生计资本对家庭旅游消费的影响效应

许媛媛，夏 咏

（新疆农业大学 经济管理学院，新疆 乌鲁木齐 830052）

0 引言

国民收入水平提高，促使人们的消费结构由解决温饱转向追求娱乐消费，旅游作为提高消费结构层级的重要选项，成为拉动居民新兴消费和经济发展的新动力。我国居民通过互联网平台获取大量旅游信息，同时受尊老爱幼优良传统的影响，在旅游形式选择中以家庭旅游为主［1］，新冠疫情背景下全家利用假期就近短途旅游成为旅游新态势。生计资本是反映家庭生活状况的资源、能力等的集合，主要包括个人与家庭成员特征、生产生活所需要的固定资产和参与的社会活动［2］。关于生计资本与家庭旅游行为的关系，徐思琪［3］通过Logistic 模型实证分析了生计资本对乡村家庭旅游需求的影响。从生计资本视角探讨家庭旅游消费的影响因素和不同类型家庭旅游消费的差异性，对新时代发展我国以家庭为消费主体的旅游业具有现实参考价值。

随着旅游业的蓬勃发展，国内外学者对相关内容开展了广泛研究，包括对居民旅游消费影响因素的研究。学者们分别从宏观和微观角度进行了探究。宏观层面主要指某一时间段全国或某区域的旅游消费情况及影响因素，如城镇化、居民收入、交通等。余凤龙等［4］基于凯恩斯消费理论发现，城镇化进程对农户旅游消费具有示范效应；周笋芳等［5］基于宏观数据发现，影响城乡居民旅游消费的主要因素分别是城镇居民的边际消费倾向和农村居民的纯收入水平；黄泽颖等［6］以农户为研究对象，实证分析了不同收入类型和收入结构对其旅游消费支出的影响差异；姚红［7］使用2004—2019 年我国城市经济数据进行研究，发现高铁运输网络的发达程度对区域旅游消费具有正向影响作用。此外，旅游产品价格、居民闲暇时间、社会保障水平、消费偏好、相关政策因素都会对旅游消费产生一定影响［8］。微观层面多从居住区域差异视角分析个人或家庭特征与旅游消费的作用关系。就居住区域而言，由于城乡家庭所处生活环境和经济状况不同，导致在旅游消费上存在较大差异。姜国华［9］提出，不同地区的家庭旅游消费支出会受到当地经济发展水平的影响。就研究内容而言，主要以家庭视角展开，旅游消费受经济、文化、心理等多种因素的影响。邓涛涛等［10］、李进军等［11］利用CFPS 数据发现，家庭旅游支出具有收入效应，不同收入类型家庭的边际旅游消费倾向存在显著差异。生活环境的差异会影响居民的消费观念和消费行为，进而促进或抑制旅游消费，存在棘轮效应和敏感效应［12］。此外，智能时代的到来使人们从社交软件接收到他人分享的旅游体验，并通过微博、小红书等网络平台了解旅游信息，提高了家庭外出旅游的概率，增加了旅游消费的支出［13］。

综上，国内外学者从多角度对旅游消费影响因素展开研究，但研究对象多为典型家庭，影响因素的指标选取多借用西方家庭的范例，无法真实反映中国家庭视角下旅游消费的总体特征和影响机制。本文使用2014 年、2016 年和2018 年3 期CFPS 数据，将家庭作为旅游消费单位，运用可持续生计理论框架选择影响家庭旅游消费的解释变量，建立Tobit 面板模型，分析生计资本对家庭旅游消费的影响效应，进一步研究该影响在城乡、不同地区、不同年份、不同收入水平家庭的异质性，最后通过中介效应模型探索生计资本对家庭旅游消费的影响机制。本文旨在探究我国家庭旅游总体市场和区分各类型家庭旅游消费的特点，为旅游部门采取针对性措施和旅游企业制定差异化旅游产品策略提供理论依据，以促进我国家庭旅游业的发展。

