王克穩(wěn)

(青島大學旅游與地理科學學院,山東青島 266071)

0　引言

在經(jīng)濟新常態(tài)背景下,大批資金從傳統(tǒng)行業(yè)向旅游業(yè)轉(zhuǎn)移,旅游業(yè)日益成為經(jīng)濟發(fā)展的新亮點和社會投資的新熱點。2016年全國旅游業(yè)實際完成投資12997.00億元,同比增長29%,比整體第三產(chǎn)業(yè)和房地產(chǎn)行業(yè)投資增速分別高18個百分點和22個百分點①中華人民共和國國家旅游局.2016中國旅游投資報告[EB/OL].(2017-05-21).http://www.cnta.gov.cn/xxfb/jdxwnew2/201705/t20170521_826104.shtml.。伴隨著旅游業(yè)的迅速發(fā)展,居民收入水平的提高和消費結(jié)構(gòu)的升級,旅游消費在日常消費中的比重也持續(xù)增加。2016年我國國內(nèi)旅游人數(shù)達44.40億人次,人均出游3.40次,旅游總收入4.69萬億元,繼續(xù)保持世界最大的國內(nèi)旅游消費市場和世界第一大出境旅游客源國的地位②中華人民共和國國家旅游局.2016年中國旅游業(yè)統(tǒng)計公報[EB/OL].(2017-11-18).http://www.cnta.gov.cn/zwgk/lysj/201711/t20171108_846343.shtml.。

在影響居民旅游消費的因素中,除收入、家庭結(jié)構(gòu)和居民特征等,家庭資產(chǎn)的重要性也逐漸凸顯(Kim,et al.,2012)?，F(xiàn)階段,房地產(chǎn)和金融資產(chǎn)作為家庭資產(chǎn)最主要的組成部分,房地產(chǎn)價格和股票指數(shù)的劇烈上漲或下跌導致居民家庭資產(chǎn)的大幅波動。就房地產(chǎn)價格而言,全國住宅平均銷售價格由1999年的1857.00元/平方米上漲到2015年的6473.00元/平方米,年平均增長率為8.31%,且波動幅度較大,2008年的增長率為-1.89%,但2007年和2009年的增長率則分別高達16.86%和24.69%*中華人民共和國國家統(tǒng)計局.中國統(tǒng)計年鑒[Z].北京:中國統(tǒng)計出版社,2000-2016.。而“18號文”“國八條”“國六條”“國十條”“新國八條”“國五條”等抑制或促進政策進一步加劇了房地產(chǎn)價格的不確定性。就股票指數(shù)而言,在金融資產(chǎn)日益成為普通居民的重要投資方式的背景之下,中國金融市場的波動比房地產(chǎn)市場更為激烈,上證指數(shù)曾在2007年10月攀上6000點的頂峰,而到2008年11月幾乎跌破1700點,至今仍在3000點上下不斷震蕩*上海證券交易所.上證系列指數(shù)[DB/OL].http://www.sse.com.cn/.。在房地產(chǎn)和金融資產(chǎn)的大幅波動下,其對旅游消費的作用如何,即是否存在房地產(chǎn)財富效應*財富效應又被稱為庇古效應或?qū)嶋H余額效應,泛指其他條件不變,由于余額變化而導致的消費波動,此處的資產(chǎn)財富效應指的則是資產(chǎn)價格波動帶來的資產(chǎn)凈值變化而引發(fā)的消費波動(Pigou,1949)。或金融資產(chǎn)財富效應,不僅是亟須關(guān)注的理論問題,對于進一步提升居民旅游消費水平也具有一定的現(xiàn)實意義。

