王琪延 韋佳佳

(中國(guó)人民大學(xué) 統(tǒng)計(jì)學(xué)院， 北京 100872)

中共十九大報(bào)告指出,我國(guó)社會(huì)主要矛盾已經(jīng)轉(zhuǎn)化為人民日益增長(zhǎng)的美好生活需要和不平衡不充分的發(fā)展之間的矛盾。到2020年小康社會(huì)建成后，我國(guó)人均GDP將超過1萬美元。隨著中國(guó)經(jīng)濟(jì)的持續(xù)增長(zhǎng)，國(guó)民可支配收入大幅提升，國(guó)民基本生存需要也獲得了全面滿足。按照馬斯洛的需求層次理論，在物質(zhì)生活得到滿足后，人們將會(huì)追求精神生活和休閑生活[1]。因此，居民生活方式和消費(fèi)結(jié)構(gòu)將發(fā)生重大變化，休閑消費(fèi)成為人們?nèi)找嬖鲩L(zhǎng)的美好生活需要。

旅游是一種休閑活動(dòng)，休閑消費(fèi)是物品和時(shí)間結(jié)合產(chǎn)生效用的過程[2]，需要以休閑時(shí)間為前提，否則，即使有休閑欲望和滿足需求的能力，休閑需求也不能轉(zhuǎn)換為有效需求[3]。因此，討論旅游消費(fèi)的影響因素就不能忽視休閑時(shí)間這一重要因素。休假制度是休閑時(shí)間的制度保障，研究休假天數(shù)與旅游消費(fèi)的關(guān)系，并通過休假制度改革提高居民旅游消費(fèi)水平，對(duì)擴(kuò)大內(nèi)需具有重要意義。

一、 文獻(xiàn)綜述

傳統(tǒng)經(jīng)濟(jì)學(xué)在分析消費(fèi)者行為決策時(shí)，通常僅考慮收入預(yù)算約束而忽略時(shí)間預(yù)算約束，時(shí)間因素只作為衡量勞動(dòng)價(jià)值的指標(biāo)。但隨著現(xiàn)代社會(huì)生活的高速運(yùn)轉(zhuǎn)，時(shí)間正成為最稀缺的資源，原本被忽視的消費(fèi)時(shí)間逐漸成為消費(fèi)者行為決策的主要約束條件。最早將時(shí)間因素引入消費(fèi)者行為決策的是貝克爾，他將時(shí)間作為一種可以與貨幣進(jìn)行交換的資源來分析家庭決策,因此，市場(chǎng)商品和消費(fèi)時(shí)間聯(lián)合構(gòu)成了全面約束，貝爾克將其稱為“充分收入”。消費(fèi)者在“充分收入”約束條件下進(jìn)行不同消費(fèi)活動(dòng)的選擇以獲得最大效用[4]。

在貝克爾時(shí)間分配理論模型的基礎(chǔ)上，國(guó)內(nèi)也有不少學(xué)者從理論入手，研究休閑時(shí)間對(duì)消費(fèi)者行為決策的影響，較為經(jīng)典的如郭魯芳在休閑消費(fèi)模型中引入時(shí)間約束，并將休閑品分為時(shí)間密集型休閑品和物品密集型休閑品[5]；張旭昆等在討論假日經(jīng)濟(jì)效益時(shí)，建立了時(shí)間和收入雙重約束下的消費(fèi)者最優(yōu)選擇模型，分析了收入充裕而時(shí)間稀缺條件下的消費(fèi)者行為，得出通過增加休閑時(shí)間能促進(jìn)消費(fèi)增長(zhǎng)的結(jié)論[6]；魏翔則認(rèn)為休閑具有互補(bǔ)效應(yīng)，即休閑對(duì)工資率、生產(chǎn)效率具有積極影響，由此構(gòu)建了引入休閑互補(bǔ)效應(yīng)的家庭生產(chǎn)模型，得出休閑時(shí)間對(duì)居民消費(fèi)既具有正向拉動(dòng)效應(yīng)，也具有負(fù)向抑制作用，其結(jié)果取決于替代效應(yīng)和擠入效應(yīng)的合效應(yīng)[7]41。由于旅游活動(dòng)需要一段較長(zhǎng)的連續(xù)休閑時(shí)間，在探討居民旅游消費(fèi)行為時(shí)，要在時(shí)間和收入雙重約束下進(jìn)行分析。