1 理论分析及提出假设

1.1 生计资本与家庭旅游消费的关系

马斯洛需求层次理论指出，人类在满足物质需求的基础上产生了精神需求，而旅游消费通过放松身心、开阔视野满足自我提升的需求。可持续生计理论是将生计概念与可持续发展进行结合拓展的新理论视角，DFID开发的可持续生计分析框架以系统鲜活的方式阐释了生计资本，并将其划分为人力、自然、物质、金融和社会资本5 个维度。

①人力资本。指技能、知识储备和健康水平等，可以给人们提供选择生计方式的机会。研究表明，个体人力资本差距会直接影响心理状态，造成不同的决策选择［14］。在人力资本对家庭旅游消费的影响方面，学者们从年龄、受教育程度、健康状况等特征进行了研究。如，邓涛涛等［10］、张金宝［15］分别以户主年龄和子女年龄为影响因素，发现户主年龄（25—34 岁）和子女年龄同样与旅游消费支出呈正相关关系；高学历人群接受现阶段新鲜事物的能力强，即受教育程度提升会促进家庭旅游消费支出［16，17］；健康状况影响家庭整体经济状况和心理状态，家中有人生病会对旅游消费产生抑制作用。②自然资本。指从生态系统中获取的土地、水、木材、矿物等自然资源。拥有自然资本存量较多的家庭会耗费时间和精力进行农业耕作［18］，无暇外出旅行。③物质资本。指人们进行生产生活所必需的生产资料和基础设施，汽车、住房、耐用消费品是家庭经济条件和收入水平的主要代表和反映。金建江发现，居民会利用家庭汽车进行周边自驾游，因此拥有汽车的农户其旅游消费行为发生的概率提高；谢佳慧等［19］提出，在旅游消费的影响因素中，住房情况会产生财富效应和房奴效应。④金融资本。金融资本往往反映了家庭的经济实力。持久收入理论认为，家庭总收入对消费支出具有重要影响，旅游消费作为消费支出的一部分自然会根据收入的变化进行调整［20］。根据生命周期假说，人们倾向于分配一生中各个阶段的家庭消费进行长期储蓄，以获得消费最优配置，储蓄类型和数值会影响家庭消费行为。借贷情况对家庭消费具有促进作用［21］，但旅游是文化娱乐类的消费支出，理性的家庭在负债情况下进行旅游的概率很低。⑤社会资本。指家庭社会关系网络中可以应用到生产生活的社会资源。张海洋等［22］发现，家庭旅游消费行为在社会信任程度上存在差异，人们通过周边邻近群体和互联网平台获取海量旅游信息，对家庭旅游消费影响巨大［23］。综上，提出假设1：生计资本对家庭旅游消费产生影响。

1.2 生计资本对家庭旅游消费的影响机制

探究生计资本以何种机制作用于家庭旅游消费，拟设中介变量为生活满意度和可支配收入。生活满意度是个人根据家庭特征和周边环境对一定时期的生活状况作出的主观评价［24］。蔡银莺等［25］、卢志强等［26］通过对成都两县市的微观调研，发现生活满意度与生计资本间存在较强的耦合关系，且不同地区居民的生计资本对生活满意度的影响程度存在差异。马斯洛需求层次理论中自我实现需求是在生理、安全、社交和尊重需求得到满足的基础上人类参与休闲娱乐活动的过程，其中，生活满意度代表对前四类需求满意的程度。有学者通过对通化市城市居民问卷调查得出休闲消费动机与生活满意度之间存在相互影响的关系。基于旅游是休闲娱乐的重要部分，提出假设2a：生计资本对家庭旅游消费的影响通过生活满意度发生作用。

在生计资本对可支配收入影响方面，张旭锐等［27］基于集体林区农户数据，以生计资本作为自变量，家庭人均纯收入作为因变量构建多元回归模型，发现农户通过生计资本的运用来创造收入。李聪等［28］、杨晶等［29］研究了五大生计资本对家庭收入水平的影响，发现社会资本、金融资本和人力资本具有增收效应。早期的西方经济学家提出了绝对假说理论，认为居民消费行为主要由当前可支配收入决定，且存在边际消费倾向递减现象。与基础物质需求不同，属于精神需求的旅游是收入富有弹性的休闲娱乐商品［10］。王振坡等［30］从微观层面指出家庭可支配收入在旅游消费决策中起重要作用。基于此，提出假设2b：生计资本对家庭旅游消费的影响通过家庭可支配收入发生作用。

