對(duì)外界不確定性具有不同的敏感度，使得居民產(chǎn)生不同程度的財(cái)富預(yù)期。其中，金融資產(chǎn)中的基金與股票財(cái)富更容易受金融資本市場(chǎng)波動(dòng)性影響，難以實(shí)現(xiàn)穩(wěn)定增值[25]，而房奴效應(yīng)的存在使得多數(shù)城鎮(zhèn)家庭房產(chǎn)保值效應(yīng)更容易受房?jī)r(jià)波動(dòng)影響[22]，經(jīng)營(yíng)性資產(chǎn)財(cái)富效應(yīng)的發(fā)揮也受整體經(jīng)濟(jì)波動(dòng)的制約。

（二）家庭資產(chǎn)配置在收入與城鎮(zhèn)居民旅游消費(fèi)關(guān)系中的調(diào)節(jié)作用

資產(chǎn)的增加不僅直接提振旅游消費(fèi)信心，同時(shí)也能夠通過引致收入的增加效應(yīng)，有效調(diào)節(jié)收入對(duì)城鎮(zhèn)居民旅游消費(fèi)的拉動(dòng)作用。首先，住房已被視為城鎮(zhèn)居民生活必需品，城鎮(zhèn)居民將大部分收入用于購(gòu)租房需要，而住房資產(chǎn)的增加能夠有效釋放收入用于其他消費(fèi)的空間，同時(shí)很多城鎮(zhèn)居民將自有住房用于投資租賃活動(dòng)，能有效引致居民財(cái)產(chǎn)性收入的增加，從而有效激發(fā)收入的正向影響。其次，金融資產(chǎn)是最易于變現(xiàn)的資產(chǎn)，金融資產(chǎn)的增加幾乎等同于收入的增加，且基于金融資產(chǎn)仍是當(dāng)前旅游消費(fèi)支付的主流形式[22]，金融資產(chǎn)強(qiáng)化收入正效應(yīng)的作用也較為明顯。再次，基于擴(kuò)大經(jīng)營(yíng)業(yè)務(wù)的需要以及難以變現(xiàn)的特征，經(jīng)營(yíng)性資產(chǎn)很難轉(zhuǎn)化為當(dāng)期收入。與此同時(shí)，城鎮(zhèn)居民旅游消費(fèi)不僅受收入影響，更受閑暇時(shí)間的嚴(yán)格約束[28]，較高水平的經(jīng)營(yíng)性資產(chǎn)存量意味著居民閑暇時(shí)間較少，使得收入的正向影響效應(yīng)受到顯著制約。最后，耐用品資產(chǎn)的增加意味著家庭通過實(shí)物購(gòu)買與積累實(shí)現(xiàn)了初步的消費(fèi)升級(jí)，這對(duì)于以旅游消費(fèi)為代表的精神性消費(fèi)升級(jí)的需求則更加迫切，畢竟汽車、相機(jī)等耐用品逐漸普及，能為開展家庭自駕游及散客游提供便利條件，而且該類資產(chǎn)的增加使得居民家庭物質(zhì)需要逐漸得到滿足，從而增加了居民的精神性需要，由此居民收入用于旅游預(yù)算的比重增多，使得收入對(duì)旅游消費(fèi)的正效應(yīng)更加明顯。

四、模型、變量與數(shù)據(jù)