在旅游消費(fèi)影響因素實(shí)證研究方面，國(guó)外許多學(xué)者發(fā)現(xiàn)，收入是影響旅游消費(fèi)的決定性因素[8-11]。Thompson、Tinsley是研究休閑消費(fèi)影響因素較早的學(xué)者，他們檢驗(yàn)了休閑消費(fèi)的彈性系數(shù)，發(fā)現(xiàn)不同收入水平下都出現(xiàn)了休閑消費(fèi)與收入呈正相關(guān)的現(xiàn)象[10]。Zheng等利用美國(guó)2006年CES數(shù)據(jù)，采用Tobit模型，也得到相同的結(jié)論[12]。在休閑時(shí)間對(duì)休閑消費(fèi)影響的實(shí)證研究方面，學(xué)者認(rèn)為休閑時(shí)間的不平等反映了休閑消費(fèi)的不平等，受教育程度高的群體休閑時(shí)間短，但該群體會(huì)通過炫耀性休閑消費(fèi)來獲得效用；受教育程度低的群體休閑時(shí)間長(zhǎng)，但由于收入水平較低，休閑消費(fèi)也較低[13-14]。影響旅游消費(fèi)的其他因素還有年齡、性別、婚姻狀況、受教育程度、職業(yè)、種族等[15-18]。

國(guó)內(nèi)學(xué)者認(rèn)為，收入、受教育水平、居住地區(qū)、社會(huì)類型、家庭現(xiàn)金與儲(chǔ)蓄總值因素都會(huì)影響旅游消費(fèi)，收入越高、家庭資產(chǎn)越多、受教育水平越高，則旅游消費(fèi)就越高[19-21]。也有不少學(xué)者實(shí)證探討休閑時(shí)間對(duì)旅游消費(fèi)的影響，但要么將所選取的休閑時(shí)間變量設(shè)置為虛擬變量，例如考慮到1999年實(shí)行了“黃金周”制度，將1999年以前設(shè)置為0，將1999年以后設(shè)置為1[22-23]；要么選取每月的節(jié)假日天數(shù)為變量來探討休假天數(shù)對(duì)旅游總消費(fèi)的影響[24]。但事實(shí)上，居民旅游消費(fèi)行為屬于個(gè)體行為，每個(gè)人的休假天數(shù)以及旅游消費(fèi)都會(huì)有所不同。利用個(gè)體微觀數(shù)據(jù)進(jìn)行探討，能更好地反映休假天數(shù)對(duì)居民旅游消費(fèi)的影響，且上述變量的設(shè)置也并未考慮帶薪休假天數(shù)對(duì)旅游消費(fèi)的影響。

綜上，學(xué)者在休閑時(shí)間對(duì)旅游消費(fèi)影響的理論探討上已有一定的研究基礎(chǔ)，但在實(shí)證研究上仍存在一些問題。第一，缺少對(duì)個(gè)體微觀數(shù)據(jù)的實(shí)證探討；第二，休閑時(shí)間變量的選取未能更好地體現(xiàn)居民的休閑時(shí)間。因此，本文在前人理論研究的基礎(chǔ)上，提出理論框架和理論假設(shè)，然后基于微觀調(diào)查數(shù)據(jù)，納入休假天數(shù)這一重要因素，實(shí)證探討其對(duì)旅游消費(fèi)的影響，以期為我國(guó)休假制度改革提供政策建議。一方面，本研究能豐富我國(guó)旅游消費(fèi)理論研究；另一方面也有助于理解我國(guó)城市居民旅游消費(fèi)行為，特別是休假天數(shù)對(duì)居民旅游消費(fèi)行為的影響。