1　文獻綜述

已有研究對家庭資產(chǎn)與居民消費之間的關(guān)系已進行了廣泛檢驗,但對房地產(chǎn)和金融資產(chǎn)的財富效應尚未達成一致結(jié)論。對于房地產(chǎn)財富效應而言,已有研究結(jié)果認為,房地產(chǎn)或房地產(chǎn)價格對居民消費呈現(xiàn)出正向影響(Skinner,1989;Engelhardt,1996;Sheiner,1995;Ludwig,Sl?k,2001;Kim,2004;Thomson,Tang,2004;Bover,2005;駱祚炎,2008a;駱祚炎,2008b;黃靜,屠梅曾,2009;趙楊,等,2011)、負向影響(朱新玲,黎鵬,2006;劉旦,姚玲珍,2008;李政,2009)和無影響(Elliot,1980;Levin,1998;杜麗麗,2008)3種結(jié)果并存的現(xiàn)象。而對于金融資產(chǎn)的財富效應而言,已有研究多集中在金融資產(chǎn)和房地產(chǎn)財富效應的比較領(lǐng)域,同樣尚未達成一致結(jié)論。一部分研究者認為,房地產(chǎn)對居民消費的影響大于金融資產(chǎn)對居民消費的影響,即房地產(chǎn)財富效應大于金融資產(chǎn)財富效應(Case,et al.,2005;Bayoumi,Edison,2003;Benjamin,et al.,2004;劉建江,等,2005;馬輝,2006;李玉山,李曉嘉,2006;趙曉力,等,2007;駱祚炎,2007;杜麗麗,2008;丁攀,胡宗義,2008);另一部分研究者則認為,房地產(chǎn)財富效應小于金融資產(chǎn)財富效應(Ludwig,Sl?k,2001;魏鋒,2007;駱祚炎2008a;駱祚炎,2008b;賴溟溟,白欽先,2008);還有一部分研究者認為,房地產(chǎn)財富效應和金融資產(chǎn)財富效應大體相當(Dvornak,Kohler,2007)。但也有研究者認為并不存在金融資產(chǎn)的財富效應(陳淑云,王志彬,2008)。

對旅游消費的影響因素而言,已有研究多集中在居民可支配收入(周文麗,李世平,2010;依紹華,聶新偉,2011)、收入結(jié)構(gòu)(Gu,Liu,2004)、基尼系數(shù)(周文麗,李世平,2010)、傳統(tǒng)消費習慣和消費不確定性(余鳳龍,等,2013)等方面?；谖⒂^調(diào)研數(shù)據(jù),家庭和居民特征等因素與旅游消費的關(guān)系也越來越多地被關(guān)注,如周文麗(2012)研究發(fā)現(xiàn),西部地區(qū)農(nóng)民旅游消費受可支配收入、旅游產(chǎn)品價格、目的地、旅游服務、閑暇時間、群體支持、可進入性、旅游意愿和動機等多種因素的影響,等等。而已有研究中,家庭資產(chǎn)對旅游消費的影響卻鮮有涉及,僅陳燦平等(2011)發(fā)現(xiàn)人均金融資產(chǎn)持有量是影響中國居民是否進行旅游消費的重要因素;Kim等(2012)比較了韓國房地產(chǎn)和金融資產(chǎn)對旅游消費的影響,發(fā)現(xiàn)存在房地產(chǎn)財富效應,但金融資產(chǎn)則不存在財富效應;Fereidouni等(2017)發(fā)現(xiàn),對旅游消費而言,在馬來西亞存在房地產(chǎn)財富效應。

已有研究對房地產(chǎn)和金融資產(chǎn)與居民旅游消費之間的關(guān)系進行了初步探索,但尚存在以下不足:其一,已有研究多使用時間序列或者省級面板數(shù)據(jù)的宏觀數(shù)據(jù)進行財富效應的檢驗,但我國自1998年才進行了房地產(chǎn)商品化改革,時間序列較短,樣本量受到限制,研究結(jié)果的科學性和穩(wěn)健性較差;其二,對于旅游消費而言,鮮有研究比較分析房地產(chǎn)和金融資產(chǎn)對旅游消費的影響,尤其對國內(nèi)而言,房地產(chǎn)財富效應和金融資產(chǎn)財富效應孰大孰小尚未予以解答。鑒于此,本文將同時引入房地產(chǎn)和金融資產(chǎn)兩因素,使用大規(guī)模的家庭金融微觀調(diào)查數(shù)據(jù),實證檢驗和比較兩者對我國居民旅游消費的影響。

2　模型構(gòu)建

Blanchard和Fisher(1989)提出的生命周期-持久收入假說(LC-PIH)創(chuàng)新性地將家庭資產(chǎn)引入消費模型,為檢驗房地產(chǎn)和金融資產(chǎn)對居民旅游消費的影響提供了理論框架。本文將以生命周期-持久收入假說為基礎(chǔ),推導出房地產(chǎn)和金融資產(chǎn)對居民旅游消費影響的理論模型。生命周期-持久收入假說認為居民的消費受到一生的收入或持久收入的影響,而與暫時性收入無關(guān),消費者的效用函數(shù)形式為:

(1)

