浙江農(nóng)村居民旅游消費(fèi)及其影響因素分析

史清華 陶振振

摘要：旅游能夠提升農(nóng)民幸福感，旅游消費(fèi)也是擴(kuò)大農(nóng)村居民消費(fèi)的著力點(diǎn)。2003—2018年浙江農(nóng)村固定觀察點(diǎn)數(shù)據(jù)表明：16年間浙江農(nóng)村居民人均旅游支出呈上升趨勢，旅游普及面越來越廣，旅游消費(fèi)的主體是中年人;純收入、保險支出、過去的消費(fèi)習(xí)慣和汽車的普及度是影響出游率和旅游消費(fèi)水平的重要因素;旅游行為的發(fā)生使得家庭經(jīng)營主業(yè)向更高層級轉(zhuǎn)變。因此，增強(qiáng)社會保障、加快汽車普及等有利于農(nóng)村旅游市場的發(fā)展。

關(guān)鍵詞：農(nóng)村居民; 旅游消費(fèi)水平; 影響因素; 意義探究

F592.3 A 0125 16

一、 引 言

改革開放40余年來，中國經(jīng)濟(jì)建設(shè)取得了巨大成就，人民生活水平總體上實(shí)現(xiàn)了由溫飽到小康的歷史性跨越。“小康不小康，關(guān)鍵看老鄉(xiāng)?！睂τ谵r(nóng)民而言，隨著生活水平的不斷提高，他們的追求不僅僅是物質(zhì)上的吃飽穿暖，還有更高層次的精神需求的滿足。旅游業(yè)被列為“五大幸福產(chǎn)業(yè)”之首，旅游業(yè)的發(fā)展能夠反映出農(nóng)村居民對美好幸福生活的殷切向往。他們渴望接觸外面精彩的世界，增長見聞以及體驗(yàn)不同生活等。但是21世紀(jì)前，廣大農(nóng)村相對閉塞，農(nóng)村缺乏有組織的旅游市場，使得農(nóng)村居民的旅游活動仍維持一種自發(fā)式的行為，農(nóng)村旅游市場基本處于自由分散狀態(tài)[1] 。

進(jìn)入21世紀(jì)以來，中國旅游市場迅速擴(kuò)大，但城鄉(xiāng)之間出現(xiàn)較大的不均衡性。2003—2018年，中國國內(nèi)游客從8.70億人次增長到55.39億人次，年復(fù)合增長率達(dá)13.13%。城鎮(zhèn)居民的出游頻率從0.67次/年增長至4.95次/年;而農(nóng)村居民的出游頻率僅從0.68次/年增長至2.52次/年。城鄉(xiāng)居民名義旅游總消費(fèi)從3442.30億元增長至51278.30億元，年復(fù)合增長率達(dá)19.73%。隨著城鎮(zhèn)化的不斷演進(jìn)，農(nóng)村人口占比從59.47%下降至40.42%，而農(nóng)村居民的旅游支出占比從31.16%下降至16.94%。①盡管中國旅游業(yè)蓬勃發(fā)展，但不論從出游頻率還是消費(fèi)水平上看，城鎮(zhèn)居民是旅游市場消費(fèi)的主體。與城鎮(zhèn)旅游市場相比，農(nóng)村居民旅游市場依然存在較大的增長空間，引導(dǎo)農(nóng)民旅游消費(fèi)的有序發(fā)展將會為旅游消費(fèi)注入新的活力，有利于促進(jìn)國內(nèi)大循環(huán)和經(jīng)濟(jì)增長。

旅游消費(fèi)既是內(nèi)需中的熱點(diǎn)，又是提升居民幸福感的有效途徑。按照《國務(wù)院辦公廳關(guān)于進(jìn)一步激發(fā)文化和旅游消費(fèi)潛力的意見》（國辦發(fā)〔2019〕41號）的要求，要提升文化和旅游消費(fèi)質(zhì)量，增強(qiáng)居民消費(fèi)意愿，以高質(zhì)量文化和旅游供給增強(qiáng)人民群眾的獲得感、幸福感?！吨腥A人民共和國國民經(jīng)濟(jì)和社會發(fā)展第十四個五年規(guī)劃和2035年遠(yuǎn)景目標(biāo)綱要》指出，推動文化和旅游融合發(fā)展以健全現(xiàn)代文化產(chǎn)業(yè)體系。文化和旅游融合發(fā)展是中央的重要戰(zhàn)略部署，對旅游進(jìn)行文化賦能，讓旅游承載文化熏陶和認(rèn)知發(fā)現(xiàn)的功能，是發(fā)展現(xiàn)代旅游業(yè)的重要一環(huán)。

鑒于旅游業(yè)在經(jīng)濟(jì)體系中的關(guān)鍵地位、廣闊的發(fā)展前景以及在人民日常生活中扮演的重要作用，有必要了解中國旅游發(fā)展的現(xiàn)狀和旅游消費(fèi)需求的影響因素。目前，中國農(nóng)村居民旅游市場具有很大的發(fā)展?jié)摿Γ弘S著農(nóng)業(yè)生產(chǎn)裝備的改進(jìn)、生產(chǎn)結(jié)構(gòu)調(diào)整以及生產(chǎn)效率的提高、農(nóng)村居民休閑時間與可支配收入的增加、消費(fèi)觀念的轉(zhuǎn)變，農(nóng)村居民的旅游意識及旅游需求也在不斷上升。浙江作為中國沿海地區(qū)的經(jīng)濟(jì)強(qiáng)省和旅游大省，其農(nóng)村居民純收入和消費(fèi)水平不斷增加，人均旅游支出增長較快，農(nóng)村旅游市場迅速擴(kuò)張，具有極大的發(fā)展?jié)摿Α！吨泄仓醒雵鴦?wù)院關(guān)于支持浙江高質(zhì)量發(fā)展建設(shè)共同富裕示范區(qū)的意見》指出，要縮小城鄉(xiāng)區(qū)域發(fā)展差距，實(shí)現(xiàn)公共服務(wù)優(yōu)質(zhì)共享;打造新時代文化高地，豐富人民精神文化生活。旅游是文化享受和精神消費(fèi)的過程，能夠提高人民生活的幸福指數(shù)，推動農(nóng)民旅游的蓬勃發(fā)展是實(shí)現(xiàn)共同富裕的內(nèi)在要求，是縮小城鄉(xiāng)差距的應(yīng)有之義。本研究以浙江農(nóng)村居民的旅游消費(fèi)行為為主題，意在拓展旅游消費(fèi)行為的研究領(lǐng)域，通過全面展示2003—2018年浙江農(nóng)村旅游消費(fèi)的發(fā)展歷程，為其他省市旅游市場的發(fā)展提供經(jīng)驗(yàn)借鑒。

