謝佳慧 張 良

(1.東北財經(jīng)大學財政稅務學院,遼寧大連 116025;2.南京農(nóng)業(yè)大學經(jīng)濟管理學院,江蘇南京 210095)

0 引言

隨著經(jīng)濟結(jié)構(gòu)的轉(zhuǎn)型升級,以休閑旅游為代表的服務業(yè)逐漸成為我國國民經(jīng)濟戰(zhàn)略性支柱產(chǎn)業(yè)。2013年,中國居民國內(nèi)旅游總花費占居民消費支出總額的12.38%,旅游消費逐漸成為居民消費的新熱點[注]騰訊網(wǎng).旅游業(yè)正成為經(jīng)濟發(fā)展新動力[EB/OL].(2015-01-16)[2017-08-10].http://hb.qq.com/a/20150116/049793.htm.,也是新興消費的重要內(nèi)容。然而,數(shù)據(jù)顯示:我國城鎮(zhèn)居民的國內(nèi)旅游人均花費從2000年的696元增長至2013年的1069元,年均增長率為3.35%,城鎮(zhèn)居民國內(nèi)旅游的人均花費增長趨于平緩,人均可支配收入的快速增加并未帶動旅游消費的增長[注]作者根據(jù)《中國旅游統(tǒng)計年鑒》《中國統(tǒng)計年鑒》2001年—2014年的數(shù)據(jù)整理和分析得出的結(jié)論。。如圖1所示,2000年—2013年,快速上漲的房價與人均可支配收入的增長趨勢基本一致,中國人“安居樂業(yè)”的傳統(tǒng)思想使住房成為家庭生活的基礎?？梢酝茢?我國居民家庭收入的大部分通過購買房產(chǎn)轉(zhuǎn)為家庭的住房資產(chǎn),家庭資產(chǎn)實現(xiàn)了由流動現(xiàn)金到家庭固定資產(chǎn)的轉(zhuǎn)換。

圖1 城鎮(zhèn)居民人均可支配收入、人均旅游消費和商品房平均銷售價格的增長趨勢注:作者根據(jù)《中國旅游統(tǒng)計年鑒》和《中國統(tǒng)計年鑒》2001年—2014年的數(shù)據(jù)進行繪制

持久收入理論認為,家庭資產(chǎn)是除收入外對消費支出具有重要影響的因素(Engelhardt,1995),且依家庭結(jié)構(gòu)存在異質(zhì)性(Levin,1998)。享樂主義催生的后現(xiàn)代旅游雖然已發(fā)展為一種大眾化的生活方式,但仍然是收入增長到一定階段的產(chǎn)物(王寧,2009),這就注定了中國居民的旅游消費會隨著收入和財富的變動表現(xiàn)出較大幅度的波動。《中國家庭財富調(diào)查報告(2016)》顯示,房產(chǎn)凈值是家庭財富最重要的組成部分,2015年全國家庭的人均財富中,房產(chǎn)凈值占比高達65.61%[注]《中國家庭財富調(diào)查報告(2016)》[R/OL].(2016-04-28)[2017-08-10].http://news.xinhuanet.com/2016-04/28/c_1118765095.htm.。因此,可以推斷,城鎮(zhèn)家庭旅游消費在很大程度上受家庭住房資產(chǎn)的影響。

住房資產(chǎn)包含住房資(正)產(chǎn)和住房負債(負)兩部分[注]如無特殊說明,下文中出現(xiàn)的住房資產(chǎn)均指住房“正”資產(chǎn)。,對于那些雖然已經(jīng)進入房地產(chǎn)市場,但背負著巨額房貸壓力的家庭而言,只能被迫壓縮消費進行儲蓄,旅游消費屬于休閑享樂的消費范疇,自然首先受到擠占?！?014年中國旅游者意愿調(diào)查報告》顯示,住房消費成為限制該年度居民旅游消費的首要原因。這份調(diào)查也反映了以房貸為主要形式的購房壓力對旅游消費的過度擠占[注]旅游圈.攜程發(fā)布《2014年中國旅游者意愿調(diào)查報告》[R/OL].[2017-08-10].http://www.dotour.cn/article/5278.html.。

綜合上述目前我國住房和旅游消費的現(xiàn)狀,本文提出以下問題:具有較高彈性的旅游消費是否會受到以住房資產(chǎn)為主的家庭財富結(jié)構(gòu)的影響?如果確實影響,其影響機制如何?住房負債如何影響家庭旅游消費,影響機制如何?不同的住房負債類型對旅游消費的影響是否存在差別?這些影響是否因家庭持有的房產(chǎn)數(shù)量存在差異?

為解決以上問題,本文選取城鎮(zhèn)家庭為研究對象,分析住房資產(chǎn)、住房負債影響旅游消費的微觀機制,主要內(nèi)容包括:第一,理論方面,在持久收入理論的基礎上,分析住房資產(chǎn)、住房負債影響旅游消費的內(nèi)在機制,在消費效用最大化的理論框架下進行理論推導;第二,實證方面,采用2011年中國家庭金融調(diào)查數(shù)據(jù)進行實證檢驗,研究住房資產(chǎn)、住房負債對家庭旅游消費的影響,探討不同負債類型影響旅游消費的差異,分析不同房產(chǎn)數(shù)量導致上述影響存在的異質(zhì)性。