式(1)中,At為消費者t期的資產(chǎn);Yt為t期的收入;Ct為t期的消費;rt為t期的利率;δ為折舊率。

基于上述效用函數(shù),在遵守利率恒定且等于折舊率、無限期持續(xù)優(yōu)化、滿足生命周期預算約束、不考慮遺產(chǎn)等假設(shè)下,可計算出最優(yōu)消費方程:

(2)

式(2)可以進一步簡化為:

Ct=βAt+γPYt

(3)

式(3)中,PYt為t期的持久收入。

房地產(chǎn)和金融資產(chǎn)是現(xiàn)階段居民家庭資產(chǎn)的重要組成部分,但兩者在家庭資產(chǎn)總額中的占比、增長穩(wěn)健性、變現(xiàn)難度等方面均存在顯著差異,如果僅關(guān)注家庭資產(chǎn)總額,而不考察家庭資產(chǎn)結(jié)構(gòu),則無法識別兩者對居民消費可能的作用路徑和結(jié)果差異。鑒于此,可以進一步將家庭資產(chǎn)細分為房地產(chǎn)和金融資產(chǎn),推導出式(4):

Ct=β1Rt+β2Ft+γPYt

(4)

式(4)中,Rt為t期的房地產(chǎn);Ft為t期的金融資產(chǎn)。

旅游消費是居民整體消費中的一種,相較于衣食住行等基本消費,其在一定程度上具有奢侈品的特點,可以歸屬為成長型消費。因此,房地產(chǎn)和金融資產(chǎn)對旅游消費的影響相較于對基本消費類型的影響,可能存在顯著差異。家庭金融資產(chǎn)主要包括存款、股票、基金等,相較于房地產(chǎn)和存款類金融資產(chǎn),股票指數(shù)波動、基金漲跌所帶來的股票基金類金融資產(chǎn)的快速增值或貶值,可能會對旅游消費產(chǎn)生更大的影響。所以在式(4)的基礎(chǔ)上,本文用旅游消費替代整體消費,將金融資產(chǎn)進一步細分為股票基金類金融資產(chǎn)和存款類金融資產(chǎn),并將一系列影響旅游消費的家庭結(jié)構(gòu)和個人特征等控制變量引入模型,從而推導出本文的回歸模型:

TCt=β1Rt+β2SFt+β3BFt+∑αiXit

(5)

式(5)中,TCt為t期的旅游消費;SFt為t期的股票基金類金融資產(chǎn);BFt為t期的存款類金融資產(chǎn);Xit為t期的持久收入以及一系列居民的家庭結(jié)構(gòu)和個人特征因素。

3　數(shù)據(jù)整理和實證檢驗

3.1　數(shù)據(jù)來源和變量測量

本文使用西南財經(jīng)大學中國家庭金融調(diào)查與研究中心2011年中國家庭金融調(diào)查(China Household Finance Survey,CHFS)的微觀數(shù)據(jù)進行實證檢驗*中國家庭金融調(diào)查與研究中心分別在2011年、2013年和2015年進行了三輪家庭金融調(diào)查,目前僅向社會開放了2011年的數(shù)據(jù),所以本文僅使用公開數(shù)據(jù)進行了實證檢驗。鑒于2011年、2013年和2015年的數(shù)據(jù)并非針對相同家庭的面板數(shù)據(jù),使用2011年的數(shù)據(jù)并不會造成由于信息損失而導致的研究結(jié)果不穩(wěn)健等問題。,該調(diào)查數(shù)據(jù)注重收集家庭金融微觀層次的相關(guān)信息,可以為本文提供豐富的樣本。樣本共包括8438個家庭的觀察值,去除無房產(chǎn)和房產(chǎn)市值缺失的觀察值后,共得到6970個觀察值。

以2011年的中國家庭金融調(diào)查數(shù)據(jù)為基礎(chǔ),分別整理出因變量(旅游消費),自變量(存款類金融資產(chǎn)、股票基金類金融資產(chǎn)和房地產(chǎn))的數(shù)據(jù)。在控制變量的選擇上,本文借鑒周文麗和李世平(2010)、依紹華和聶新偉(2011)以及周文麗(2012)的研究,引入可支配收入、年齡、男性比例、未婚比例和文化程度等作為控制變量。鑒于不同區(qū)域的居民在消費行為方面存在差異(王選選,2003;毛中根,等,2017),本文將居民家庭按照所處省份劃分為東、中、西部地區(qū)(徐會奇,等,2013),并以西部為參照組構(gòu)造了東部和中部兩個虛擬變量,兩個虛擬變量也是控制變量的一部分。由于旅游消費是一種成長型消費,當居民生活保障性較高時,可能傾向于進行更高水平的成長型消費,所以本文進一步引入家庭購買社會保險或商業(yè)保險成員比例作為控制變量之一。除此之外,鑒于城鎮(zhèn)居民和農(nóng)村居民的旅游消費行為差異(周文麗,李世平,2010),本文還引入了非農(nóng)業(yè)戶口比例這一變量予以控制。各個變量的具體測量方法如表1所示。