本研究利用《中國統(tǒng)計(jì)年鑒》和2003—2018年全國農(nóng)村固定觀察點(diǎn)浙江點(diǎn)的數(shù)據(jù)因國家觀察點(diǎn)在2003年啟動了家庭人口信息數(shù)據(jù)搜集，故我們的數(shù)據(jù)選擇也以2003年為始點(diǎn)。，使用描述性統(tǒng)計(jì)和模型分析相結(jié)合的方法，研究了浙江農(nóng)村居民旅游消費(fèi)行為的發(fā)展歷程、特征和影響因素，并對旅游消費(fèi)行為的意義進(jìn)行了評估。文中旅游支出是指農(nóng)民家庭成員外出旅游的支出，包括交通、住宿、公園門票等的支出。由于數(shù)據(jù)時間跨度較大，為了使數(shù)據(jù)具有可比性，純收入、消費(fèi)和旅游支出數(shù)據(jù)均以2010年浙江農(nóng)村居民消費(fèi)價格指數(shù)作為基期CPI進(jìn)行調(diào)整。與已有研究相比，本文邊際貢獻(xiàn)主要體現(xiàn)在：第一，在數(shù)據(jù)方面，使用了浙江的觀察點(diǎn)數(shù)據(jù)，該數(shù)據(jù)集內(nèi)容全面而詳盡，在時間上也保持了較強(qiáng)的一致性，使得分析結(jié)論更加可靠。第二，系統(tǒng)分析和展示了浙江觀察村農(nóng)村居民16年間的旅游消費(fèi)行為及其變遷，對當(dāng)前旅游消費(fèi)研究進(jìn)行了有效補(bǔ)充。第三，根據(jù)本文的數(shù)據(jù)特征，采用面板Logit、固定效應(yīng)Tobit和Heckman模型，分析影響浙江農(nóng)村居民旅游概率及旅游消費(fèi)水平的因素。多種模型的估計(jì)結(jié)果相互印證，可信度更高。第四，本文從家庭經(jīng)營主業(yè)、個人從事的行業(yè)等方面研究分析旅游對于家庭、個人之影響，彌補(bǔ)了當(dāng)前旅游消費(fèi)研究的不足。

本研究共分為六個部分：第一部分提出研究問題及研究意義;第二部分為相關(guān)文獻(xiàn)綜述;第三部分為浙江觀察點(diǎn)農(nóng)村居民旅游消費(fèi)及變化的描述性統(tǒng)計(jì)分析;第四部分為影響浙江農(nóng)村居民旅游消費(fèi)的因素分析;第五部分為評估旅游消費(fèi)行為在家庭、個人發(fā)展中的意義;第六部分總結(jié)全文，提出建議。

二、 文獻(xiàn)綜述

什么是旅游？把這個詞組拆開，可以看到，旅是出行，在外做客，一種有目的的行;而游是從容的行走，一種無目的的消閑。兩者結(jié)合起來解釋為旅行游覽。作為一個詞，“旅游”可以讓人們見識到未見的世面，放松緊張的心情，在愉悅的心情中去獲取意外收獲。農(nóng)村居民旅游，通常指常住地為農(nóng)村的居民，離開常住地，去觀光游覽、度假、探親訪友、就醫(yī)療養(yǎng)、參加會議或從事經(jīng)濟(jì)、文化、體育、宗教活動的行為，其出游目的不是通過所從事的活動謀取報酬[2] 。魏正環(huán)關(guān)于農(nóng)民旅游的定義，既明晰了農(nóng)民旅游的主體，又指出了旅游的目的。從這個定義上講，旅游是更狹義的消閑。與農(nóng)民常從事的消閑活動如打牌、打麻將、遛狗等不同，旅游具有更高層次的文化屬性[3] ，也是一種經(jīng)濟(jì)行為。首先，旅游使得農(nóng)民脫離束縛視野和思維的日常環(huán)境，到相對陌生的地區(qū)感受新環(huán)境、新知識、新文化和新的發(fā)展方式，在獲得精神上滿足的同時，開闊視野，提高認(rèn)知。因此，旅游是學(xué)習(xí)的過程，是文化享受和滿足精神需求的社會化過程。其次，旅游需要離開常住地到異地去體驗(yàn)生活，在這個過程中，游客消費(fèi)了時間、體力，也必定花費(fèi)了金錢。因此，旅游是一種經(jīng)濟(jì)活動，也是一種消費(fèi)行為。

旅游消費(fèi)需求與行為始終是旅游研究的前沿問題[4] ，但農(nóng)村居民旅游消費(fèi)研究較為薄弱。現(xiàn)有的農(nóng)村居民旅游消費(fèi)研究文獻(xiàn)側(cè)重從經(jīng)濟(jì)視角開展，內(nèi)容涵蓋旅游消費(fèi)態(tài)度和認(rèn)知、目的和偏好、水平及其空間差異、影響因素等[5] ，但主要集中在旅游市場現(xiàn)狀和旅游消費(fèi)特征及影響因素方面[67] 。本文以浙江農(nóng)村居民旅游為主題，從旅游支出與消費(fèi)及純收入的關(guān)系、旅游消費(fèi)水平及變遷、普及面、消費(fèi)主體等視角分析浙江農(nóng)村居民旅游消費(fèi)行為，并對旅游消費(fèi)的影響因素進(jìn)行分析，最后得出旅游對農(nóng)民自身發(fā)展的意義。與本文密切相關(guān)的文獻(xiàn)主要包括三類：（1）揭示農(nóng)村居民的旅游消費(fèi)行為變遷;（2）研究影響農(nóng)村居民旅游消費(fèi)的因素;（3）旅游對于農(nóng)村居民自身發(fā)展的意義探究。

（一）農(nóng)村居民的旅游消費(fèi)行為變遷

2010年以來，關(guān)于農(nóng)村居民旅游消費(fèi)行為變遷的研究較少。魏正環(huán)主要根據(jù)《中國國內(nèi)旅游抽樣調(diào)查資料》，研究了農(nóng)民旅游消費(fèi)存在的問題，發(fā)現(xiàn)雖然農(nóng)村家庭純收入水平逐年增加，但人均旅游消費(fèi)卻未呈現(xiàn)明顯的逐年上升趨勢。平均旅游消費(fèi)傾向總體上呈波動性下降趨勢，以滯后性消費(fèi)為主[5] 。史清華和徐翠萍采用農(nóng)村固定觀察點(diǎn)數(shù)據(jù)，研究發(fā)現(xiàn)，長三角15村農(nóng)戶家庭人均旅游支出總體呈現(xiàn)出上升趨勢，由2003年的28.88元升至2005年的39.80元;旅游普及面也越來越廣，從2003年的10.58%升至2005年的17.06%[8] 。刁宗廣和張濤采用2001—2008年《中國國內(nèi)旅游抽樣調(diào)查資料》和《中國旅游統(tǒng)計(jì)年鑒》的數(shù)據(jù)，對城鄉(xiāng)居民旅游消費(fèi)進(jìn)行比較，發(fā)現(xiàn)城鄉(xiāng)居民旅游消費(fèi)水平及消費(fèi)結(jié)構(gòu)等存在較大差異，農(nóng)村居民國內(nèi)旅游的人均消費(fèi)、出游率遠(yuǎn)低于城鎮(zhèn)居民[9] 。

（二）農(nóng)村居民旅游消費(fèi)的影響因素

家庭旅游消費(fèi)可看作是一個兩階段的決策過程：第一階段決定選擇某種旅游服務(wù)，第二階段決定消費(fèi)水平。這兩個階段的影響因素不必相同，甚至它們不需要具有相同的效果[10] 。王穎（Wang）和戴維森（Davidson）、布里達(dá)（Brida）和斯庫德里（Scuderi）都對旅游消費(fèi)的影響因素進(jìn)行了概述[1112] ，根據(jù)他們的劃分標(biāo)準(zhǔn)，旅游消費(fèi)的影響因素可分為四類。一是經(jīng)濟(jì)因素：收入、儲蓄、資產(chǎn)、貸款、房屋和汽車所有權(quán)、支出、物價和健康狀況等。二是社會人口因素：年齡、性別、婚姻狀況、教育、職業(yè)、就業(yè)狀況、家庭構(gòu)成、家庭生命周期階段、國家、語言、種族和民族等。三是與旅游活動相關(guān)的因素：出游時間、住宿、交通、目的地特征、旅游信息來源、出游規(guī)模、出游組成以及旅游體驗(yàn)等。四是心理因素：對旅行的看法和旅游動機(jī)等。