本文的主要貢獻是:首先,豐富了家庭消費的研究內(nèi)容,選取旅游消費作為居民消費增長點的代表,彌補了現(xiàn)有研究集中于耐用品消費和非耐用品消費的不足;其次,以城鎮(zhèn)家庭旅游消費為研究對象,一改現(xiàn)有研究中對城鎮(zhèn)家庭旅游消費研究不足的現(xiàn)狀;最后,現(xiàn)有關(guān)于家庭財富對旅游消費的研究多以宏觀數(shù)據(jù)加以佐證,本文選取微觀數(shù)據(jù)進行實證檢驗,提高了研究的精確性。

1 文獻回顧

住房資產(chǎn)通過3種機制影響消費:財富效應、抵押效應和房奴效應。具體而言:

第一,財富效應。住房資產(chǎn)的財富效應表現(xiàn)出存在性、不對稱性和異質(zhì)性特征。在單類資產(chǎn)影響消費的研究中,研究者們對于住房資產(chǎn)的財富效應達成了普遍共識,認為擁有自有住房家庭的住房資產(chǎn)彈性系數(shù)顯著高于無自有住房家庭。房價上漲帶來住房資產(chǎn)升值,放松了家庭的預算約束,通過財富效應提升消費水平(Cho,2011)。財富效應的不對稱性表現(xiàn)在,住房資產(chǎn)增值并未增加家庭消費,而住房資產(chǎn)減值則伴隨著家庭消費減少,即財富效應只有在資產(chǎn)減值時發(fā)揮作用(Engelhardt,1995)。財富效應在不同類別的家庭和個體中表現(xiàn)出異質(zhì)性特征,經(jīng)濟越發(fā)達的地區(qū),收入越高、持有房產(chǎn)數(shù)量越多的家庭(Gan,2010),財富效應越明顯(黃靜 等,2009)。年老戶主的直接財富效應約為年輕戶主的兩倍(Calcagno et al.,2009),符合消費的生命周期理論,因此直接財富效應也被稱為生命周期效應。把家庭的消費類型分為耐用品消費和非耐用品消費,財富效應對前者的影響程度顯著強于后者(張大永 等,2012)。

第二,抵押效應。住房資產(chǎn)通過借貸抵押拓寬家庭再融資渠道,進而影響消費(Aron et al.,2012)。有借貸需求的家庭受抵押效應的作用更顯著,增值的住房資產(chǎn)可通過抵押轉(zhuǎn)化為生產(chǎn)性資本,緩解信貸約束(Wang,2012)。住房資產(chǎn)增值對無借貸家庭幾乎沒有影響,但會顯著增加有借貸家庭的非住房消費(張傳勇 等,2014)。此外,也出現(xiàn)了房價上漲、住房資產(chǎn)升值而擠占消費的現(xiàn)象,這是財富效應、抵押效應和房奴效應共同作用的結(jié)果。房價上漲時,有房無貸款的家庭可以通過房產(chǎn)變現(xiàn)增值或通過抵押進行融資,財富效應和抵押效應刺激消費。有房有貸款、無房產(chǎn)的家庭在房價持續(xù)上漲的預期下,會增加儲蓄、抑制投資和消費需求(張傳勇 等,2014)。

第三,房奴效應。房價上漲不僅出現(xiàn)在特大城市,在多數(shù)的大中城市,房價也表現(xiàn)出了較快的上漲速度。在中國,房子幾乎是每個家庭的剛性需求,房價上漲產(chǎn)生的負向收入效應無疑會加重家庭的住房支付負擔(鄧健 等,2011)。年輕一代為了買房壓縮消費,年長者為了給子女買房也被迫節(jié)約日常開支,這些家庭不僅在支付首付時壓縮消費,而且購房后沉重的還貸壓力仍然會擠出消費,表現(xiàn)出房奴效應(顏色 等,2013)。

不同于耐用品消費,旅游活動具有奢侈品特點,有較大彈性,容易受宏觀經(jīng)濟政策、中觀家庭結(jié)構(gòu)和微觀個體特征及其偏好的影響。宏觀層面,經(jīng)濟不景氣(寧士敏,2000)、環(huán)境污染(謝佳慧 等,2017)、旅游業(yè)的脆弱性和敏感性都會導致旅游消費率先遭受沖擊。家庭層面,收入水平越高、戶主越年輕的家庭其旅游消費支出越高。不同性質(zhì)的收入來源都顯著提升旅游消費水平,其中,工資性收入的貢獻最大,經(jīng)營性收入、轉(zhuǎn)移性收入的貢獻次之(楊勇,2015)。家庭年收入水平、經(jīng)濟境況預期和資產(chǎn)凈值顯著正向影響家庭現(xiàn)期旅游消費支出(朱靜 等,2016)。有小孩的家庭由于沒有足夠的時間和精力出游,會擠占部分旅游消費。家庭的風險厭惡程度越高,對旅游消費的負面影響越大(張金寶,2014)。個體層面,城鎮(zhèn)65歲及以上老齡人口快速增加,反而顯著促進旅游消費增長(徐曉娜,2017)。教育程度越高、有家庭成員參加非農(nóng)就業(yè)、參加養(yǎng)老保險和意外傷害險的農(nóng)村旅游者其消費意愿越強(邱潔威 等,2011),而目前農(nóng)村的醫(yī)療、教育、養(yǎng)老等政策尚未成熟,農(nóng)民收入中很大一部分用于這些項目,在一定程度上抑制了消費(龐世明,2014)。

