[關(guān)鍵詞]國家認同感;文化認同;社會互動;社會信任;文旅消費

[中圖分類號] F592 [文獻標識碼] A [文章編號] 1674-3784（2024）12-0053-15

0 引言

消費是經(jīng)濟增長的重要引擎，在國際政治經(jīng)濟形勢不斷惡化的背景下，促進國內(nèi)消費被提升到了新的戰(zhàn)略高度。2023年7月召開的中共中央政治局會議強調(diào)，要積極擴大國內(nèi)需求，發(fā)揮消費拉動經(jīng)濟增長的基礎(chǔ)性作用，推動體育休閑、文化旅游等服務消費① 。旅游業(yè)是世界上最大的經(jīng)濟部門之一，也是增長最快的部門② 。旅游業(yè)對經(jīng)濟、社會、文化和環(huán)境有著深遠的影響，日益成為新興的戰(zhàn)略性支柱產(chǎn)業(yè)和具有顯著時代特征的民生產(chǎn)業(yè)、幸福產(chǎn)業(yè)，是貫徹新發(fā)展理念、助推整體經(jīng)濟高質(zhì)量發(fā)展的重要動力。旅游消費有效促進了國家和地區(qū)的經(jīng)濟增長[1]，因此，進一步釋放旅游消費潛力是未來經(jīng)濟增長的重要著眼點。但統(tǒng)計數(shù)據(jù)顯示，近十年來我國居民旅游消費水平不高，尤其在新冠疫情后，旅游消費占國內(nèi)生產(chǎn)總值比重持續(xù)下降，雖然2023年旅游消費占比有所上升，但仍僅占國內(nèi)生產(chǎn)總值的3.90%③ 。由此可見，推動旅游業(yè)高質(zhì)量發(fā)展，進一步激發(fā)旅游消費潛力任重道遠，其中，識別何種因素會對旅游消費決策產(chǎn)生影響以及測量這些因素對旅游消費的影響程度又是綱舉目張的一環(huán)。

隨著全球化的發(fā)展，人們對不同文化的興趣日益增長，文化旅游已經(jīng)成為旅游業(yè)中一個重要和不斷發(fā)展的部分。文化旅游是指游客為了體驗、了解和享受文化活動、藝術(shù)、歷史、風俗和生活方式而進行的旅游，游客的基本動機是學習、發(fā)現(xiàn)、體驗和消費旅游目的地的有形和無形文化景點和產(chǎn)品。經(jīng)濟學家普遍認為旅行決策是基于游客的旅行成本和時間偏好作出的，Legohérel等指出旅行成本是影響旅游消費的關(guān)鍵因素[2]，這些與旅行成本相關(guān)的因素可以被歸結(jié)為4類：經(jīng)濟限制、社會人口因素、旅行相關(guān)因素和心理特征[3]。在實證研究中，大多聚焦經(jīng)濟因素、社會人口因素和旅行相關(guān)因素，如收入增長[4]106、休閑時間增加[5]以及便利的基礎(chǔ)設(shè)施[6]被一致認為促進了國內(nèi)文旅消費增長，社會人口因素如性別、年齡、婚姻、教育、職業(yè)、居住地點、國籍、民族和家庭結(jié)構(gòu)對國內(nèi)文旅消費的影響也被廣泛研究 [7-8]，而有關(guān)心理因素對國內(nèi)文旅消費影響的研究較少。

身份認同作為一種心理因素，可以解釋許多當前經(jīng)濟學無法很好解釋的現(xiàn)象[9]。國家認同感是公民對自己歸屬于特定國家的身份認同，是一種屬于國家群體的情感，這種身份認同以一種一致的方式指導他們的行為。體現(xiàn)在消費領(lǐng)域，表現(xiàn)為個體會選擇消費與其自我認同相關(guān)的產(chǎn)品[10]，如具有強烈國家認同感的消費者通過購買國產(chǎn)品牌[11]和拒絕非國貨[12]來維持對祖國的身份認同。文旅資源是彰顯祖國形象的名片，因此具有強烈國家認同感的消費者必然更愿意體驗祖國的文旅資源，從而刺激消費者國內(nèi)文旅消費。但我國目前對國家認同感的研究更側(cè)重于思想政治領(lǐng)域，更加關(guān)注大學生等青年群體的國家認同感現(xiàn)狀[13]和影響因素[14]，對國家認同感的經(jīng)濟意義的研究還比較少。為彌補現(xiàn)有研究的不足，本文著眼于識別國家認同感對家庭文旅消費決策的影響及其機制，一方面驗證國家認同感教育的政治意義和經(jīng)濟意義，另一方面有助于突破傳統(tǒng)的旅游制約因素，找準激發(fā)文旅消費潛力的著眼點。