由于數(shù)據(jù)限制，很少有研究將所有因素納入統(tǒng)一的研究框架。因?yàn)闊o法觀察到與出行相關(guān)的因素和心理因素，所以本文研究了前兩類影響因素。后文使用多種模型分析和工具變量便是為降低未觀測因素的影響。

1. 經(jīng)濟(jì)因素

經(jīng)濟(jì)因素是影響旅游消費(fèi)的重要因素之一。消費(fèi)的過度敏感性指消費(fèi)對收入的變動敏感程度[13] ，揭示了消費(fèi)水平與勞動收入之間的顯著正相關(guān)性。學(xué)者們所做的相關(guān)研究幾乎都考慮了收入，不同研究對收入的衡量方式不同，代理變量包括家庭收入、稅前或稅后總收入、可支配收入、工資率、特定家庭成員的工資、非工資收入等[1112] 。周文麗和李世平根據(jù)1994—2007年統(tǒng)計(jì)年鑒數(shù)據(jù)分析得出：農(nóng)村居民純收入每增加100億元，國內(nèi)旅游消費(fèi)支出增加12.37億元[14] 。龐世明并不認(rèn)同，認(rèn)為持久收入決定了農(nóng)村居民的旅游消費(fèi)決策[15] 。王明康和劉彥平則使用2012年、2016年和2018年三期中國家庭追蹤調(diào)查數(shù)據(jù)，采用Heckman兩階段模型，發(fā)現(xiàn)城鎮(zhèn)居民的持久收入對旅游消費(fèi)也有顯著的正向作用，相反，收入的不確定性則帶來抑制作用[16] 。

其他經(jīng)濟(jì)變量，例如家庭的收入者數(shù)量、車輛擁有量、房屋所有權(quán)、醫(yī)療保障支出、消費(fèi)習(xí)慣等，也會對旅游消費(fèi)產(chǎn)生影響。

勞動力市場變量（如家庭勞動力的數(shù)量）被引入家庭消費(fèi)決策模型[17， 10] 。與沒有失業(yè)人員的家庭相比，至少有一名失業(yè)人員的西班牙家庭旅行花費(fèi)更少[18] 。郭為等使用中國家庭追蹤調(diào)查2012—2014年的數(shù)據(jù)，結(jié)果發(fā)現(xiàn)農(nóng)民非農(nóng)就業(yè)提高了旅游消費(fèi)支出，作用機(jī)制包括非農(nóng)就業(yè)產(chǎn)生的收入效應(yīng)、預(yù)期效應(yīng)和示范效應(yīng)[19] 。擁有汽車和房屋的家庭更有可能旅行[10] 。房屋所有權(quán)對家庭旅游支出有積極影響，家庭醫(yī)療保障支出對旅游支出會產(chǎn)生負(fù)向影響[20] 。 冉凈斐和賈小玫則認(rèn)為未參加社會保障的家庭，在醫(yī)療、養(yǎng)老等方面比參加社會保障的家庭面臨更大的不確定性，故有更強(qiáng)的意愿去持有資產(chǎn)以防備可能出現(xiàn)的意外支出，從而降低消費(fèi)需求[21] 。在中國戶籍政策和城鄉(xiāng)二元經(jīng)濟(jì)結(jié)構(gòu)的影響下，很多農(nóng)民游離于社會保障網(wǎng)絡(luò)之外，合作醫(yī)療、養(yǎng)老保險等新型社會保障制度對農(nóng)民是否愿意旅游消費(fèi)有著顯著影響[22] ，也對農(nóng)村居民消費(fèi)水平有著顯著影響[23] 。

杜森貝里（Duesenberry）認(rèn)為，消費(fèi)習(xí)慣具有持續(xù)性，所以消費(fèi)支出不僅受現(xiàn)期收入的影響，還會受過去消費(fèi)的影響[24] 。葉德珠等指出：“東亞儒家思想在對待消費(fèi)與儲蓄問題上則一直非常內(nèi)斂，一直保持著崇儉黜奢的禁欲傾向?！?[25] 中國農(nóng)村居民的消費(fèi)習(xí)慣受傳統(tǒng)儒家文化和節(jié)儉實(shí)用消費(fèi)理念的影響，且長期以來農(nóng)民預(yù)期收入較低、家庭負(fù)擔(dān)較重、社會保障機(jī)制不健全，使得增加的農(nóng)民收入首先滿足農(nóng)民的住房、食品等物質(zhì)性生活消費(fèi)，其次是文教娛樂等低層次的文化消費(fèi)需求，最后是高層次的旅游消費(fèi)。這與馬斯洛需求層次理論較為一致，在人類需求的五級模型中，旅游需求處于最高等級的自我實(shí)現(xiàn)需求盡管在旅游的過程中也要滿足個人的生理、安全等低級需求，但旅游行為本身是出于對個人審美的滿足和認(rèn)知的提升，因此旅游應(yīng)視為自我實(shí)現(xiàn)需求。。

2. 社會人口因素

家庭的社會人口因素對旅游參與決策和旅游消費(fèi)水平會產(chǎn)生重要影響。社會人口變量對家庭旅游消費(fèi)的影響的實(shí)證證據(jù)不一致，可能是由于估算方法不同或數(shù)據(jù)使用的差異。將戶主的社會人口特征納入計(jì)量經(jīng)濟(jì)模型是一種常見的做法。年齡是最具研究價值的社會人口變量之一。有學(xué)者發(fā)現(xiàn)戶主的年齡會對家庭旅游支出產(chǎn)生正向影響[2627] ，另一些學(xué)者則沒有觀察到顯著影響[28] ，還有一些學(xué)者認(rèn)為，戶主年齡與家庭旅游支出之間呈倒U型關(guān)系[18] 。蔣志平等采用中國家庭金融調(diào)查數(shù)據(jù)得出，對不同年齡的戶主而言，家庭人口老齡化程度對出游率和旅游支出有不同的影響：對戶主為青年人和中年人的家庭會產(chǎn)生抑制效應(yīng)，對戶主年齡較大的老年家庭，則會提高出游率和旅游消費(fèi)水平[29] 。

戶主的性別也受到較多關(guān)注。部分學(xué)者發(fā)現(xiàn)戶主性別對家庭旅游支出沒有顯著影響[26， 20] ，鄭斌（Zheng）和張耀奇（Zhang）認(rèn)為男性戶主的家庭每次旅行的花費(fèi)較少[30] ，而另一些學(xué)者得出了相反的結(jié)論[31] 。

戶主的婚姻狀況和受教育程度也是?？紤]的要素。鄭斌（Zheng）和張耀奇（Zhang）發(fā)現(xiàn)已婚家庭的旅游消費(fèi)水平更高[30] ，而一些學(xué)者研究表明婚姻狀況不產(chǎn)生顯著影響[31] 。對于戶主的受教育水平，大多數(shù)研究顯示其與旅游消費(fèi)水平存在顯著的正向影響 [31， 30， 28， 20， 18] ，一些學(xué)者發(fā)現(xiàn)沒有影響[26] 。

