城鄉(xiāng)家庭旅游消費(fèi)的影響因素
——基于CGSS 2017數(shù)據(jù)的實(shí)證分析

高嘉誠,劉 鑰,李 平

(1.白俄羅斯國立大學(xué)哲學(xué)與社會科學(xué)系,明斯克 220030; 2.衢州學(xué)院商學(xué)院,浙江 衢州 324000)

近年來，新冠肺炎疫情的沖擊以及國際貿(mào)易摩擦的加劇，導(dǎo)致全球需求大幅下滑、國際貿(mào)易日漸萎縮。隨著投資和出口對我國經(jīng)濟(jì)發(fā)展的拉動作用日漸減弱，消費(fèi)逐漸成為我國經(jīng)濟(jì)可持續(xù)發(fā)展的主要驅(qū)動力。面對復(fù)雜嚴(yán)峻的經(jīng)濟(jì)發(fā)展形勢，必須加快形成以國內(nèi)大循環(huán)為主體、國內(nèi)國際雙循環(huán)相互促進(jìn)的新發(fā)展格局[1]。為了更好地實(shí)現(xiàn)內(nèi)循環(huán)帶動外循環(huán)，進(jìn)而達(dá)到雙循環(huán)相互促進(jìn)的局面，必須準(zhǔn)確把握新發(fā)展階段的消費(fèi)特征，深度挖掘國內(nèi)消費(fèi)市場的潛力。于是，消費(fèi)質(zhì)量的提升和消費(fèi)結(jié)構(gòu)的升級逐漸成為消費(fèi)可持續(xù)發(fā)展的必經(jīng)之路。而旅游消費(fèi)作為高質(zhì)量消費(fèi)的重要組成部分，逐漸成為推動經(jīng)濟(jì)可持續(xù)發(fā)展的新動力。

一、文獻(xiàn)綜述與問題的提出

隨著旅游業(yè)的快速發(fā)展，旅游消費(fèi)逐漸成為居民消費(fèi)的新熱點(diǎn)以及消費(fèi)的重要組成部分。在我國旅游業(yè)的客源市場中，城鎮(zhèn)居民一直是我國旅游業(yè)的主要客源。2021年，我國城鎮(zhèn)居民旅游消費(fèi)達(dá)2.37萬億元，而農(nóng)村居民旅游消費(fèi)僅0.55萬億元[2]?？梢姡c城鎮(zhèn)居民旺盛的旅游消費(fèi)需求相比，農(nóng)村居民的旅游消費(fèi)需求尚未充分發(fā)掘。鑒于此，深入探析城鄉(xiāng)居民旅游消費(fèi)的影響因素，有助于推進(jìn)國內(nèi)旅游市場的可持續(xù)發(fā)展。尤其是當(dāng)前信息技術(shù)使用情況和戶主學(xué)歷水平已逐漸成為激發(fā)居民家庭旅游消費(fèi)潛力的重要影響因素。其中，信息技術(shù)的使用為居民家庭搜尋旅游信息提供了技術(shù)支撐，促進(jìn)居民家庭的旅游消費(fèi)。如郝紹捷等研究信息技術(shù)發(fā)展對居民消費(fèi)的影響，分析指出信息技術(shù)發(fā)展可以顯著提升居民消費(fèi)水平，并促進(jìn)居民消費(fèi)結(jié)構(gòu)升級[3]。而戶主學(xué)歷水平會影響居民家庭的人力資本積累狀況，戶主學(xué)歷水平越高，越能有效提高居民家庭的旅游消費(fèi)意識，進(jìn)而越能促進(jìn)居民家庭的旅游消費(fèi)。如張超等研究學(xué)歷水平對旅游消費(fèi)的影響，分析指出戶主學(xué)歷水平會對家庭收入狀況、家庭消費(fèi)心理和家庭認(rèn)知能力等產(chǎn)生影響，進(jìn)而影響家庭旅游消費(fèi)[4]。但受城鄉(xiāng)二元發(fā)展結(jié)構(gòu)影響，我國城鄉(xiāng)居民家庭的信息技術(shù)使用情況和戶主學(xué)歷水平尚存在較大差距。其中，與城鎮(zhèn)豐富的信息存量和繁榮的信息傳播狀況相比，農(nóng)村受經(jīng)濟(jì)狀況、信息設(shè)施和傳播媒體等一系列主客觀因素影響，導(dǎo)致農(nóng)村信息存量不足和信息傳播缺位，使得城鄉(xiāng)居民家庭處于信息接收不均等的狀態(tài)[5]。如Kante等分析指出互聯(lián)網(wǎng)的基礎(chǔ)設(shè)施以及互聯(lián)網(wǎng)使用知識和技能的缺乏，使得發(fā)展中國家的信息鴻溝被進(jìn)一步拉大[6]；鄭曉迪從傳播公共性視角對城鄉(xiāng)數(shù)字鴻溝進(jìn)行分析，指出城鄉(xiāng)數(shù)字鴻溝呈現(xiàn)出逐漸加深的趨勢[7]。同時(shí)，教育差距也是城鄉(xiāng)間發(fā)展不平衡的重要表現(xiàn)。如鄭磊等在研究城鄉(xiāng)初中生認(rèn)知能力差距時(shí)，分析指出盡管我國的城鎮(zhèn)化率在2020年末已經(jīng)達(dá)到63.90%，但包括教育發(fā)展在內(nèi)的城鄉(xiāng)二元結(jié)構(gòu)仍然存在[8]。