綜上可以看出,家庭財富影響消費的研究較為豐富,但現(xiàn)有研究多局限于家庭一般消費支出,作為經(jīng)濟新增長點的旅游消費并未受到應有的關(guān)注。對農(nóng)村居民旅游消費的研究多于城鎮(zhèn)居民,少數(shù)文獻也只定量研究了住房資產(chǎn)、其他資產(chǎn)對旅游消費的影響,缺乏內(nèi)在的影響機制分析,住房負債作為重要的住房“負”資產(chǎn)并未被納入研究范疇。本文在現(xiàn)有研究的基礎上分析了住房資產(chǎn)、住房負債影響旅游消費的機制,并利用微觀數(shù)據(jù)進行實證檢驗。

2 理論分析和模型設定

在持久收入理論框架下,家庭消費支出總是與家庭財富密切聯(lián)系,而住房資產(chǎn)是家庭財富的主要內(nèi)容。在家庭總效應最大化的約束下,家庭會依據(jù)資產(chǎn)變動調(diào)整旅游消費。因此,旅游消費對收入和財富水平的變動較為敏感。本文以家庭為研究對象,重點研究住房資產(chǎn)、住房負債對旅游消費的影響,并深入探討該影響在不同房產(chǎn)數(shù)量家庭中的差異。

2.1 財富效應

中國家庭金融調(diào)查中心的數(shù)據(jù)顯示,中國家庭的金融資產(chǎn)占比較低,非金融資產(chǎn)占比較高,其中住房資產(chǎn)占有相當一部分的比重(甘犁 等,2013)。2013年至2015年,我國住房資產(chǎn)出現(xiàn)了大幅增長,占家庭總資產(chǎn)的比重從68.3%上升到70.1%。家庭住房資產(chǎn)的增長,主要體現(xiàn)在城鎮(zhèn)家庭住房資產(chǎn)價值的增長上(李鳳 等,2016)。絕對收入理論認為,除當期收入水平外,家庭消費還受財富水平的影響,理性的消費者會根據(jù)未來財富預期變化調(diào)整消費結(jié)構(gòu)(萬曉莉 等,2017)。

Kim等(2012)以韓國為例,發(fā)現(xiàn)韓國的金融資產(chǎn)和住房資產(chǎn)在市場的交易較為普遍,住房資產(chǎn)對出境旅游表現(xiàn)了顯著的財富效應,數(shù)據(jù)分析尚未發(fā)現(xiàn)金融資產(chǎn)的影響。該研究證實了房地產(chǎn)財富顯著增加了出境旅游需求,提升了以休閑為目的的出境旅游消費水平。張傳勇等(2017)則指出,中國居民住房財富顯著提升家庭旅游消費支出,住房產(chǎn)權(quán)時間與旅游消費呈“U”型關(guān)系,但旅游消費擴張并未影響耐用品消費,卻擠出了培訓教育等費用,總體上降低了新興消費占總支出的比例。

同時,我們認為持有一套房家庭的財富效應小于持有多套房家庭,原因在于:其一,“安土重遷”的傳統(tǒng)思想及婚戀市場上房產(chǎn)扮演的重要角色決定了一套房家庭更傾向于將房產(chǎn)遺贈給子女,其流動性較差,住房資產(chǎn)的升值在一套房家庭中的財富效應有限。其二,從數(shù)量上看,房價持續(xù)上漲的現(xiàn)狀使持有多套房家庭的資產(chǎn)升值更多,房產(chǎn)數(shù)量在資產(chǎn)升值的過程中發(fā)揮了乘數(shù)作用?；诖?我們提出以下假說:

假說1a:有房產(chǎn)的家庭,在財富效應的作用機制下,住房資產(chǎn)會提高旅游消費水平。

假說1b:持有多套房的家庭,住房資產(chǎn)的財富效應強于一套房家庭。

2.2 房奴效應

自1998年我國住房制度改革后,房價上漲明顯。張立盼(2014)研究發(fā)現(xiàn),2010年非農(nóng)戶籍購房借貸款占家庭總債務的47%,平均來看,住房借貸總額甚至是家庭年收入的數(shù)倍,這無疑會加重家庭的還債負擔,擠出消費,其中,住房貸款顯著降低家庭耐用品消費,對非耐用品消費的影響不顯著。

住房負債對精神消費的作用強于物質(zhì)消費(姜正和 等,2015)。美國社會學家Maccannell(1973)指出,旅游的崇高神圣性堪比宗教朝圣,是人們遠離現(xiàn)代社會而去追求“真實”的世俗的朝圣。因此精神層面的旅游活動及旅游消費勢必在房奴效應的作用下被抑制。馬軼群(2016)研究發(fā)現(xiàn),家庭債務與旅游消費存在非線性的閾值協(xié)整關(guān)系。隨著債務水平的變化,家庭不斷調(diào)整旅游消費支出水平。債務低于閾值時,可以促進城鎮(zhèn)居民旅游消費,債務高于閾值時,則抑制旅游消費支出。目前還未發(fā)現(xiàn)債務對農(nóng)村居民旅游消費的影響,而城鎮(zhèn)居民的旅游消費能帶動農(nóng)村居民消費支出,表現(xiàn)出示范效應(易行健 等,2012)。

同時,我們認為,持有一套房家庭的還貸壓力大于持有多套房家庭,原因在于:其一,一套房家庭的房產(chǎn)偏向于消費品屬性,家庭有長期持有住房的計劃。而多套房家庭的房產(chǎn)除自住外,其余的房產(chǎn)以投資品為主,若家庭出現(xiàn)重大經(jīng)濟變故,房產(chǎn)的變現(xiàn)能力強,住房借貸款并不會成為家庭的長期負債負擔。其二,相對于持有一套房的低收入群體,中高收入群體持有多套房的概率更大,其面臨更加寬松的預算約束(裴育 等,2017)?；诖?我們提出以下假說:

假說2a:有房且有住房負債的家庭,在房奴效應的作用機制下,住房負債會降低旅游消費水平。

假說2b:持有多套房產(chǎn)的家庭,住房負債的房奴效應弱于一套房家庭。

2.3 家庭消費效用最大化

為了更好地闡述住房資產(chǎn)、住房負債對旅游消費的影響,本文假定在一個經(jīng)濟體中存在N個同質(zhì)家庭,某個典型家庭的非住房資產(chǎn)為Wnh,住房資產(chǎn)為Wh,住房負債為Dh。該家庭消費兩種物品:旅游類產(chǎn)品和其他類產(chǎn)品,兩者的價格分別為Pt和Pc,兩者的消費數(shù)量分別為Cr和Cc。家庭消費的效用模型取決于對旅游產(chǎn)品和其他產(chǎn)品的消費數(shù)量,家庭消費受家庭凈資產(chǎn)的約束,即PtCt+PcCc≤Y,其中Y=Wnh+Wh-Dh。

因此,家庭消費效用最大化函數(shù)為:

(1)

從(1)式中可以求解該家庭的消費效用最優(yōu)化結(jié)果:

(2)

(3)

2.4 模型設定

為了從實證角度考察住房資產(chǎn)、住房負債對家庭旅游消費的影響,本文構(gòu)建如下基本模型:

lnCtourism=a0+a1lnWhouse+a2lnDhouse+a3X+ε1

(4)

圖2 住房資產(chǎn)、住房負債影響家庭消費效用最大化

式(4)中,被解釋變量lnCtourism是家庭旅游消費的對數(shù),關(guān)鍵解釋變量lnWhouse是住房資產(chǎn)的對數(shù),lnDhouse是住房負債的對數(shù),包括住房貸款、住房借款及住房借貸混合的情況。X是其他影響旅游消費的控制變量,個體層面控制了戶主的年齡、性別、婚姻狀況、受教育水平、政治面貌,家庭層面控制了人均收入水平、是否有學齡期兒童、老年人口占比、常住人口和非住房資產(chǎn),省級層面控制了消費水平和人均GDP,代表了地區(qū)的經(jīng)濟發(fā)展水平。

值得說明的是,本文在控制變量中加入了非住房資產(chǎn)這一變量,對這一變量的衡量參照了張大永等(2012)的研究,主要包括金融資產(chǎn)及其他實物資產(chǎn)等。住房資產(chǎn)和非住房資產(chǎn)共同構(gòu)成了家庭資產(chǎn)的重要內(nèi)容,既有關(guān)于不同類型家庭資產(chǎn)影響消費的研究較為豐富,影響旅游消費的研究較少,但都在回歸模型中控制了家庭資產(chǎn)的重要變量,例如:張傳勇等(2017)以金融資產(chǎn)和實物資產(chǎn)度量家庭財富;張金寶(2014)以金融資產(chǎn)、經(jīng)營性資產(chǎn)、實物資產(chǎn)和房產(chǎn)度量家庭資產(chǎn);朱靜等(2016)以金融產(chǎn)品、貴重品、耐用品、房產(chǎn)和生產(chǎn)性固定資產(chǎn)度量家庭財富水平。可見,不同類型的家庭資產(chǎn)都對消費產(chǎn)生著不可忽視的影響。因而,本文在研究住房資產(chǎn)、住房負債對旅游消費的影響時,認為非住房資產(chǎn)作為一項重要的控制變量也對旅游消費產(chǎn)生重要影響,但由于非住房資產(chǎn)并非是本文的核心解釋變量,因而將其作為家庭層面的控制變量加以控制,避免遺漏重要解釋變量導致回歸結(jié)果存在偏差。

3 數(shù)據(jù)來源與描述性統(tǒng)計

3.1 數(shù)據(jù)來源

本文使用中國家庭金融調(diào)查(China Household Finance Survey,CHFS)2011年的數(shù)據(jù)[注]由于中國家庭金融調(diào)查(CHFS)只公開了2011年的數(shù)據(jù),因而本文選取2011年的數(shù)據(jù)進行實證研究。,該數(shù)據(jù)包含比較完備的家庭金融信息。CHFS覆蓋了全國25個省(區(qū)、市),81個區(qū)(縣),320個居(村)委會共8438戶家庭樣本,進行數(shù)據(jù)篩選后,得到2322個城鎮(zhèn)家庭的樣本。

3.2 變量選取與描述性統(tǒng)計

回歸中所涉及的主要變量描述性統(tǒng)計如表1所示,具體來看,家庭的平均旅游消費支出是4769元,多套房家庭的平均旅游消費支出是5816元,顯著高于一套房家庭的4438元。多套房家庭的平均住房資產(chǎn)顯著高于一套房家庭。住房負債方面,多套房家庭擁有借貸款、貸款的情況顯著高于一套房家庭,但二者在借款方面無顯著差別。戶主特征方面,多套房家庭的受教育水平顯著高于一套房家庭,其他個體特征并無顯著差別。家庭特征方面,多套房家庭的人均收入、老年人占比、常住人數(shù)、非住房資產(chǎn)都顯著高于一套房家庭。T檢驗表明,一套房家庭和多套房家庭存在顯著差異。在實證分析中,對旅游消費、住房資產(chǎn)、住房凈資產(chǎn)、非住房資產(chǎn)、家庭人均收入、地區(qū)消費水平、人均GDP取對數(shù)形式,以降低異方差的影響。