（三）旅游對于農(nóng)村居民自身發(fā)展的意義

與城鎮(zhèn)居民相比，農(nóng)村居民旅游的研究較易受到學(xué)者的忽視，學(xué)者對農(nóng)村居民旅游研究價值認(rèn)識不足，尤其是對于農(nóng)民旅游消費(fèi)的社會文化價值缺乏深入探討[32] 。威爾遜（Wilson）和哈里斯（Harris）對“有意義的旅行”的概念進(jìn)行了界定和探討，他們認(rèn)為旅游體驗(yàn)涉及精神、心理、身體、利他主義、自我發(fā)展和生活改變。通過對有過獨(dú)立休閑和商務(wù)旅行經(jīng)歷的女性訪談和分析發(fā)現(xiàn)，“有意義的旅行”使得女性的自我意識增強(qiáng)，并重新審視對生活和社會的看法[33] ?，F(xiàn)存文獻(xiàn)對于旅游消費(fèi)行為的意義之研究，局限在質(zhì)性研究范疇內(nèi)，雖然揭示了旅游作為一種精神文化消費(fèi)對于家庭及個人發(fā)展的重要作用，但說服力略顯不足。這是因?yàn)樵谘芯柯糜蔚囊饬x的時候，一方面很難找到合適的切入點(diǎn)，另一方面難以控制其他變量的影響。本文的第五部分使用DID的方法，從家庭經(jīng)營主業(yè)、個人就業(yè)類型方面研究分析旅游對于家庭、個人之影響，對當(dāng)前研究進(jìn)行有效的探索和拓展。

三、 浙江農(nóng)村居民旅游支出變化

（一）純收入、消費(fèi)和旅游支出變化

2003—2018年，浙江農(nóng)村居民人均純收入和人均消費(fèi)水平總體呈上升趨勢，且二者的變動趨勢基本一致。針對中國農(nóng)村人均純收入增長緩慢的情況，2003年中央三號文件對“三農(nóng)”問題做了全面部署，2004—2020年，中央一號文件連續(xù)17年鎖定三農(nóng)問題，實(shí)施了免除農(nóng)村義務(wù)教育費(fèi)、全面取消農(nóng)業(yè)稅、農(nóng)業(yè)補(bǔ)貼等一系列政策，這些政策調(diào)動了農(nóng)民生產(chǎn)的積極性，促進(jìn)了農(nóng)村生產(chǎn)力的發(fā)展和農(nóng)民的增收。2003—2012年，浙江農(nóng)村居民人均純收入實(shí)現(xiàn)九連增，從14259.04元增長至31998.29元，年復(fù)合增長率達(dá)9.40%。2012年以來，隨著中國GDP的增速放緩，浙江農(nóng)村居民人均純收入波動上升，增速有所減慢。可支配收入是消費(fèi)的基礎(chǔ)在農(nóng)村固定觀察點(diǎn)數(shù)據(jù)中僅統(tǒng)計(jì)了家庭純收入，本文以純收入作為可支配收入的代理變量。。隨著純收入的增加，浙江農(nóng)村居民人均消費(fèi)水平亦呈上升趨勢，但波動性更大：2003年，人均消費(fèi)水平為10960.15元;為應(yīng)對全球金融危機(jī)，中央政府制定“四萬億”財政政策以及家電下鄉(xiāng)等惠農(nóng)政策，受此影響，到2010年人均消費(fèi)已然突破兩萬元大關(guān)，達(dá)到21692.25元;隨后幾年人均消費(fèi)水平有所調(diào)整，到2017年達(dá)到25624.85元，2018年有所回落?？傮w而言，浙江農(nóng)村居民人均消費(fèi)水平呈現(xiàn)出階段性的升高和調(diào)整，某些年份較大幅度的提升往往是受到政策的刺激。（見圖1）

隨著農(nóng)村居民純收入快速增長以及消費(fèi)觀念的轉(zhuǎn)變，旅游也逐漸成為浙江農(nóng)民的主要文化消費(fèi)方式之一，人均旅游支出水平占消費(fèi)及純收入的比重總體呈增長的態(tài)勢。從旅游支出水平來看，浙江農(nóng)村旅游發(fā)展可分為四個階段。第一階段為2003—2005年，人均旅游支出在50—60元附近徘徊。第二階段為2006—2008年，人均旅游支出達(dá)到100元。第三階段為2009—2013年，受宏觀經(jīng)濟(jì)政策調(diào)控的影響，人均旅游支出有了巨大提升，躍居200元。第四階段為2014—2018年，人均旅游支出繼續(xù)攀升。除2015年外，人均旅游支出均在400元以上，到2018年已經(jīng)達(dá)到616.31元。總體而言，16年間，浙江農(nóng)村居民人均旅游支出增幅巨大，年復(fù)合增長率達(dá)15.52%。（見圖2）

從旅游的平均消費(fèi)傾向用旅游支出/純收入近似估計(jì)。來看，浙江農(nóng)民對旅游的青睞度在不斷上升。受制于中國農(nóng)民謹(jǐn)慎、節(jié)儉的傳統(tǒng)消費(fèi)觀念，當(dāng)有一定的“閑錢”時，農(nóng)民才會考慮旅游消費(fèi)。2003—2018年，浙江農(nóng)村居民旅游的平均消費(fèi)傾向從0.43%增長至1.41%。2003—2018年，旅游支出占家庭消費(fèi)的比重也在不斷提高，從0.56%增長至2.76%，增長幅度更大，且與旅游支出的變化較為一致。在農(nóng)村居民消費(fèi)結(jié)構(gòu)中，旅游支出占比不斷提高表明農(nóng)民的消費(fèi)多樣化程度在不斷提升，人們不再滿足于物質(zhì)上的消費(fèi)，對于精神層次的需求提出了更高的要求。

（二）不同旅游支出水平的農(nóng)戶分布變化

為了展示浙江農(nóng)村居民旅游支出的整體特征，按人均旅游支出劃分為9個層次，表1展示了不同時期9個消費(fèi)層次的農(nóng)戶占比。16年間，浙江農(nóng)村居民的旅游普及面總體呈上升趨勢，從2003年的7.60%增長至2018年的31.19%。隨著中國旅游市場蓬勃發(fā)展，浙江農(nóng)村居民人均旅游支出不斷提高，每年參與旅游的農(nóng)戶數(shù)量不斷攀升，旅游普及面顯著提高。從旅游支出層次來看，農(nóng)戶旅游支出表現(xiàn)出兩頭寬中間窄的“啞鈴型”：人均旅游支出在600元及以內(nèi)和1000元以上的農(nóng)戶占比較大。（見表1）

（三）戶主年齡與旅游支出

消費(fèi)的生命周期理論表明家庭在生命周期的不同階段，消費(fèi)會表現(xiàn)出不同的特征[34] 。旅游消費(fèi)作為家庭消費(fèi)的一部分，也會受到家庭生命周期的影響。本文用數(shù)據(jù)中的“戶主年齡”作為家庭生命周期的代理變量，這里的“戶主”即戶籍意義上的戶主，在農(nóng)村戶籍意義上的戶主往往就是經(jīng)濟(jì)意義上的戶主超過76%的戶主為家庭經(jīng)營決策者。?？紤]不同年齡組的樣本容量，本文將戶主年齡劃分為35歲以下、35—44歲、45—54歲 、55—64歲以及65歲及以上五個組別戶主年齡在35歲以下為青年組、35—44歲和45—54歲為中年組、55—64歲及65歲及以上為老年組。，具體分布如圖3所示。戶主年齡在35歲以下的農(nóng)戶占比微小且持續(xù)下降，從2003年的6.21%下降至2018年的1.44%。戶主年齡在35—44歲的農(nóng)戶占比則從2003年的24.25%下降至2018年的4.33%，降幅巨大;與之類似，戶主年齡在45—54 歲的農(nóng)戶占比從2003年的40.28%下降至2018年的21.65%。相反，老年組的占比持續(xù)上升。戶主年齡在55—64歲的農(nóng)戶占比從2003年的20.84%上升至2018年的34.02%;戶主年齡在65歲及以上的農(nóng)戶占比從2003年的8.42%上升至2018年的38.56%，漲幅最大。隨著時間的推移，戶主年齡分布由以中年組為主轉(zhuǎn)向以老年組為主。原因如下：（1）固定觀察點(diǎn)數(shù)據(jù)在時間維度上具有一定的連續(xù)性，觀察戶的戶主從中年步入老年。（2）由于人口流動，青壯年向城市轉(zhuǎn)移，在農(nóng)村定居的青壯年越來越少。