鑒于此，本文在文獻梳理和理論分析的基礎(chǔ)上，利用中國社會狀況綜合調(diào)查（Chinese Social Survey，簡稱CSS）數(shù)據(jù)，研究國家認同感對家庭文旅消費的影響，借此為促進消費升級提供重要依據(jù)。本文可能的邊際貢獻在于：第一，在研究視角上，現(xiàn)有研究重點探討收入及時間因素對文旅消費的影響，但從國家認同感視角研究文旅消費的文獻較為鮮見。本文將國家認同感引入家庭文旅消費的分析框架中，從而豐富相關(guān)研究的文獻基礎(chǔ)。第二，在研究內(nèi)容上，本文深入探討國家認同感對家庭文旅消費的影響效應，并著重考察收入水平及城鄉(xiāng)分化的異質(zhì)性影響。進一步地，本文就國家認同感對家庭文旅消費的影響機制進行檢驗，發(fā)現(xiàn)國家認同感能有效提升消費者文化認同、社會互動及社會信任。第三，在研究方法上，本文在采用Tobit模型對歸并數(shù)據(jù)進行實證分析基礎(chǔ)上，采用Heckman兩階段模型以解決樣本選擇可能造成的估計偏誤，有效提升了實證結(jié)果的可靠性。

1 理論分析與假設(shè)

Hogg等認為身份認同源于不同的社會類別，因此會形成如國籍、性別、種族和職業(yè)等身份認同[15]。國家認同是身份認同的特殊形式，體現(xiàn)了公民對國家這一特殊群體的歸屬意識和感情依附，國家成員身份會影響個體的認知、情感和行為[16]。具有強烈國家認同感的消費者可能出于對國家的熱愛和探索自己國家文化的愿望而選擇出游，在目的地選擇上也更傾向選擇能夠體現(xiàn)本國文化和歷史的目的地?；诖苏J識，本研究從強化文化認同、增強社會信任以及促進社會互動3種路徑出發(fā)，對國家認同感驅(qū)動文旅消費增長的作用機制展開理論假設(shè)與分析（見圖1）。具體而言，國家作為一種政治共同體，與每個國民的命運密切相關(guān)，對國家的認同感、歸屬感和責任感能激發(fā)國民的情感依附，增強國民對國家文化的認同、對社會的信任以及社會互動。其中，文化認同是國民文化旅游的內(nèi)在動機，社會互動擴大了文化旅游信息來源，社會信任降低了個體的旅游風險感知，促使消費者將文化旅游動機和信息轉(zhuǎn)化為文化旅游行為，這3個方面共同促進了文旅消費增加。

首先，國家認同感通過文化認同促進家庭文旅消費。國家認同感不僅體現(xiàn)了對隸屬于某一國家成員身份的規(guī)范性認知，還根植了相應的情感，使得個體對國家文化及其物質(zhì)載體產(chǎn)生強烈的認同感。文化是旅游的靈魂，旅游是文化的重要載體，悠久的歷史文明和獨特的自然景觀更使得中國成為世界上最受歡迎的旅游目的地之一[17]，文化旅游逐漸成為游客選擇旅游目的地最重要的動機之一[18]。這說明，我國的文化因素深刻影響著我國的文化旅游經(jīng)濟發(fā)展，是促使家庭進行文旅消費的根本動因。這體現(xiàn)在兩個方面，第一，國家認同感增強了國民對國家文化的認同，增強了國民對祖國河山和文化瑰寶的美好向往，從而激發(fā)了國民文化旅游的動機。第二，國家認同感通過增強旅游者對目的地文化的理解和認同，激發(fā)旅游者的情感體驗，使得旅游者更加享受文化旅游過程，提升文化旅游滿意度，從而刺激文旅消費。