（一）模型選擇

基于Heckman[29]的研究，本文構(gòu)建探究不同類型資產(chǎn)與城鎮(zhèn)居民旅游消費(fèi)關(guān)系的兩階段回歸模型：

Pr（consit=1）=θ（α1+∑ns=1α1sAs，it

+β1Iit+γ1X+μit）（1）

λ=π（α1+∑ns=1α1sAs，it+β1Iit+γ1X+μit）θ（α1+∑ns=1α1sAs，it+β1Iit+γ1X+μit）（2）

consit=α′1+∑ns=1α′1sAs，it+β′1Iit

+γ′1X+ρ1λit+μit（3）

其中，公式（1）是第一階段的Probit旅游消費(fèi)決策模型。在該模型中，Pr（consit=1）為城鎮(zhèn)居民個(gè)體i實(shí)際發(fā)生過旅游消費(fèi)活動(dòng)的概率，θ（·）為標(biāo)準(zhǔn)正態(tài)分布的累積分布函數(shù)。i與t分別表示個(gè)體與年份，cons表示人均旅游消費(fèi)水平，X表示影響城鎮(zhèn)居民旅游消費(fèi)水平的系列控制因素，μ表示殘差項(xiàng)，As，it代表了i居民在t時(shí)期的第s種類型的資產(chǎn)，α1s表征不同類型資產(chǎn)的短期邊際消費(fèi)傾向，而I表示家庭人均收入水平。公式（1）主要利用中國(guó)家庭追蹤調(diào)查數(shù)據(jù)庫(kù)中所有城鎮(zhèn)居民的合理樣本觀測(cè)值估計(jì)實(shí)際出游消費(fèi)的概率。公式（2）主要估算出每一樣本值的逆米爾斯比值λ，其中，π（·）是標(biāo)準(zhǔn)正態(tài)分布的概率密度函數(shù)，假如λi在統(tǒng)計(jì)上顯著不為0，則說明存在樣本選擇偏差，適合采用Heckman兩階段模型。公式（3）則是第二階段的OLS旅游消費(fèi)規(guī)模模型。其中，α′1、α′1s、β′1、γ′1及ρ1分別為常數(shù)項(xiàng)及影響系數(shù)。采用選擇外出旅游消費(fèi)活動(dòng)的城鎮(zhèn)居民樣本進(jìn)行回歸分析探究城鎮(zhèn)居民旅游消費(fèi)規(guī)模的影響因素，并通過控制第一階段得到的逆米爾斯比值就能夠得到方程較為一致的估計(jì)。

（二）變量選取

1.被解釋變量

旅游消費(fèi)水平是本文的被解釋變量，該變量是指城鎮(zhèn)居民在外出旅游活動(dòng)過程中的花費(fèi)總和。如果沒有外出旅游活動(dòng)，其旅游消費(fèi)支出自然為0。不少學(xué)者均采用家庭人均旅游消費(fèi)額來表征居民旅游消費(fèi)水平[25，30]?；诖?，本文也采用該指標(biāo)來衡量城鎮(zhèn)居民旅游消費(fèi)水平。

2.核心解釋變量

家庭資產(chǎn)水平是本文的核心解釋變量，本文借鑒相關(guān)研究思路[31]，運(yùn)用人均資產(chǎn)總額表征家庭資產(chǎn)水平。進(jìn)一步，本文也需要探究家庭資產(chǎn)配置對(duì)城鎮(zhèn)居民旅游消費(fèi)的差異性影響。根據(jù)相關(guān)研究[30]，本文將城鎮(zhèn)居民家庭資產(chǎn)細(xì)分為住房資產(chǎn)、金融資產(chǎn)、經(jīng)營(yíng)性資產(chǎn)與耐用品資產(chǎn)。具體而言，住房資產(chǎn)包括現(xiàn)住房與其他住房的價(jià)值總和。金融資產(chǎn)則包括存款、股票、基金、債券、金融衍生品、其他金融產(chǎn)品及借款。耐用品資產(chǎn)包含汽車、電視、電腦及冰箱等一些家庭常見的消費(fèi)品資產(chǎn)。

3.控制變量

為了防止遺漏變量問題的發(fā)生，本文盡量控制影響城鎮(zhèn)居民旅游消費(fèi)的其他相關(guān)變量。不少學(xué)者認(rèn)為家庭收入、戶主年齡、性別、婚姻、受教育程度、家庭成員總數(shù)、家庭醫(yī)療保障及家庭中兒童與老人占比等因素顯著影響了旅游消費(fèi)[22，30，32-33]，本文選取上述家庭人口特征變量作為控制變量納入。

（三）數(shù)據(jù)來源與描述性統(tǒng)計(jì)

