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

伴隨著收入水平的不斷提升和生活方式、消費習慣的不斷改變,旅游消費已經(jīng)成為中國居民消費的重要組成部分。社會保險和商業(yè)保險日益普及,以社會保險為主、商業(yè)保險為輔的社會保障體系逐漸成為我國居民旅游消費的重要保障。對于社會保險而言,截至2017年底,全國社會保障卡持卡人數(shù)達10.88億人,社會保障卡普及率達到78.7%,2017年全年5項社會保險基金收入合計67154億元,比上年增加13592億元,增長25.4%,基金支出合計57145億元,比上年增加10257億元,增長21.9%[注]中華人民共和國人力資源和社會保障部.2017年度人力資源和社會保障事業(yè)發(fā)展統(tǒng)計公報[EB/OL].(2018-05-21)[2018-08-28].http://www.mohrss.gov.cn/ghcws/BHCSWgongzuodongtai/201805/t20180521_294290.html.。商業(yè)保險雖然普及率較低,但增長迅速。以商業(yè)健康保險為例,中國商業(yè)健康保險行業(yè)年保費收入從2014年的1587.18億元增長至2016年的4042.50億元,年均增長率高達59.6%(中國保險行業(yè)協(xié)會,2017)。由于社會保險和商業(yè)保險在保險性質(zhì)、建立基礎(chǔ)、管理體制、保障對象、保障范圍和資金來源等方面均存在顯著不同,兩種保險對居民旅游消費的影響也可能存在差異。

除保險之外,房地產(chǎn)對居民旅游消費的影響也不容忽視。尤其是在中國,房地產(chǎn)價格波動劇烈,2008年—2016年,全國平均住宅價格年均增長率為9.32%,其中,2009年的增長率高達24.69%,而2014年的增長率則低至1.42%[注]數(shù)據(jù)源自2009—2017年《中國統(tǒng)計年鑒》。。在房地產(chǎn)價格波動幅度如此之大的情況下,旅游消費存在房地產(chǎn)財富效應(yīng)嗎？房地產(chǎn)價格上漲帶來的資產(chǎn)升值會由于社會保險或商業(yè)保險的保障作用而更多地被居民用于旅游消費嗎？除此之外,房地產(chǎn)財富效應(yīng)是否存在地區(qū)差異也尚未被正確回答。因此,本文將圍繞上述問題展開研究,對這些問題的回答不僅可以豐富和深化消費的房地產(chǎn)財富效應(yīng)這一理論主題,對于政府部門通過制定相應(yīng)的保險和房地產(chǎn)政策來提升中國居民旅游消費也具有重要的現(xiàn)實意義。

1 文獻綜述

已有研究廣泛驗證了保險對消費的影響。在社會保險領(lǐng)域,有研究者指出,社會保險對消費行為可能會產(chǎn)生引致效應(yīng)或擠出效應(yīng),引致效應(yīng)指的是社會保險通過提升居民對未來的樂觀預期而增加居民消費(白重恩 等,2012;鄒紅 等,2013),擠出效應(yīng)則是指社會保險通過社會保險支出和潛在激勵提前退休而減少居民消費(Blake,2004;楊天宇 等,2007;吳慶田 等,2009;甘犁 等,2010)。也有研究者認為,社會保險對居民消費的影響具有不確定性或無影響(張治覺 等,2010;顧海兵 等,2010)。而對于商業(yè)保險而言,國內(nèi)的研究多集中于商業(yè)健康保險領(lǐng)域,例如:朱銘來等(2009)研究發(fā)現(xiàn),商業(yè)健康保險對居民消費的促進作用大于城鎮(zhèn)職工基本醫(yī)療保險;王美嬌等(2015)研究發(fā)現(xiàn),個人購買商業(yè)健康保險行為會促進其非必要消費,同時對整體消費結(jié)構(gòu)有顯著影響,且商業(yè)健康保險對消費水平和消費結(jié)構(gòu)的影響要遠大于收入、基本醫(yī)療保險、養(yǎng)老保險等因素;吳慶躍等(2016)同樣發(fā)現(xiàn),相較于三大基本醫(yī)療保險,商業(yè)健康保險對中國家庭消費總額的影響更大,并且商業(yè)健康保險對農(nóng)村家庭年消費總額的促進作用要高于城市家庭。