其次，國家認同感通過促進社會互動刺激家庭文旅消費。相似性理論是社會認同理論的分支，用來模擬個體識別組織的過程，根據(jù)這個理論，個體傾向與自己具有相似性的個體交往[19]，即人際交往過程中存在“相似吸引”偏好。國家認同感使得個體對于國家有強烈的歸屬感，從而更愿意參與社會互動。更高的社會互動程度會提高個體參與經(jīng)濟市場的意愿[20]，如楊雪等的研究表明，老年人積極參與社交活動能夠顯著促進其旅游等方面的消費[21]。這是因為，社會互動為個體提供了獲取旅游信息的渠道，Ellison等提出，當經(jīng)濟主體無法得知某項決策的成本和收益時，通常依賴口頭交流獲取信息以幫助決策[22]。雖然互聯(lián)網(wǎng)被認為是人們獲取信息的重要渠道，但在現(xiàn)實生活中，社會互動會形成消費示范效應[23]，人們往往通過社會互動了解目的地文化及景點的大致信息，只有對目的地的文化和景點產(chǎn)生旅游向往后，才會進一步通過互聯(lián)網(wǎng)獲取詳細的旅游攻略。因此，社會互動越多的個體，可以獲取更多的文化旅游信息，從而促進其文旅消費。

最后，國家認同感通過促進社會信任刺激家庭文旅消費。信任被定義為感知到的可信度[24]，人們愿意信任他人的程度取決于人們與他人認同的程度，即人們信任那些與他們相似的人[25]。當人們相信他們與互動伙伴共享身份時，他們更愿意向互動伙伴延伸信任。信任既是支撐旅游行為的重要因素，也是決定旅游體驗的重要因素[26]。家庭對社會的信任程度會影響家庭的消費行為，個體對社會的信任水平越高，越有可能作出旅游決策。這是因為，社會信任降低了旅游風險感知，促成文化旅游意愿轉(zhuǎn)化為文化旅游行動。信任是經(jīng)濟活動得以開展的非制度保障，尤其在應對不確定與不完全知識情境時，信任發(fā)揮著重要作用。旅游的異地消費特征，決定了其是一項具有不確定風險的活動，而且旅游行為一旦實施就會產(chǎn)生無法全部退還的成本，即便對旅游目的地或旅游項目不滿意，也無法獲取交通、住宿及時間損失的賠償，因此人們對旅游目的地的不信任放大了旅游出行的風險。龐兆玲等通過對相關(guān)文獻的統(tǒng)計，發(fā)現(xiàn)游客信任、居民信任和組織信任是影響旅游消費和旅游發(fā)展的三大議題[27]。在對旅游目的地缺乏完全知識的情境下，信任可以幫助消費者克服感知風險和不確定性，從而促使家庭將文化旅游動機轉(zhuǎn)化為文化旅游行為。

根據(jù)以上分析，本文提出如下假設(shè)：

H1國家認同感促進國內(nèi)文旅消費增長;

H2國家認同感通過強化文化認同、增強社會信任以及促進社會互動驅(qū)動文旅消費增長。

國家認同感對家庭文旅消費的影響存在收入和戶籍異質(zhì)性。經(jīng)濟因素被認為是影響家庭文化旅游消費最重要的因素，如王明康等指出城鎮(zhèn)居民持久收入對旅游消費具有顯著的正向推動作用，因此，較高收入旅游者的出行意愿更多受經(jīng)濟因素驅(qū)使[4]115。但我們也注意到，越來越多的“窮游”攻略頻頻出圈，說明經(jīng)濟條件較差群體的旅游消費更多與目的地情感聯(lián)系相關(guān)，在國家認同感的驅(qū)動下，這部分群體會突破經(jīng)濟條件約束產(chǎn)生文旅消費。因此，國家認同感對不同收入人群文旅消費的影響不同。城鄉(xiāng)居民在物質(zhì)條件和消費觀念方面均存在差異，如農(nóng)民工由于生存壓力和較低的教育程度，普遍關(guān)注物質(zhì)需求和消費，文化消費很少受到重視[28]90，因此，國家認同感對文旅消費的影響還可能存在城鄉(xiāng)差異。

根據(jù)以上分析，本文提出如下假設(shè)：

H3國家認同感對家庭文旅消費的影響因收入、戶籍不同而具有差異性。

2 研究策略

2.1數(shù)據(jù)來源、變量選取和描述統(tǒng)計

2.1.1 數(shù)據(jù)來源

本文家庭消費數(shù)據(jù)來自2021 年中國社會狀況綜合調(diào)查（CSS）數(shù)據(jù)。中國社會狀況綜合調(diào)查（CSS）是中國社會科學院社會學研究所發(fā)起的一項全國范圍內(nèi)的大型連續(xù)性抽樣調(diào)查項目。該調(diào)查覆蓋了公眾的勞動就業(yè)、家庭及社會生活、社會態(tài)度等方面的數(shù)據(jù)，也覆蓋了本研究所需要的國家認同及文旅消費支出數(shù)據(jù)。在開展實證分析前，研究者對所需數(shù)據(jù)進行了清理，刪除了缺失值及回答為“不好說”的樣本，最終獲取4185個有效樣本。