本文使用的全部數(shù)據(jù)均來自中國(guó)家庭追蹤調(diào)查（CFPS）的微觀數(shù)據(jù)。該數(shù)據(jù)庫(kù)自2010年開始開展基線調(diào)查以來，至2018年進(jìn)行了5期主要調(diào)查。由于本文主要研究家庭資產(chǎn)配置影響城鎮(zhèn)居民旅游消費(fèi)的問題，由此選取含有“居民旅游消費(fèi)支出項(xiàng)”的2012年、2016年及2018年這三個(gè)年度的問卷數(shù)據(jù)。三個(gè)樣本數(shù)據(jù)均覆蓋了我國(guó)東中西三大區(qū)域30個(gè)省、市及自治區(qū)。通過對(duì)樣本數(shù)據(jù)進(jìn)行梳理，獲取了每個(gè)城鎮(zhèn)家庭總收入、資產(chǎn)、旅游消費(fèi)及個(gè)體（家庭）的基本人口信息數(shù)據(jù)，通過剔除核心變量存在缺失數(shù)據(jù)或異常數(shù)據(jù)的家庭樣本，最終得到2012年、2016年及2018年的城鎮(zhèn)居民家庭樣本數(shù)量分別為4 237個(gè)、6 900個(gè)及7 252個(gè)，共計(jì)18 389個(gè)家庭樣本，作為本文研究的數(shù)據(jù)基礎(chǔ)，樣本描述性統(tǒng)計(jì)見表1。

在此基礎(chǔ)上，對(duì)外出旅游和非外出旅游的家庭樣本各變量進(jìn)行獨(dú)立樣本T檢驗(yàn)，發(fā)現(xiàn)有無外出旅游消費(fèi)行為的家庭在金融資產(chǎn)配置上的差異較大，但該差異是否由該行為導(dǎo)致還有待進(jìn)一步的檢驗(yàn)。

五、實(shí)證分析

（一）總體分析

1.基準(zhǔn)回歸

本文首先探究城鎮(zhèn)居民資產(chǎn)總體水平對(duì)旅游消費(fèi)的影響，在進(jìn)行Hausman檢驗(yàn)的基礎(chǔ)上，本文采取了雙向固定效應(yīng)的方法，控制了年份固定效應(yīng)和省份固定效應(yīng)，以此消除傳統(tǒng)模型中的估計(jì)偏差問題（見表2）。模型（1）報(bào)告的是普通固定效應(yīng)模型的回歸結(jié)果。但在考慮了樣本選擇偏差的影響后，本文進(jìn)一步利用Heckman兩階段模型進(jìn)行重新計(jì)量，具體結(jié)果見模型（2）。經(jīng)驗(yàn)證，該模型逆米爾斯比率在1%的置信水平顯著不為零，適合采用Heckman兩階段模型進(jìn)行計(jì)量分析。

根據(jù)模型（2）報(bào)告的結(jié)果，家庭人均資產(chǎn)對(duì)旅游消費(fèi)決策及規(guī)模的影響均通過1%的顯著性水平檢驗(yàn)，其影響系數(shù)分別為0.164與1.826，凸顯了家庭資產(chǎn)水平的提升能夠有效刺激城鎮(zhèn)居民旅游消費(fèi)需求并且擴(kuò)大旅游消費(fèi)規(guī)模。根據(jù)CFPS數(shù)據(jù)顯示，2012年至2018年，我國(guó)城鎮(zhèn)居民家庭資產(chǎn)財(cái)富年均增長(zhǎng)了34.7%，成為提升城鎮(zhèn)居民旅游消費(fèi)水平的重要經(jīng)濟(jì)基礎(chǔ)。