表1　各變量測量方法

變量的描述性統(tǒng)計和相關(guān)性檢驗如文末附表1所示。變量的描述性統(tǒng)計顯示,2011年我國人均旅游消費為553.46元,占人均收入的7.18%,仍存在較大的增長空間;2011年的房地產(chǎn)、股票基金類金融資產(chǎn)和存款類金融資產(chǎn)的均值分別為174178.49元,2293.62元和8909.18元,房地產(chǎn)分別是股票基金類金融資產(chǎn)和存款類金融資金的75.94和19.55倍,說明我國居民的家庭資產(chǎn)多集中于房地產(chǎn),金融資產(chǎn)占比較低。由變量的相關(guān)性檢驗可以發(fā)現(xiàn),收入、年齡、非農(nóng)業(yè)戶口比例、社會保險或商業(yè)保險比例、男性比例、未婚比例、文化程度、東部和中部虛擬變量均與旅游消費顯著相關(guān),說明控制變量選擇得當;股票基金類金融資產(chǎn)、存款類金融資產(chǎn)和房地產(chǎn)與旅游消費的相關(guān)系數(shù)均顯著為正,初步驗證了房地產(chǎn)和金融資產(chǎn)的財富效應,但房地產(chǎn)和金融資產(chǎn)對旅游消費影響的程度大小,需要通過進一步的回歸檢驗來確定。

3.2　實證檢驗

本文在式(5)的基礎(chǔ)上,構(gòu)建了4個回歸模型,各模型的回歸結(jié)果具體見表2。模型(1)僅引入了收入、年齡、非農(nóng)業(yè)戶口比例、社會保險或商業(yè)保險比例、男性比例、未婚比例、文化程度、東部和中部虛擬變量共9個控制變量,除東部虛擬變量外的所有控制變量均至少在0.1的水平上顯著,說明所選擇的控制變量均會顯著影響居民旅游消費。模型(2)引入了存款類金融資產(chǎn)和股票基金類金融資產(chǎn)兩個自變量,結(jié)果顯示,兩者均會對旅游消費產(chǎn)生顯著的正向影響,但存款類金融資產(chǎn)的財富效應小于股票基金類金融資產(chǎn)的財富效應,存款類金融資產(chǎn)的回歸系數(shù)為0.004,在0.01的水平上顯著,股票基金類金融資產(chǎn)的回歸系數(shù)為0.009,在0.01的水平上顯著,即存款類金融資產(chǎn)每增加1元,旅游消費增加0.004元,而股票基金類金融資產(chǎn)每增加1元,旅游消費增加0.009元。模型(3)則引入了房地產(chǎn)一個自變量,結(jié)果顯示,房地產(chǎn)對旅游消費的影響同樣顯著為正,回歸系數(shù)為0.001,在0.01的水平上顯著,即房地產(chǎn)每增加1元,旅游消費會增加0.001元?；貧w結(jié)果說明,對于旅游消費而言,存在房地產(chǎn)財富效應。模型(4)同時引入了存款類金融資產(chǎn)、股票基金類金融資產(chǎn)和房地產(chǎn)3個自變量,結(jié)果顯示,三者的回歸系數(shù)分別為0.003、0.005和0.001,均在0.01的水平上顯著,說明對于旅游消費而言,房地產(chǎn)和金融資產(chǎn)均存在財富效應,并且房地產(chǎn)財富效應小于存款類金融資產(chǎn)和股票基金類金融資產(chǎn)的財富效應。