隨著我國經(jīng)濟(jì)結(jié)構(gòu)的調(diào)整優(yōu)化，居民收入不斷提升，旅游消費(fèi)逐漸成為拉動經(jīng)濟(jì)發(fā)展的新動力，信息技術(shù)使用情況和戶主學(xué)歷水平對城鄉(xiāng)家庭旅游消費(fèi)的影響日益引起學(xué)界的關(guān)注。但學(xué)界較少討論信息技術(shù)使用情況和戶主學(xué)歷水平之間的聯(lián)動效應(yīng)。鑒于此，本研究基于2017年中國綜合社會調(diào)查數(shù)據(jù)，采用穩(wěn)健最小二乘回歸分析方法分析信息技術(shù)使用情況和戶主學(xué)歷水平對城鄉(xiāng)家庭旅游消費(fèi)的影響，采用再中心化均值回歸分解方法分析信息技術(shù)使用情況和戶主學(xué)歷水平對城鄉(xiāng)家庭旅游消費(fèi)差距的影響及貢獻(xiàn)度，并進(jìn)一步采用Sobel-Goodman中介效應(yīng)模型檢驗(yàn)信息技術(shù)使用情況和戶主學(xué)歷水平對家庭旅游消費(fèi)影響的聯(lián)動效應(yīng)，以為釋放居民家庭旅游消費(fèi)潛力，縮小城鄉(xiāng)家庭旅游消費(fèi)差距提出具有針對性的建議。

二、研究假設(shè)

(一)信息技術(shù)使用情況與家庭旅游消費(fèi)之間的關(guān)系

信息技術(shù)使用情況對家庭旅游消費(fèi)會產(chǎn)生旅游動機(jī)刺激效應(yīng)、旅游產(chǎn)品交互效應(yīng)和旅游需求示范效應(yīng)等3種影響效應(yīng)[9]。其中，旅游動機(jī)刺激效應(yīng)是指信息技術(shù)的使用為家庭旅游消費(fèi)提供了海量的信息服務(wù)，提高了家庭作出旅游決策的概率[10]，刺激了現(xiàn)實(shí)的和潛在的家庭旅游消費(fèi)動機(jī)。旅游產(chǎn)品交互效應(yīng)是指信息技術(shù)已經(jīng)融合到旅游產(chǎn)品中，會對家庭旅游消費(fèi)的信息渠道偏好產(chǎn)生重要影響[11]。尤其是信息技術(shù)具有跨越時(shí)空的特點(diǎn)，可以縮小旅游服務(wù)需求家庭與旅游服務(wù)供給商和具有相關(guān)旅游經(jīng)驗(yàn)家庭的時(shí)空距離，對家庭旅游消費(fèi)個(gè)性化需求起到輔助塑造和深度強(qiáng)化的作用[12]。旅游需求示范效應(yīng)是指信息技術(shù)將改變消費(fèi)環(huán)境，對社會消費(fèi)產(chǎn)生示范效應(yīng)，使居民家庭實(shí)時(shí)感受到周圍消費(fèi)環(huán)境的變化，進(jìn)而強(qiáng)化示范效應(yīng)對旅游消費(fèi)的影響。尤其是居民在收獲了一段極具體驗(yàn)感和滿足感的旅游經(jīng)歷后，可以隨時(shí)借助信息技術(shù)突破時(shí)間和空間的限制來分享旅游信息，產(chǎn)生消費(fèi)信息誘惑，并進(jìn)一步刺激居民的消費(fèi)需求[11]。鑒于此，本研究提出假設(shè)H1：信息技術(shù)使用情況對家庭旅游消費(fèi)具有促進(jìn)作用。