2.1.2 變量選取

（1）被解釋變量。本文主要被解釋變量為“家庭文旅消費支出總額”“人均文旅消費支出”及“文旅消費支出比例”。文旅消費總額根據(jù)題項“2020年您全家的文化、娛樂、旅游支出情況”獲取，人均文旅消費支出根據(jù)家庭文旅消費支出除以家庭規(guī)模得到，文旅消費支出總額和人均文旅消費支出均采用文旅消費的對數(shù)值表示。文旅消費比例則由家庭文旅消費總支出除以家庭消費總額表示。由于推動國民文旅消費的意義主要在于擴大內(nèi)需，因此本文主要考察的是國家認同感對國內(nèi)文旅消費的影響，被解釋變量主要是指國內(nèi)文旅消費。由于CSS數(shù)據(jù)并未區(qū)分國內(nèi)與國外文旅消費，考慮調(diào)查時間集中在2020年到2021年，正是新冠疫情嚴峻的時期，出國旅游受到諸多限制，因此本研究直接將調(diào)查數(shù)據(jù)中的文旅消費等同于國內(nèi)文旅消費，這一點可以從國家統(tǒng)計局2020-2022年國內(nèi)居民出境人數(shù)欄數(shù)據(jù)顯示為空白得到佐證。此外，統(tǒng)計數(shù)據(jù)顯示，2018年國內(nèi)居民因私出境人數(shù)為15 501.69萬人④ ，聯(lián)合國世界旅游組織（UNWTO）數(shù)據(jù)顯示，2018年中國公民全年在境外花費達到2 773億美元⑤ 。按照2018年美元兌人民幣平均匯率6.617 4元計算，每人次境外旅游花費約為11 837.451 4元，而調(diào)查問卷中，家庭文旅消費總額均未超過該金額，因此可以進一步判定樣本中的文旅消費主要為國內(nèi)文旅消費。

（2）核心解釋變量。核心解釋變量為“國家認同感”，采用戶主國家認同感度量。參考陳國華的處理方法，將國家認同感的核心內(nèi)容確定為個人對國家的身份認同、國家榮譽感和責任感[29]。具體包括“即使可以選擇世界上任何國家，我也更愿意做中國公民”“當別人批評中國人的時候，我覺得像是在批評我自己”“我經(jīng)常因國家現(xiàn)存的一些問題而感到丟臉”“我經(jīng)常為國家取得的成就而感到自豪”“如果有下輩子，我還是愿意做中國人”和“不管中國發(fā)生什么事情，即使有機會離開，我也會留在中國”等6項指標。這6個指標采取李克特量表的形式進行測量，從“很不符合”到“很符合”，分別賦值1～4分，“不好說”賦值-1分，在數(shù)據(jù)清理時，剔除了缺失值樣本及回答為“不好說”的樣本。在實證分析中，將這6個題項的得分根據(jù)熵值法進行加權(quán)平均，產(chǎn)生一個復合變量“國家認同感”，得分越高，表示國家認同感越高。在穩(wěn)健性檢驗中，將這6個題項的得分進行簡單加總，作為被解釋變量“國家認同感”的測度值。

（3）機制變量。本文機制變量“文化認同”根據(jù)對題項“中華民族文化優(yōu)于其他文化”的認同程度確定，分別賦值1～4分，分值越高，文化認同程度越高。機制變量“社會互動”根據(jù)題項“目前您參加了下列哪些團體”測度，將所參加的群數(shù)量加總，數(shù)量越多，說明社會互動程度越高。機制變量“社會信任”根據(jù)題項“您對現(xiàn)在人與人之間的信任水平評價”測度，分別賦值1～10分，分值越高，信任水平越高。

（4）控制變量。參考其他有關(guān)文旅消費的研究，并結(jié)合本研究所采用的數(shù)據(jù)特征，本文選取戶主人口統(tǒng)計特征、家庭特征、區(qū)域特征作為國家認同感影響家庭文旅消費的控制變量。具體控制變量包括年齡、性別（男性賦值為1，女性賦值為0）、民族（漢族賦值為1）、戶籍（ 城鎮(zhèn)戶籍賦值為1，農(nóng)村賦值為0）、婚姻狀況（有配偶、同居賦值為1，未婚、離婚、喪偶賦值為0） 、政治身份（中共黨員賦值為1）、教育水平 （沒上過學、小學、初中、高中、中專、職高技校、大專、大學本科、研究生，依次賦值為1～9） 、家庭少兒人數(shù)（小于等于16周歲的成員數(shù)）、家庭老年人數(shù)（大于60周歲的成員數(shù)）、家庭勞動力稟賦（大于16歲且小于等于60歲的成員數(shù)）、家庭年收入和居住區(qū)域（東部區(qū)域賦值為1，其余地區(qū)賦值為0）。