五組的人均純收入呈上升趨勢，彼此間具有較大差異。2003—2011年，青年組人均純收入處于較高水平，在2008年金融危機(jī)時逆勢上漲，2011年達(dá)到22247.24元。2012年人均純收入降幅較大，并在以后的年份與老年組相當(dāng)。由于青年組樣本數(shù)量較少，易受極端值影響，因此波動幅度較大。自2012年以后，中年組人均純收入顯著高于其他組別。老年組人均純收入則始終處于較低水平。

不同年齡組之間的旅游支出也有很大差異。對于青年組而言，人均旅游支出在不同年份表現(xiàn)出極大的不穩(wěn)定性。事實(shí)上，青年組較少受到傳統(tǒng)保守消費(fèi)的觀念限制，好奇心較強(qiáng)，具有很強(qiáng)的旅游消費(fèi)意愿。但是另一方面，青年組又容易受到收入和時間雙重制約，在孩子較小的時候需要花費(fèi)更多時間和精力照顧小孩，降低了旅游的可行性。對于中年組而言，旅游支出波動上升。其中35—44歲的組別人均旅游支出處于較高水平，在2016年首次突破1000元，達(dá)1541.99元;2018年高達(dá)7602.20元由于圖表限制，并未標(biāo)注2018年的數(shù)據(jù)點(diǎn)。。45—54歲的組別的人均旅游支出從2003年的34.73元增長至2018年的638.61元，年復(fù)合增長率達(dá)21.42%，增幅較大。中年人往往事業(yè)有成，收入較高，生活和工作均處于穩(wěn)定階段，在精神層次有了更高的追求，既有旅游的意愿又不受客觀條件的約束，使旅游支出較高。16年間，老年組的旅游支出也有了明顯的提升，一方面是純收入的提高，另一方面是謹(jǐn)慎消費(fèi)觀念的轉(zhuǎn)變?？傊?，從戶主年齡看，農(nóng)村居民旅游消費(fèi)的主體是中年人。

四、影響因素分析

（一）數(shù)據(jù)來源與變量選擇

本文主要采用的是浙江農(nóng)村固定觀察點(diǎn)的跟蹤觀察數(shù)據(jù)。國家觀察點(diǎn)的《農(nóng)戶調(diào)查方案》自1986年發(fā)布以來經(jīng)歷了三次大的變動，2004年完善之后較少調(diào)整，因此在時間和空間上都具有較強(qiáng)的連貫性[35] 。2004年以來每年調(diào)查樣本包括31個省份360個行政村2萬余農(nóng)戶，調(diào)查的內(nèi)容涉及每戶家庭的家庭成員信息、固定資產(chǎn)、家庭生產(chǎn)經(jīng)營、全年家庭收支情況等八大部分，涉及指標(biāo)多達(dá)900余個，內(nèi)容十分詳盡。本文基于2003—2018年浙江十村固定觀察數(shù)據(jù)，以家庭為單位，對家庭旅游支出、家庭經(jīng)濟(jì)特征、家庭非經(jīng)濟(jì)特征以及戶主信息等進(jìn)行整理及統(tǒng)計(jì)，數(shù)據(jù)為非平衡面板數(shù)據(jù)，統(tǒng)計(jì)性描述如表2所示。

1. 被解釋變量

本部分的被解釋變量有兩個：一為是否有旅游行為，探尋是什么因素影響了旅游行為的發(fā)生;二為人均旅游支出的對數(shù)，研究是什么因素影響了家庭旅游消費(fèi)水平。

2. 解釋變量

本文的解釋變量為經(jīng)濟(jì)因素和社會人口因素。

（1）經(jīng)濟(jì)因素。本文將家庭純收入和保險支出以及家庭是否擁有汽車、戶主的健康情況等變量劃分至家庭的經(jīng)濟(jì)特征內(nèi)，這些變量在一定程度上都反映了家庭的經(jīng)濟(jì)狀況。根據(jù)消費(fèi)的敏感性可知，消費(fèi)和收入間存在顯著的正相關(guān)性。旅游本身作為生活消費(fèi)的一種形式，會隨著總消費(fèi)水平和結(jié)構(gòu)的變化而變動。根據(jù)消費(fèi)的預(yù)防性，中國農(nóng)村社會保障體系尚不夠健全，農(nóng)民從生存的理性角度考慮，優(yōu)先把有限的收入用于醫(yī)療、教育等消費(fèi)支出，并增加儲蓄以預(yù)防未來的不確定性支出。這會減少農(nóng)民可自由支配收入，進(jìn)而抑制旅游消費(fèi)意愿和水平。社會合作醫(yī)療、養(yǎng)老保險等新型社會保障制度對農(nóng)民是否愿意進(jìn)行旅游消費(fèi)有著顯著影響[22] ，也對農(nóng)村居民消費(fèi)水平影響顯著[23] 。家庭是否擁有小汽車一方面反映了家庭經(jīng)濟(jì)實(shí)力，另一方面會影響旅游的方式以及旅游的便利性。根據(jù)布里達(dá)（Brida）和斯庫德里（Scuderi）的研究[12] ，健康狀況被歸類為經(jīng)濟(jì)約束;戶主的自評健康狀況是一組虛擬變量，1～5分別表示優(yōu)、良、中、差和喪失勞動能力。

（2）社會人口因素。家庭的消費(fèi)意愿和消費(fèi)行為會受到家庭結(jié)構(gòu)的重要影響。不同的家庭結(jié)構(gòu)類型，家庭消費(fèi)的意愿、結(jié)構(gòu)和水平呈現(xiàn)不同的特點(diǎn)[36] 。本文選取了是否是核心或直系家庭、是否是國家干部職工戶、是否是鄉(xiāng)村干部戶、是否是信教戶、非勞動力占家庭人口比重以及是否有外出務(wù)工人員共6個家庭方面的社會人口變量。家庭類型有很多種，但浙江農(nóng)戶的家庭類型以核心家庭和直系家庭為主，二者占比達(dá)91.63%。職業(yè)是影響消費(fèi)水平和劃分階層的重要標(biāo)準(zhǔn)[37] 。非勞動力主要包括老人和小孩，老人和小孩行動力受到一定的限制，旅游偏好和中年人也有所差異。外出務(wù)工者多是進(jìn)入經(jīng)濟(jì)文化相對發(fā)達(dá)的城鎮(zhèn)，根據(jù)消費(fèi)的示范效應(yīng)，旅游意愿程度高的城鎮(zhèn)，居民觀念會潛移默化地影響打工者，然后經(jīng)過打工者向家庭成員傳遞外部世界的新信息，這類農(nóng)民家庭的旅游消費(fèi)意愿由此將提高。

一般而言，戶主作為家庭的決策者，其偏好往往對家庭整體的旅游行為產(chǎn)生較大影響。本文選取戶主性別、年齡、是否是農(nóng)業(yè)戶口非農(nóng)戶口的農(nóng)戶占比約22%，主要集中在編號為3、4、5的三個村莊，該三村位處平原，已然城鎮(zhèn)化。、受教育年限以及是否是家庭經(jīng)營決策者來反映戶主特征。

（二）模型選擇

1. 面板Logit模型

本文首先研究了影響農(nóng)村居民出游率的因素。浙江農(nóng)村固定觀察點(diǎn)數(shù)據(jù)表明，2003—2018年，平均每年僅有14.66%的農(nóng)戶進(jìn)行旅游消費(fèi)。是哪些因素影響了旅游行為的發(fā)生？本文以是否有旅游行為為被解釋變量，將旅游支出大于0的家庭認(rèn)定為發(fā)生旅游行為。本文的數(shù)據(jù)為面板數(shù)據(jù)，被解釋變量為二值變量，因此使用面板Logit模型進(jìn)行估計(jì)。