模型（3）報(bào)告的是基于Heckman兩階段模型計(jì)量的資產(chǎn)配置對(duì)城鎮(zhèn)居民旅游消費(fèi)的影響結(jié)果。該模型的逆米爾斯比率通過了1%的顯著性水平檢驗(yàn)，證實(shí)了Heckman兩階段模型的適用性。在模型（3）中，不同類型資產(chǎn)對(duì)城鎮(zhèn)居民旅游消費(fèi)的影響不盡相同。具體而言，住房資產(chǎn)、金融資產(chǎn)與耐用品資產(chǎn)對(duì)旅游消費(fèi)決策的影響系數(shù)分別為0.002、0.010與0.052，而這三類資產(chǎn)對(duì)旅游消費(fèi)規(guī)模的影響系數(shù)分別為0.002、0.049與0.062，且均至少通過5%的顯著性水平檢驗(yàn)，凸顯了這三類資產(chǎn)對(duì)旅游消費(fèi)決策與規(guī)模均有較強(qiáng)的促進(jìn)作用。在房?jī)r(jià)總體上漲的態(tài)勢(shì)下，城鎮(zhèn)居民住房資產(chǎn)的財(cái)富效應(yīng)得到明顯體現(xiàn)。事實(shí)上，根據(jù)《2018中國(guó)城市家庭財(cái)富健康報(bào)告》顯示，城市家庭住房資產(chǎn)成為家庭總資產(chǎn)中的主導(dǎo)資產(chǎn)，占比高達(dá)77.7%，成為城鎮(zhèn)家庭旅游消費(fèi)最為倚仗的財(cái)富。而金融資產(chǎn)的流動(dòng)性能夠極大提升旅游消費(fèi)活動(dòng)的便利性，但當(dāng)前我國(guó)城市家庭金融資產(chǎn)比重偏低，僅為11.8%，遠(yuǎn)低于日本（61.1%）、加拿大（48.6%）、美國(guó)（42.6%）及法國(guó)（39.8%），由于家庭住房資產(chǎn)占比過高，擠壓了金融資產(chǎn)配置，從而吸收了家庭過多的流動(dòng)性，這在一定程度上也不利于家庭旅游消費(fèi)規(guī)模的擴(kuò)張。此外，對(duì)于耐用品資產(chǎn)高的家庭而言，其消費(fèi)欲望及消費(fèi)習(xí)慣也較高，進(jìn)行以旅游為代表的享樂型消費(fèi)傾向最為明顯。而經(jīng)營(yíng)性資產(chǎn)的影響均不顯著。究其原因，除了經(jīng)營(yíng)性資產(chǎn)難以變現(xiàn)以外，也受經(jīng)營(yíng)者閑暇時(shí)間制約，畢竟經(jīng)營(yíng)性資產(chǎn)越多，經(jīng)營(yíng)者用于企業(yè)項(xiàng)目經(jīng)營(yíng)的時(shí)間精力就越多，作出旅游消費(fèi)決策的傾向就會(huì)降低。

基于模型（3）的回歸方程探究其他控制變量對(duì)城鎮(zhèn)居民旅游消費(fèi)規(guī)模的影響狀況。家庭收入對(duì)城鎮(zhèn)居民旅游消費(fèi)規(guī)模具有顯著正向影響，而家庭醫(yī)療保障的影響系數(shù)為負(fù)，說明當(dāng)期醫(yī)療保險(xiǎn)支出擠壓了家庭旅游消費(fèi)規(guī)模，戶主年齡與旅游消費(fèi)規(guī)模存在倒“U”型曲線關(guān)系，女性戶主比男性戶主更容易提升旅游消費(fèi)水平，戶主受教育程度越高，旅游消費(fèi)規(guī)模就越大。非在婚戶主的旅游消費(fèi)規(guī)模遠(yuǎn)高于在婚戶主。家庭成員數(shù)量對(duì)旅游消費(fèi)規(guī)模的影響顯著為負(fù)，家庭中兒童占比的影響顯著為正，但家庭中老人占比的正向影響并不顯著。

2.穩(wěn)健性檢驗(yàn)與內(nèi)生性分析

為了保證上述研究結(jié)論的可靠性，本文通過調(diào)整樣本量進(jìn)行穩(wěn)健性檢驗(yàn)，一方面，通過縮尾法剔除城鎮(zhèn)居民資產(chǎn)數(shù)據(jù)中5%的最大值與5%的最小值樣本;另一方面，通過選取三期平衡面板的樣本數(shù)據(jù)，分別進(jìn)行Heckman兩階段模型估計(jì)，得出的估計(jì)結(jié)果與上文分析較為一致，具體分別見表3的模型（4）與模型（5）。