學術(shù)界對旅游消費影響因素的研究多側(cè)重于收入、家庭結(jié)構(gòu)、居民個人特征等方面,例如:有研究者驗證了居民可支配收入(周文麗 等,2010;依紹華 等,2011)、持久收入(龐世明,2014)、收入結(jié)構(gòu)(Gu et al.,2004)和基尼系數(shù)(周文麗 等,2010)等收入因素對居民旅游消費的作用;余鳳龍等(2013)驗證了傳統(tǒng)消費習慣和消費不確定性對居民旅游消費的影響;基于微觀調(diào)研數(shù)據(jù),張金寶(2014)研究發(fā)現(xiàn),城市家庭的旅游消費與家庭對收入的預期、家庭生命周期、家庭風險偏好密切相關(guān);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(wù)、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。

目前絕大多數(shù)財富效應(yīng)領(lǐng)域的研究側(cè)重于考察房地產(chǎn)對整體消費的影響,但尚未得出一致結(jié)論,呈現(xiàn)出正向影響(Skinner,1989;Sheiner,1995;Engelhardt,1996;Kim,2004;Thomson et al.,2004;駱祚炎,2008;黃靜 等,2009;趙楊 等,2011)、負向影響(朱新玲 等,2006;劉旦 等,2008;李政,2009)和無影響(Elliott,1980;Levin,1998;楊偉坤 等,2011)3種結(jié)果并存的局面。僅有以下研究者對旅游消費的房地產(chǎn)財富效應(yīng)進行研究:Fereidouni等(2017)檢驗了2000年—2011年馬來西亞房地產(chǎn)對出境旅游的影響,發(fā)現(xiàn)房地產(chǎn)對出境旅游具有顯著的正向作用;劉晶晶等(2016)對中國35個大中城市2001年—2010年的相關(guān)數(shù)據(jù)進行分析,發(fā)現(xiàn)房價與旅游消費之間存在正U形關(guān)系,即房價變化對旅游消費同時具有財富效應(yīng)和擠出效應(yīng),但總體表現(xiàn)為財富效應(yīng);Kim等(2012)則比較了韓國房地產(chǎn)和金融資產(chǎn)對旅游消費的影響,發(fā)現(xiàn)房地產(chǎn)對出境旅游需求具有顯著的財富效應(yīng);王克穩(wěn)(2017)使用中國微觀調(diào)查數(shù)據(jù)同樣發(fā)現(xiàn)了房地產(chǎn)對旅游消費的財富效應(yīng)。

通過對上述文獻的梳理,我們發(fā)現(xiàn)當前研究仍存有以下不足:其一,對于旅游消費的房地產(chǎn)財富效應(yīng)的研究較少,更鮮有研究涉及房地產(chǎn)財富效應(yīng)發(fā)揮的促進或抑制因素,在社會保險和商業(yè)保險日益普及的背景之下,兩者對旅游消費和旅游消費的房地產(chǎn)財富效應(yīng)的作用也尚未被發(fā)掘;其二,已有研究多基于宏觀數(shù)據(jù)展開,使用時間序列或者省級面板數(shù)據(jù)檢驗房地產(chǎn)財富效應(yīng),但中國自1998年才開始進行房地產(chǎn)商品化改革,時間序列較短,囿于樣本量限制,研究結(jié)果的科學性和穩(wěn)健性較差;其三,由于模型設(shè)定等問題,目前部分關(guān)于中國旅游消費的房地產(chǎn)財富效應(yīng)的研究結(jié)論值得商榷,如劉晶晶等(2016)在考察中國旅游消費的房地產(chǎn)財富效應(yīng)及其地區(qū)差異時,存在地區(qū)虛擬變量設(shè)置錯誤、遺漏關(guān)鍵變量等問題,研究結(jié)論難以令人信服。

鑒于此,本文將在考察旅游消費的房地產(chǎn)財富效應(yīng)的基礎(chǔ)上,引入社會保險和商業(yè)保險,使用中國家庭金融調(diào)查的微觀數(shù)據(jù),實證檢驗兩者對旅游消費和旅游消費房地產(chǎn)財富效應(yīng)的影響,并將樣本按照行政區(qū)域劃分為東部、中部、西部3個類別,重新考察旅游消費房地產(chǎn)財富效應(yīng)的地區(qū)差異。