2 研究设计

2.1 数据来源

本文拟从微观层面实证研究生计资本对家庭旅游消费的影响，数据主要来源于中国家庭动态追踪调查数据库（CFPS）。该数据库共计14218 个微观家庭样本，调查范围覆盖我国31 个省份，其内容分为个人、家庭等层面的数据，包括家庭基本情况、农户资产状况、家庭收支方式和生活消费等详细信息。本文从数据库的个人问答问卷、家庭成员问卷和家庭经济问卷中筛选变量，以样本家庭编码fid和财务回答人编码pid 将筛选变量进行匹配及合并处理。本文以家庭为主体，删除关键变量有异常缺失和不符合实际情况的样本，最终面板数据为2014 年、2016 年和2018 年3 期的4316 个家庭，共计12498 个样本。

2.2 模型设定

旅游消费作为目前最受关注的新兴消费之一，包含丰富的消费场景和完备的消费特征［31］。对于我国很多家庭来说，出门旅行是休闲娱乐的一种方式，旅游消费支出具体指居民外出进行观光游览时花费的金额。样本数据中，3 期内共计10335 个家庭的旅游消费支出为0，说明很大一部分家庭没有参与旅游。由于Tobit 模型可通过数据归并方法解决被解释变量数据非正态分布的问题，纠正样本的选择性偏差，因此使用Tobit模型更加合理。

具体的Tobit面板估计模型为：

式（1）、（2）中：i 表示家庭个体；t 表示年份；tourit表示家庭i 在t 年的旅游消费行为；LCnit表示生计资本的各具体指标；CVvit表示控制变量的各具体指标，tour*表示家庭旅游消费支出大于0 的部分；误差项μit独立且服从正态分布。

2.3 变量说明

本文中的被解释变量的数据选取CFPS 家庭经济问卷中的“旅游消费支出”。本文首先利用家庭人均旅游消费支出tour1衡量旅游消费行为并进行基准回归，然后利用旅游消费支出家庭总支出比tour2进行稳健性检验。其中，tour1是家庭人均旅游消费支出的对数，而tour2是旅游消费支出占家庭总支出的比重。

核心解释变量为生计资本。关于生计资本的量化，目前学者根据所选指标的内容进行分类或赋值，同时通过主客观的方法来确定指标权重。本文借鉴生计资本的相关研究，采用面板熵值法对生计资本值进行计算。首先，对使用数据进行标准化处理；其次，运用变异系数法对不同类型的生计资本指标赋予权重，或对所有具体指标赋予具体权重；最后，将各分类指标中具体指标的标准化值乘以其对应的权重，相加计算得出两种生计资本值LC1和LC2。其中，LC1由各类生计资本值相加所得，LC2由各具体指标值相加所得。结合国内外有关生计资本指标体系的研究，本文设计了由人力、自然、物质、金融和社会资本5 个维度构建的生计资本测量分析框架（表1）。人力资本作为家庭结构的直接体现，采用家庭成年劳动力人数和平均受教育年限两个指标表示；自然资本的重要标志是土地资源，选取拥有土地情况和家庭人均土地资产共同测算；物质资本间接反映家庭生活水平，所选指标分别为汽车拥有情况、住房情况和耐用消费品价值；金融资本直接反映家庭经济状况，选取家庭总收入、储蓄情况和家庭净借入值3 个指标；采用家庭网络使用情况、人情礼支出和交通通讯支出指代虚拟或现实生活中家庭与外界沟通交流的渠道。