二、 理論框架

任何消費(fèi)活動(dòng)都是商品與時(shí)間的組合，“消費(fèi)者通過綜合運(yùn)用時(shí)間和商品來生產(chǎn)更基本的活動(dòng)，并選擇最優(yōu)組合，使效用函數(shù)最大化”[4]95,基于此，本文給出以下模型。

U=F(Y1,Y2,…,Yn)=U(c1,c1,…,cn;t1,t1,…,tn)

滿足Uci>0，Ucicj<0；Uti>0，Utitj<0。

消費(fèi)者面臨收入與時(shí)間的雙重約束如下：

∑Pici≤I

∑ti≤T

其中，I表示消費(fèi)者收入，T表示休閑時(shí)間。

消費(fèi)者最優(yōu)選擇模型如下：

MaxU(c1,c1,…,cn;t1,t1,…,tn)

s.t.∑Pici≤I

∑ti≤T

ci，ti≥0

建立拉格朗日函數(shù)：

Q=U+y1(I-∑Pici)+y2(T-∑ti),y1>0，y2>0

上式中，y1表示貨幣收入的邊際效用，y2表示休閑時(shí)間的邊際效用。

給出Kuhn-Tucker條件,則有：

假設(shè)消費(fèi)者只消費(fèi)兩種商品，以下分休閑時(shí)間相對(duì)充裕和收入相對(duì)充裕兩種情形分別討論其最優(yōu)選擇模型。

情形Ⅰ：休閑時(shí)間相對(duì)充裕情形下的消費(fèi)選擇。

maxU=F(Y1,Y2)=U(c1,c2)

s.t.P1c1+P2c2=I

此時(shí)最優(yōu)選擇條件如下：

情形Ⅱ：收入相對(duì)充裕情形下的消費(fèi)選擇。

maxU=F(Y1,Y2)=U(c1,c2,t1,t2)

s.t.t1+t2=T

此時(shí)最優(yōu)選擇條件如下:

根據(jù)上述兩種情形的分析，以休閑時(shí)間為顯性約束時(shí)，增加休閑時(shí)間能提高旅游消費(fèi)；當(dāng)以收入為顯性約束時(shí)，提高收入能夠增加旅游消費(fèi)。

三、 研究設(shè)計(jì)

(一) 模型假設(shè)

基于上述理論框架，本文對(duì)休閑時(shí)間、收入與旅游消費(fèi)的關(guān)系做如下假設(shè)。

假設(shè)1：對(duì)于高收入群體，休閑時(shí)間是顯性約束，增加休閑時(shí)間能有效提高旅游消費(fèi)水平；

假設(shè)2：對(duì)于低收入群體，收入是顯性約束，增加該群體收入能有效提高旅游消費(fèi)水平。

(二) 數(shù)據(jù)來源

本文采用中國(guó)人民大學(xué)休閑經(jīng)濟(jì)研究中心于2017年10月進(jìn)行的“國(guó)家休假制度改革”的調(diào)查數(shù)據(jù)，并輔以2011年和2016年“北京市居民生活時(shí)間分配調(diào)查”數(shù)據(jù)進(jìn)行說明。調(diào)查方法采用多階段隨機(jī)抽樣。問卷為自填式結(jié)構(gòu)型問卷，由被調(diào)查者親自填寫，數(shù)據(jù)均為其真實(shí)意愿的表達(dá)，調(diào)查數(shù)據(jù)真實(shí)、客觀、準(zhǔn)確，最終獲取有效問卷1 310份。調(diào)查問卷共分為四個(gè)部分，包括休假制度現(xiàn)狀調(diào)查、休假制度滿意度調(diào)查、休假制度期望調(diào)查以及人口統(tǒng)計(jì)變量信息調(diào)查。樣本結(jié)構(gòu)如表1所示。本文選取有業(yè)群體的數(shù)據(jù)進(jìn)行分析,樣本量為1 177。