2.1.3 變量描述統(tǒng)計

在最終樣本中，城市戶口占37.00%，男性樣本占44.74%，平均年齡為45歲左右，東部區(qū)域占48.97%，樣本分布較為均衡。根據(jù)調(diào)查期內(nèi)是否發(fā)生文旅消費，將樣本進行分組，并分別根據(jù)全樣本組、具有文旅消費組及無文旅消費組進行描述統(tǒng)計（ 表2）。在本文的樣本數(shù)據(jù)中，只有25.44% 的家庭在上一年度發(fā)生了文旅消費支出，所有家庭年人均文旅消費為1 531.936元，平均文旅消費傾向均值為0.015。具有文旅消費的家庭其年文旅消費為6 720.2870元，文旅消費僅占家庭消費的5.51%。這表明我國整體文旅消費傾向和水平處于較低位置，還有較大提升潛力。通過Ttest檢驗，可以發(fā)現(xiàn)，具有文旅消費的家庭國家認同程度更高，且兩組家庭國家認同感差距顯著。在其他控制變量方面，有文旅消費家庭其戶主年齡更低、受教育程度更高，而且戶主為城市戶籍、漢族、黨員、男性和未婚的概率更大。家庭特征方面，有文旅消費家庭具有更高的收入水平和更少的勞動力數(shù)量，且以東部區(qū)域家庭為主。

2.2.2 IV工具變量回歸

使用Tobit模型回歸得到準確估計量的前提是解釋變量國家認同為外生變量。然而，由逆向因果和遺漏變量導致的內(nèi)生性問題都可能對這一假設(shè)造成威脅。一方面，許多研究表明，文化旅游是身份塑造的一種途徑，這意味著產(chǎn)生文旅消費及消費支出越多的家庭，越有可能具有更高的國家認同感，從而產(chǎn)生逆向因果問題。另一方面，家庭文旅消費可能受到消費習慣和地區(qū)習俗等不可觀測因素的影響，在回歸過程中可能遺漏既與解釋變量相關(guān)又與被解釋變量相關(guān)的變量，使得回歸結(jié)果出現(xiàn)偏誤。本文采用工具變量法（2SLS）處理因逆向因果和遺漏變量導致的內(nèi)生性問題。人類活動具有社會屬性，因此個人態(tài)度和行為存在同群效應，即受到周圍環(huán)境和群體的影響[30]，如馬雙等認為社區(qū)智能手機用戶增加會提高家庭使用智能手機的概率，并以樣本家庭所在社區(qū)其他家庭智能手機平均使用比例作為工具變量進行實證研究[31]。本文借鑒以上研究，使用社區(qū)內(nèi)除自身以外其他家庭的平均國家認同感作為工具變量。本文對工具變量的選取，是基于以下2個方面的理由。第一，個體具有社會屬性，在日常生活和交往中，會受到周圍環(huán)境的影響， 因此“本村或本社區(qū)其他戶主的國家認同感”對個體國家認同感具有很強的解釋力，滿足相關(guān)性要求。第二，本村或本社區(qū)平均國家認同感排除了受訪者個體的影響，而且一個地區(qū)的思想文化往往具有歷史延續(xù)性，不大可能為受訪個體當前的特征所影響，因此工具變量相對外生。工具變量構(gòu)建指標如下：

3 實證結(jié)果分析

3.1 基準回歸

首先，對基準模型進行回歸估計，結(jié)果如表3所示，在控制了個人特征、家庭特征、區(qū)域特征的情況下，戶主國家認同感對家庭文旅消費支出、人均文旅消費支出及文旅消費占家庭消費比重的邊際影響分別為0.2591、0.2154及0.004，且在1%～5%的水平下顯著。以上結(jié)果表明，戶主國家認同感每增加一個單位，其家庭文化旅游總消費增長約25.91%，家庭人均文化旅游消費增長約21.54%，二者均在1%的水平下顯著，家庭文化旅游消費占家庭總消費比重在10%的顯著水平下增加0.4%。由此可見，國家認同感不僅刺激了家庭文化旅游消費數(shù)量的增長，而且優(yōu)化了家庭消費結(jié)構(gòu)，促進家庭消費升級。