表1 生计资本指标含义与赋值Table 1 Meaning and assignment of livelihood capital index

根据理论分析部分，将生活满意度和可支配收入作为中介变量探究生计资本影响旅游消费的作用机制。为减弱模型中数据的异方差性，选取CFPS数据库的经济问卷中家庭人均纯收入作对数化处理，以此代表可支配收入。本文引入反映户主特征、家庭特征和前期旅游消费行为的控制变量，如户主年龄、户主健康水平、家庭规模、上一期的家庭人均纯收入、上一期的旅游消费支出。从户主层面来说，年龄的平方可反映年龄对旅游消费的边际作用；健康水平高表示身体素质很好，精力充沛的人对旅游拥有更多的选择，预期健康水平与旅游消费正相关。从家庭层面来说，家庭规模越大，家庭结构更为完整，但由于人口的增多和个体旅游偏好的差异性，可能会出现边际效用递减，导致家庭规模对旅游消费负相关。在前期旅游消费行为方面，相对收入假说中提到消费会受到过去消费习惯和前期收入的影响，因此选取上一期家庭人均纯收入和上一期家庭旅游消费。此外，由于本文主要使用的是样本家庭在2014 年、2016 年和2018 年的数据，因此须选取2012 年的人均纯收入和旅游消费支出对2014 年样本数据进行完善。

2.4 描述性统计

由表2 可知，人力资本方面，整体家庭劳动力人数和受教育年限均值为1.97 人和7.62 年，表明目前我国家庭组成结构中成年劳动力人数较少，平均受教育年限普遍达到初中文化水平。城镇家庭的劳动力人数均值略小于农村家庭，但人均受教育年限均值比农村家庭多了2 年有余，即城镇家庭对于义务教育具有更高的接受程度和经济基础。自然资本方面，有91%的农村家庭拥有土地，城镇家庭中只有38%的家庭拥有土地，因此农村家庭的人均土地资产均值为10762.46 元，而城镇家庭的人均土地资产均值为3568.37 元，说明农村家庭拥有的自然资本远大于城镇家庭。物质资本方面，有21%的城镇家庭和12%的农村家庭拥有汽车，住房情况中由于城镇居民购房会受到周边环境、基础设施等因素的影响，居住的大多为楼房，其售价较高，房产均值达到71.47 万元，相比农村家庭的自建房，住房面积大且建造成本低，房产均值为19.52 万元；总样本家庭耐用消费品价值均值为2.68 万元，农村家庭耐用消费品价值超过1.5 万元，说明大多数家庭已有经济能力购买大件电器和生活必需品。金融资本方面，城镇家庭总收入均值是农村家庭的1.8 倍，储蓄均值是农村家庭的3.3 倍，城市经济发展较快，城镇家庭成员拥有更多的就业机会，从而家庭总收入和储蓄情况较好。净借入值是指家庭借入值减去家庭借出值得到的值，负值默认为0，即没有借入。有88%的城镇家庭和82%的农村家庭的净借入值为0，说明绝大部分家庭经济情况正常，未出现负债。社会资本方面，有40%的城镇家庭和17%的农村家庭进行网络使用，整体家庭年人情礼支出和交通通讯支出均值分别为0.37 和0.38 万元，反映社会参与度较高和家庭社会关系网络完善。

表2 生计资本变量描述性统计Table 2 Descriptive statistics of livelihoodcapital variables

表3 主要变量描述性统计Table 3 Descriptive statistics of main variables

从2014 年、2016 年和2018 年3 期数据可以看出，生计资本值逐期呈上升趋势，物质资本和社会资本增长趋势较为明显。其中，起重要影响作用的可能是我国在近十年步入智能化科技时代，家庭逐渐配备智能手机、智能家电、汽车等固定资产，汽车和网络使用率的提高增进了人与人交往沟通的距离。家庭规模均值为3.23 人，家庭成员应包括户主、配偶、父母和子女，反映出大多数家庭人员完整，家庭规模适中。生活满意度从2014 年的3.74 上升至2018 年的4.02，家庭人均纯收入从2012 年的1.2 万元增长到2018 年的2.06 万元，旅游消费支出也从2012 年的776.8 元增加到2018 年的1339.61 元。国民收入、生活满意度的提高和旅游消费支出的增加都反映出人们会逐级追求需求层次，家庭生活条件在不断改善。