2 模型構(gòu)建和數(shù)據(jù)整理

2.1 模型構(gòu)建

生命周期-持久收入假說(LC-PIH)模型將家庭財富引入居民消費模型(Blanchard et al.,1989)。為檢驗房地產(chǎn)財富效應(yīng),本文將家庭資產(chǎn)細分為房地產(chǎn)和金融資產(chǎn)兩部分,并分別使用旅游消費和當期收入替代整體消費和持久收入,推導出以下回歸模型:

TC=α0+α1R+∑λiIi+∑εi(Ii×R)+∑χiXi

(1)

式(1)中,TC為旅游消費,R為房地產(chǎn),Ii為社會保險和商業(yè)保險,Ii×R代表社會保險和商業(yè)保險與房地產(chǎn)的乘積項。Xi為控制變量,具體包括:張金寶(2014)和周文麗(2012)均發(fā)現(xiàn)可支配收入對居民旅游消費的顯著影響,因此,本文引入收入作為控制變量;作為家庭資產(chǎn)的重要組成部分,金融資產(chǎn)可能與房地產(chǎn)一樣影響居民旅游消費,因此,本文借鑒Kim等(2012)的研究,引入金融資產(chǎn)作為控制變量;鑒于旅游消費區(qū)別于基本消費的成長性屬性,居民個人特征可能會較大地影響旅游消費決策,因此,本文進一步引入家庭老年人比例、未成年人比例、非農(nóng)業(yè)戶口比例、男性比例、未婚比例和文化程度等家庭特征作為控制變量。除此之外,不同地區(qū)居民的消費習慣可能存在不同,本文還通過引入東部和中部地區(qū)虛擬變量對居民居住地進行了控制。

2.2 數(shù)據(jù)整理

本文使用的數(shù)據(jù)來自于西南財經(jīng)大學中國家庭金融調(diào)查與研究中心2011年的“中國家庭金融調(diào)查”(China Household Finance Survey,CHFS)微觀數(shù)據(jù)[注]中國家庭金融調(diào)查與研究中心分別在2011年、2013年、2015年和2017年進行了4次家庭金融調(diào)查,其中僅2011年的數(shù)據(jù)對外公開,所以本文僅使用公開數(shù)據(jù)進行了實證檢驗。鑒于不同年份的數(shù)據(jù)并非是針對相同家庭的面板數(shù)據(jù),僅使用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)查注重收集房地產(chǎn)、金融財富、社會保險與商業(yè)保險、消費、收入和家庭成員特征等家庭金融微觀層次的相關(guān)信息,獲得了廣泛使用(甘犁 等,2012;2013)。調(diào)查樣本共包括8438個家庭,分布在全國25個省(自治區(qū)、直轄市),80個縣,320個居(村)委會。本文在去除無房地產(chǎn)、房地產(chǎn)市值缺失和變量不符合實際(家庭收入為負值等)的樣本后,共得到6970個樣本。

以上述調(diào)查數(shù)據(jù)為基礎(chǔ),本文分別計算并整理出因變量(旅游消費),自變量(房地產(chǎn)),調(diào)節(jié)變量(社會保險比例和商業(yè)保險比例),以及控制變量(收入、金融資產(chǎn)、家庭老年人比例、未成年人比例、非農(nóng)業(yè)戶口比例、男性比例、未婚比例、文化程度和地區(qū))。各個變量的定義和測量如表1所示,需要說明的是:在調(diào)節(jié)變量中,社會保險作為一種為喪失勞動能力、暫時失去勞動崗位或因健康原因造成損失的人口提供收入或補償?shù)囊环N社會和經(jīng)濟制度,主要項目包括養(yǎng)老保險、醫(yī)療保險、失業(yè)保險、工傷保險和生育保險5種基本類型,由于調(diào)查數(shù)據(jù)僅包含了養(yǎng)老保險、醫(yī)療保險和失業(yè)保險3種,因此,本文使用家庭中擁有養(yǎng)老保險、醫(yī)療保險或失業(yè)保險中的一種及以上的成員比例測量社會保險比例,使用家庭中擁有各類商業(yè)保險的成員比例測量商業(yè)保險比例;在控制變量中,對于地區(qū)這一虛擬變量而言,首先將樣本中的25個省(自治區(qū)、直轄市)劃分為東部、中部和西部3個類別,其次構(gòu)建東部和中部兩個虛擬變量。