表1 樣本結(jié)構(gòu) 單位：%

(三) 變量選擇及描述

在休閑時(shí)間方面，本文選取五個(gè)變量進(jìn)行衡量。一是居民總休假天數(shù)，這里僅考慮民眾能夠享受到的周休假日、法定節(jié)假日以及帶薪休假的總天數(shù)；二是過去一年的旅游次數(shù)；三是“十一”期間是否旅游；四是“春節(jié)”期間是否旅游；五是帶薪休假期間是否旅游。其中，后三者均為虛擬變量。

在收入方面，選取問卷調(diào)查中居民的年收入作為收入變量。

其他人口變量方面，選取了性別、年齡、婚姻狀態(tài)、受教育程度變量。

在旅游消費(fèi)方面，選取了問卷調(diào)查中居民過去一年的旅游消費(fèi)數(shù)據(jù)。

上述變量描述如表2所示。

表2 變量描述

續(xù)表2

四、 實(shí)證分析

(一) 旅游消費(fèi)不平等描述

根據(jù)表3，2016年旅游消費(fèi)的90分位數(shù)與10分位數(shù)比值為150，即高層次旅游消費(fèi)支出是低層次旅游消費(fèi)支出的將近150倍。且該比值幾乎是2011年比值的1.7倍，說明旅游消費(fèi)的“貧富”差距在逐漸擴(kuò)大?；嵯禂?shù)數(shù)值從0到1，數(shù)值越大表示分布越分散，其中數(shù)值0對(duì)應(yīng)旅游消費(fèi)完全平等，數(shù)值1對(duì)應(yīng)旅游消費(fèi)完全不平等。2016年旅游消費(fèi)的基尼系數(shù)值為0.68，高于2011年的數(shù)值，進(jìn)一步說明旅游消費(fèi)不平等程度愈發(fā)顯著[1]。

表3 旅游消費(fèi)不平等程度

(二) 不同群體的旅游消費(fèi)差異

旅游消費(fèi)不平等程度體現(xiàn)在不同群體間。表4考慮了不同年收入(按年收入是否超過10萬元進(jìn)行劃分)群體的休假天數(shù)和旅游花費(fèi)差異。高收入群體的平均總休假天數(shù)為106.5天，高于收入低群體(102.3天)，其中前者的周休天數(shù)、節(jié)假日天數(shù)、帶薪休假天數(shù)也分別比后者多3天、0.6天、1.6天。高收入群體的平均年收入為16.8萬元，是低收入群體的將近3倍，前者的平均旅游花費(fèi)為1.33萬元，是后者的2倍之多?？此聘呤杖肴后w休假天數(shù)長(zhǎng)，個(gè)人年收入水平偏高，但從單位休假天數(shù)的旅游花費(fèi)來看，高收入群體的花費(fèi)為124.9元，僅是低收入群體的1.9倍。由此可推測(cè)，休閑時(shí)間不是低收入群體旅游消費(fèi)的顯性約束，收入也不是高收入群體旅游消費(fèi)的顯性約束。

表4 不同收入群體旅游消費(fèi)差異

續(xù)表4

注： 單位休假天數(shù)旅游花費(fèi)=旅游花費(fèi)/休假天數(shù)。

(三) 旅游消費(fèi)影響因素分析

為探討休閑時(shí)間和收入對(duì)旅游消費(fèi)的影響，本文采用最小二乘回歸模型對(duì)居民旅游消費(fèi)影響因素進(jìn)行定量分析。以過去一年北京市居民的旅游消費(fèi)支出為被解釋變量，總休假天數(shù)、個(gè)人年收入以及其他人口特征為解釋變量，模型的數(shù)學(xué)表達(dá)式如下：

