浙江農村居民旅游消費及其影響因素分析

史清華 陶振振

摘要：旅游能夠提升農民幸福感，旅游消費也是擴大農村居民消費的著力點。2003—2018年浙江農村固定觀察點數據表明：16年間浙江農村居民人均旅游支出呈上升趨勢，旅游普及面越來越廣，旅游消費的主體是中年人;純收入、保險支出、過去的消費習慣和汽車的普及度是影響出游率和旅游消費水平的重要因素;旅游行為的發生使得家庭經營主業向更高層級轉變。因此，增強社會保障、加快汽車普及等有利于農村旅游市場的發展。

關鍵詞：農村居民; 旅游消費水平; 影響因素; 意義探究

F592.3 A 0125 16

一、 引 言

改革開放40余年來，中國經濟建設取得了巨大成就，人民生活水平總體上實現了由溫飽到小康的歷史性跨越。“小康不小康，關鍵看老鄉。”對于農民而言，隨著生活水平的不斷提高，他們的追求不僅僅是物質上的吃飽穿暖，還有更高層次的精神需求的滿足。旅游業被列為“五大幸福產業”之首，旅游業的發展能夠反映出農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，增長見聞以及體驗不同生活等。但是21世紀前，廣大農村相對閉塞，農村缺乏有組織的旅游市場，使得農村居民的旅游活動仍維持一種自發式的行為，農村旅游市場基本處于自由分散狀態[1] 。

進入21世紀以來，中國旅游市場迅速擴大，但城鄉之間出現較大的不均衡性。2003—2018年，中國國內游客從8.70億人次增長到55.39億人次，年復合增長率達13.13%。城鎮居民的出游頻率從0.67次/年增長至4.95次/年;而農村居民的出游頻率僅從0.68次/年增長至2.52次/年。城鄉居民名義旅游總消費從3442.30億元增長至51278.30億元，年復合增長率達19.73%。隨著城鎮化的不斷演進，農村人口占比從59.47%下降至40.42%，而農村居民的旅游支出占比從31.16%下降至16.94%。①盡管中國旅游業蓬勃發展，但不論從出游頻率還是消費水平上看，城鎮居民是旅游市場消費的主體。與城鎮旅游市場相比，農村居民旅游市場依然存在較大的增長空間，引導農民旅游消費的有序發展將會為旅游消費注入新的活力，有利于促進國內大循環和經濟增長。

旅游消費既是內需中的熱點，又是提升居民幸福感的有效途徑。按照《國務院辦公廳關于進一步激發文化和旅游消費潛力的意見》（國辦發〔2019〕41號）的要求，要提升文化和旅游消費質量，增強居民消費意愿，以高質量文化和旅游供給增強人民群眾的獲得感、幸福感。《中華人民共和國國民經濟和社會發展第十四個五年規劃和2035年遠景目標綱要》指出，推動文化和旅游融合發展以健全現代文化產業體系。文化和旅游融合發展是中央的重要戰略部署，對旅游進行文化賦能，讓旅游承載文化熏陶和認知發現的功能，是發展現代旅游業的重要一環。

鑒于旅游業在經濟體系中的關鍵地位、廣闊的發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展的現狀和旅游消費需求的影響因素。目前，中國農村居民旅游市場具有很大的發展潛力：隨著農業生產裝備的改進、生產結構調整以及生產效率的提高、農村居民休閑時間與可支配收入的增加、消費觀念的轉變，農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的經濟強省和旅游大省，其農村居民純收入和消費水平不斷增加，人均旅游支出增長較快，農村旅游市場迅速擴張，具有極大的發展潛力。《中共中央國務院關于支持浙江高質量發展建設共同富裕示范區的意見》指出，要縮小城鄉區域發展差距，實現公共服務優質共享;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的過程，能夠提高人民生活的幸福指數，推動農民旅游的蓬勃發展是實現共同富裕的內在要求，是縮小城鄉差距的應有之義。本研究以浙江農村居民的旅游消費行為為主題，意在拓展旅游消費行為的研究領域，通過全面展示2003—2018年浙江農村旅游消費的發展歷程，為其他省市旅游市場的發展提供經驗借鑒。