數(shù)據(jù)的描述性統(tǒng)計和相關(guān)性檢驗如附表1所示,由相關(guān)系數(shù)可知,所有的自變量、調(diào)節(jié)變量和控制變量均與旅游消費顯著相關(guān),但房地產(chǎn)對居民旅游消費的影響和保險的調(diào)節(jié)效應(yīng)需要通過進一步的回歸分析來檢驗。

3 實證檢驗

3.1 旅游消費的房地產(chǎn)財富效應(yīng)

本文在式(1)的基礎(chǔ)上,構(gòu)建了3個回歸模型,各模型回歸結(jié)果如表2所示。模型(1)僅引入了收入、股票基金類金融資產(chǎn)、存款類金融資產(chǎn)、老年人比例、未成年人比例、非農(nóng)業(yè)戶口比例、男性比例、未婚比例、文化程度、東部和中部等控制變量,回歸結(jié)果顯示,除未成年人比例、未婚比例和東部地區(qū)虛擬變量之外,其他控制變量均至少在0.05水平上顯著,說明這些變量都是居民旅游消費的重要影響因素。模型(2)在模型(1)的基礎(chǔ)上增加了社會保險比例和商業(yè)保險比例,回歸結(jié)果顯示,社會保險和商業(yè)保險至少在0.01的水平上正向影響居民旅游消費,即社會保險和商業(yè)保險均對居民旅游消費產(chǎn)生了保障作用,并且商業(yè)保險的回歸系數(shù)及其顯著性均高于社會保險,說明商業(yè)保險對旅游消費的促進作用高于社會保險。

模型(3)在模型(2)的基礎(chǔ)上增加了房地產(chǎn)變量,回歸結(jié)果顯示,房地產(chǎn)的回歸系數(shù)為正,并在0.001的水平上顯著,說明房地產(chǎn)市值增加會促進居民旅游消費的增長,即存在旅游消費的房地產(chǎn)財富效應(yīng)。本文的研究結(jié)果與Fereidouni等(2017)對馬來西亞和Kim等(2012)對韓國的研究結(jié)果一致,說明旅游消費的房地產(chǎn)財富效應(yīng)在不同國家具有普遍性。

注:n=6970;***表示在0.001 水平上顯著相關(guān),**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)

3.2 保險對房地產(chǎn)財富效應(yīng)的調(diào)節(jié)效應(yīng)

為檢驗保險的調(diào)節(jié)效應(yīng),本文使用層次回歸法(Hierarchical Regression Analyses)對變量進行逐步回歸:第一層為控制變量,第二層為自變量,第三層為調(diào)節(jié)變量,第四層為調(diào)節(jié)變量和自變量的乘積項。在回歸之前,為避免共線性問題,自變量和調(diào)節(jié)變量均做了標準化處理。具體回歸結(jié)果如表3所示。

表3 保險調(diào)節(jié)效應(yīng)的回歸結(jié)果

注:n=6970;***表示在0.001水平上顯著相關(guān),**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