但需要注意的是，信息技術(shù)使用情況很可能會對城鄉(xiāng)家庭旅游消費(fèi)產(chǎn)生差異性影響。城鎮(zhèn)地區(qū)的通訊基礎(chǔ)設(shè)施較為完善，信息技術(shù)普及率較高，而農(nóng)村地區(qū)的通訊基礎(chǔ)設(shè)施則發(fā)展較為滯后，信息技術(shù)普及率較低，城鄉(xiāng)通信基礎(chǔ)設(shè)施和信息技術(shù)普及推廣的差距會導(dǎo)致城鄉(xiāng)居民家庭旅游消費(fèi)存在較大差異[13]。鑒于此，本研究提出假設(shè)H2：信息技術(shù)使用情況會擴(kuò)大城鄉(xiāng)家庭旅游消費(fèi)差距。

(二)戶主學(xué)歷水平與家庭旅游消費(fèi)之間的關(guān)系

戶主學(xué)歷水平會對家庭旅游消費(fèi)產(chǎn)生直接影響和間接影響。其中，戶主學(xué)歷水平對家庭旅游消費(fèi)的直接影響體現(xiàn)在知識需要在實(shí)踐中驗(yàn)證，而旅游作為實(shí)踐的重要方式可以為居民提供感悟和驗(yàn)證書本中所獲取知識的渠道[14]。如Weagley等分析指出戶主學(xué)歷水平與家庭旅游消費(fèi)之間存在顯著的正相關(guān)關(guān)系[15]；張超等分析指出戶主學(xué)歷水平的提高會顯著促進(jìn)家庭旅游消費(fèi)[4]。同時(shí)，戶主學(xué)歷水平還會通過提高家庭收入水平、影響家庭消費(fèi)觀念和改變家庭消費(fèi)偏好等對家庭旅游消費(fèi)產(chǎn)生間接影響[16]。如Kivetz分析指出戶主學(xué)歷水平在一定程度上決定了家庭的旅游消費(fèi)觀念和旅游需求層次[17]；王振坡等基于天津市微觀調(diào)查數(shù)據(jù)研究家庭收入、住房財(cái)富和旅游消費(fèi)的關(guān)系，發(fā)現(xiàn)戶主為本科學(xué)歷的家庭收入每增加100元，將有27.1元用于旅游消費(fèi)，而戶主為高中及以下學(xué)歷的家庭收入每增加100元，僅有11.8元用于旅游消費(fèi)[18]。鑒于此，本研究提出假設(shè)H3：戶主學(xué)歷水平對家庭旅游消費(fèi)具有促進(jìn)作用。

但需要注意的是，戶主學(xué)歷水平很可能會對城鄉(xiāng)家庭旅游消費(fèi)產(chǎn)生差異性影響。盡管我國已相繼出臺一系列政策(如推廣基礎(chǔ)教育、高考統(tǒng)計(jì)招生等)來促進(jìn)城鄉(xiāng)教育公平，努力消除城鄉(xiāng)之間的教育差距，但城鄉(xiāng)之間整體的教育資源(包括學(xué)校師資力量、計(jì)算機(jī)設(shè)備和生均圖書等)配置仍處于失衡狀態(tài)，農(nóng)村與城鎮(zhèn)教育資源之間的差距仍然較大，尤其是優(yōu)質(zhì)教育資源差距更大[19]，而城鄉(xiāng)教育資源的配置失衡將進(jìn)一步擴(kuò)大城鄉(xiāng)教育差距，進(jìn)而對城鄉(xiāng)家庭旅游消費(fèi)差距產(chǎn)生影響。鑒于此，本研究提出假設(shè)H4：戶主學(xué)歷水平會擴(kuò)大城鄉(xiāng)家庭旅游消費(fèi)差距。