3 基准回归结果及分析

3.1 生计资本对家庭旅游消费的影响

本部分是生计资本对家庭旅游消费的影响基准回归的过程，被解释变量是家庭人均旅游支出对数，控制地区和年份。其中，方程1 是生计资本值作为解释变量，方程2—4 在加入控制变量的基础上，分别以生计资本值、各类生计资本值和生计资本具体指标作为解释变量。

在控制变量层面，健康程度、上一期旅游消费支出和家庭人均纯收入对旅游消费显著正向影响。家庭成员人数越多，不同年龄阶段的人对旅游有不同的观念，存在个体异质性，因此对旅游消费产生负向影响。户主作为家庭经济的顶梁柱，其健康程度越高，代表家庭收入情况基本稳定，且健康有活力的身体更适合外出旅游。上一期的家庭人均纯收入和旅游消费支出是由于消费存在滞后性，一般家庭会在获得收入后进行消费。此外，旅游消费存在消费惯性，参与旅游过的家庭会因为良好的旅游体验进行下一次旅游消费。即，上一期家庭人均纯收入和旅游消费支出对当期旅游消费产生正向影响。由表4中的方程2 可知，生计资本值系数为正，在95%的置信水平上显著促进旅游消费。

表4 基准回归结果Table 4 Baseline regression results

在人力资本层面，成年劳动力人数对旅游消费显著负向影响，家庭人均受教育年限对旅游消费显著正向影响。成年劳动力是家庭经济收入的主要来源，其时间被大量工作占据，参与旅游消费的机会较少；家庭人均受教育年限代表着整个家庭的文化水平，文化水平越高，接受和准备探索新事物的能力越强，对旅游体验如住宿条件、特色饮食要求也越高，因此旅游消费水平提高。在自然资本层面，由于农业劳作的时间和适宜旅游的季节存在重叠性，进行农业劳动生产的家庭无暇抽身去旅游。在物质资本层面，拥有汽车和住房情况、耐用消费品价值均对旅游消费显著正向影响。汽车与旅游之间存在互补性，拥有汽车的家庭更有条件进行周边自驾游。住房情况显示了家庭的基础生活状况，大部分家庭住房情况已达到日常居住条件，且花费钱款去购买家具电器等大件物品。其住房情况越好、耐用消费品价值越高，说明人们开始追求生活质量的提升。外出旅游可以调节情绪和丰富阅历，这也是提高生活质量的一种方式，因此生活质量较高的家庭更愿意进行旅游消费。在金融资本层面，家庭人均年收入与储蓄情况对旅游消费显著正向影响，净借入值对旅游消费显著负向影响。收入和储蓄代表了整个家庭的经济实力，经济实力越强的家庭拥有足够的金钱支持外出旅游等娱乐活动；净借入值代表家庭存在负债情况，负债家庭可能在满足正常生活需求后选择攒钱还债，短期内金钱不富余，不会进行旅游消费。在社会资本层面，网络使用情况、人情礼支出、交通通讯支出均对旅游消费显著正向影响。智能时代的到来提高了网络使用率，家庭成员接触外界信息的渠道增多，如微信、微博、抖音等APP 等众多网络平台推送的图片和视频让人们旅游产生兴趣，增加了家庭旅游消费。人情礼支出和交通通讯支出代表家庭与亲戚朋友的关系及与现实外界生活交流联系的频率。每个家庭都会形成一个社会关系网络，接收外界信息的渠道增多，其交往人群和沟通环境越丰富，获得周边人对旅游的宣传和评价也越多，促使人们去了解和参与旅游活动。综上，生计资本可反映家庭基本的生产生活情况，家庭拥有的生计资本值越高，旅游消费支出也越多，验证假设1。