模型(4)、模型(6)和模型(8)分別或同時引入社會保險和房地產(chǎn)的乘積項、商業(yè)保險和房地產(chǎn)的乘積項,以考察兩者對旅游消費的房地產(chǎn)財富效應(yīng)的調(diào)節(jié)效應(yīng)?；貧w結(jié)果顯示,社會保險和房地產(chǎn)的乘積項并不顯著,而商業(yè)保險和房地產(chǎn)的乘積項顯著為負。說明對于房地產(chǎn)升值而言,家庭社會保險比例高低對于居民是否將房地產(chǎn)升值用于旅游消費并無影響,而家庭商業(yè)保險比例越低,越傾向于將房地產(chǎn)升值用于旅游消費。就商業(yè)保險而言,商業(yè)保險對房地產(chǎn)財富效應(yīng)的負向調(diào)節(jié)作用,與模型(5)中商業(yè)保險比例對旅游消費的顯著促進作用,似乎相互矛盾?？赡艿脑蛟谟?現(xiàn)階段的商業(yè)保險與旅游消費一樣,都具有某種程度的奢侈品屬性。目前而言,社會保險對于多數(shù)工作單位而言具有強制性,而商業(yè)保險在很大程度上被定位為社會保險的補充,部分家庭只有在購買力較高的條件下才會購買商業(yè)保險作為社會保險的補充,這就造成了商業(yè)保險的普及率遠小于社會保險。從附表1中可以發(fā)現(xiàn),2011年適齡人口的商業(yè)保險比例僅為6.1%,遠低于社會保險的47.1%。即便對于一線城市廣州而言,市民對商業(yè)保險的接受程度仍有較大的提升空間。信息時報和暨南大學輿情研究中心于2014年7月進行的“廣州市民保險消費意愿與現(xiàn)狀調(diào)查”結(jié)果同樣顯示,66.52%的廣州市民擁有社會保險,而擁有商業(yè)保險的市民占比只有42.2%[注]王文佳.商業(yè)保險擁有率僅四成[N].信息時報,2014-7-16.。并且,很多人對商業(yè)保險的理解局限于只有在損失的情況下才可以獲得補償,使得商業(yè)保險市場在某種程度上具備“檸檬市場”的特點——疾病、財產(chǎn)損失等風險更高的家庭更可能購買商業(yè)保險。相對于社會保險而言,商業(yè)保險的奢侈品和“檸檬市場”特性,使得商業(yè)保險無法順利發(fā)揮保障作用,從而抑制了房地產(chǎn)財富效應(yīng)的發(fā)揮。對于社會保險而言,可能的原因在于社會保險種類多樣,不同類型的社會保險對房地產(chǎn)財富效應(yīng)的影響可能不同,從而最終呈現(xiàn)出整體無影響的結(jié)果。

3.3 不同類型社會保險對房地產(chǎn)財富效應(yīng)的調(diào)節(jié)效應(yīng)

為進一步分析社會保險對旅游消費的保障作用,以及其對房地產(chǎn)財富效應(yīng)的調(diào)節(jié)效應(yīng),本文把社會保險細分為社會養(yǎng)老保險、社會醫(yī)療保險和社會失業(yè)保險,考察三者對旅游消費和房地產(chǎn)財富效應(yīng)的影響。其中:使用家庭中具有社會基本養(yǎng)老保險或新型農(nóng)村社會養(yǎng)老保險的成員比例測量社會養(yǎng)老保險比例;使用家庭中具有公費醫(yī)療/單位保險/城鎮(zhèn)職工基本醫(yī)療保險/城鎮(zhèn)居民基本醫(yī)療保險/新型農(nóng)村合作醫(yī)療保險/學生醫(yī)療保險/大病醫(yī)療統(tǒng)籌/醫(yī)療救助/紅軍及離休干部配偶或遺孀的醫(yī)療保險的成員比例測量社會醫(yī)療保險比例;使用家庭中所在單位繳納失業(yè)保險的成員比例測量社會失業(yè)保險比例。社會養(yǎng)老保險、醫(yī)療保險和失業(yè)保險的相關(guān)性檢驗顯示,三者的相關(guān)系數(shù)在0.054～0.330之間,說明三者之間并不完全相關(guān),不太可能由于相關(guān)系數(shù)過高導致多重共線性問題。如表4所示,模型(3)的回歸結(jié)果表明,社會醫(yī)療保險對居民旅游消費具有顯著的保障作用,而社會養(yǎng)老保險和失業(yè)保險對旅游消費則無影響。模型(4)和模型(5)的回歸結(jié)果表明,不同類型社會保險對房地產(chǎn)財富效應(yīng)的調(diào)節(jié)效應(yīng)具有顯著差異,社會養(yǎng)老保險和社會醫(yī)療保險對房地產(chǎn)和旅游消費之間的關(guān)系具有顯著的正向調(diào)節(jié)效應(yīng),說明家庭成員中具有社會養(yǎng)老保險和醫(yī)療保險的比例越高,居民越傾向于將房地產(chǎn)的升值應(yīng)用于旅游消費,而與此相反,社會失業(yè)保險則呈現(xiàn)出顯著的負向調(diào)節(jié)效應(yīng)。社會失業(yè)保險無法發(fā)揮保障作用的原因可能與失業(yè)保險的性質(zhì)有關(guān)。在中國,失業(yè)保險是國家通過立法強制實行的,由用人單位、職工個人繳費及國家財政補貼等渠道籌集資金建立失業(yè)保險基金,對因失業(yè)而暫時中斷生活來源的勞動者提供物質(zhì)幫助以保障其基本生活,并通過專業(yè)訓練、職業(yè)介紹等手段為其再就業(yè)創(chuàng)造條件的制度。但現(xiàn)實中,具有強制性的社會失業(yè)保險的變現(xiàn)性則非常弱,符合失業(yè)金領(lǐng)取標準的人群少之又少,且由于條件苛刻,絕大多數(shù)人即使失業(yè)也無法領(lǐng)取失業(yè)金。強制性和較差的變現(xiàn)性導致了居民更多地將社會失業(yè)保險視為一種成本,而非保障,從而導致了社會失業(yè)保險對房地產(chǎn)財富效應(yīng)的負向調(diào)節(jié)作用,并中和了社會養(yǎng)老保險和社會醫(yī)療保險的正向調(diào)節(jié)作用,最終導致整體社會保險無法保障房地產(chǎn)財富效應(yīng)的發(fā)揮。