(三)信息技術(shù)使用情況和戶主學(xué)歷水平與家庭旅游消費(fèi)之間的聯(lián)動關(guān)系

信息技術(shù)使用情況和戶主學(xué)歷水平會對家庭旅游消費(fèi)產(chǎn)生聯(lián)動效應(yīng)。具體來說：信息技術(shù)使用情況會影響戶主學(xué)歷水平，進(jìn)而對家庭旅游消費(fèi)產(chǎn)生影響。隨著信息技術(shù)的日益普及和發(fā)展，信息技術(shù)的創(chuàng)新成果已經(jīng)深度融合于經(jīng)濟(jì)社會各領(lǐng)域中，推動經(jīng)濟(jì)社會各領(lǐng)域優(yōu)化、創(chuàng)新和發(fā)展，形成更廣泛的以信息技術(shù)為基礎(chǔ)設(shè)施的經(jīng)濟(jì)社會發(fā)展新形態(tài)[20]。其中，教育領(lǐng)域正在以信息技術(shù)為基礎(chǔ)設(shè)施和創(chuàng)新要素，探索新型教育服務(wù)供給方式。尤其是隨著互聯(lián)網(wǎng)、大數(shù)據(jù)、云計(jì)算等一系列信息技術(shù)的不斷發(fā)展，信息技術(shù)的開放性、實(shí)時(shí)交互性和資源共享性等特點(diǎn)，為繼續(xù)教育和終身學(xué)習(xí)的廣泛推廣和實(shí)踐創(chuàng)新提供了可能性和可行性。如林李斯佳等通過實(shí)地發(fā)放問卷調(diào)查研究信息技術(shù)與外來務(wù)工人員繼續(xù)教育和終身學(xué)習(xí)的關(guān)系，發(fā)現(xiàn)使用信息技術(shù)可以顯著增強(qiáng)外來務(wù)工人員繼續(xù)教育和終身學(xué)習(xí)的動機(jī)[21]。同時(shí)，戶主學(xué)歷水平會影響信息技術(shù)的使用率，進(jìn)而對家庭旅游消費(fèi)產(chǎn)生影響。其中，高學(xué)歷水平的戶主相對于低學(xué)歷水平的戶主有更多的機(jī)會接觸和使用信息技術(shù)[22]，能夠通過信息技術(shù)更便捷、更高效地獲取更多的旅游信息。如凡勇昆等通過實(shí)地調(diào)查，發(fā)現(xiàn)隨著戶主學(xué)歷水平的提升，家庭有更多機(jī)會接觸和使用信息技術(shù)[23]。鑒于此，本研究提出假設(shè)H5：信息技術(shù)使用情況和戶主學(xué)歷水平對家庭旅游消費(fèi)具有正向的聯(lián)動效應(yīng)。

但需要注意的是，信息技術(shù)使用情況和戶主學(xué)歷水平的城鄉(xiāng)差距很可能會導(dǎo)致該聯(lián)動效應(yīng)產(chǎn)生城鄉(xiāng)差異性。鑒于此，本研究提出假設(shè)H6：信息技術(shù)使用情況和戶主學(xué)歷水平對家庭旅游消費(fèi)的聯(lián)動效應(yīng)存在城鄉(xiāng)差異性。

三、研究設(shè)計(jì)

(一)數(shù)據(jù)來源

本研究數(shù)據(jù)來源于2017年中國綜合社會調(diào)查(Chinese General Social Survey, CGSS)。中國綜合社會調(diào)查由中國人民大學(xué)中國調(diào)查與數(shù)據(jù)中心發(fā)起并執(zhí)行調(diào)查，該調(diào)查采用多層概率抽樣，覆蓋了中國(港澳臺地區(qū)除外)的省級行政單位，樣本選取具有廣泛的代表性。剔除缺失數(shù)據(jù)的樣本后，得到有效樣本2 747個(gè)。

(二)變量設(shè)置

根據(jù)研究目的將變量分為因變量、自變量和控制變量。各變量的賦值和描述性統(tǒng)計(jì)詳見表1。

表1 各變量的賦值和描述性統(tǒng)計(jì)

1.因變量。因變量為家庭旅游消費(fèi)。家庭旅游消費(fèi)的均值為4 181.201 0元，表明被調(diào)查家庭全年的旅游消費(fèi)支出較少，存在較大潛力亟待開發(fā)。

2.自變量。自變量為信息技術(shù)使用情況和戶主學(xué)歷水平。其中，信息技術(shù)使用情況的均值為0.504 2，表明被調(diào)查家庭的信息技術(shù)使用率不高，僅50.42%的被調(diào)查家庭經(jīng)常使用信息技術(shù)；戶主學(xué)歷水平的均值為10.399 0年，表明被調(diào)查家庭戶主的受教育程度較低，以初中為主。

3.控制變量?？刂谱兞堪挲g、婚姻狀況、家庭人口、未成年子女、戶籍狀況、家庭收入、房屋資產(chǎn)、家用汽車和家庭投資。其中，年齡的均值為48.719 7歲，表明被調(diào)查家庭戶主以中年人為主；婚姻狀況的均值為0.798 3，表明多數(shù)被調(diào)查家庭戶主已婚；家庭人口的均值為2.834 0人，表明被調(diào)查家庭的常住人口較少，家庭規(guī)模較??；未成年子女的均值為0.342 6，表明僅少數(shù)被調(diào)查家庭有未成年子女；戶籍狀況的均值為0.498 7，表明接近一半的被調(diào)查家庭戶主為農(nóng)業(yè)戶口；家庭收入的均值為83 558.680 0元，表明被調(diào)查家庭全年的總收入較高；房屋資產(chǎn)的均值為0.917 4，表明多數(shù)被調(diào)查家庭擁有房屋資產(chǎn)；家用汽車的均值為0.305 8，表明僅少數(shù)被調(diào)查家庭擁有家用小汽車；家庭投資的均值為0.117 6，表明僅少數(shù)被調(diào)查家庭有從事投資活動。