在模型內(nèi)生性方面，一方面，基于互為因果關(guān)系視角而言，不同類型資產(chǎn)能夠提升城鎮(zhèn)居民家庭旅游消費(fèi)潛力與規(guī)模，但反之家庭旅游消費(fèi)對(duì)家庭資產(chǎn)影響微乎其微。究其原因，只有購(gòu)買生產(chǎn)資料、接受知識(shí)及學(xué)習(xí)技能為主的生產(chǎn)性消費(fèi)才能夠有助于家庭資產(chǎn)的增加[34]，而旅游消費(fèi)作為享受型消費(fèi)，難以對(duì)家庭經(jīng)濟(jì)稟賦存量產(chǎn)生顯著影響。另一方面，基于遺漏變量問題而言，雖然本文數(shù)據(jù)來源于中國(guó)家庭追蹤調(diào)查數(shù)據(jù)，題項(xiàng)多而全，本文也盡量控制了相關(guān)影響變量，但也不可能將所有影響因素均納入到模型中，遺漏變量問題會(huì)導(dǎo)致解釋變量與隨機(jī)誤差項(xiàng)相關(guān)產(chǎn)生內(nèi)生性問題。本文采用工具變量法，將各類資產(chǎn)的省級(jí)層面平均值作為工具變量引入，進(jìn)行模型的重新估計(jì)，畢竟家庭個(gè)體的資產(chǎn)變動(dòng)必然影響匯總意義上的區(qū)域資產(chǎn)水平，但區(qū)域資產(chǎn)變動(dòng)卻難以影響家庭個(gè)體的旅游消費(fèi)。通過工具變量法估計(jì)的模型結(jié)果見模型（6），這也驗(yàn)證了前文的核心結(jié)論。

（二）資產(chǎn)的調(diào)節(jié)效應(yīng)

在總體回歸結(jié)果分析基礎(chǔ)上，本文進(jìn)一步分析家庭資產(chǎn)配置在收入影響旅游消費(fèi)中的調(diào)節(jié)作用。具體計(jì)量結(jié)果見表4。

其中，模型（7）顯示的是家庭資產(chǎn)對(duì)收入影響旅游消費(fèi)的總體調(diào)節(jié)作用結(jié)果，而模型（8）顯示的是不同類型資產(chǎn)對(duì)收入影響旅游消費(fèi)的異質(zhì)性調(diào)節(jié)作用結(jié)果。具體而言，在模型（7）中，資產(chǎn)與收入的交互影響系數(shù)分別為0.001與0.006，且均通過了1%的顯著性水平檢驗(yàn)，可以認(rèn)定資產(chǎn)不僅能夠直接助推旅游消費(fèi)水平增加，同時(shí)也能夠強(qiáng)化收入對(duì)旅游消費(fèi)的正向作用。模型（8）的結(jié)果顯示，不同類型的資產(chǎn)能夠在收入影響城鎮(zhèn)居民旅游消費(fèi)過程中起到差異化的調(diào)節(jié)作用。首先，針對(duì)旅游消費(fèi)規(guī)模而言，住房資產(chǎn)與收入的交互影響系數(shù)為0.001，通過了10%的顯著性水平檢驗(yàn)，表征著住房財(cái)富的增加能夠有效釋放收入對(duì)旅游消費(fèi)規(guī)模的刺激空間。其次，金融資產(chǎn)與收入的交互影響系數(shù)在1%的顯著性水平上分別為0.002與0.003，代表著居民金融資產(chǎn)的增加強(qiáng)化了收入對(duì)旅游消費(fèi)決策與規(guī)模的正向影響。再次，經(jīng)營(yíng)性資產(chǎn)與收入的交互影響系數(shù)不顯著，證實(shí)了經(jīng)營(yíng)性資產(chǎn)的增加難以有效強(qiáng)化收入的正向影響。最后，對(duì)于旅游消費(fèi)決策而言，耐用品資產(chǎn)與收入的交互影響系數(shù)顯著為正，顯示了收入對(duì)旅游消費(fèi)決策的刺激作用也受耐用品資產(chǎn)的正向調(diào)節(jié)。