表1 描述性統(tǒng)計分析

注:***、**、*分別表示在1%、5%、10%的水平下統(tǒng)計檢驗顯著,反映一套房家庭和多套房家庭在各個變量上是否存在顯著差異(T檢驗)

4 實證結(jié)果分析

受“安居樂業(yè)”傳統(tǒng)思想的影響,中國很多家庭不惜背負沉重的購房負擔也要進入房地產(chǎn)市場,擁有一套屬于自己的住房才意味著家庭財富和經(jīng)濟資本的積累。因而,本文首先分析住房資產(chǎn)對旅游消費的影響,不考慮住房負債,以考察房產(chǎn)的物化價值——住房資產(chǎn)在家庭旅游消費中發(fā)揮的重要作用。隨后,再在分析中加入家庭住房負債這一變量,考察住房資產(chǎn)、住房負債對旅游消費的影響。最后,以住房凈資產(chǎn)(住房資產(chǎn)扣除住房負債之后的凈值)進行穩(wěn)健性檢驗。

4.1 住房資產(chǎn)對旅游消費的財富效應

本文首先檢驗的是住房資產(chǎn)的財富效應,表2中第(1)列是住房資產(chǎn)影響旅游消費的存在性檢驗,結(jié)果顯示:住房資產(chǎn)對旅游消費的彈性是0.198,通過1%的顯著性檢驗,說明住房資產(chǎn)對旅游消費存在顯著的財富效應,驗證了假說1a。第(2)列～第(4)列是逐步回歸的結(jié)果,先后控制了戶主特征、家庭特征和地區(qū)特征,該結(jié)果顯示:無論是否加入控制變量,住房資產(chǎn)和非住房資產(chǎn)對旅游消費均存在顯著的正向影響,都通過了1%的顯著性水平檢驗,兩者的彈性系數(shù)分別為0.110、0.162,驗證了假說1a。

其中,住房資產(chǎn)的財富效應低于非住房資產(chǎn),原因可能是:其一,非住房資產(chǎn)中包含的現(xiàn)金、銀行存款等金融資產(chǎn)流動性較強,而住房資產(chǎn)屬于固定資產(chǎn)范疇、流動性較弱,對于大多數(shù)家庭特別是一套房家庭而言,住房資產(chǎn)甚至不具有流動性特征,即便二者都能發(fā)揮提升旅游消費的財富效應,非住房資產(chǎn)較強的流動性能強化其財富效應。其二,旅游商品具有不可貯存性,這就決定了享受旅游活動和支付旅游消費是同時進行的,在旅游市場中現(xiàn)金、存款等金融資產(chǎn)仍是支付的主要形式,在旅游活動中尚未出現(xiàn)以房產(chǎn)抵押等形式的支付方式。因而,主流的支付形式?jīng)Q定了非住房資產(chǎn)在提升旅游消費的財富效應中更具優(yōu)勢。

(1) 個體層面,年齡對旅游消費的影響不顯著,且表現(xiàn)出了負面影響,表明隨著戶主年齡增加,家庭的旅游消費呈減少趨勢。這是由于:一方面,旅游消費屬于新興消費的范疇,年輕人對新興事物的接受程度普遍高于年長者群體,因而傾向于在旅游活動中多消費以滿足自己多樣化、個性化的旅游服務需求;另一方面,身體狀況是旅游活動的主要限制因素,隨著年齡增長,個體的身體素質(zhì)出現(xiàn)下降的趨勢,不適合瀏覽量較大、行程安排較緊湊的旅游活動。大多數(shù)家庭出于健康風險、安全系數(shù)的考慮選擇減少旅游活動,表現(xiàn)為旅游消費隨著年齡的增加而減少。戶主性別對家庭旅游消費的影響不顯著,這是由于在家庭內(nèi)部,旅游活動通常是核心家庭的集體活動,是夫妻雙方共同決策的結(jié)果,因而戶主性別對旅游消費的影響并不顯著。但是男性戶主家庭的旅游消費低于女性戶主家庭,這是由于傳統(tǒng)的性別角色導致了男性把更多的時間和精力用于事業(yè)發(fā)展,消費欲望遠遠低于女性。而女性更熱衷于在自媒體平臺上“曬”自己的生活,旅游活動無疑為女性提供了一個新的自我表達的機遇?；橐鰻顩r對旅游消費的影響不顯著,但表現(xiàn)出了正向的影響,這是因為旅游活動給家庭成員提供了深入交流的契機,有助于培養(yǎng)和諧健康的家庭氛圍,在大眾旅游時代,舉家出游是很多家庭的主要休閑方式。受教育水平會顯著提高旅游消費,戶主的教育年限增加一年,家庭旅游消費增加9.62%,通過1%的顯著性檢驗。由于人是消費的主體,相較于各種各樣的刺激消費的經(jīng)濟金融政策,教育直接作用于個體的思維方式,進而影響消費習慣、消費結(jié)構(gòu),因而教育對消費,特別是對新興消費的影響是顯著的。受教育水平的提高帶來的消費增加也并非是增加了浪費型消費,而是帶來了對以旅游消費為代表的高品質(zhì)享受型服務產(chǎn)品的消費,受教育水平較高的個體更青睞于旅游活動所帶來的精神層面的放松和愉悅,對旅游消費的促進作用顯著。