tour_exp=c+β1gender+β2education+β3age+β4marriage+β5shiyi+β6chunjie+

β7nianjia+β8tour_num+β9xiujia+β10income+ε

其中，c代表常數(shù)，gender代表性別，education代表受教育程度，age代表年齡，marriage代表婚姻狀態(tài)，shiyi代表“過去一年十一期間是否出去旅游”，chunjie代表“過去一年春節(jié)是否出去旅游”；nianjia代表“過去一年的帶薪休假是否出去旅游”，tour_num代表過去一年的旅游次數(shù)，xiujia代表總休假天數(shù)，income代表個(gè)人年收入，ε為隨機(jī)干擾項(xiàng)。

為驗(yàn)證研究設(shè)計(jì)假設(shè)，本文考察了如下三個(gè)針對(duì)不同群體的回歸模型：模型一為全部群體的旅游消費(fèi)模型；模型二為僅考慮低收入群體的旅游消費(fèi)模型；模型三為僅考慮高收入群體的旅游消費(fèi)模型。

根據(jù)假設(shè)1和假設(shè)2，模型二的β10會(huì)大于模型三的β10，模型三的β9會(huì)大于模型二的β9。

根據(jù)表5，三個(gè)模型的F檢驗(yàn)對(duì)應(yīng)的p值都小于0.05，所以拒絕原假設(shè)，說明三個(gè)估計(jì)方程都存在顯著的線性關(guān)系，模型的設(shè)定是合理的。其次，采用懷特檢驗(yàn)對(duì)殘差進(jìn)行異方差檢驗(yàn)，給定顯著性水平0.05，得到三個(gè)模型懷特檢驗(yàn)對(duì)應(yīng)的p值都大于0.05，則拒絕原假設(shè)，故三個(gè)模型都不存在異方差。接著采用D-W檢驗(yàn)進(jìn)行自相關(guān)檢驗(yàn)，從三個(gè)模型檢驗(yàn)結(jié)果來看，D-W值都接近2，說明三個(gè)模型都無自相關(guān)現(xiàn)象。最后，利用K-S檢驗(yàn)進(jìn)行殘差正態(tài)性檢驗(yàn)，得到三個(gè)模型的p值都大于0.05，因此，三個(gè)模型的殘差都呈近似正態(tài)分布。根據(jù)上述檢驗(yàn)結(jié)果，本文設(shè)定的三個(gè)模型都是有效的，以下進(jìn)行結(jié)果分析。

模型一結(jié)果顯示，總休假天數(shù)對(duì)旅游花費(fèi)存在顯著的正向影響。在其他變量不變的情況下，每增加1天休假天數(shù)，會(huì)增加210元的旅游花費(fèi)。個(gè)人年收入也正向影響旅游花費(fèi)，每增加1萬元年收入，會(huì)增加2 420元的旅游花費(fèi)。從黃金周及帶薪休假期間是否出游變量來看，“十一”、春節(jié)、帶薪休假期間是否出游與旅游花費(fèi)呈顯著的正向相關(guān)關(guān)系。其中，是否在帶薪休假期間旅游對(duì)旅游花費(fèi)的影響最大，在此期間去旅游的群體比不去旅游的群體多5 570元旅游開銷，其次是“十一”出游的群體會(huì)增加4 760元旅游花費(fèi)，春節(jié)出游的群體增加2 540元。因此，帶薪休假出游對(duì)旅游消費(fèi)的拉動(dòng)作用更為明顯。過去一年的旅游次數(shù)對(duì)旅游消費(fèi)也起著顯著的正向作用，在其他變量不變的情況下，增加1次旅游次數(shù)，會(huì)增加3 280元的旅游消費(fèi)。從人口變量看，性別和年齡對(duì)旅游花費(fèi)都不存在顯著差異。已婚群體的旅游花費(fèi)水平顯著高于未婚群體，這與婚后消費(fèi)水平提高有關(guān)。受教育程度為大學(xué)及以上的群體的旅游花費(fèi)要明顯高于受教育水平低的群體。