本研究利用《中國統計年鑒》和2003—2018年全國農村固定觀察點浙江點的數據因國家觀察點在2003年啟動了家庭人口信息數據搜集，故我們的數據選擇也以2003年為始點。，使用描述性統計和模型分析相結合的方法，研究了浙江農村居民旅游消費行為的發展歷程、特征和影響因素，并對旅游消費行為的意義進行了評估。文中旅游支出是指農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。由于數據時間跨度較大，為了使數據具有可比性，純收入、消費和旅游支出數據均以2010年浙江農村居民消費價格指數作為基期CPI進行調整。與已有研究相比，本文邊際貢獻主要體現在：第一，在數據方面，使用了浙江的觀察點數據，該數據集內容全面而詳盡，在時間上也保持了較強的一致性，使得分析結論更加可靠。第二，系統分析和展示了浙江觀察村農村居民16年間的旅游消費行為及其變遷，對當前旅游消費研究進行了有效補充。第三，根據本文的數據特征，采用面板Logit、固定效應Tobit和Heckman模型，分析影響浙江農村居民旅游概率及旅游消費水平的因素。多種模型的估計結果相互印證，可信度更高。第四，本文從家庭經營主業、個人從事的行業等方面研究分析旅游對于家庭、個人之影響，彌補了當前旅游消費研究的不足。

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;第二部分為相關文獻綜述;第三部分為浙江觀察點農村居民旅游消費及變化的描述性統計分析;第四部分為影響浙江農村居民旅游消費的因素分析;第五部分為評估旅游消費行為在家庭、個人發展中的意義;第六部分總結全文，提出建議。

二、 文獻綜述

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。農村居民旅游，通常指常住地為農村的居民，離開常住地，去觀光游覽、度假、探親訪友、就醫療養、參加會議或從事經濟、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] 。魏正環關于農民旅游的定義，既明晰了農民旅游的主體，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] ，也是一種經濟行為。首先，旅游使得農民脫離束縛視野和思維的日常環境，到相對陌生的地區感受新環境、新知識、新文化和新的發展方式，在獲得精神上滿足的同時，開闊視野，提高認知。因此，旅游是學習的過程，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生活，在這個過程中，游客消費了時間、體力，也必定花費了金錢。因此，旅游是一種經濟活動，也是一種消費行為。

旅游消費需求與行為始終是旅游研究的前沿問題[4] ，但農村居民旅游消費研究較為薄弱。現有的農村居民旅游消費研究文獻側重從經濟視角開展，內容涵蓋旅游消費態度和認知、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狀和旅游消費特征及影響因素方面[67] 。本文以浙江農村居民旅游為主題，從旅游支出與消費及純收入的關系、旅游消費水平及變遷、普及面、消費主體等視角分析浙江農村居民旅游消費行為，并對旅游消費的影響因素進行分析，最后得出旅游對農民自身發展的意義。與本文密切相關的文獻主要包括三類：（1）揭示農村居民的旅游消費行為變遷;（2）研究影響農村居民旅游消費的因素;（3）旅游對于農村居民自身發展的意義探究。

（一）農村居民的旅游消費行為變遷

2010年以來，關于農村居民旅游消費行為變遷的研究較少。魏正環主要根據《中國國內旅游抽樣調查資料》，研究了農民旅游消費存在的問題，發現雖然農村家庭純收入水平逐年增加，但人均旅游消費卻未呈現明顯的逐年上升趨勢。平均旅游消費傾向總體上呈波動性下降趨勢，以滯后性消費為主[5] 。史清華和徐翠萍采用農村固定觀察點數據，研究發現，長三角15村農戶家庭人均旅游支出總體呈現出上升趨勢，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《中國國內旅游抽樣調查資料》和《中國旅游統計年鑒》的數據，對城鄉居民旅游消費進行比較，發現城鄉居民旅游消費水平及消費結構等存在較大差異，農村居民國內旅游的人均消費、出游率遠低于城鎮居民[9] 。