對于控制變量而言,收入、年齡、社會保險或商業(yè)保險比例、未婚比例和文化程度均會對旅游消費產(chǎn)生顯著的正向影響,而非農(nóng)業(yè)戶口比例和男性比例則會對旅游消費產(chǎn)生顯著的負向影響。具體而言:人均收入較高的家庭有較多的資金投入到旅游消費中;年齡僅在不考慮家庭資產(chǎn)時顯著為正,說明年齡相對于家庭資產(chǎn)并不是一個重要變量;社會保險或商業(yè)保險消除了居民旅游消費的后顧之憂,對旅游消費起促進作用;未婚比例較高的家庭,旅游消費也較高,這在一定程度上說明,未婚的年輕人傾向于更高的旅游消費;文化程度較高的家庭傾向于將家庭收入和財富更多地投入到個人成長和發(fā)展方面,因此會促進旅游消費;非農(nóng)戶口比例和男性比例較高的家庭可能面臨更多的如購房等生活負擔,因此旅游消費較低。有趣的是,東部和中部虛擬變量在大部分模型中均顯著為負,說明當控制了收入、家庭資產(chǎn)、個人和家庭特征等變量之后,即對于收入和資產(chǎn)水平相同、個人和家庭特征相仿的居民而言,西部地區(qū)居民的旅游消費高于東部和中部地區(qū)居民的旅游消費,原因可能是來自于不同地區(qū)居民生活方式和消費習慣的差異,可以在未來進一步考察這些因素對旅游消費的影響。

對于房地產(chǎn)和金融資產(chǎn)與旅游消費的關(guān)系,通過以上的回歸結(jié)果可知。

其一,模型(2)、模型(3)和模型(4)驗證了生命周期-持久收入假說對中國居民旅游消費的解釋力,以及房地產(chǎn)和金融資產(chǎn)財富效應的存在性。與可支配收入一樣,房地產(chǎn)和金融資產(chǎn)均會正向影響居民旅游消費,即生命周期-持久收入假說可以有效解釋中國居民的旅游消費。房地產(chǎn)和金融資產(chǎn)均正向影響居民旅游消費,房地產(chǎn)和金融資產(chǎn)升值,會通過資產(chǎn)售賣、再融資、增加居民信心、提升流動性和降低預算約束等途徑促進旅游消費。

其二,模型(4)的回歸結(jié)果顯示,房地產(chǎn)的財富效應小于金融資產(chǎn)的財富效應。原因可以從房地產(chǎn)和金融資產(chǎn)的特征略窺一斑。一方面,相較于金融資產(chǎn)而言,房地產(chǎn)難以具備投資品的特征。雖然房地產(chǎn)具有投資品和消費品的雙重屬性,但大多數(shù)中國居民的房地產(chǎn)消費并不具備投資特征,往往將購買房地產(chǎn)作為安居樂業(yè)的標志,因此房地產(chǎn)更多的是一種必備的消費品。鑒于此,雖然2011年中國家庭資產(chǎn)中房地產(chǎn)的占比高達54.8%*中國家庭金融調(diào)查與研究中心.2011年家庭金融調(diào)查數(shù)據(jù)[DB/OL].https://chfs.swufe.edu.cn/.,但其對旅游消費的影響甚微。另一方面,對于金融資產(chǎn)而言,股票和基金逐漸成為中國居民的重要投資工具,截至2016年1月28日,中國股票市場投資者數(shù)量已突破1億人*中國證券監(jiān)督管理委員會.2016年1月29日新聞發(fā)布會[EB/OL].(2016-02-04)http://www.csrc.gov.cn/pub/newsite/zjhxwfb/xwfbh/201601/t20160129_290469.html.。因此,金融投資的普遍性已經(jīng)使得股票、基金漲跌對居民消費,尤其是旅游消費等非基本消費產(chǎn)生了較大的影響。除此之外,相較于金融資產(chǎn)易于變現(xiàn)的特征,房地產(chǎn)的變現(xiàn)性較差。股票和基金等金融資產(chǎn)的網(wǎng)上交易使得迅速將資金投入或退出金融市場成為可能,但與此相對應的是房地產(chǎn)的低變現(xiàn)性,即便部分居民將房地產(chǎn)視為投資品,房地產(chǎn)交易的高復雜性、大金額等特征也使得房地產(chǎn)變現(xiàn)需要更長的時間,由此影響了房地產(chǎn)財富效應的發(fā)揮。綜上,對于旅游消費而言,金融資產(chǎn)的財富效應遠高于房地產(chǎn)的財富效應。