表2 基礎回歸:住房資產(chǎn)對旅游消費的影響

注:***、***、*分別表示在1%,5%,10%的水平下統(tǒng)計檢驗顯著;括號中的數(shù)值為標準誤差,下同

(2) 家庭特征層面,家庭人均收入對旅游消費的彈性是0.163,通過1%的顯著性檢驗,說明人均收入水平越高的家庭旅游消費支出越多,符合絕對收入理論和持久收入假說。張金寶(2014)和張傳勇等(2014)都認為,收入水平是影響旅游消費的重要因素。本文的研究也驗證了這一結(jié)論,說明提高家庭收入水平是提升旅游消費的重要前提,當前的大眾旅游時代也是伴隨著經(jīng)濟水平的穩(wěn)步提升和消費觀念的逐步改變得以實現(xiàn)的。有學齡期小孩的家庭,其旅游消費比沒有學齡期小孩的家庭高20.3%,并通過了1%的顯著性檢驗。隨著素質(zhì)教育和現(xiàn)代育兒觀念的普及,越來越多的家庭傾向于帶孩子外出旅游,并傾向于選擇孩子偏好的旅游目的地和旅游類型,一方面為了開拓孩子的視野,另一方面也有助于營造互動平等的家庭氛圍。家庭中老年人占比對旅游消費的影響不顯著,但表現(xiàn)出了正向影響。除了身體狀況外,心理狀況也是影響旅游活動的重要變量,即便是在身體機能出現(xiàn)退化的情況下,積極樂觀的心態(tài)仍能普遍提高個體參與旅游活動的概率。有老年人的家庭也傾向于帶父母參加旅游活動,提高旅游消費。常住人數(shù)對旅游消費不存在顯著影響。

(3) 地區(qū)特征層面,地區(qū)消費水平和人均GDP對旅游消費的影響不顯著,但都表現(xiàn)出正向的影響。雖然家庭的旅游消費決策主要是依據(jù)家庭的經(jīng)濟狀況做出的選擇,但地區(qū)的消費水平對家庭的旅游消費具有示范效應,家庭的旅游消費行為會受周圍群體的影響,因而地區(qū)的消費水平能帶動家庭旅游消費的提升。此外,隨著人均GDP的提高,家庭的消費也會同比例的增加,表現(xiàn)為提高旅游消費。地區(qū)特征對家庭旅游消費可能有影響,但并不起決定性作用。

另外,本文也分析了在不同分位上住房資產(chǎn)、非住房資產(chǎn)對旅游消費的影響,分位數(shù)回歸結(jié)果表明(見表3),在每個分位上,住房資產(chǎn)對旅游消費的彈性都顯著為正。隨著住房資產(chǎn)的增加,住房資產(chǎn)對旅游消費的彈性呈倒U型,且在35%分位上的影響最大,彈性系數(shù)是0.142,通過1%的顯著性檢驗。在20%～65%分位時,住房資產(chǎn)對旅游消費的彈性均在0.112以上,在80%分位時該彈性最低,為0.0577,通過10%的顯著性檢驗。非住房資產(chǎn)對旅游消費的彈性呈現(xiàn)正U型,非住房資產(chǎn)在20%和80%分位上對旅游消費的促進作用最大,彈性分別為0.191、0.179,均通過1%的顯著性檢驗,在65%分位上對旅游消費的促進作用最小,彈性為0.126。

分位數(shù)回歸結(jié)果顯示,住房資產(chǎn)和非住房資產(chǎn)對旅游消費的彈性表現(xiàn)出了相異的結(jié)果,旅游消費在較低分位時受到住房資產(chǎn)的提升作用較大,在最低和最高分位時受到非住房資產(chǎn)的提升作用較大,這是由于:旅游消費屬于新興消費的范疇,旅游活動在一段時間內(nèi)被視為炫耀性商品,當家庭住房資產(chǎn)較低時,伴隨著住房資產(chǎn)的增加,家庭進行旅游活動的動機較強烈,逐漸實現(xiàn)家庭旅游消費從少到多、甚至從無到有的突破,此時住房資產(chǎn)對旅游消費的彈性較大。當家庭住房資產(chǎn)處于最高分位時,旅游活動作為家庭的休閑活動已不足為奇,旅游消費的提升空間有限,表現(xiàn)為住房資產(chǎn)對旅游消費的彈性最小。對于非住房資產(chǎn)最低的家庭,無力進入購房市場也沒有為購房進行儲蓄的動機,“絕望型”消費增多,表現(xiàn)為非住房資產(chǎn)對旅游消費的彈性較大。對于非住房資產(chǎn)最高的家庭,有充足的流動資金進行消費活動,自然會提高旅游消費水平。因此,住房資產(chǎn)和非住房資產(chǎn)在不同分位上對旅游消費的彈性存在差異,是由于家庭的資產(chǎn)積累處于不同階段導致的。

表3 分位數(shù)回歸:住房資產(chǎn)對旅游消費的影響

4.2 住房負債對旅游消費的房奴效應

在模型(4)的基礎上,我們考察了住房負債對旅游消費的影響,并把住房負債區(qū)分為同時有住房借款和貸款、只有住房借款及只有住房貸款3種類型。如表4所示,回歸結(jié)果表明,住房借貸款、住房借款對旅游消費的影響顯著為負,通過了5%的顯著性水平檢驗,彈性系數(shù)分別是-0.252、-0.250,前者對旅游消費的負面影響更大,驗證了假說2a。住房貸款對旅游消費的影響顯著為正,通過了5%的顯著性水平檢驗,彈性系數(shù)是0.135。