（三）異質(zhì)性影響

借鑒相關(guān)學(xué)者的做法[35]，并結(jié)合國(guó)家統(tǒng)計(jì)局的劃分標(biāo)準(zhǔn)，本文將城鎮(zhèn)居民資產(chǎn)從低到高排序，按照20%、60%與20%的比例分別劃分為低資產(chǎn)群體、中等資產(chǎn)群體與高資產(chǎn)群體，利用Heckman兩階段模型，主要基于不同資產(chǎn)群體視角下，探究不同類型資產(chǎn)對(duì)城鎮(zhèn)居民旅游消費(fèi)的差異性影響。與此同時(shí)，本文也對(duì)樣本數(shù)據(jù)進(jìn)行了家庭戶主性別和年齡的分組回歸，剖析異質(zhì)性個(gè)體所產(chǎn)生的差異性影響，將樣本數(shù)據(jù)按照性別分為女性組和男性組，按照35歲為界分為低齡組和高齡組，分別進(jìn)行計(jì)量回歸。由于篇幅限制，本文僅探究上述變量對(duì)旅游消費(fèi)規(guī)模的影響，其計(jì)量結(jié)果見表5。

表5結(jié)果表明，首先，住房資產(chǎn)對(duì)中高資產(chǎn)群體旅游消費(fèi)的推動(dòng)作用顯著強(qiáng)于低資產(chǎn)群體。究其原因，資產(chǎn)存量越高的群體擁有自住房的比例也較高，其住房投資品屬性更明顯于實(shí)物資產(chǎn)屬性，產(chǎn)生的財(cái)富效應(yīng)更強(qiáng)于房奴效應(yīng)，能夠有效帶動(dòng)旅游消費(fèi)規(guī)模的提升。其次，金融資產(chǎn)對(duì)各資產(chǎn)群體的旅游消費(fèi)規(guī)模具有較顯著的提升作用，畢竟金融資產(chǎn)的易于變現(xiàn)性與投資普遍性對(duì)任何資產(chǎn)群體均具有較好的適用性。再次，經(jīng)營(yíng)性資產(chǎn)對(duì)各資產(chǎn)群體的旅游消費(fèi)規(guī)模存在差異性影響，即對(duì)低資產(chǎn)群體具有顯著的負(fù)效應(yīng)，對(duì)中高資產(chǎn)群體具有顯著的正效應(yīng)。因?yàn)榻?jīng)營(yíng)性資產(chǎn)也是家庭資產(chǎn)多元化的重要表征，擁有高水平資產(chǎn)的家庭也具有量多質(zhì)優(yōu)的經(jīng)營(yíng)性資產(chǎn)，能夠產(chǎn)生較高的資產(chǎn)回報(bào)，財(cái)富效應(yīng)也較為明顯。最后，低資產(chǎn)群體的耐用品資產(chǎn)正效應(yīng)明顯低于中高資產(chǎn)群體，畢竟在低資產(chǎn)群體中，房產(chǎn)與金融資產(chǎn)占比較高，耐用品資產(chǎn)存量較低，難以對(duì)旅游消費(fèi)產(chǎn)生明顯的刺激作用。