(三)城鄉(xiāng)家庭特征差異

本研究進(jìn)一步對城鄉(xiāng)家庭的因變量(家庭旅游消費(fèi))與自變量(信息技術(shù)使用情況和戶主學(xué)歷水平)進(jìn)行統(tǒng)計(jì)分析，以更清晰地觀測城鄉(xiāng)家庭因變量和自變量的差距。由表2可知，城鎮(zhèn)家庭旅游消費(fèi)的均值為6 814.326 8元，農(nóng)村家庭旅游消費(fèi)的均值僅為1 534.620 4元，表明城鄉(xiāng)家庭的旅游消費(fèi)存在較大差距；城鎮(zhèn)家庭的信息技術(shù)使用情況的均值為0.615 8，農(nóng)村家庭的信息技術(shù)使用情況的均值為0.392 0，表明61.58%的城鎮(zhèn)家庭經(jīng)常使用信息技術(shù)，僅39.20%的農(nóng)村家庭經(jīng)常使用信息技術(shù)，城鄉(xiāng)家庭的信息技術(shù)使用情況存在較大差距；城鎮(zhèn)家庭的戶主學(xué)歷水平的均值為11.973 1年，農(nóng)村家庭的戶主學(xué)歷水平的均值僅為8.816 8年，表明城鄉(xiāng)家庭的戶主學(xué)歷水平存在較大差距。鑒于此，應(yīng)進(jìn)一步研究城鄉(xiāng)家庭信息技術(shù)使用情況和戶主學(xué)歷水平的差距對城鄉(xiāng)家庭旅游消費(fèi)差距的影響及影響機(jī)制，為縮小城鄉(xiāng)家庭旅游消費(fèi)差距提供針對性建議。

表2 城鄉(xiāng)家庭因變量與自變量描述性統(tǒng)計(jì)的對比分析

(四)模型設(shè)定

本研究將基準(zhǔn)模型設(shè)定為線性方程形式，并對虛擬變量以外的變量均作取對數(shù)處理，以便更好地進(jìn)行彈性分析和消除樣本數(shù)據(jù)的異方差性質(zhì)。模型具體如下：

Ti=α0+α1Ii+α2Ei∑βX+μi

(1)

其中,Ti表示第i個(gè)家庭的家庭旅游消費(fèi);Ii表示第i個(gè)家庭的信息技術(shù)使用情況;Ei表示第i個(gè)家庭的戶主學(xué)歷水平; ∑X表示一系列控制變量;α0、α1和α2表示待估系數(shù);β表示待估系數(shù)向量;μi表示隨機(jī)擾動項(xiàng)。

四、實(shí)證分析

(一)基準(zhǔn)回歸分析

本研究采用穩(wěn)健最小二乘回歸分析方法檢驗(yàn)信息技術(shù)使用情況和戶主學(xué)歷水平對家庭旅游消費(fèi)的影響，回歸分析結(jié)果詳見表3。

表3 信息技術(shù)使用情況和戶主學(xué)歷水平對家庭旅游消費(fèi)影響的穩(wěn)健最小二乘回歸分析結(jié)果Table 3 The results of the robust least square regression analysis on the impact of information technology use and household education level on family tourism consumption

由表3可知，在全樣本中，信息技術(shù)使用情況和戶主學(xué)歷水平均在1%的水平上顯著為正，表明信息技術(shù)使用情況和戶主學(xué)歷水平均對家庭旅游消費(fèi)具有促進(jìn)作用。即信息技術(shù)使用情況每提高1%，家庭旅游消費(fèi)提高1.108 6%；戶主學(xué)歷水平每提高1%，家庭旅游消費(fèi)提高1.843 7%。這驗(yàn)證了假設(shè)H1和假設(shè)H3。在城鎮(zhèn)家庭和農(nóng)村家庭樣本中，信息技術(shù)使用情況和戶主學(xué)歷水平均在1%的水平上顯著為正，但影響程度存在差異。具體來看，信息技術(shù)使用情況每提高1%，城鎮(zhèn)家庭旅游消費(fèi)提高1.296 4%，而農(nóng)村家庭旅游消費(fèi)僅提高0.901 6%；戶主學(xué)歷水平每提高1%，城鎮(zhèn)家庭旅游消費(fèi)提高1.951 7%，而農(nóng)村家庭旅游消費(fèi)僅提高1.449 6%。可見，信息技術(shù)使用情況和戶主學(xué)歷水平對城鎮(zhèn)家庭旅游消費(fèi)的促進(jìn)效應(yīng)均大于對農(nóng)村家庭旅游消費(fèi)的促進(jìn)效應(yīng)。