表4 擴展回歸:住房資產(chǎn)、住房負債對旅游消費的影響

住房借款和住房貸款對旅游消費的影響產(chǎn)生了完全相反的作用,原因可能在于:貸款的渠道較為正規(guī)明晰,以銀行和正規(guī)金融機構(gòu)為主,還款記錄納入個人征信系統(tǒng),一般會約定每期的還款數(shù)額,且還款期限較長,家庭一般會綜合自身的經(jīng)濟條件設置適度的貸款數(shù)額,還貸壓力在家庭預期可承受范圍之內(nèi)。此外,大多數(shù)城鎮(zhèn)家庭都有住房公積金,可以用來償還住房貸款,這一福利政策幫助家庭分擔了部分甚至全部的還貸壓力,也在一定程度上放松了家庭的預算約束,表現(xiàn)為有利于家庭旅游消費。而住房借款的來源一般都是親戚朋友,若他人需要用錢會隨時要求家庭進行還款,這就注定了借款的還款時間和還款金額具有不可預期和不確定性,增加了家庭的還款壓力,表現(xiàn)為擠占了家庭的旅游消費。而同時有住房借貸款的家庭,說明其房產(chǎn)負債較多,還債壓力最大,因而對旅游消費的擠出作用更明顯,強于只有住房借款的家庭。

4.3 分樣本回歸:房產(chǎn)數(shù)量

對于持有多套房的家庭而言,住房兼具消費和投資雙重屬性,而一套房家庭的住房僅僅具有消費屬性。投資品的資產(chǎn)和負債與消費品的資產(chǎn)和負債是存在差異的,也就導致多套房家庭和一套房家庭的住房資產(chǎn)、住房負債對旅游消費的影響存在差異。此外,在前文的描述性統(tǒng)計分析中,我們發(fā)現(xiàn)一套房家庭和多套房家庭存在明顯的系統(tǒng)性差異,在住房資產(chǎn)、住房負債、非住房資產(chǎn)等方面都表現(xiàn)出了較大的差別,這些因素也是影響旅游消費的關(guān)鍵因素。因此,應區(qū)分為兩個子樣本進行單獨回歸,以發(fā)現(xiàn)住房資產(chǎn)的財富效應和住房負債的房奴效應在不同房產(chǎn)數(shù)量的家庭中所表現(xiàn)出的差異。

本文這部分將依據(jù)家庭擁有的房產(chǎn)數(shù)量,把家庭區(qū)分為一套房家庭和多套房家庭進行回歸,并對比研究結(jié)果(見表4)。一套房家庭和多套房家庭的分樣本回歸中,住房資產(chǎn)都表現(xiàn)出了顯著的正向影響,彈性系數(shù)分別是0.106、0.148,均通過了1%的顯著性檢驗。多套房家庭的住房資產(chǎn)彈性系數(shù)比一套房家庭的彈性系數(shù)大,說明住房資產(chǎn)的財富效應在多套房家庭中更明顯。在一套房家庭中,住房借貸款、住房借款分別在5%、1%的水平下表現(xiàn)出了顯著的負向影響,彈性系數(shù)分別是-0.331、-0.316,住房貸款的影響不顯著。在多套房家庭中,住房借貸款、住房借款對旅游消費的負面影響不顯著,住房貸款在1%的水平下顯著增加旅游消費,彈性系數(shù)是0.377。

對比發(fā)現(xiàn),多套房家庭住房資產(chǎn)的財富效應高于一套房家庭,驗證了假說1b。多套房家庭住房借貸款、住房借款的房奴效應弱于一套房家庭,驗證了假說2b,住房負債的房奴效應在一套房家庭中更明顯,在多套房家庭中甚至沒有表現(xiàn)出房奴效應。一方面,多套房家庭的住房資產(chǎn)基礎雄厚,住房負債占家庭資產(chǎn)的比例較小,不足以構(gòu)成家庭的還債壓力;另一方面,多套房家庭的房產(chǎn)常具有投資屬性,租金收入或其他投資收入都足以彌補住房負債。因而,多套房家庭的住房負債并不會擠占旅游消費。

值得注意的是,在一套房家庭中,住房貸款對旅游消費的影響不顯著,但在多套房家庭中,住房貸款會顯著增加旅游消費,原因可能是:其一,對于多套房家庭而言,住房貸款并不會構(gòu)成家庭的還貸負擔,如果家庭出現(xiàn)重大經(jīng)濟變故,可以把除自用住房以外的房產(chǎn)在市場上進行變現(xiàn)。其二,持有多套房產(chǎn)的家庭可以將房產(chǎn)進行抵押貸款,拓寬家庭的融資渠道,放松預算約束刺激家庭旅游消費。同時,一套房樣本的回歸結(jié)果仍表明,住房借款的房奴效應最大,住房借貸款次之,住房貸款不存在影響甚至會提升旅游消費。與上文分析原因一致,即不同類型的住房負債類型導致了這一結(jié)果。

4.4 分樣本回歸:戶主年齡

已有研究表明,隨著年齡增大,家庭資產(chǎn)的財富效應加強(Campbell et al.,2007)。為進一步考察不同戶主年齡下住房資產(chǎn)對旅游消費的影響,我們將戶主年齡分為21歲～40歲和41歲～60歲兩個年齡段,結(jié)果如表5所示。處于不同年齡段的戶主所在家庭,住房資產(chǎn)都表現(xiàn)出了對旅游消費顯著的正向影響,41歲～60歲的戶主家庭,其住房資產(chǎn)影響旅游消費的彈性系數(shù)高于21歲～40歲戶主家庭?？赡茉蚴?年輕人由于事業(yè)處于起步階段,組建家庭的時間較短,家庭的經(jīng)濟基礎相對薄弱,各種消費支出較多,住房資產(chǎn)對旅游消費的財富效應較弱。而年長者已有一定的財富積累,住房資產(chǎn)對旅游消費的財富效應會更明顯。