（二）農村居民旅游消費的影響因素

家庭旅游消費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，第二階段決定消費水平。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（Brida）和斯庫德里（Scuderi）都對旅游消費的影響因素進行了概述[1112] ，根據他們的劃分標準，旅游消費的影響因素可分為四類。一是經濟因素：收入、儲蓄、資產、貸款、房屋和汽車所有權、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、就業狀況、家庭構成、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、出游規模、出游組成以及旅游體驗等。四是心理因素：對旅行的看法和旅游動機等。

由于數據限制，很少有研究將所有因素納入統一的研究框架。因為無法觀察到與出行相關的因素和心理因素，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. 經濟因素

經濟因素是影響旅游消費的重要因素之一。消費的過度敏感性指消費對收入的變動敏感程度[13] ，揭示了消費水平與勞動收入之間的顯著正相關性。學者們所做的相關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1994—2007年統計年鑒數據分析得出：農村居民純收入每增加100億元，國內旅游消費支出增加12.37億元[14] 。龐世明并不認同，認為持久收入決定了農村居民的旅游消費決策[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查數據，采用Heckman兩階段模型，發現城鎮居民的持久收入對旅游消費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] 。

其他經濟變量，例如家庭的收入者數量、車輛擁有量、房屋所有權、醫療保障支出、消費習慣等，也會對旅游消費產生影響。

勞動力市場變量（如家庭勞動力的數量）被引入家庭消費決策模型[17， 10] 。與沒有失業人員的家庭相比，至少有一名失業人員的西班牙家庭旅行花費更少[18] 。郭為等使用中國家庭追蹤調查2012—2014年的數據，結果發現農民非農就業提高了旅游消費支出，作用機制包括非農就業產生的收入效應、預期效應和示范效應[19] 。擁有汽車和房屋的家庭更有可能旅行[10] 。房屋所有權對家庭旅游支出有積極影響，家庭醫療保障支出對旅游支出會產生負向影響[20] 。 冉凈斐和賈小玫則認為未參加社會保障的家庭，在醫療、養老等方面比參加社會保障的家庭面臨更大的不確定性，故有更強的意愿去持有資產以防備可能出現的意外支出，從而降低消費需求[21] 。在中國戶籍政策和城鄉二元經濟結構的影響下，很多農民游離于社會保障網絡之外，合作醫療、養老保險等新型社會保障制度對農民是否愿意旅游消費有著顯著影響[22] ，也對農村居民消費水平有著顯著影響[23] 。

杜森貝里（Duesenberry）認為，消費習慣具有持續性，所以消費支出不僅受現期收入的影響，還會受過去消費的影響[24] 。葉德珠等指出：“東亞儒家思想在對待消費與儲蓄問題上則一直非常內斂，一直保持著崇儉黜奢的禁欲傾向。” [25] 中國農村居民的消費習慣受傳統儒家文化和節儉實用消費理念的影響，且長期以來農民預期收入較低、家庭負擔較重、社會保障機制不健全，使得增加的農民收入首先滿足農民的住房、食品等物質性生活消費，其次是文教娛樂等低層次的文化消費需求，最后是高層次的旅游消費。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現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知的提升，因此旅游應視為自我實現需求。。

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水平會產生重要影響。社會人口變量對家庭旅游消費的影響的實證證據不一致，可能是由于估算方法不同或數據使用的差異。將戶主的社會人口特征納入計量經濟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。有學者發現戶主的年齡會對家庭旅游支出產生正向影響[2627] ，另一些學者則沒有觀察到顯著影響[28] ，還有一些學者認為，戶主年齡與家庭旅游支出之間呈倒U型關系[18] 。蔣志平等采用中國家庭金融調查數據得出，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生抑制效應，對戶主年齡較大的老年家庭，則會提高出游率和旅游消費水平[29] 。

戶主的性別也受到較多關注。部分學者發現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）認為男性戶主的家庭每次旅行的花費較少[30] ，而另一些學者得出了相反的結論[31] 。