表4 不同社會保險類型調(diào)節(jié)效應(yīng)的回歸結(jié)果

注:n=6970;***表示在0.001水平上顯著相關(guān),**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)

4 拓展性檢驗

4.1 穩(wěn)健性檢驗

由于研究樣本均為擁有房地產(chǎn)的家庭,回歸結(jié)果并不能反映無房地產(chǎn)家庭的旅游消費行為。為解決這一問題,并檢驗結(jié)果的穩(wěn)健性,本文在已有樣本的基礎(chǔ)上,增加了無房地產(chǎn)家庭,將無房地產(chǎn)家庭的房地產(chǎn)賦值為0。通過這一處理,樣本量由6970增加至7757。擴大樣本后的回歸結(jié)果如表5所示,與原回歸結(jié)果一致,旅游消費存在房地產(chǎn)財富效應(yīng),但社會保險對房地產(chǎn)財富效應(yīng)的發(fā)揮無保障作用,商業(yè)保險則抑制了房地產(chǎn)財富效應(yīng)。

4.2 旅游消費房地產(chǎn)財富效應(yīng)的地區(qū)差異

劉晶晶等(2016)檢驗了中國東中西部地區(qū)居民旅游消費的房地產(chǎn)財富效應(yīng)差異,發(fā)現(xiàn)東部地區(qū)表現(xiàn)出強于中部地區(qū)的財富效應(yīng),而西部地區(qū)總體財富效應(yīng)不穩(wěn)定。本文認為該研究中的模型存在一定的問題:其一,錯誤地設(shè)置了東部、中部和西部3個地區(qū)虛擬變量,忽略了對照組,并將三者與房地產(chǎn)價格的乘積項同時引入回歸模型,難以避免地造成了多重共線性問題;其二,忽視了收入這一影響居民消費的最重要的變量之一,中國居民消費對收入的過度敏感性是一個被廣泛證實的重要特征(艾春榮 等,2008;王小華 等,2016),刪除收入這一重要變量在一定程度上影響了研究結(jié)果的可信度;其三,在檢驗地區(qū)的調(diào)節(jié)效應(yīng)的模型中,引入了房地產(chǎn)價格與調(diào)節(jié)變量的乘積項,但并未引入調(diào)節(jié)變量本身,導致無法判定回歸結(jié)果中乘積項顯著性的穩(wěn)健性。因此,該研究對東中西部地區(qū)旅游消費的房地產(chǎn)財富效應(yīng)的比較可能無法反映客觀現(xiàn)實。

表5 擴大樣本的回歸結(jié)果

注:n=7757;***表示在0.001水平上顯著相關(guān),**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