對于二值選擇行為，通常假定“潛變量”來概括該行為的凈收益。如果凈收益大于0，則選擇做;否則，選擇不做。假設(shè)凈收益為：

y*it =X′it β+ui+εit 。其中，凈收益y*it 為不可觀測的潛變量，解釋變量矩陣為X′it ，ui為個體效應(yīng)。個體的選擇規(guī)則為：yit =1 y*it >00 y*it ≤0 。yit 表示旅游是否發(fā)生，給定X′it ，β和ui，則有：P（=1|X′it ，β，ui）=F（X′it β+ui） 。其中，F(xiàn)（·）為εit 的累計(jì)分布函數(shù)，假設(shè)εit 服從邏輯分布，則為Logit模型：P（=1|X′it ，β，ui）=Λ（X′it β+u）=eX′it β+ui 1+eX′it β+ui 。

2. 面板Tobit模型

本文還研究了影響農(nóng)村居民旅游支出的因素。根據(jù)前述分析可知，2003—2018年85.34%的浙江農(nóng)戶人均旅游支出為0，被解釋變量在0處存在左歸并。因此考慮歸并數(shù)據(jù)的面板模型：y*it =X′it β+ui+εit 。其中，y*it 為不可觀測的潛變量，解釋變量為X′it ，ui為個體效應(yīng)，擾動項(xiàng)εit ～N（0，σ2）。假設(shè)可以觀測到：yit =y*ity*it >00 y*it ≤0。yit 表示人均旅游支出的對數(shù)，如果ui與解釋變量X′it 不相關(guān)，則為隨機(jī)效應(yīng)模型;如果ui與解釋變量X′it 相關(guān)，則為固定效應(yīng)模型。由于每個家庭的個體異質(zhì)性和家庭特征相關(guān)，本研究使用固定效應(yīng)的估計(jì)方法。 [38]

3. Heckman模型

出于穩(wěn)健性檢驗(yàn)的考慮，使用Heckman模型重新估計(jì)結(jié)果。Heckman模型是一個兩階段決策過程，其中自變量的影響可能在兩個決策階段產(chǎn)生不同的影響。Heckman模型適用于減輕由未觀察到的因素引起的樣本選擇偏差（如果僅考慮旅游支出大于0的樣本，相對于整體確實(shí)存在樣本選擇偏差），它已有效地應(yīng)用于涉零支出數(shù)據(jù)集的消費(fèi)研究。并且，Heckman模型允許兩個階段的計(jì)量方程的誤差項(xiàng)是相關(guān)的，因此兩個決策階段是相關(guān)的。但是請注意，Heckman模型在第二階段僅對旅游消費(fèi)支出大于0的數(shù)據(jù)進(jìn)行回歸，因此它只能針對參與旅游的家庭進(jìn)行分析和預(yù)測，這是它相對于Tobit模型的不足。

假設(shè)第二階段決定旅游消費(fèi)水平的回歸模型為：yit =X′it β+εit 。二進(jìn)制變量zit 指示yit 的值，如果yit 大于0，zit =1，否則zit =0。決定第一階段是否旅游的選擇方程為：z*it =w′it γ+uit 。z*it 為不可觀測的潛變量，若z*it 大于0，zit =1，否則zit =0。擾動項(xiàng)uit ～N（0，σ2）。假設(shè)zit 服從Probit模型，P（zit =1|wit ）=（w′it γ）。則可觀測樣本的條件期望為：E（yit |yit >0）=x′it β+ρσελ（-w′it γ）。其中E（εit ）=E（uit ）=0，Probit擾動項(xiàng)的標(biāo)準(zhǔn)差標(biāo)準(zhǔn)化為1。λ（·）是IMR函數(shù)。

為了更精確地識別，第一階段方程應(yīng)該添加一個在第二階段方程中排除的外生變量。此外生變量應(yīng)該對旅游概率產(chǎn)生顯著影響，但不會直接影響旅游消費(fèi)。在本文的研究設(shè)計(jì)中，戶主的健康狀況僅包含在第一階段方程中：戶主作為主要收入者和家庭在公共場合的代表，其健康狀況在很大程度上影響著家庭是否去旅行。此外，該因素不太可能直接影響家庭的旅游消費(fèi)水平，除非影響家庭的整體財富狀況和生活質(zhì)量[11] 。家庭的健康支出而非戶主的健康狀況是影響旅游消費(fèi)水平的重要因素[27] 。

（三）實(shí)證結(jié)果分析

1. 影響農(nóng)村居民出游率的因素分析

使用stata軟件對數(shù)據(jù)進(jìn)行分析，結(jié)果如表3所示。結(jié)果（1）是混合Logit回歸結(jié)果，結(jié)果（2）～ （5）是固定效應(yīng)Logit估計(jì)結(jié)果。其中，結(jié)果（2）只控制了個體效應(yīng);結(jié)果（3）同時控制了個體和時間的固定效應(yīng);結(jié)果（4）與結(jié)果（3）的差異在于結(jié)果（4）匯報的是平均邊際效應(yīng)估計(jì)結(jié)果，結(jié)果（3）匯報的是關(guān)于β的估計(jì)結(jié)果;結(jié)果（5）在（3）的基礎(chǔ)上添加了人均旅游支出的滯后變量，探究旅游消費(fèi)的慣性。通過豪斯曼檢驗(yàn)發(fā)現(xiàn)，不應(yīng)該使用混合回歸和隨機(jī)效應(yīng)模型，因此結(jié)果分析以模型（3）為基準(zhǔn)。

首先，經(jīng)濟(jì)因素是影響旅游是否發(fā)生的重要因素。結(jié)果（3）表明，人均純收入的對數(shù)的估計(jì)系數(shù)為正且顯著。作為精神層次的需求，只有家庭純收入達(dá)到一定閾值才會選擇旅游。從結(jié)果（4）中可知，人均旅游支出每增加1%，農(nóng)戶旅游發(fā)生的概率增加1.7%。保險支出的增加也會提高出游率，旅游消費(fèi)表現(xiàn)出預(yù)防性。結(jié)果（3）的小汽車的估計(jì)系數(shù)為0.37，有小汽車的農(nóng)戶旅游的概率是沒有小汽車的1.45倍。阿萊格里（Alegre）和保（Pou）指出，擁有小汽車和房屋的西班牙家庭更有可能旅行[10] 。汽車一方面反映了農(nóng)戶家庭的經(jīng)濟(jì)狀況，另一方面是重要的現(xiàn)代交通工具，提高了家庭出游的便利度。

其次，社會人口因素對是否有旅游行為也有一定的影響。結(jié)果（3）表明，核心或直系家庭的旅游概率是其他類型家庭的1.55倍。旅游行為是一種家庭決策，擴(kuò)展家庭、不完全家庭由于家庭關(guān)系受限（可能不夠和諧），影響了其旅游行為的發(fā)生。是否外出務(wù)工的估計(jì)系數(shù)為0.14，但不顯著，這表明旅游消費(fèi)的示范效應(yīng)在浙江農(nóng)戶是否出游方面并不適用，與其他省份相比，浙江較為發(fā)達(dá)，農(nóng)村發(fā)展較快，農(nóng)村和城市的消費(fèi)觀念差距較小，因此外出務(wù)工對于農(nóng)民的觀念和行為影響不大。非勞動力占比越高，家庭出游的概率越低。