本研究進(jìn)一步采用再中心化均值回歸分解方法對城鄉(xiāng)家庭旅游消費(fèi)差距進(jìn)行分解，考察城鄉(xiāng)家庭信息技術(shù)使用情況和戶主學(xué)歷水平的差距對城鄉(xiāng)家庭旅游消費(fèi)差距的影響機(jī)制。再中心化均值回歸分解方法是基于Oaxaca-Blinder分解方法的一種改進(jìn)，通過將再中心化影響函數(shù)引入Oaxaca-Blinder分解方法，可以使得分解結(jié)果更加準(zhǔn)確。本研究根據(jù)所設(shè)定的基準(zhǔn)模型，將城鎮(zhèn)家庭旅游消費(fèi)方程減去農(nóng)村家庭旅游消費(fèi)方程，可得到城鄉(xiāng)家庭旅游消費(fèi)差距的分解式。計(jì)算公式具體如下：

△=E(Tt丨Xi=Xt)-E(Tc丨Xi=Xc)=Xtγt-Xcγc=Xtγt-Xtγc+Xtγc-Xcγc

(2)

其中, △表示城鄉(xiāng)家庭旅游消費(fèi)差距;Tt和Tc分別表示城鎮(zhèn)家庭旅游消費(fèi)和農(nóng)村家庭旅游消費(fèi);Xi表示家庭特征變量條件;Xt和Xc分別表示城鎮(zhèn)家庭和農(nóng)村家庭包括自變量和控制變量在內(nèi)的一系列特征變量矩陣;E(·)表示在家庭特征變量條件下的家庭旅游消費(fèi)期望值;γt和γc表示待估系數(shù)向量。

為了分解出城鄉(xiāng)家庭旅游消費(fèi)差距的系數(shù)差距和特征差距，本研究進(jìn)一步對公式(2)進(jìn)行公因式提取，提取后的計(jì)算公式具體如下：

△=Xt(βt-βc)+(Xt-Xc)βc

(3)

其中,Xt(βt-βc)表示城鄉(xiāng)家庭旅游消費(fèi)差距中的系數(shù)差距，即城鄉(xiāng)家庭特征變量所引起的家庭旅游消費(fèi)觀念差異所導(dǎo)致的家庭旅游消費(fèi)差距; (Xt-Xc)βc表示城鄉(xiāng)家庭旅游消費(fèi)差距中的特征差距，即城鄉(xiāng)家庭特征變量差距所引起的家庭旅游消費(fèi)差距。城鄉(xiāng)家庭旅游消費(fèi)差距的再中心化均值回歸分解結(jié)果詳見表4。

表4 城鄉(xiāng)家庭旅游消費(fèi)差距的再中心化均值回歸分解結(jié)果

由表4可知，信息技術(shù)使用情況和戶主學(xué)歷水平的系數(shù)差距均為正，但均不顯著，表明信息技術(shù)使用情況和戶主學(xué)歷水平未對城鄉(xiāng)家庭旅游消費(fèi)差距產(chǎn)生系數(shù)差距效應(yīng)。同時(shí)，在1%的顯著性水平上，信息技術(shù)使用情況和戶主學(xué)歷水平的特征差距分別為0.201 8和0.443 0，分別占總差距的6.866 3%和15.073 2%，表明信息技術(shù)使用情況和戶主學(xué)歷水平會通過產(chǎn)生特征差距效應(yīng)來擴(kuò)大城鄉(xiāng)家庭旅游消費(fèi)差距，驗(yàn)證了假設(shè)H2和假設(shè)H4。

(二)中介效應(yīng)檢驗(yàn)

本研究采用Sobel-Goodman中介效應(yīng)模型，進(jìn)一步檢驗(yàn)信息技術(shù)使用情況和戶主學(xué)歷水平對家庭旅游消費(fèi)影響的中介效應(yīng)，中介效應(yīng)檢驗(yàn)結(jié)果詳見表5。由表5可知，信息技術(shù)使用情況對家庭旅游消費(fèi)產(chǎn)生的中介效應(yīng)為0.440 7，占比為19.291 7%，表明戶主學(xué)歷水平除了會直接對家庭旅游消費(fèi)產(chǎn)生正向的促進(jìn)效應(yīng)外，還會間接通過信息技術(shù)使用情況對家庭旅游消費(fèi)產(chǎn)生正向的促進(jìn)效應(yīng)。同時(shí)，戶主學(xué)歷水平對家庭旅游消費(fèi)產(chǎn)生的中介效應(yīng)為0.329 7，占比為22.922 9%，表明信息技術(shù)使用情況除了會直接對家庭旅游消費(fèi)產(chǎn)生正向的促進(jìn)效應(yīng)外，還會間接通過戶主學(xué)歷水平對家庭旅游消費(fèi)產(chǎn)生正向的促進(jìn)效應(yīng)。可見，信息技術(shù)使用情況和戶主學(xué)歷水平對家庭旅游消費(fèi)具有正向的聯(lián)動效應(yīng)，驗(yàn)證了假設(shè)H5。