3.2 稳健性检验

将表5 第一列中代表“旅游消费”的解释变量tour1替换为tour2，代表“生计资本”的解释变量LC1替换为LC2，并按照基准模型进行稳健性估计。从表5 中结果可看出，旅游消费支出占家庭总支出比重tour2系数为正，表明在利用其他指标衡量旅游消费和生计资本的情况下，核心结论仍成立。第二列对LC1进行1%的缩尾化处理，第三列使用2018 年家庭样本截面数据，均在未更换变量指标的基础上进行Tobit 估计。第二、三列回归结果中解释变量LC1的系数符号和显著性均未发生变化，说明上述结果具有很强的稳健性。

表5 稳健性检验Table 5 Robustness test

4 异质性分析与机制检验

4.1 异质性分析

本文从4 个角度分类样本家庭，分别是城乡家庭、不同地区家庭、不同年份家庭和不同收入水平家庭，将生计资本对不同类型家庭的旅游消费影响进行异质性分析（表6）。在3 期样本家庭中，城镇家庭数量逐渐增多，说明城市先进的医疗教育条件和较完善的居住周边设施吸引了部分农村家庭搬迁至城镇生活。

表6 生计资本对家庭旅游消费影响的城乡异质性Table 6 Urban- rural heterogeneity of the impact of livelihood capital on family tourism consumption

从表6 可见，城镇家庭的生计资本系数为1.984，正向显著；农村家庭的生计资本系数为5.172，正向显著。城乡家庭生计资本系数的费舍尔组合检验P 值为0，说明生计资本对城乡家庭旅游消费存在显著的差异化影响。从旅游消费行为看，约10%的农村家庭和30%的城镇家庭参与了旅游，城镇家庭的旅游消费支出均值接近农村家庭的10倍，原因可能是我国存在较大的城乡经济发展差异，农村家庭收入不稳定且预防风险动机较强，导致旅游消费支出偏低。拥有较高生计资本的农村家庭收入已趋于稳定，并愿意去探索新奇事物，使生计资本在促进农村家庭旅游消费中发挥更大作用。

本文采用国家“十三五”规划中四大板块的划分方法，将样本家庭所处的省份归类为东部、中部、西部和东北四大地区。从地区样本量来看，进行远距离地区搬迁的家庭寥寥无几。生计资本对不同地区家庭旅游消费影响的回归结果如表7 所示。从表7可见，该影响在东中部和东北地区正向显著。对这3个地区进行两两费舍尔组合检验发现，东部地区与东北地区的P 值为0.353，拒绝原假设说明两个地区无显著差异；中部地区与东部地区、东北地区的P 值分别为0 和0.015，说明家庭旅游消费的生计资本系数在中部地区与东部和东北地区之间存在显著差异。东中部和东北地区交通便捷、经济发展水平较高，参与旅游的家庭比例均在20%以上；中部地区处于经济快速阶段，生计资本对该地区家庭旅游消费影响强烈。比较东北地区与东部地区的生计资本系数发现，东北地区家庭边际旅游消费倾向高于东部地区家庭，可能的原因是：东部属于发达地区，家庭自发旅游消费水平高，使其生计资本影响较低；西部地区则受到地域环境的限制，家庭旅游参与率和消费支出较低，生计资本的增加对该地区家庭旅游消费的影响微弱。

表7 生计资本对家庭旅游消费影响的地区异质性Table 7 Regional heterogeneity of the impact of livelihood capital on family tourism consumption

样本家庭在3 个不同年份的生计资本对旅游消费产生的影响结果均为正向显著（表8）。在两两费舍尔组合检验中发现，2014 年与2016 年的P 值为0.479，2014 年与2018 年的P 值为0.321，2016 年与2018 年的P 值为0.293，拒绝原假设。说明3 个年份两两之间无显著差异，同时在已固定样本家庭的情况下比较每一期数据的生计资本系数具有现实意义。家庭参与旅游消费活动的概率由2014 年的17.63%到2016 年的19.95%再到2018 年的22.96%，随着年份的递进，其旅游消费支出均值也在飞速增长。2014 年、2016 年生计资本对家庭旅游消费的影响差异几乎不存在，但2018 年影响家庭旅游消费的生计资本系数降至1.278，与前面两个年份的回归结果相比存在较大差异。2016 年我国开始实施“十三五”规划，两三年的时间大部分人能够熟练使用智能手机，以图片、视频的方式获取外界信息，动车高铁的开通使交通更加便捷，旅游业的蓬勃发展也使居民出游的选择项更丰富。宏观大环境下，外出旅行变得简单，故2018 年家庭拥有的生计资本量对旅游消费的影响较弱。