戶主的婚姻狀況和受教育程度也是常考慮的要素。鄭斌（Zheng）和張耀奇（Zhang）發現已婚家庭的旅游消費水平更高[30] ，而一些學者研究表明婚姻狀況不產生顯著影響[31] 。對于戶主的受教育水平，大多數研究顯示其與旅游消費水平存在顯著的正向影響 [31， 30， 28， 20， 18] ，一些學者發現沒有影響[26] 。

（三）旅游對于農村居民自身發展的意義

與城鎮居民相比，農村居民旅游的研究較易受到學者的忽視，學者對農村居民旅游研究價值認識不足，尤其是對于農民旅游消費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”的概念進行了界定和探討，他們認為旅游體驗涉及精神、心理、身體、利他主義、自我發展和生活改變。通過對有過獨立休閑和商務旅行經歷的女性訪談和分析發現，“有意義的旅行”使得女性的自我意識增強，并重新審視對生活和社會的看法[33] 。現存文獻對于旅游消費行為的意義之研究，局限在質性研究范疇內，雖然揭示了旅游作為一種精神文化消費對于家庭及個人發展的重要作用，但說服力略顯不足。這是因為在研究旅游的意義的時候，一方面很難找到合適的切入點，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，從家庭經營主業、個人就業類型方面研究分析旅游對于家庭、個人之影響，對當前研究進行有效的探索和拓展。

三、 浙江農村居民旅游支出變化

（一）純收入、消費和旅游支出變化

2003—2018年，浙江農村居民人均純收入和人均消費水平總體呈上升趨勢，且二者的變動趨勢基本一致。針對中國農村人均純收入增長緩慢的情況，2003年中央三號文件對“三農”問題做了全面部署，2004—2020年，中央一號文件連續17年鎖定三農問題，實施了免除農村義務教育費、全面取消農業稅、農業補貼等一系列政策，這些政策調動了農民生產的積極性，促進了農村生產力的發展和農民的增收。2003—2012年，浙江農村居民人均純收入實現九連增，從14259.04元增長至31998.29元，年復合增長率達9.40%。2012年以來，隨著中國GDP的增速放緩，浙江農村居民人均純收入波動上升，增速有所減慢。可支配收入是消費的基礎在農村固定觀察點數據中僅統計了家庭純收入，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，浙江農村居民人均消費水平亦呈上升趨勢，但波動性更大：2003年，人均消費水平為10960.15元;為應對全球金融危機，中央政府制定“四萬億”財政政策以及家電下鄉等惠農政策，受此影響，到2010年人均消費已然突破兩萬元大關，達到21692.25元;隨后幾年人均消費水平有所調整，到2017年達到25624.85元，2018年有所回落。總體而言，浙江農村居民人均消費水平呈現出階段性的升高和調整，某些年份較大幅度的提升往往是受到政策的刺激。（見圖1）

隨著農村居民純收入快速增長以及消費觀念的轉變，旅游也逐漸成為浙江農民的主要文化消費方式之一，人均旅游支出水平占消費及純收入的比重總體呈增長的態勢。從旅游支出水平來看，浙江農村旅游發展可分為四個階段。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，人均旅游支出達到100元。第三階段為2009—2013年，受宏觀經濟政策調控的影響，人均旅游支出有了巨大提升，躍居200元。第四階段為2014—2018年，人均旅游支出繼續攀升。除2015年外，人均旅游支出均在400元以上，到2018年已經達到616.31元。總體而言，16年間，浙江農村居民人均旅游支出增幅巨大，年復合增長率達15.52%。（見圖2）

從旅游的平均消費傾向用旅游支出/純收入近似估計。來看，浙江農民對旅游的青睞度在不斷上升。受制于中國農民謹慎、節儉的傳統消費觀念，當有一定的“閑錢”時，農民才會考慮旅游消費。2003—2018年，浙江農村居民旅游的平均消費傾向從0.43%增長至1.41%。2003—2018年，旅游支出占家庭消費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。在農村居民消費結構中，旅游支出占比不斷提高表明農民的消費多樣化程度在不斷提升，人們不再滿足于物質上的消費，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戶分布變化