鑒于此,本文分別構(gòu)造東部地區(qū)虛擬變量和標準化處理后的房地產(chǎn)的乘積項、中部地區(qū)虛擬變量和標準化處理后的房地產(chǎn)的乘積項,重新檢驗東部地區(qū)和中部地區(qū)相對于西部地區(qū)的房地產(chǎn)財富效應(yīng)的大小。建立的回歸模型如下:

TC=α0+α1R+∑γiRegioni+∑δi(Regioni×R)+∑χiXi

(2)

式(2)中,Regioni為地區(qū)變量,具體包括東部地區(qū)和中部地區(qū)兩個虛擬變量,社會保險和商業(yè)保險相應(yīng)地歸入控制變量Xi?；貧w結(jié)果如表6所示,模型(4)的回歸結(jié)果表明:東部地區(qū)虛擬變量和房地產(chǎn)乘積項的回歸系數(shù)雖然為正,但并不顯著;中部地區(qū)虛擬變量和房地產(chǎn)乘積項的回歸系數(shù)為負,且在0.1的水平上顯著。這一結(jié)果說明,東部地區(qū)和西部地區(qū)的旅游消費房地產(chǎn)財富效應(yīng)無顯著差異,但均高于中部地區(qū)的旅游消費房地產(chǎn)財富效應(yīng),即相對于中部地區(qū)居民,東部地區(qū)和西部地區(qū)居民更傾向于將房地產(chǎn)升值用于旅游消費。究其原因,除生活方式和消費習慣差異外,這一差異還可能源于房地產(chǎn)的投資品屬性。房地產(chǎn)兼具投資品和消費品雙重屬性,一般而言,居民擁有的住房套數(shù)越多,住房的投資品屬性越強。本文所使用的家庭微觀數(shù)據(jù)顯示,東、中、西部地區(qū)家庭平均住房套數(shù)分別為1.098套、1.052套和1.029套,這一方面表明中國居民家庭平均住房套數(shù)略高于1,房地產(chǎn)以消費品屬性為主,投資品屬性相對較弱;另一方面,數(shù)據(jù)顯示中部地區(qū)的房地產(chǎn)投資品屬性高于西部地區(qū),但低于東部地區(qū),處于中間位置,結(jié)合回歸結(jié)果來看,一定程度上也說明,相對于中等水平的房地產(chǎn)投資品屬性,較高和較低水平的房地產(chǎn)投資品屬性對旅游消費的促進作用更強。原因可能在于,相對于中西部地區(qū),東部地區(qū)的房地產(chǎn)市場較為發(fā)達,房地產(chǎn)升值變現(xiàn)的便利性較高。因此,東部地區(qū)較高但不過高的房地產(chǎn)投資品屬性有利于居民將房地產(chǎn)升值變現(xiàn),從而促進旅游消費;西部地區(qū)較低的房地產(chǎn)投資品屬性更多地發(fā)揮了住房“安居樂業(yè)”的基本居住功能,不會由于房地產(chǎn)升值導致的進一步投資而擠出旅游消費;而中部地區(qū)兼具較高的房地產(chǎn)投資品屬性和較低的房地產(chǎn)市場發(fā)展程度,兩者兼具使得居民一方面傾向于將房地產(chǎn)升值進一步注入房地產(chǎn)投資市場,另一方面無法便利地將房地產(chǎn)升值進行變現(xiàn),降低了資產(chǎn)升值的流動性,從而抑制了房地產(chǎn)對居民旅游消費的促進作用。

綜上,本文發(fā)現(xiàn)東部地區(qū)和西部地區(qū)的旅游消費的房地產(chǎn)財富效應(yīng)大體相當,而中部地區(qū)的旅游消費的房地產(chǎn)財富效應(yīng)相對較低,并未發(fā)現(xiàn)劉晶晶等(2016)所表述的東中西部旅游消費的房地產(chǎn)財富效應(yīng)依次降低的規(guī)律。