家庭異質(zhì)性的分組回歸結(jié)果顯示，對(duì)于不同性別和年齡的戶主群體，住房資產(chǎn)、金融資產(chǎn)及耐用品資產(chǎn)對(duì)旅游消費(fèi)均具有顯著正向影響。相比較而言，女性戶主的家庭住房資產(chǎn)與耐用品資產(chǎn)的財(cái)富效應(yīng)更加明顯，畢竟在傳統(tǒng)性別角色分工的影響下，男性戶主更加傾向于事業(yè)發(fā)展，而女性戶主的炫耀性及自我表達(dá)動(dòng)機(jī)更加強(qiáng)烈，旅游消費(fèi)為此成為絕佳途徑，家庭房產(chǎn)與耐用品資產(chǎn)的增加對(duì)女性戶主旅游消費(fèi)的促進(jìn)效應(yīng)自然更顯著。同時(shí)，低齡戶主的家庭住房資產(chǎn)與耐用品資產(chǎn)對(duì)旅游消費(fèi)的刺激作用不如高齡戶主的家庭。因?yàn)槟贻p戶主事業(yè)與家庭處于初始階段，家庭經(jīng)濟(jì)薄弱，負(fù)債買房買車現(xiàn)象普遍，由此住房資產(chǎn)與耐用品資產(chǎn)的財(cái)富效應(yīng)較弱。而年長(zhǎng)戶主的家庭初步實(shí)現(xiàn)了財(cái)富積累，兩類資產(chǎn)對(duì)旅游消費(fèi)的財(cái)富效應(yīng)會(huì)更明顯。

六、結(jié)論與政策建議

（一）主要結(jié)論

本文基于中國(guó)家庭追蹤調(diào)查（CFPS）2012年、2016年與2018年的面板數(shù)據(jù)，通過Heckman兩階段模型，探究了家庭資產(chǎn)配置對(duì)城鎮(zhèn)居民旅游消費(fèi)的影響狀況，以期從優(yōu)化家庭資產(chǎn)結(jié)構(gòu)視角為提振旅游消費(fèi)提供借鑒。主要結(jié)論如下：第一，住房資產(chǎn)、金融資產(chǎn)與耐用品資產(chǎn)對(duì)城鎮(zhèn)居民旅游消費(fèi)決策與規(guī)模均有較明顯的促進(jìn)效應(yīng)，而經(jīng)營(yíng)性資產(chǎn)的推動(dòng)作用并不顯著，這一結(jié)論在進(jìn)行穩(wěn)健性檢驗(yàn)與內(nèi)生性分析后仍然成立。第二，城鎮(zhèn)居民家庭資產(chǎn)能夠正向強(qiáng)化收入對(duì)旅游消費(fèi)的刺激作用。具體而言，住房資產(chǎn)、金融資產(chǎn)及耐用消費(fèi)品資產(chǎn)能夠進(jìn)一步激發(fā)收入的保障作用，而經(jīng)營(yíng)性資產(chǎn)的強(qiáng)化作用則并不顯著。第三，金融資產(chǎn)對(duì)不同層次資產(chǎn)群體的旅游消費(fèi)規(guī)模均具有較顯著的提升作用，而住房資產(chǎn)與耐用品資產(chǎn)對(duì)中高資產(chǎn)群體的推動(dòng)作用更強(qiáng)，經(jīng)營(yíng)性資產(chǎn)對(duì)低資產(chǎn)群體則具有顯著的負(fù)效應(yīng)。女性戶主的家庭住房資產(chǎn)與耐用品資產(chǎn)的財(cái)富效應(yīng)更加明顯，低齡戶主的家庭住房資產(chǎn)與耐用品資產(chǎn)對(duì)旅游消費(fèi)的刺激作用不如高齡戶主的家庭。

（二）政策建議

當(dāng)前，國(guó)內(nèi)疫情防控進(jìn)入常態(tài)化階段，提振旅游消費(fèi)也迫在眉睫。本文的研究結(jié)論，為后疫情時(shí)代優(yōu)化家庭資產(chǎn)配置、提振旅游消費(fèi)提供了全新的政策思路與啟示：