為了展示浙江農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個消費層次的農戶占比。16年間，浙江農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展，浙江農村居民人均旅游支出不斷提高，每年參與旅游的農戶數量不斷攀升，旅游普及面顯著提高。從旅游支出層次來看，農戶旅游支出表現出兩頭寬中間窄的“啞鈴型”：人均旅游支出在600元及以內和1000元以上的農戶占比較大。（見表1）

（三）戶主年齡與旅游支出

消費的生命周期理論表明家庭在生命周期的不同階段，消費會表現出不同的特征[34] 。旅游消費作為家庭消費的一部分，也會受到家庭生命周期的影響。本文用數據中的“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，在農村戶籍意義上的戶主往往就是經濟意義上的戶主超過76%的戶主為家庭經營決策者。。考慮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歲以下的農戶占比微小且持續下降，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，老年組的占比持續上升。戶主年齡在55—64歲的農戶占比從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向以老年組為主。原因如下：（1）固定觀察點數據在時間維度上具有一定的連續性，觀察戶的戶主從中年步入老年。（2）由于人口流動，青壯年向城市轉移，在農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年金融危機時逆勢上漲，2011年達到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。由于青年組樣本數量較少，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出極大的不穩定性。事實上，青年組較少受到傳統保守消費的觀念限制，好奇心較強，具有很強的旅游消費意愿。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1541.99元;2018年高達7602.20元由于圖表限制，并未標注2018年的數據點。。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，年復合增長率達21.42%，增幅較大。中年人往往事業有成，收入較高，生活和工作均處于穩定階段，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，另一方面是謹慎消費觀念的轉變。總之，從戶主年齡看，農村居民旅游消費的主體是中年人。

四、影響因素分析

（一）數據來源與變量選擇

本文主要采用的是浙江農村固定觀察點的跟蹤觀察數據。國家觀察點的《農戶調查方案》自1986年發布以來經歷了三次大的變動，2004年完善之后較少調整，因此在時間和空間上都具有較強的連貫性[35] 。2004年以來每年調查樣本包括31個省份360個行政村2萬余農戶，調查的內容涉及每戶家庭的家庭成員信息、固定資產、家庭生產經營、全年家庭收支情況等八大部分，涉及指標多達900余個，內容十分詳盡。本文基于2003—2018年浙江十村固定觀察數據，以家庭為單位，對家庭旅游支出、家庭經濟特征、家庭非經濟特征以及戶主信息等進行整理及統計，數據為非平衡面板數據，統計性描述如表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生;二為人均旅游支出的對數，研究是什么因素影響了家庭旅游消費水平。

2. 解釋變量

本文的解釋變量為經濟因素和社會人口因素。

（1）經濟因素。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濟特征內，這些變量在一定程度上都反映了家庭的經濟狀況。根據消費的敏感性可知，消費和收入間存在顯著的正相關性。旅游本身作為生活消費的一種形式，會隨著總消費水平和結構的變化而變動。根據消費的預防性，中國農村社會保障體系尚不夠健全，農民從生存的理性角度考慮，優先把有限的收入用于醫療、教育等消費支出，并增加儲蓄以預防未來的不確定性支出。這會減少農民可自由支配收入，進而抑制旅游消費意愿和水平。社會合作醫療、養老保險等新型社會保障制度對農民是否愿意進行旅游消費有著顯著影響[22] ，也對農村居民消費水平影響顯著[23] 。家庭是否擁有小汽車一方面反映了家庭經濟實力，另一方面會影響旅游的方式以及旅游的便利性。根據布里達（Brida）和斯庫德里（Scuderi）的研究[12] ，健康狀況被歸類為經濟約束;戶主的自評健康狀況是一組虛擬變量，1～5分別表示優、良、中、差和喪失勞動能力。