表5 全樣本的信息技術(shù)使用情況和戶主學(xué)歷水平的中介效應(yīng)檢驗(yàn)結(jié)果

為了進(jìn)一步驗(yàn)證該聯(lián)動效應(yīng)是否具有城鄉(xiāng)差異性，本研究將樣本分為城鎮(zhèn)家庭和農(nóng)村家庭分別進(jìn)行Sobel-Goodman檢驗(yàn)，中介效應(yīng)檢驗(yàn)結(jié)果詳見表6和表7。由表6和表7可知，信息技術(shù)使用情況對城鎮(zhèn)家庭旅游消費(fèi)和農(nóng)村家庭旅游消費(fèi)產(chǎn)生的中介效應(yīng)分別為0.522 9和0.334 3，占比分別為21.131 5%和18.739 8%；戶主學(xué)歷水平對城鎮(zhèn)家庭旅游消費(fèi)和農(nóng)村家庭旅游消費(fèi)產(chǎn)生的中介效應(yīng)分別為0.351 2和0.234 1，占比分別為21.314 6%和20.614 7%。這表明信息技術(shù)使用情況和戶主學(xué)歷水平對城鎮(zhèn)家庭旅游消費(fèi)的聯(lián)動效應(yīng)大于對農(nóng)村家庭旅游消費(fèi)的聯(lián)動效應(yīng)，驗(yàn)證了假設(shè)H6。

表6 城鎮(zhèn)家庭的信息技術(shù)使用情況和戶主學(xué)歷水平的中介效應(yīng)檢驗(yàn)結(jié)果

表7 農(nóng)村家庭的信息技術(shù)使用情況和戶主學(xué)歷水平的中介效應(yīng)檢驗(yàn)結(jié)果

(三)穩(wěn)健性檢驗(yàn)

為了確保結(jié)論的穩(wěn)健性，本研究通過傾向得分匹配法進(jìn)行穩(wěn)健性檢驗(yàn)，分別采用近鄰匹配(1∶4)、核匹配、局部線性匹配、樣條匹配和馬氏匹配等5種匹配方法，估計(jì)在全樣本條件下信息技術(shù)使用情況對家庭旅游消費(fèi)影響的平均處理效應(yīng)(表8)。由表8可知，信息技術(shù)使用情況的平均處理效應(yīng)在5種匹配方法下的參數(shù)估計(jì)值分別為0.961 9、0.922 1、0.824 6、0.918 1和1.516 3，且均通過顯著性檢驗(yàn)，整體均值為1.028 6，這與基準(zhǔn)回歸分析中全樣本的估計(jì)結(jié)果(1.108 6)相近，表明全樣本的基準(zhǔn)回歸分析結(jié)果較為穩(wěn)健。

表8 信息技術(shù)使用情況對家庭旅游消費(fèi)影響的平均處理效應(yīng)

五、結(jié)論與對策

(一)結(jié)論

基于CGSS 2017數(shù)據(jù)，采用穩(wěn)健最小二乘回歸分析方法分析信息技術(shù)使用情況和戶主學(xué)歷水平對城鄉(xiāng)家庭旅游消費(fèi)的影響，采用再中心化均值回歸分解方法分析信息技術(shù)使用情況和戶主學(xué)歷水平對城鄉(xiāng)家庭旅游消費(fèi)差距的影響及貢獻(xiàn)度，并進(jìn)一步采用Sobel-Goodman中介效應(yīng)模型檢驗(yàn)信息技術(shù)使用情況和戶主學(xué)歷水平對家庭旅游消費(fèi)影響的聯(lián)動效應(yīng)，得出以下結(jié)論：(1)信息技術(shù)使用情況和戶主學(xué)歷水平對家庭旅游消費(fèi)具有顯著的正向影響，且城鄉(xiāng)差異顯著，信息技術(shù)使用情況和戶主學(xué)歷水平對城鎮(zhèn)家庭旅游消費(fèi)的促進(jìn)效應(yīng)均大于對農(nóng)村家庭旅游消費(fèi)的促進(jìn)效應(yīng)；(2)信息技術(shù)使用情況和戶主學(xué)歷水平對家庭旅游消費(fèi)具有正向的聯(lián)動效應(yīng)，且城鄉(xiāng)差異顯著，信息技術(shù)使用情況和戶主學(xué)歷水平對城鎮(zhèn)家庭旅游消費(fèi)的聯(lián)動效應(yīng)均大于對農(nóng)村家庭旅游消費(fèi)的聯(lián)動效應(yīng)；(3)信息技術(shù)使用情況和戶主學(xué)歷水平的城鄉(xiāng)差距會擴(kuò)大城鄉(xiāng)家庭旅游消費(fèi)差距。