其他控制變量對家庭文旅消費的影響如下：戶主年齡與家庭勞動力數(shù)量對家庭文旅消費支出的影響顯著為負，戶主年齡越大，意味著預期謀生能力越來越弱;家庭勞動力數(shù)量越多，意味著受到更多時間約束，這兩個變量制約了文旅消費能力和時間。此外，戶主性別、戶籍、教育水平、家庭老年數(shù)量和收入顯著促進了家庭文旅消費。

3.2 內(nèi)生性分析

雖然本研究盡可能控制了戶主、家庭及區(qū)域特征對家庭文旅消費可能產(chǎn)生的影響，但仍有可能遺漏一些無法觀測的重要變量，本文采用“社區(qū)內(nèi)除自身以外其他家庭的平均國家認同感”作為工具變量來克服由此導致的內(nèi)生性，并對工具變量的有效性進行了檢驗。表4的回歸結(jié)果顯示，在第一階段中工具變量對所有模型中國家認同感的影響是顯著為正的，并且，第一階段回歸的 F 統(tǒng)計量都遠遠超過了10的門檻值，意味著不存在弱工具變量的問題。在第二階段中，國家認同感的邊際影響系數(shù)在各列中均為正，且都通過了 5%～10%的顯著性檢驗，說明國家認同感顯著地提高了家庭的文旅消費支出、人均文旅消費支出及文旅消費占比，具體而言，國家認同感每增長1%，家庭文旅消費總額將會提高10.6個百分點，人均文旅消費支出提高8.6個百分點，文旅消費占比將會提高0.8%。為了驗證工具變量的外生性，本文參照陳剛的檢驗方法進行了排他性檢驗[33]。具體做法是，把工具變量和核心自變量同時納入回歸模型，結(jié)果顯示工具變量不再顯著，而核心自變量仍舊顯著，這說明工具變量不會通過其他途徑影響家庭文旅消費，因此本文選取的工具變量是有效的。

3.3 穩(wěn)健性檢驗

3.3.1 替換解釋變量

為了加強實證結(jié)果的穩(wěn)健性，本研究替換核心解釋變量的度量方式，將各分項指標直接加總后作為新的國家認同感指標進行回歸分析，表5的回歸結(jié)果顯示，替換度量方式后，國家認同感仍在5%～10%的顯著水平下正向影響家庭文旅消費總支出、人均消費支出及文旅消費占家庭消費的比例。

3.3.2 Heckman兩步法回歸

考慮到被解釋變量存在一定數(shù)量的零值，為了避免因忽視沒有產(chǎn)生文旅消費的樣本而導致估計偏誤，本文采用Heckman兩階段模型進行穩(wěn)健性檢驗，根據(jù)該思路，分別對是否參與文旅消費及文旅消費規(guī)模進行估計，可以克服樣本的選擇性偏差問題。若逆米爾斯比率顯著不為零，則表明存在明顯的樣本選擇性，說明采用此模型是合理的。表6的結(jié)果表明，運用Heckman兩階段模型分析得到的國家認同感對家庭文旅消費總額、人均文旅消費及文旅消費占比的影響仍舊在1%～5%的水平下顯著，逆米爾斯比率在1% 的統(tǒng)計水平上顯著，說明建立Heckman兩階段模型糾正樣本選擇偏差后，國家認同感仍舊顯著影響家庭文旅消費。