（2）社會人口因素。家庭的消費意愿和消費行為會受到家庭結構的重要影響。不同的家庭結構類型，家庭消費的意愿、結構和水平呈現不同的特點[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，但浙江農戶的家庭類型以核心家庭和直系家庭為主，二者占比達91.63%。職業是影響消費水平和劃分階層的重要標準[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。外出務工者多是進入經濟文化相對發達的城鎮，根據消費的示范效應，旅游意愿程度高的城鎮，居民觀念會潛移默化地影響打工者，然后經過打工者向家庭成員傳遞外部世界的新信息，這類農民家庭的旅游消費意愿由此將提高。

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生較大影響。本文選取戶主性別、年齡、是否是農業戶口非農戶口的農戶占比約22%，主要集中在編號為3、4、5的三個村莊，該三村位處平原，已然城鎮化。、受教育年限以及是否是家庭經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村居民出游率的因素。浙江農村固定觀察點數據表明，2003—2018年，平均每年僅有14.66%的農戶進行旅游消費。是哪些因素影響了旅游行為的發生？本文以是否有旅游行為為被解釋變量，將旅游支出大于0的家庭認定為發生旅游行為。本文的數據為面板數據，被解釋變量為二值變量，因此使用面板Logit模型進行估計。

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。個體的選擇規則為：yit =1 y*it >00 y*it ≤0 。yit 表示旅游是否發生，給定X′it ，β和ui，則有：P（=1|X′it ，β，ui）=F（X′it β+ui） 。其中，F（·）為εit 的累計分布函數，假設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村居民旅游支出的因素。根據前述分析可知，2003—2018年85.34%的浙江農戶人均旅游支出為0，被解釋變量在0處存在左歸并。因此考慮歸并數據的面板模型：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，擾動項εit ～N（0，σ2）。假設可以觀測到：yit =y*ity*it >00 y*it ≤0。yit 表示人均旅游支出的對數，如果ui與解釋變量X′it 不相關，則為隨機效應模型;如果ui與解釋變量X′it 相關，則為固定效應模型。由于每個家庭的個體異質性和家庭特征相關，本研究使用固定效應的估計方法。 [38]

3. Heckman模型

出于穩健性檢驗的考慮，使用Heckman模型重新估計結果。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，相對于整體確實存在樣本選擇偏差），它已有效地應用于涉零支出數據集的消費研究。并且，Heckman模型允許兩個階段的計量方程的誤差項是相關的，因此兩個決策階段是相關的。但是請注意，Heckman模型在第二階段僅對旅游消費支出大于0的數據進行回歸，因此它只能針對參與旅游的家庭進行分析和預測，這是它相對于Tobit模型的不足。

假設第二階段決定旅游消費水平的回歸模型為：yit =X′it β+εit 。二進制變量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uit ～N（0，σ2）。假設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擾動項的標準差標準化為1。λ（·）是IMR函數。

為了更精確地識別，第一階段方程應該添加一個在第二階段方程中排除的外生變量。此外生變量應該對旅游概率產生顯著影響，但不會直接影響旅游消費。在本文的研究設計中，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水平，除非影響家庭的整體財富狀況和生活質量[11] 。家庭的健康支出而非戶主的健康狀況是影響旅游消費水平的重要因素[27] 。

（三）實證結果分析

1. 影響農村居民出游率的因素分析

使用stata軟件對數據進行分析，結果如表3所示。結果（1）是混合Logit回歸結果，結果（2）～ （5）是固定效應Logit估計結果。其中，結果（2）只控制了個體效應;結果（3）同時控制了個體和時間的固定效應;結果（4）與結果（3）的差異在于結果（4）匯報的是平均邊際效應估計結果，結果（3）匯報的是關于β的估計結果;結果（5）在（3）的基礎上添加了人均旅游支出的滯后變量，探究旅游消費的慣性。通過豪斯曼檢驗發現，不應該使用混合回歸和隨機效應模型，因此結果分析以模型（3）為基準。