最后，戶主因素中僅年齡對于是否旅游有顯著影響。以戶主年齡在65歲及以上的家庭作為對照組，結(jié)果顯示，戶主年齡在35—44歲的家庭旅游概率顯著提高，增加約145.96%，這與上一節(jié)所得結(jié)論“農(nóng)村旅游消費(fèi)的主體是中年人”相符。

結(jié)果（5）的人均旅游支出的滯后項(xiàng)系數(shù)為0.09，表明上一年的旅游行為會對當(dāng)年的出游率產(chǎn)生正向影響，旅游的發(fā)生存在慣性。

2. 影響農(nóng)村居民旅游支出的因素分析

在Stata中只能估計(jì)Tobit模型的隨機(jī)效應(yīng)，對于Tobit模型的固定效應(yīng)，使用截斷數(shù)據(jù)固定效應(yīng)的估計(jì)方法和程序[38] ，實(shí)證結(jié)果如表4中的（1）所示。Heckman兩階段的回歸結(jié)果如表4中的（2）和（3）所示。

結(jié)果（1）中，為了捕獲不同村莊在不同時間段內(nèi)政策波動和差異對農(nóng)戶旅游支出的影響，添加了村莊的虛擬變量以及村莊乘以時間的平方項(xiàng)的虛擬變量。回歸結(jié)果表明，經(jīng)濟(jì)因素是影響旅游支出的重要因素。人均純收入的對數(shù)的估計(jì)系數(shù)為0.82，表明人均純收入的對數(shù)每增加1%，旅游支出將增加0.82%。保險支出對旅游支出也具有顯著影響。汽車的系數(shù)為1.11且顯著，有汽車的農(nóng)戶旅游支出將增加111%。是否外出務(wù)工的估計(jì)系數(shù)為0.26但不顯著，旅游消費(fèi)的示范效應(yīng)對于浙江農(nóng)戶旅游支出適用性不強(qiáng)。非勞動力占比越高，旅游消費(fèi)水平越低。戶主年齡對于旅游消費(fèi)有顯著影響。以戶主年齡在65歲及以上的家庭作為對照組，結(jié)果顯示，戶主年齡在35—44歲、45—54歲、55—64歲的家庭旅游消費(fèi)水平顯著提高，其中35—44歲組別旅游消費(fèi)水平最高。

結(jié)果（3）是Heckman模型第二階段（對旅游消費(fèi)水平）的回歸結(jié)果。和結(jié)果（1）相比，在經(jīng)濟(jì)因素的判定上基本一致，在社會人口因素的判定上略有差異。例如，結(jié)果（3）中顯示，在參加旅游活動的家庭中，以戶主年齡在65歲及以上的家庭作為對照組，戶主年齡在55—64歲的家庭，旅游消費(fèi)支出顯著提高，戶主年齡小于35歲的組別顯著降低。上述研究結(jié)果表明了一種可能的趨勢：隨著中國社會的快速發(fā)展，農(nóng)村老年人似乎開始愿意在旅游上花錢。而當(dāng)戶主年齡大于65歲后，戶主的生理機(jī)能下降，外出活動受到一定的限制，旅游支出開始減少。

五、 評估旅游消費(fèi)行為在家庭、個人發(fā)展中的意義

當(dāng)前學(xué)者對于旅游消費(fèi)行為意義的研究，局限在質(zhì)性研究范疇內(nèi)。此部分根據(jù)浙江農(nóng)村固定觀察點(diǎn)的跟蹤觀察數(shù)據(jù)，以定量分析的方法，從家庭經(jīng)營主業(yè)和個人從事的行業(yè)研究分析旅游對于家庭、個人之影響。在第四部分所含變量的基礎(chǔ)上，新增變量的描述性統(tǒng)計(jì)如表5所示。

（一）變量選擇

（二）旅游對家庭主業(yè)、個人從事的行業(yè)的影響分析

家庭是個體的集合，本部分主要從家庭經(jīng)營主業(yè)和個人從事的行業(yè)兩方面探究旅游在家庭和個人層面的意義。其中，原統(tǒng)計(jì)資料中家庭經(jīng)營主業(yè)劃分了九類，為了便于研究，根據(jù)一二三產(chǎn)業(yè)的劃分標(biāo)準(zhǔn)，將其合并為三類，分別對應(yīng)變量值為1、2和3，4是其他種類和無家庭主營業(yè)務(wù)。農(nóng)村家庭主營業(yè)務(wù)從第一產(chǎn)業(yè)到第三產(chǎn)業(yè)的躍遷，是社會發(fā)展的集中體現(xiàn)，對于農(nóng)戶生活水平的提高和可持續(xù)發(fā)展具有重要意義。為了便于分析，在該實(shí)證模型中將家庭經(jīng)營主業(yè)為4的數(shù)據(jù)剔除。其他控制變量與第四部分的變量含義一致。

家庭由個體組成，家庭經(jīng)營主業(yè)的變遷往往是由于個體行為發(fā)生了變化。在研究旅游對個人的影響時，將研究對象界定為25—55歲的青壯年群體，這部分人群具有較強(qiáng)的行為能力，職業(yè)方面依然存在變動的可能性。個人從事的行業(yè)與家庭經(jīng)營主業(yè)的劃分標(biāo)準(zhǔn)一致。在職業(yè)選擇的過程中，農(nóng)村居民的角色的轉(zhuǎn)變，是社會因素和個人因素的綜合作用。本文研究旅游在此轉(zhuǎn)變中扮演的重要作用。

使用多時點(diǎn)二重差分模型可以較大程度上控制其他因素的影響，獲得較為精確的估計(jì)。在此部分保留統(tǒng)計(jì)期間僅有過一次和從未有過旅游行為的農(nóng)戶，進(jìn)而對旅游進(jìn)行事件研究。該模型的識別策略是探究2003—2018年是否發(fā)生旅游行為對家庭經(jīng)營主業(yè)和個人從事的行業(yè)有何影響。為了得到準(zhǔn)確的估計(jì)，假設(shè)控制其他因素不變，在沒有旅游行為的情況下，各農(nóng)戶的家庭經(jīng)營主業(yè)變遷將是相同的。

具體模型如下：Eit =α+∑j=kmaxj=-kminπj，i，y 1（τi，j =j）+X′it β+ui+λt+εit 。其中，Eit 是被解釋變量，ui和λt是個體固定效應(yīng)和時間固定效應(yīng)，kmax和kmin對應(yīng)的是旅游行為發(fā)生前后的年數(shù)。我們的識別策略依賴于以下假設(shè)：在旅游行為發(fā)生之前，農(nóng)戶的家庭經(jīng)營主業(yè)和個人從事的行業(yè)沒有潛在變化趨勢。為了檢測這些趨勢的可能存在，我們在旅游行為發(fā)生之前和之后都考慮了一個靈活的時間結(jié)構(gòu)。具體來說，我們在旅游行為發(fā)生當(dāng)年設(shè)置τi，y =0，在此后的1年設(shè)置τi，y =1，在此后2年設(shè)置τi，y =2，在旅游行為發(fā)生3年及以后，統(tǒng)一設(shè)置τi，y =3。類似地，在此前的1年設(shè)置τi，y =-1，在此前2年設(shè)置τi，y =-2，在旅游行為發(fā)生前3年及更早，統(tǒng)一設(shè)置τi，y =-3。所有的系數(shù)都以τi，y =-1為參照組進(jìn)行估計(jì)。

表6展示了基于DID模型的估計(jì)結(jié)果。其中，B3和B2分別表示τi，y =-3和τi，y =-2的虛擬變量，AO、A1、A2和A3分別是τi，y =0、τi，y =1、τi，y =2和τi，y =3的虛擬變量。