4 異質(zhì)性分析與機制檢驗

4.1 異質(zhì)性分析

4.1.1 收入異質(zhì)性

家庭的收入水平是影響家庭旅游消費最重要的因素之一，因此，國家認同感對不同經(jīng)濟狀況家庭的文旅消費影響會有差異。本研究按家庭收入中位數(shù)，將大于中位數(shù)的家庭界定為高收入家庭，將小于等于中位數(shù)的家庭界定為低收入家庭，分別對高收入和低收入家庭進行分樣本檢驗。表7的結(jié)果顯示，國家認同感對低收入家庭的文旅總消費、人均文旅消費及文旅消費比例均具有顯著的促進作用，對高收入家庭文旅消費的影響不顯著。這可能有兩個方面的原因。第一，文旅消費作為家庭非剛性支出，具有較高的收入彈性。低收入家庭受制于收入約束，會將有限資源用于最能滿足其效用的支出上。家庭國家認同感越高，旅游過程中祖國美好河山帶給其的心理滿足感更高，從文旅消費中獲得的效用越高，因此，國家認同感顯著促進了低收入家庭的文旅消費。第二，收入和閑暇時間是消費升級過程中不可或缺的重要因素，居民收入提高可能意味著工作忙碌增加，閑暇時間約束加強， 即便有休閑意愿也難以轉(zhuǎn)化為有效消費[34]。高收入家庭可能因為工作過于繁忙，使得時間分配沖突對文旅消費的負面影響遠大于收入優(yōu)勢的影響，即便在國家認同感的驅(qū)使下具有較強的旅游意愿，也更可能受制于時間約束而不能成行。而低收入家庭具有比較充裕的閑暇時間，基于國家認同感而產(chǎn)生的旅游意愿更容易實現(xiàn)。

4.1.2 戶籍異質(zhì)性

文化旅游消費具有顯著的城鄉(xiāng)差異。2023年國家統(tǒng)計局數(shù)據(jù)顯示，城鎮(zhèn)居民國內(nèi)游客37.58億人次，農(nóng)村居民國內(nèi)游客11.33億人次，城鎮(zhèn)居民國內(nèi)旅游總花費41 780.5億元，農(nóng)村居民國內(nèi)旅游總花費7 352.6億元⑥ 。表8分城鄉(xiāng)樣本的回歸結(jié)果表明，國家認同感不僅顯著促進了城市居民的文旅消費總支出及人均支出，更促進了農(nóng)村家庭的文旅消費支出，且對農(nóng)村家庭的文旅消費支出影響更大，更顯著。國家認同感顯著提高了城市家庭文旅消費比重，但對農(nóng)村家庭的文旅消費比重沒有顯著影響。這一方面可能是由于農(nóng)村消費基礎(chǔ)比較薄弱，生存消費仍占較大的支出比例空間。如占紹文等指出農(nóng)民工由于生存壓力，普遍關(guān)注物質(zhì)需求和消費，文化消費很少受到重視[28]92。另一方面則是源于城鄉(xiāng)消費觀念的差異。旅游消費意識更依賴生活觀念和教育程度[35]，在農(nóng)村，旅游更可能被視為好逸惡勞和浪費。這兩種原因均限制了農(nóng)村家庭的文旅消費比重。

4.2 機制分析

4.2.1 文化認同機制

表9 第（1）列的結(jié)果表明，國家認同感促進了個體對國家的文化認同。第（2）-（4）列為將國家認同感和文化認同同時納入回歸模型后的回歸結(jié)果，結(jié)果顯示，文化認同對家庭文旅總消費、人均文旅消費及文旅消費比例的系數(shù)分別為0.182、0.150和0.016，國家認同感的系數(shù)不再顯著。這表明，國家認同感通過文化認同這一中介渠道促進了家庭文旅消費。國家認同感增強了國民對祖國河山和文化瑰寶的美好向往，從而激發(fā)了國民文化旅游的動機。同時由于旅游者對目的地文化的理解和認同，使得旅游者更加享受旅游過程，從而增加了文旅消費。

4.2.2 社會互動機制

表10第（1）列的結(jié)果顯示，國家認同感對社會互動的影響系數(shù)為0.018，顯著水平為1%，表明國家認同感促進了個體的社會互動。第（2）-（4）列將國家認同和社會互動同時納入回歸模型，結(jié)果顯示社會互動對家庭文旅總消費、人均文旅消費及文旅消費比例的回歸系數(shù)分別為1.225、1.020 和0.003，顯著水平均為1%，國家認同感對上述消費變量的影響系數(shù)分別為0.158、0.129和0.000，國家認同感對消費的影響系數(shù)大大降低，且顯著水平僅為10%。中介效應回歸結(jié)果表明，社會互動部分中介了國家認同感對家庭文旅消費的影響。

4.2.3 社會信任機制

表11第（1）列的結(jié)果顯示，國家認同感對社會信任的影響系數(shù)為0.057，顯著水平為1%，表明國家認同感促進了個體對社會的信任。第（2）-（4）列將國家認同感和社會信任同時納入回歸模型，結(jié)果顯示社會信任對家庭文旅總消費、人均文旅消費及文旅消費比例的回歸系數(shù)分別為0.177、0.145和0.012，均在5%的水平下顯著，而國家認同感對上述消費變量的影響系數(shù)不再顯著。中介效應回歸結(jié)果表明，社會信任是國家認同感促進文旅消費的一個有效渠道。國家認同感強化了個體與國家和同胞的關(guān)聯(lián)感，而這種關(guān)聯(lián)感降低了信任風險，促進了社會信任，進而降低了旅游風險感知，促成旅游意愿轉(zhuǎn)化為旅游行動。