首先，經濟因素是影響旅游是否發生的重要因素。結果（3）表明，人均純收入的對數的估計系數為正且顯著。作為精神層次的需求，只有家庭純收入達到一定閾值才會選擇旅游。從結果（4）中可知，人均旅游支出每增加1%，農戶旅游發生的概率增加1.7%。保險支出的增加也會提高出游率，旅游消費表現出預防性。結果（3）的小汽車的估計系數為0.37，有小汽車的農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戶家庭的經濟狀況，另一方面是重要的現代交通工具，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，擴展家庭、不完全家庭由于家庭關系受限（可能不夠和諧），影響了其旅游行為的發生。是否外出務工的估計系數為0.14，但不顯著，這表明旅游消費的示范效應在浙江農戶是否出游方面并不適用，與其他省份相比，浙江較為發達，農村發展較快，農村和城市的消費觀念差距較小，因此外出務工對于農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%，這與上一節所得結論“農村旅游消費的主體是中年人”相符。

結果（5）的人均旅游支出的滯后項系數為0.09，表明上一年的旅游行為會對當年的出游率產生正向影響，旅游的發生存在慣性。

2. 影響農村居民旅游支出的因素分析

在Stata中只能估計Tobit模型的隨機效應，對于Tobit模型的固定效應，使用截斷數據固定效應的估計方法和程序[38] ，實證結果如表4中的（1）所示。Heckman兩階段的回歸結果如表4中的（2）和（3）所示。

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

結果（3）是Heckman模型第二階段（對旅游消費水平）的回歸結果。和結果（1）相比，在經濟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。上述研究結果表明了一種可能的趨勢：隨著中國社會的快速發展，農村老年人似乎開始愿意在旅游上花錢。而當戶主年齡大于65歲后，戶主的生理機能下降，外出活動受到一定的限制，旅游支出開始減少。

五、 評估旅游消費行為在家庭、個人發展中的意義

當前學者對于旅游消費行為意義的研究，局限在質性研究范疇內。此部分根據浙江農村固定觀察點的跟蹤觀察數據，以定量分析的方法，從家庭經營主業和個人從事的行業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上，新增變量的描述性統計如表5所示。

（一）變量選擇

（二）旅游對家庭主業、個人從事的行業的影響分析

家庭是個體的集合，本部分主要從家庭經營主業和個人從事的行業兩方面探究旅游在家庭和個人層面的意義。其中，原統計資料中家庭經營主業劃分了九類，為了便于研究，根據一二三產業的劃分標準，將其合并為三類，分別對應變量值為1、2和3，4是其他種類和無家庭主營業務。農村家庭主營業務從第一產業到第三產業的躍遷，是社會發展的集中體現，對于農戶生活水平的提高和可持續發展具有重要意義。為了便于分析，在該實證模型中將家庭經營主業為4的數據剔除。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，家庭經營主業的變遷往往是由于個體行為發生了變化。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的行為能力，職業方面依然存在變動的可能性。個人從事的行業與家庭經營主業的劃分標準一致。在職業選擇的過程中，農村居民的角色的轉變，是社會因素和個人因素的綜合作用。本文研究旅游在此轉變中扮演的重要作用。

使用多時點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。在此部分保留統計期間僅有過一次和從未有過旅游行為的農戶，進而對旅游進行事件研究。該模型的識別策略是探究2003—2018年是否發生旅游行為對家庭經營主業和個人從事的行業有何影響。為了得到準確的估計，假設控制其他因素不變，在沒有旅游行為的情況下，各農戶的家庭經營主業變遷將是相同的。

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是個體固定效應和時間固定效應，kmax和kmin對應的是旅游行為發生前后的年數。我們的識別策略依賴于以下假設：在旅游行為發生之前，農戶的家庭經營主業和個人從事的行業沒有潛在變化趨勢。為了檢測這些趨勢的可能存在，我們在旅游行為發生之前和之后都考慮了一個靈活的時間結構。具體來說，我們在旅游行為發生當年設置τi，y =0，在此后的1年設置τi，y =1，在此后2年設置τi，y =2，在旅游行為發生3年及以后，統一設置τi，y =3。類似地，在此前的1年設置τi，y =-1，在此前2年設置τi，y =-2，在旅游行為發生前3年及更早，統一設置τi，y =-3。所有的系數都以τi，y =-1為參照組進行估計。