(二)對策

信息技術(shù)使用情況和戶主學(xué)歷水平整體上會促進(jìn)城鄉(xiāng)家庭旅游消費(fèi)，但城鄉(xiāng)之間的信息技術(shù)使用情況和戶主學(xué)歷水平存在的差距會影響城鄉(xiāng)家庭旅游消費(fèi)的均衡發(fā)展，應(yīng)進(jìn)一步加大信息技術(shù)建設(shè)力度和提高居民學(xué)歷水平，以釋放居民家庭旅游消費(fèi)潛力，進(jìn)一步縮小城鄉(xiāng)家庭旅游消費(fèi)差距。

1.加大信息技術(shù)建設(shè)力度。使用信息技術(shù)可以釋放居民家庭旅游消費(fèi)潛力，提振旅游消費(fèi)市場，為促進(jìn)國內(nèi)大循環(huán)提供技術(shù)保障。具體來說：地方政府要加大信息技術(shù)建設(shè)力度，尤其是要加大對農(nóng)村地區(qū)的傾斜，通過制定相應(yīng)惠農(nóng)政策和加大公共財(cái)政資金投入，逐步擴(kuò)大4G、5G、大數(shù)據(jù)和云計(jì)算等信息技術(shù)在農(nóng)村地區(qū)的覆蓋范圍，切實(shí)提高信息技術(shù)在農(nóng)村地區(qū)的普及率；地方政府要提升居民的信息技術(shù)接入能力和使用能力，尤其是要結(jié)合農(nóng)村居民信息技術(shù)接入能力和使用能力較弱的情況，通過為信息技術(shù)供應(yīng)企業(yè)和農(nóng)村家庭提供稅費(fèi)減免和相關(guān)補(bǔ)貼，以及充分利用各地農(nóng)林類高等院校的人才和技術(shù)優(yōu)勢積極開展相關(guān)信息技術(shù)培訓(xùn)等，讓農(nóng)村居民更多地接觸信息技術(shù)并使用信息技術(shù)，緩解農(nóng)村居民可能存在的數(shù)字排斥，有效彌合城鄉(xiāng)數(shù)字鴻溝。

2.提高居民學(xué)歷水平。提高居民學(xué)歷水平可以直接或間接地促進(jìn)居民家庭旅游消費(fèi)，為促進(jìn)國內(nèi)大循環(huán)提供強(qiáng)勁動力。具體來說：地方政府要加大對教育的公共服務(wù)供給力度，尤其是要加大對農(nóng)村地區(qū)的傾斜，通過加大公共財(cái)政資金投入，采用教育集團(tuán)、城鄉(xiāng)教育聯(lián)盟等模式加強(qiáng)城鄉(xiāng)教育聯(lián)合體建設(shè)，促進(jìn)城鄉(xiāng)教育資源共通共享，以優(yōu)化配置城鄉(xiāng)教育資源，推進(jìn)城鄉(xiāng)教育一體化，從而逐步消除城鄉(xiāng)教育差距，實(shí)現(xiàn)教育公平；同時(shí)，地方政府要不斷加強(qiáng)教師隊(duì)伍的建設(shè)，尤其是要加大對鄉(xiāng)村教師隊(duì)伍建設(shè)的傾斜和支持力度，通過優(yōu)化鄉(xiāng)村教師隊(duì)伍結(jié)構(gòu)、提高鄉(xiāng)村教師待遇和完善鄉(xiāng)村教師職稱評聘機(jī)制等，培養(yǎng)一支熱愛鄉(xiāng)村、數(shù)量充足、素質(zhì)優(yōu)良、充滿活力的鄉(xiāng)村教師隊(duì)伍，讓農(nóng)村居民享受到公平而有質(zhì)量的教育，切實(shí)提高農(nóng)村居民的人力資本積累，進(jìn)而為全面實(shí)施鄉(xiāng)村振興戰(zhàn)略注入更多新動能。