第一，持續(xù)優(yōu)化城鎮(zhèn)居民家庭資產(chǎn)配置結(jié)構(gòu)，有效保房?jī)r(jià)的穩(wěn)定，積極增加住房資產(chǎn)財(cái)富的流動(dòng)性，同時(shí)不斷降低居民參與資本市場(chǎng)交易的門檻，為居民提供更加高效便捷的金融服務(wù)，并適當(dāng)擴(kuò)大普惠型消費(fèi)信貸。此外，積極推動(dòng)疫后有序復(fù)工復(fù)市，加大對(duì)自主創(chuàng)業(yè)和自我雇傭就業(yè)群體的政策扶持力度，不斷提升城鎮(zhèn)居民經(jīng)營(yíng)性資產(chǎn)的規(guī)模，從而積極發(fā)揮經(jīng)營(yíng)性資產(chǎn)推動(dòng)旅游消費(fèi)增長(zhǎng)的潛力。第二，積極開展以家庭資產(chǎn)配置為核心的綜合理財(cái)服務(wù)，推動(dòng)財(cái)富管理服務(wù)的普惠化發(fā)展，帶動(dòng)家庭資產(chǎn)實(shí)現(xiàn)多元化配置。同時(shí)也鼓勵(lì)金融機(jī)構(gòu)和互聯(lián)網(wǎng)平臺(tái)合作，高效推進(jìn)理財(cái)與財(cái)富投資服務(wù)在線化發(fā)展，從而提升居民財(cái)富保值增值效果。第三，不斷提升低資產(chǎn)群體的旅游消費(fèi)能力，在擴(kuò)大該群體的經(jīng)濟(jì)援助覆蓋面及強(qiáng)化其社會(huì)保障力度的同時(shí)，也需要從旅游端發(fā)力，積極推出面向該群體的旅游產(chǎn)品，擴(kuò)大其旅游消費(fèi)資助范圍，實(shí)行旅游產(chǎn)品與服務(wù)消費(fèi)的價(jià)格補(bǔ)貼及系列消費(fèi)優(yōu)惠政策，充分保障其游憩權(quán)利。第四，繼續(xù)優(yōu)化旅游供給側(cè)改革。后疫情時(shí)代旅游消費(fèi)水平的提升不僅依靠城鎮(zhèn)居民資產(chǎn)高效配置與收入稟賦的增加，同時(shí)也需要根據(jù)該階段居民旅游消費(fèi)模式與偏好的調(diào)整，不斷增加健康、綠色、安全、便捷旅游產(chǎn)品和服務(wù)的供給，推動(dòng)旅游全行業(yè)的數(shù)字化、智慧化改造升級(jí)，通過居民旅游休閑環(huán)境的有效凈化，緩解旅游供需錯(cuò)配突出的問題，從而進(jìn)一步激發(fā)城鎮(zhèn)居民潛在旅游需求。

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The Impact of Household Asset Allocation on Tourism Consumption

of Urban Residents： Empirical Analysis Based on CFPS Data

BiMingjian1，WangMingkang2

（1. School of Economics & Management， Qilu Normal University， Jinan 250200， China;

2. College of Culture and Tourism， Jinan University， Jinan 250002， China）

Abstract： Based on the panel data of China family panel studies （CFPS） in 2012， 2016 and 2018， with the help of Heckman two-stage model， this paper explores the impact of family asset allocation on urban residents’ tourism consumption. The results show that different types of assets have different effects on tourism consumption. Among them， housing assets， financial assets and durable goods assets have significant positive impact on the decision and scale of tourism consumption. After income and asset allocation is integrated into family economic framework， it is found that the household assets of urban residents can positively strengthen the stimulating effect of income on tourism consumption. The increase of the housing assets， financial assets and durable goods assets can further stimulate the guarantee effect of income on tourism consumption. However， the strengthening effect of operating assets is not significant. The heterogeneity analysis shows that financial assets have significant impact in promoting the tourism consumption scale of different asset groups， while housing assets and durable goods assets play a stronger role in promoting the tourism consumption scale of middle and high asset groups， and operating assets have significant negative effects on the tourism consumption scale of low asset groups. The wealth effect of housing assets and durable goods assets of female householders and elderly householders is relatively more obvious.

Key words：tourism consumption; asset allocation; urban residents; Heckman two-stage model

（責(zé)任編輯：張夢(mèng)楠）