表6展示了基于DID模型的估計結果。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。

旅游行為的發生顯著影響了家庭經營主業，促使其向更高層級轉變。與旅游行為發生的前一年相比，在該旅游行為發生的當年，家庭經營主業層級躍遷了0.06;在旅游行為發生的后一年，家庭經營主業躍遷了0.13。重要的是，在旅游行為發生前的幾年里，虛擬變量的估計系數幾乎為零且不顯著，說明平行趨勢假設成立。這表明，旅游在一定程度上使得家庭經營主業躍升，旅游的作用效果持續約一年。旅游的過程也是學習創新的過程，通過旅游開拓了農民的眼界，在新的環境中觀摩學習體驗，產生了新的想法，得到了不一樣的啟發。進而落在實處，反映為家庭經營主業由低級層次向高級層次的轉變。例如，農戶在旅游的過程中，看到了不同的營商手段、發現了商機，或者他山之石可以攻玉，進而謀求生活水平的提高、家庭經營的擴張和轉型。

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

六、 結論及建議

本文主要使用浙江2003—2018年農村固定觀察點數據，使用描述性統計的方法研究了浙江農村居民旅游支出變化和特征，采用Logit、固定效應Tobit和Heckman模型的實證方法，分析了影響浙江農村居民出游率及旅游支出水平的因素，最后對旅游消費行為進行了意義評估，得到的結論如下：

浙江農村居民人均純收入和人均消費水平總體呈上升趨勢，且二者的變動趨勢基本一致;農村居民的旅游普及面不斷提高，農戶旅游支出表現出兩頭寬中間窄的“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，農村居民旅游消費的主體是中年人，但農村老年人開始接受旅游消費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水平的重要因素，旅游消費的敏感性得到驗證;保險支出對是否旅游和旅游消費也具有顯著影響，旅游消費具有預防性;旅游消費存在慣性，過去的消費習慣會影響未來的消費選擇;小汽車作為人們與外界交流的工具，提高了農戶出游率和旅游消費水平;旅游行為的發生顯著影響家庭經營主業和個人從事的職業，促使其向更高層級轉變。

目前，浙江農村旅游普及面仍然較低，農村居民旅游市場具有廣大的發展前景。基于本文的研究結果，政府和旅游相關企業能夠更好地了解中國農村家庭的旅游消費行為和模式，為政府決策、旅游企業制定營銷策略和發展規劃提供啟示。

以提高居民收入、完善醫療和養老保障制度來發展經濟依然是促進旅游普及和旅游消費的重要手段。因此，需繼續擴大新農合、養老保險的覆蓋面，讓農村居民老有所依，打消他們的顧慮。

我國應不斷促進現代交通工具的普及。例如，推動新一輪家電下鄉、汽車下鄉，提高農村居民的小汽車保有量。

根據需求側研究的證據，各種消費者的社會人口因素的研究為開發更有效的市場細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，對社會參與有著強烈的需求，但他們在旅游的過程中也經常遭遇技術歧視和數字鴻溝。因此，政策制定者和旅游從業者應更加關注老年游客，探索適合老年人的營銷和運營模式，引導該旅游群體采用新技術，使用新產品，提升旅游體驗。

我國應因地制宜地發展鄉村旅游，在提高農村居民旅游市場規模的同時，引導城鎮居民到鄉村進行休閑旅游，促進城鄉居民的交流和城鄉的協調發展。

當然，受限于固定觀察點的調查內容和數據結構，本文的研究也存在一定的局限性：一是數據調查內容雖然涉及面廣，但并未收集旅游消費的其他信息，如出游時間、交通工具、出游規模、旅游動機等，因此未能進行細化研究，無法將旅游相關的因素以及心理因素納入研究范圍：二是家庭的結構是動態變化的，以家庭為單位進行研究可能會出現一些估計偏誤。

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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