其三,模型(4)的回歸結(jié)果顯示,股票基金類金融資產(chǎn)的財富效應高于存款類金融資產(chǎn)的財富效應。股票基金類金融資產(chǎn)和存款類金融資產(chǎn)對旅游消費的影響大小與兩者對整體消費的影響存在顯著差異,如張大永和曹紅(2012)的研究發(fā)現(xiàn),存款等金融資產(chǎn)對整體消費的影響程度大于股票和基金等金融資產(chǎn)。這一差異,一方面可能與旅游消費的屬性有關(guān),作為一種成長型或享受型消費,相對于衣食住行等基本消費,旅游消費對股票基金類金融資產(chǎn)的波動更為敏感;另一方面,可能與股票基金類金融資產(chǎn)和存款類金融資產(chǎn)的性質(zhì)有關(guān),股票基金類金融資產(chǎn)增值或貶值的可能性較大,尤其在我國,股票指數(shù)的大幅波動造成的股票基金類金融資產(chǎn)的風險性遠高于活期存款和定期存款類金融資產(chǎn)。因此,風險類資產(chǎn)的收益會產(chǎn)生一種中彩票式的“快錢”效應,會促使居民增加旅游消費這一基本生活消費以外的享受型消費。綜上,旅游消費和金融資產(chǎn)的屬性共同導致了股票基金類金融資產(chǎn)的財富效應高于存款類金融資產(chǎn)的財富效應。

表2　房地產(chǎn)和金融資產(chǎn)對旅游消費的影響回歸結(jié)果①　　　n=6970

注:括號中的數(shù)字為標準誤差;***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)。

3.3　穩(wěn)健性檢驗

為了保證實證結(jié)果的穩(wěn)健性,我們在已有樣本的基礎(chǔ)上,增加了無房產(chǎn)的觀察值,將無房產(chǎn)家庭的房地產(chǎn)取值為0。通過這一處理,樣本量由6970增加到7757,穩(wěn)健性檢驗結(jié)果見表3?；貧w結(jié)果顯示,無論是存款類金融資產(chǎn)、股票基金類金融資產(chǎn),還是房地產(chǎn),回歸系數(shù)均為正,且均在0.01的水平上顯著。與原結(jié)果一致,股票基金類金融資產(chǎn)的回歸系數(shù)大于存款類金融資產(chǎn),且均大于房地產(chǎn)的回歸系數(shù)。穩(wěn)健性檢驗進一步驗證了房地產(chǎn)和金融資產(chǎn)財富效應的存在性,并且金融資產(chǎn)財富效應顯著大于房地產(chǎn)財富效應。

表3　穩(wěn)健性檢驗①　方差膨脹因子(VIF)的值均在1.013～3.064之間,遠小于5,說明自變量之間不存在多重共線性問題,但限于篇幅,VIF結(jié)果并未在表中匯報。　　n=7757

注:括號中的數(shù)字為標準誤差;***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)。

①方差膨脹因子(VIF)的值均在1.018～3.070之間,遠小于5,說明自變量之間不存在多重共線性問題,但限于篇幅,VIF結(jié)果并未在表中匯報。

4　結(jié)論與政策建議

本文從生命周期-持久收入假說出發(fā),推導出了房地產(chǎn)和金融資產(chǎn)對旅游消費影響的理論模型,并使用2011年中國家庭金融調(diào)查的微觀數(shù)據(jù)進行實證檢驗,發(fā)現(xiàn)房地產(chǎn)財富效應和金融資產(chǎn)財富效應均存在,但房地產(chǎn)財富效應小于金融資產(chǎn)財富效應,且存款類金融資產(chǎn)的財富效應小于股票基金類金融資產(chǎn)的財富效應。

基于以上結(jié)論,本文提出以下政策建議。其一,增加金融資產(chǎn)在家庭資產(chǎn)中的占比。雖然金融資產(chǎn)的財富效應大于房地產(chǎn)財富效應,但中國居民家庭的金融資產(chǎn)占比極低。因此,為促進旅游消費的可持續(xù)增長,需要對中國家庭資產(chǎn)結(jié)構(gòu)進行持續(xù)優(yōu)化,降低房地產(chǎn)在家庭資產(chǎn)結(jié)構(gòu)中所占比重,相應地增加金融資產(chǎn)所占比重。其二,提高旅游消費促進策略的針對性。為促進居民的旅游消費,除轉(zhuǎn)變發(fā)展方式、深化旅游改革、推動區(qū)域旅游一體化和旅游產(chǎn)品創(chuàng)新等供給側(cè)策略之外,關(guān)鍵還在于從需求側(cè)——居民這一主體入手,通過對居民資產(chǎn)結(jié)構(gòu)、家庭結(jié)構(gòu)和居民特征的系統(tǒng)分析,制定針對性的旅游消費促進策略。

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