表5 模型估計(jì)結(jié)果

注：***、***分別表示在1%、5%、10%水平上顯著。

劃分不同收入群體來看，雖然總休假天數(shù)對(duì)旅游消費(fèi)都存在正向影響，但對(duì)收入水平低的群體的拉動(dòng)作用并不如收入水平高的群體，即在其他變量不變的情況下，每增加1天的休假天數(shù)，低收入群體會(huì)增加120元的旅游花費(fèi)，而高收入群體則增加490元的旅游花費(fèi)。而且，這一正向影響的顯著性，前者也不如后者的強(qiáng)。通過比較標(biāo)準(zhǔn)化回歸系數(shù)，休假天數(shù)對(duì)高收入群體的影響大于低收入群體，符合假設(shè)1的設(shè)定?！笆弧薄⒋汗?jié)、帶薪休假是否出游，對(duì)不同收入群體的旅游花費(fèi)水平都有正向拉動(dòng)作用，但對(duì)高收入水平群體旅游消費(fèi)的拉動(dòng)作用要顯著強(qiáng)于低收入群體，帶薪休假變量依舊是提高旅游消費(fèi)的主要變量。同樣，模型二和模型三都反映出收入是拉動(dòng)旅游消費(fèi)水平的主要因素，但對(duì)不同收入水平群體的旅游消費(fèi)影響也有差異。對(duì)于低收入群體，每增加1萬元的收入，會(huì)增加4 610元消費(fèi)；而對(duì)于高收入群體，僅增加2 060元。同樣比較標(biāo)準(zhǔn)化回歸系數(shù)，收入對(duì)低收入群體的影響程度大于高收入群體。因此，從收入和休假天數(shù)對(duì)不同收入群體旅游消費(fèi)影響的標(biāo)準(zhǔn)化回歸系數(shù)大小來看，假設(shè)2得到了驗(yàn)證。從人口變量看，對(duì)于低收入群體，不同性別群體的旅游消費(fèi)水平存在顯著差異，女性群體的旅游花費(fèi)水平要比男性平均高130元，但這一顯著性并不強(qiáng)；已婚群體旅游花費(fèi)水平高于未婚群體，平均高出3 320元；受教育程度高的群體比受教育程度低的群體則高出1 910元。對(duì)于高收入群體，除了婚姻狀態(tài)對(duì)旅游消費(fèi)的影響有顯著差異外，其他人口變量對(duì)旅游消費(fèi)水平的影響都不存在顯著差異。

利用上述回歸分析結(jié)果可以估算休假天數(shù)對(duì)旅游花費(fèi)的彈性系數(shù)。如上所述，增加1天休假天數(shù)，低收入群體、高收入群體分別會(huì)增加120元、490元的旅游花費(fèi)?？梢栽O(shè)想,如果帶薪休假制度能全部落實(shí)，且居民都能完全享受到周休制度，則樣本中的高收入群體總共能增加1 960天的休假天數(shù)，低收入群體總共增加3 596天休假天數(shù)，那么就會(huì)帶來1 961(天)×0.049(萬元)+3 596(天)×0.012(萬元)=139萬元的旅游收入，而本次調(diào)查受訪者帶來的旅游收入共有1 391萬元。因此，通過完善休假制度，可以拉動(dòng)旅游消費(fèi)總量10%。

五、 結(jié)論與政策建議

(一) 研究結(jié)論

本文基于理論探討了休閑時(shí)間、收入因素對(duì)旅游消費(fèi)的影響，設(shè)定了兩個(gè)研究假設(shè)，然后構(gòu)建多元回歸模型進(jìn)行實(shí)證探討，得到如下結(jié)論。