旅游行為的發(fā)生顯著影響了家庭經(jīng)營主業(yè)，促使其向更高層級轉(zhuǎn)變。與旅游行為發(fā)生的前一年相比，在該旅游行為發(fā)生的當(dāng)年，家庭經(jīng)營主業(yè)層級躍遷了0.06;在旅游行為發(fā)生的后一年，家庭經(jīng)營主業(yè)躍遷了0.13。重要的是，在旅游行為發(fā)生前的幾年里，虛擬變量的估計(jì)系數(shù)幾乎為零且不顯著，說明平行趨勢假設(shè)成立。這表明，旅游在一定程度上使得家庭經(jīng)營主業(yè)躍升，旅游的作用效果持續(xù)約一年。旅游的過程也是學(xué)習(xí)創(chuàng)新的過程，通過旅游開拓了農(nóng)民的眼界，在新的環(huán)境中觀摩學(xué)習(xí)體驗(yàn)，產(chǎn)生了新的想法，得到了不一樣的啟發(fā)。進(jìn)而落在實(shí)處，反映為家庭經(jīng)營主業(yè)由低級層次向高級層次的轉(zhuǎn)變。例如，農(nóng)戶在旅游的過程中，看到了不同的營商手段、發(fā)現(xiàn)了商機(jī)，或者他山之石可以攻玉，進(jìn)而謀求生活水平的提高、家庭經(jīng)營的擴(kuò)張和轉(zhuǎn)型。

旅游對個人從事的行業(yè)也有顯著的正向影響。在旅游行為發(fā)生的前幾年里，虛擬變量的估計(jì)系數(shù)幾乎為零且不顯著，這表明平行趨勢假設(shè)成立;在旅游行為發(fā)生后的第二年，虛擬變量的估計(jì)系數(shù)為0.42且顯著，表明與旅游前相比，旅游行為發(fā)生后的第二年，農(nóng)村居民從事的行業(yè)躍遷了0.42。旅游在一定程度上使得個人從事的行業(yè)躍升，作用效果持續(xù)約兩年。

六、 結(jié)論及建議

本文主要使用浙江2003—2018年農(nóng)村固定觀察點(diǎn)數(shù)據(jù)，使用描述性統(tǒng)計(jì)的方法研究了浙江農(nóng)村居民旅游支出變化和特征，采用Logit、固定效應(yīng)Tobit和Heckman模型的實(shí)證方法，分析了影響浙江農(nóng)村居民出游率及旅游支出水平的因素，最后對旅游消費(fèi)行為進(jìn)行了意義評估，得到的結(jié)論如下：

浙江農(nóng)村居民人均純收入和人均消費(fèi)水平總體呈上升趨勢，且二者的變動趨勢基本一致;農(nóng)村居民的旅游普及面不斷提高，農(nóng)戶旅游支出表現(xiàn)出兩頭寬中間窄的“啞鈴型”;隨著時間的推移，戶主年齡分布由以中年組為主轉(zhuǎn)向以老年組為主。自2012年以后，中年組人均純收入顯著高于其他組別，農(nóng)村居民旅游消費(fèi)的主體是中年人，但農(nóng)村老年人開始接受旅游消費(fèi)作為他們生活方式的一部分;純收入是影響出游率和旅游消費(fèi)水平的重要因素，旅游消費(fèi)的敏感性得到驗(yàn)證;保險支出對是否旅游和旅游消費(fèi)也具有顯著影響，旅游消費(fèi)具有預(yù)防性;旅游消費(fèi)存在慣性，過去的消費(fèi)習(xí)慣會影響未來的消費(fèi)選擇;小汽車作為人們與外界交流的工具，提高了農(nóng)戶出游率和旅游消費(fèi)水平;旅游行為的發(fā)生顯著影響家庭經(jīng)營主業(yè)和個人從事的職業(yè)，促使其向更高層級轉(zhuǎn)變。

目前，浙江農(nóng)村旅游普及面仍然較低，農(nóng)村居民旅游市場具有廣大的發(fā)展前景?；诒疚牡难芯拷Y(jié)果，政府和旅游相關(guān)企業(yè)能夠更好地了解中國農(nóng)村家庭的旅游消費(fèi)行為和模式，為政府決策、旅游企業(yè)制定營銷策略和發(fā)展規(guī)劃提供啟示。

以提高居民收入、完善醫(yī)療和養(yǎng)老保障制度來發(fā)展經(jīng)濟(jì)依然是促進(jìn)旅游普及和旅游消費(fèi)的重要手段。因此，需繼續(xù)擴(kuò)大新農(nóng)合、養(yǎng)老保險的覆蓋面，讓農(nóng)村居民老有所依，打消他們的顧慮。

我國應(yīng)不斷促進(jìn)現(xiàn)代交通工具的普及。例如，推動新一輪家電下鄉(xiāng)、汽車下鄉(xiāng)，提高農(nóng)村居民的小汽車保有量。

根據(jù)需求側(cè)研究的證據(jù)，各種消費(fèi)者的社會人口因素的研究為開發(fā)更有效的市場細(xì)分方法提供了不可或缺的支持。例如，中國越來越多的退休人員成為旅游市場增長潛力最大的消費(fèi)群體，這個群體有足夠的休閑時間熱衷旅游，對社會參與有著強(qiáng)烈的需求，但他們在旅游的過程中也經(jīng)常遭遇技術(shù)歧視和數(shù)字鴻溝。因此，政策制定者和旅游從業(yè)者應(yīng)更加關(guān)注老年游客，探索適合老年人的營銷和運(yùn)營模式，引導(dǎo)該旅游群體采用新技術(shù)，使用新產(chǎn)品，提升旅游體驗(yàn)。

我國應(yīng)因地制宜地發(fā)展鄉(xiāng)村旅游，在提高農(nóng)村居民旅游市場規(guī)模的同時，引導(dǎo)城鎮(zhèn)居民到鄉(xiāng)村進(jìn)行休閑旅游，促進(jìn)城鄉(xiāng)居民的交流和城鄉(xiāng)的協(xié)調(diào)發(fā)展。

當(dāng)然，受限于固定觀察點(diǎn)的調(diào)查內(nèi)容和數(shù)據(jù)結(jié)構(gòu)，本文的研究也存在一定的局限性：一是數(shù)據(jù)調(diào)查內(nèi)容雖然涉及面廣，但并未收集旅游消費(fèi)的其他信息，如出游時間、交通工具、出游規(guī)模、旅游動機(jī)等，因此未能進(jìn)行細(xì)化研究，無法將旅游相關(guān)的因素以及心理因素納入研究范圍：二是家庭的結(jié)構(gòu)是動態(tài)變化的，以家庭為單位進(jìn)行研究可能會出現(xiàn)一些估計(jì)偏誤。

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An Analysis on the Rural Households Tourism Expenditure in

Zhejiang Province and the Influencing Factors： Based on the Data

of Fixed Observation Points from 2003 to 2018

SHI Qinghua， TAO Zhenzhen

Antai College of Economics and Management， Shanghai Jiao Tong University，Shanghai 200030， China

Tourism can improve the rural residents sense of happiness. Tourism expenditure is also the focus of expanding the consumption of rural households. The fixed observation point data in the rural areas of Zhejiang province from 2003 to 2018 suggest that over the sixteen years， the per capita tourism expenditure of rural households in Zhejiang has been on the rise; tourism has become more and more popular; the main body of tourism consumption is middle-aged people. Net income， insurance expenditures， consumption habits and the popularity of private cars are important factors that affect tour rate and the level of tourism consumption. Tourism has promoted the main business of rural household management to a higher level. Therefore， enhancing social security and accelerating the popularity of cars are conducive to the development of the rural tourism market.

rural residents; tourism consumption level; influencing factors; significance inquiry