表5 分樣本回歸:戶主年齡

與此同時,持有住房借貸款、住房借款的家庭都對旅游消費表現(xiàn)出了負向的房奴效應,而住房貸款卻有利于提升家庭旅游消費。對于41歲～60歲的戶主家庭,其住房借貸款影響旅游消費的彈性系數(shù)低于21歲～40歲戶主家庭,其住房借款影響旅游消費的彈性系數(shù)高于21歲～40歲戶主家庭。這是由于:年輕群體由于經(jīng)濟基礎薄弱背負一定的住房借款是較為普遍的現(xiàn)象,但年長群體則相反,迫于年齡漸長的危機感和積累資本的經(jīng)濟地位壓力,住房借款預示著家庭的經(jīng)濟壓力,因而年長群體受住房借款的負面影響更大。住房貸款在各個年齡段對家庭旅游消費的影響基本一致。這也在一定程度上說明適度寬松的信貸政策有利于提高家庭的消費水平。

4.5 穩(wěn)健性檢驗

由于實證分析中選取的住房資產(chǎn)是調(diào)查期家庭自評的市場值,并未扣除住房負債,并不是住房的資產(chǎn)凈值。而理性的家庭會根據(jù)自身的資產(chǎn)凈值進行旅游消費決策,即便是把住房資產(chǎn)、住房負債置于同一分析框架也很難分析出住房凈資產(chǎn)影響旅游消費的彈性。因此,把家庭的住房資產(chǎn)減去住房負債計算出每個家庭的房產(chǎn)凈值,進行穩(wěn)健性檢驗,回歸結(jié)果如表6所示。

住房凈資產(chǎn)影響家庭旅游消費的逐步回歸中分別控制了戶主特征、家庭特征和地區(qū)特征,結(jié)果都是穩(wěn)定存在的:住房凈資產(chǎn)對旅游消費存在顯著的正向影響,彈性是0.123,通過了1%的顯著性檢驗。與前文的分析結(jié)果保持一致,說明本文的回歸結(jié)果穩(wěn)健,肯定了住房資產(chǎn)在家庭旅游消費方面發(fā)揮的財富效應。

表6 穩(wěn)健性檢驗:住房凈資產(chǎn)對旅游消費的影響

5 結(jié)論與啟示

旅游產(chǎn)業(yè)是我國的戰(zhàn)略性支柱產(chǎn)業(yè),在經(jīng)濟發(fā)展的新常態(tài)背景下,旅游產(chǎn)業(yè)在帶動經(jīng)濟增長、促進經(jīng)濟結(jié)構(gòu)轉(zhuǎn)型等方面發(fā)揮著重要作用。旅游消費也成了新的增長點,但受數(shù)據(jù)獲取的限制,國內(nèi)關(guān)于旅游消費特別是城鎮(zhèn)居民旅游消費的研究較少。本文借助國內(nèi)比較完備的家庭金融調(diào)查(CHFS)微觀數(shù)據(jù),重點分析了住房資產(chǎn)、住房負債及房產(chǎn)屬性對家庭旅游消費的影響。主要得到以下結(jié)論:第一,住房資產(chǎn)對旅游消費存在顯著的財富效應,且住房資產(chǎn)對旅游消費的彈性呈倒U型,住房負債對旅游消費存在顯著的房奴效應。在以家庭凈資產(chǎn)進行穩(wěn)健性檢驗后,結(jié)果表明上述結(jié)論仍然具有一致性。第二,家庭持有房產(chǎn)數(shù)量不同時,該影響強度存在差異。對于多套房家庭,住房資產(chǎn)的財富效應強于一套房家庭,住房負債的房奴效應弱于一套房家庭。第三,住房負債類型不同,其影響強度也存在差異,既有住房貸款又有住房借款的家庭房奴效應最大,只有住房借款的家庭次之,而只有住房貸款的家庭則無顯著影響,甚至會促進家庭旅游消費。第四,戶主是年長者的家庭,住房資產(chǎn)的財富效應強于戶主是年輕者的家庭。

中國人基于財富觀的消費方式具有相對保守、內(nèi)斂的特點。因此,消費增速滯后于人均可支配收入的增速也是可以理解的,因為消費習慣內(nèi)化于中國深厚的家本位傳統(tǒng)生活理念中。文化的改變需要漫長的過程,而政府、社會的適度政策可以培育輕松的生活和消費習慣。在中國城鎮(zhèn)居民住房占有率如此高的情況下,城鎮(zhèn)居民旅游消費仍然有很大的提升發(fā)展空間?；诖?本文提出以下建議:第一,對房地產(chǎn)市場適度管理,加強對房價的調(diào)控。一方面,房地產(chǎn)市場需保持一定活力,提升旅游消費水平,帶動地方經(jīng)濟平穩(wěn)健康發(fā)展;另一方面,避免房價上漲速度過快,高額的住房支出擠出旅游消費。第二,培育適度寬松的信貸政策和信貸環(huán)境,推進住房公積金政策的普及,放松家庭的預算約束并刺激消費。第三,旅游企業(yè)對客戶群體進行細分,重點挖掘中老年群體的消費潛力,依據(jù)家庭房產(chǎn)屬性制定多樣化的產(chǎn)品結(jié)構(gòu),滿足旅游者個性化的消費需求,根據(jù)消費者的特點最大限度發(fā)揮財富效應刺激消費。