第一，休假天數(shù)對(duì)我國(guó)居民旅游消費(fèi)具有正向的積極影響。Bittman曾說過：“有能力參加休閑，既意味著獲得休閑物品和服務(wù)，也意味著擁有充足的休閑時(shí)間量?！盵25]休閑時(shí)間是影響旅游消費(fèi)的重要因素。但從理論研究看，休閑時(shí)間對(duì)旅游消費(fèi)的影響既有正向的，也有負(fù)向的。理論框架證明，當(dāng)休閑時(shí)間為顯性因素時(shí)，休閑時(shí)間對(duì)旅游消費(fèi)具有正向影響；當(dāng)休閑時(shí)間不是顯性因素時(shí)，這取決于休閑時(shí)間對(duì)旅游消費(fèi)的替代效應(yīng)和擠入效應(yīng)的合效應(yīng)[7]42。隨著科學(xué)技術(shù)的進(jìn)步，勞動(dòng)生產(chǎn)率大幅提升，社會(huì)經(jīng)濟(jì)環(huán)境發(fā)生改變，從而拓展了時(shí)間資源的利用。隨著時(shí)間的單位價(jià)值越來越高，消費(fèi)者的時(shí)間約束硬化程度會(huì)高于收入約束硬化程度，因此要重視消費(fèi)中的時(shí)間價(jià)值。實(shí)證分析結(jié)果表明，休假天數(shù)對(duì)旅游消費(fèi)具有顯著的正向影響。這一結(jié)論也從前人研究中得到了驗(yàn)證，例如有學(xué)者研究發(fā)現(xiàn)居民假日天數(shù)和節(jié)日次數(shù)對(duì)休閑消費(fèi)具有穩(wěn)健的正向影響[24]。這從側(cè)面反映出我國(guó)居民休假制度供給不足，休假天數(shù)仍未滿足居民需要。

第二，收入對(duì)居民旅游消費(fèi)也具有顯著的正向影響。西方消費(fèi)理論認(rèn)為，收入是決定消費(fèi)的最主要因素。例如凱恩斯的“絕對(duì)收入理論”、杜森貝里的“相對(duì)收入”假說、弗里德曼的“持久收入”假說均以收入作為居民消費(fèi)的根本性決定因素進(jìn)行討論。旅游消費(fèi)是居民消費(fèi)中較高層次的消費(fèi)形式，當(dāng)居民收入達(dá)到一定水平后，其旅游消費(fèi)需求必定會(huì)隨之提高，因此，增加居民收入有助于提高旅游消費(fèi)水平。這也與其他學(xué)者的實(shí)證分析結(jié)果一致[17，21-22]。

第三，休假天數(shù)對(duì)高收入群體旅游消費(fèi)的拉動(dòng)作用顯著強(qiáng)于低收入群體，收入因素對(duì)低收入群體旅游消費(fèi)的拉動(dòng)作用則顯著強(qiáng)于高收入群體?；谇拔臉?gòu)建的理論模型，當(dāng)以休閑時(shí)間為顯性約束時(shí)，增加休閑時(shí)間能提高旅游消費(fèi)；當(dāng)以收入為顯性約束時(shí)，提高收入能增加旅游消費(fèi)。郭魯芳在構(gòu)建休閑時(shí)間約束的休閑消費(fèi)模型時(shí)，也得到了類似的結(jié)論[2]。對(duì)于高收入群體，他們的時(shí)間經(jīng)濟(jì)價(jià)值較高，愿意生產(chǎn)產(chǎn)品密集型商品，而不是時(shí)間密集型商品，其時(shí)間約束的硬化程度高于收入的硬化程度，增加該群體的休假天數(shù)更能有效拉動(dòng)其旅游消費(fèi)；而對(duì)于收入偏低的群體，他們的時(shí)間經(jīng)濟(jì)價(jià)值較低，存在被迫休閑的現(xiàn)象，他們?cè)敢馍a(chǎn)時(shí)間密集型商品，而不是產(chǎn)品密集型商品，其收入約束的硬化程度高于休閑時(shí)間的硬化程度，增加該群體的收入水平更能拉動(dòng)其旅游消費(fèi)。這一結(jié)論也正好印證了理論探討結(jié)果。