5 結(jié)論與建議

5.1 結(jié)論

本研究基于2021年中國社會狀況綜合調(diào)查（CSS）數(shù)據(jù)，采用Tobit回歸和其他穩(wěn)健性分析方法，實證檢驗了國家認同感對家庭文旅消費的影響，結(jié)果顯示：第一，國家認同感顯著促進了家庭文旅消費總額、人均文旅消費及文旅消費占比，這一結(jié)論在經(jīng)過內(nèi)生性檢驗和穩(wěn)健性檢驗后仍舊成立。第二，國家認同感有效促進了城鄉(xiāng)家庭的文旅消費，且對農(nóng)村家庭的促進作用更大，國家認同感也有效促進了低收入家庭的文旅消費。國家認同感對文旅消費的異質(zhì)性影響為縮小我國現(xiàn)階段的消費不均衡提供了新的視角。第三，中介效應結(jié)果表明國家認同感通過增強消費者文化認同、社會互動和社會信任機制促進家庭文旅消費。

5.2 建議

本研究的結(jié)論擴展了身份經(jīng)濟學和文化經(jīng)濟學的應用領(lǐng)域。國家認同感是文旅發(fā)展、消費升級和經(jīng)濟發(fā)展的強大動力。國家認同感促進了低收入群體和農(nóng)村居民的文旅消費，有利于縮小消費差距，實現(xiàn)共同富裕，因此必須重視國家認同感的構(gòu)建和宣傳。第一，加強國家認同教育，特別是青少年時期，通過學校教育培養(yǎng)對國家的歷史、文化、政治結(jié)構(gòu)的認知和認同，通過開展愛國主義教育，增強青少年對國家的歸屬感、榮譽感和責任感。第二，利用官方媒體和非官方媒體傳播正面的國家形象和文化、國家的發(fā)展成就和積極面貌，增強公民自豪感，提升公民的國家認同感。第三，鼓勵社會參與，鼓勵公民參與社區(qū)服務和公共事務，增強對國家的責任感和歸屬感，創(chuàng)造更多就業(yè)和發(fā)展機會，加強個人發(fā)展與國家發(fā)展的聯(lián)系，優(yōu)化社會結(jié)構(gòu)，改善社會福利和實現(xiàn)公共服務均等化，增強公民國家認同感。

在發(fā)展旅游經(jīng)濟、促進文旅消費時，政府可以鼓勵旅游企業(yè)開發(fā)和推廣具有國家文化特色的旅游產(chǎn)品和服務，利用國家認同感作為吸引旅游者的重要元素。第一，突出地區(qū)特色和地方文化，喚醒游客地方情感和歷史記憶。如通過宣傳國家的自然風光、歷史遺跡，舉辦文化節(jié)日和活動，利用歷史事件、人物或傳說等，構(gòu)建旅游地的神圣身份記憶，提升旅游地的吸引力。第二，提升旅游產(chǎn)品和服務的文化價值，開發(fā)具有地方特色和民族特色的旅游商品，如手工藝品和特色美食等，作為地方文化的載體。加大對旅游從業(yè)人員進行培訓，提高他們的文化素養(yǎng)和服務水平，為游客提供高質(zhì)量的旅游服務，更好地向旅游者傳遞國家文化，讓旅游者在享受服務的同時，加深對國家歷史和文化的理解。第三，利用現(xiàn)代媒介和社交平臺，加強旅游宣傳和營銷。通過社交媒體、旅游博客、視頻分享等現(xiàn)代媒介，傳播體現(xiàn)國家特色的旅游信息和文化內(nèi)容，打造具有強烈國家認同感的旅游品牌，使旅游者在選擇旅游目的地時，能感受到國家的獨特魅力與文化價值。

5.3 局限和展望

本研究的主要局限有兩個方面：第一，是體現(xiàn)在變量測度方面，選取“2020 年您全家的文化、娛樂、旅游支出情況”作為文旅消費支出的代理變量，可能擴大了文旅消費的范圍;第二，中國綜合社會調(diào)查各年度國家認同感的測度指標不同，因此本研究采取了最新一年調(diào)查的截面數(shù)據(jù)，無法捕捉個體隨時間變化的動態(tài)行為。