5 結(jié)論與政策建議

本文使用中國家庭金融調(diào)查的微觀數(shù)據(jù)實證檢驗了旅游消費的房地產(chǎn)財富效應(yīng)和保險對房地產(chǎn)財富效應(yīng)的保障作用,得出以下結(jié)論:其一,旅游消費存在房地產(chǎn)財富效應(yīng);其二,社會保險和商業(yè)保險均顯著促進了居民旅游消費;其三,雖然整體而言,社會保險對旅游消費的房地產(chǎn)財富效應(yīng)無促進作用,但社會養(yǎng)老保險和社會醫(yī)療保險促進了旅游消費的房地產(chǎn)財富效應(yīng),而社會失業(yè)保險和商業(yè)保險對旅游消費的房地產(chǎn)財富效應(yīng)有抑制作用;其四,通過對東中西部旅游消費的房地產(chǎn)財富效應(yīng)的再檢驗,發(fā)現(xiàn)東部地區(qū)和西部地區(qū)的旅游消費的房地產(chǎn)財富效應(yīng)大體相當,中部地區(qū)的旅游消費的房地產(chǎn)財富效應(yīng)相對較低。

表6 房地產(chǎn)財富效應(yīng)的地區(qū)差異

注:n=6970;***表示在0.001水平上顯著相關(guān),**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

基于以上結(jié)論,本文提出以下幾點政策建議:

第一,提升社會失業(yè)保險的保障作用。擴大社會失業(yè)保險的覆蓋范圍、增加可變現(xiàn)性,提升社會失業(yè)保險對旅游消費的房地產(chǎn)財富效應(yīng)的保障作用。

第二,普及商業(yè)保險知識,規(guī)范商業(yè)保險市場。2014年國務(wù)院印發(fā)的《關(guān)于加快發(fā)展現(xiàn)代保險服務(wù)業(yè)的若干意見》指出,應(yīng)“把商業(yè)保險建成社會保障體系的重要支柱”[注]中央政府門戶網(wǎng)站.國務(wù)院印發(fā)《關(guān)于加快發(fā)展現(xiàn)代保險服務(wù)業(yè)的若干意見》[EB/OL].(2014-08-13)[2018-08-28].http://www.gov.cn/xinwen/2014-08/13/content_2734444.htm.。但是現(xiàn)階段,商業(yè)保險的支柱作用遠未實現(xiàn)。信息時報和暨南大學輿情研究中心2014年的“廣州市民保險消費意愿與現(xiàn)狀調(diào)查”結(jié)果發(fā)現(xiàn),58.72%的居民認為商業(yè)保險十分必要,但仍有38.07%的受訪者認為商業(yè)保險可有可無,甚至有3.21%的受訪者表示商業(yè)保險是騙人的[注]王文佳.商業(yè)保險擁有率僅四成[N].信息時報,2014-7-16.。因此,普及商業(yè)保險知識是讓居民走出認知誤區(qū)的重要途徑?，F(xiàn)階段可以在政府主導下,充分發(fā)揮市場主體的作用,借助互聯(lián)網(wǎng)等新手段進行商業(yè)保險知識的傳播。與此同時,規(guī)范現(xiàn)有的商業(yè)保險市場也是擴大居民對商業(yè)保險接受程度的重要途徑。由于商業(yè)保險經(jīng)營環(huán)境中存在著各種逆向選擇與道德風險,個別公司某些設(shè)計低劣的產(chǎn)品引發(fā)的糾紛往往會給整個商業(yè)保險行業(yè)經(jīng)營和形象帶來破壞性的影響。因此,需要通過建立健全商業(yè)保險行業(yè)秩序等手段改善和保持商業(yè)保險行業(yè)形象,普及商業(yè)保險知識,充分發(fā)揮其社會保障作用,以實現(xiàn)商業(yè)保險對房地產(chǎn)財富效應(yīng)的促進作用。

第三,提高旅游消費促進策略的針對性。相關(guān)政府部門和旅游企業(yè)不僅要從推進全域旅游、加大財政金融扶持和提升旅游從業(yè)者素質(zhì)等供給側(cè)出發(fā)促進旅游消費,還要從需求側(cè)——游客這一主體入手,通過對居民家庭資產(chǎn)結(jié)構(gòu)、社會保險和商業(yè)保險等特征進行系統(tǒng)分析,制定有針對性的旅游消費促進策略。