(二) 政策建議

基于上述結(jié)論，本文提出如下政策建議：

1.改革休假制度，增加居民休假天數(shù)

(1)“三步走”逐步落實(shí)帶薪休假制度。到2020年，全國(guó)帶薪休假落實(shí)率要達(dá)到80%；2025年則要達(dá)到85%；2030年，全國(guó)基本落實(shí)帶薪休假制度，落實(shí)率達(dá)到90%以上。具體安排參見表6。

表6 帶薪休假制度改革建議

(2)在帶薪休假尚未落實(shí)前，應(yīng)增加法定節(jié)假日，恢復(fù)“五一”黃金周，設(shè)置三連休，形成覆蓋全年的節(jié)假日體系；在2030年帶薪休假全面落實(shí)后，再取消調(diào)休模式(參見表7)。

表7 帶薪休假尚未落實(shí)前節(jié)假日安排

注： 現(xiàn)行法定休假天數(shù)為11天，改革后變?yōu)?7天。

2.提高勞動(dòng)生產(chǎn)率，節(jié)省勞動(dòng)時(shí)間，解除企業(yè)休假的后顧之憂

通過提高企業(yè)勞動(dòng)生產(chǎn)率，節(jié)省勞動(dòng)時(shí)間，從而抵消由員工休假導(dǎo)致產(chǎn)品成本上升的副作用，從而解除企業(yè)休假的后顧之憂。第一，增加科技投入。在基礎(chǔ)研究方面，增加科研設(shè)備、科技人員的投入；在應(yīng)用研究方面，以高新技術(shù)開發(fā)區(qū)、科研院所、高等學(xué)校、骨干企業(yè)為依托，深化產(chǎn)學(xué)研合作，加大研發(fā)投入，促進(jìn)科技成果轉(zhuǎn)化。第二，關(guān)心科技人員的身心健康問題，為他們提供相適應(yīng)的休閑品和服務(wù)，進(jìn)而提高勞動(dòng)效率。第三，破除體制機(jī)制障礙，調(diào)動(dòng)科研人員的積極性，激發(fā)創(chuàng)新潛能。

3.增加中低收入群體的收入，釋放旅游消費(fèi)潛能

增加收入能有效拉動(dòng)中低收入群體的旅游消費(fèi)水平，因此有必要提高中低收入居民的收入，向“橄欖型”收入分配格局邁進(jìn)。第一，提高勞動(dòng)者工資水平。工資是居民收入的主要來源，提高工資水平是增加居民收入的最有效途徑，勞動(dòng)者工資水平應(yīng)根據(jù)工齡的增長(zhǎng)、勞動(dòng)生產(chǎn)率的提高和物價(jià)上漲的幅度進(jìn)行相應(yīng)調(diào)整。第二，推進(jìn)“以家庭為單位”的稅收征繳方式，減輕中等收入群體的實(shí)際稅負(fù)。第三，營(yíng)造良好的創(chuàng)新創(chuàng)業(yè)環(huán)境，落實(shí)好國(guó)家金融支持和稅收優(yōu)惠相關(guān)政策，形成全社會(huì)大眾創(chuàng)新、萬眾創(chuàng)業(yè)的熱潮，不斷增加居民經(jīng)營(yíng)性收入。第四，根據(jù)經(jīng)濟(jì)發(fā)展水平，針對(duì)中低收入群體的不同保障需求，提供量好質(zhì)優(yōu)的社會(huì)保障服務(wù)和產(chǎn)品，讓居民享受福利，增加保障感，更愿意進(jìn)行旅游消費(fèi)支出。