表8 生计资本对家庭旅游消费影响的年份异质性Table 8 Year heterogeneity of the impact of livelihood capital on family tourism consumption

将CFPS家庭经济问卷中全国人均家庭纯收入分位数指标作为划分样本家庭收入水平的标准。最低25%为低收入家庭，中下25%为中低收入家庭，中上25%为中高收入家庭，最高25%为高收入家庭。从表9 可见，生计资本对家庭旅游消费的影响在中低收入和高收入家庭正向显著。对两者进行费舍尔组合检验，得出P 值为0.042 说明存在显著差异。参与旅游活动的概率从低收入家庭的5%到高收入家庭的44%，旅游消费支出均值从低收入家庭的66.7 元上升至高收入家庭的3393.42 元，不同收入水平家庭的旅游消费行为表现出明显差异。旅游消费倾向于是满足精神层面需求，中低收入家庭在解决物质需求的基础上想要满足未体验过的精神需求如外出旅游，生计资本可通过提高中低收入家庭的收入促进旅游消费；高收入家庭追求旅游体验感，消费过程中不会受到流动性约束的限制，生计资本的增加能有效增加旅游消费支出。在低收入和中高收入家庭样本中生计资本对旅游消费影响不显著，原因可能是：低收入家庭把收入主要用于购买生活必需品；中高收入家庭收入趋于稳定，这类家庭逐渐自发对旅游消费产生兴趣。因此，生计资本对低收入和中高收入家庭旅游消费的影响作用较弱。

表9 收入水平对家庭旅游消费影响的异质性Table 9 Heterogeneity of the impact of income l evels on family tourism consumption

4.2 生计资本对家庭旅游消费的机制分析

前文已详细分析了生计资本对家庭旅游消费的影响及该影响在城乡、不同地区、不同年份和不同收入家庭中的异质性，需进一步考虑生计资本是通过什么机制影响了家庭旅游消费。对此，本文采用中介效应模型来验证可能的影响渠道。根据理论分析中的影响机制假设，选取CFPS 数据库中的生活满意度和可支配收入作为中介变量。设定模型如下：

公式（3）—（5）中：Y 表示家庭旅游消费tour1；X表示生计资本值LC1；Mi表示中介变量（M1表示生活满意度，M2表示可支配收入）。辨别中介效应的标准是解释变量的系数是否显著，若公式（3）中c 显著，表明生计资本对于家庭旅游消费的总体效应存在；若公式（4）、（5）中的a 和b 显著，则表明中介效应存在。在此前提下，若c′不显著，表明存在完全中介效应；若c′显著，表明存在部分中介效应。生计资本通过中介变量对家庭旅游消费的中介效应占总效用的比重用ME 表示。

表10 中，模型6—8 以生活满意度为中介变量进行面板回归，控制地区和年份。方程6 中，生计资本显著正向影响家庭旅游消费；方程7 中，被解释变量是生活满意度，解释变量生计资本系数正向显著，方程8 中，生活满意度系数正向显著；当加入中介变量生活满意度后，生计资本系数仍显著，并对家庭旅游消费的回归系数由0.476 下降至0.469，说明生活满意度在生计资本与家庭旅游消费之间起部分中介作用，具体比重为1.42%，验证假设2a。模型9—10以可支配收入为中介变量进行面板回归，控制地区和年份。方程9 中，被解释变量是家庭人均纯收入对数，解释变量生计资本系数正向显著。方程10中，家庭人均纯收入对数系数正向显著。当加入中介变量可支配收入后，生计资本系数仍显著，并对家庭旅游消费的回归系数由0.476 下降至0.367，说明可支配收入在生计资本与家庭旅游消费之间起部分中介作用，具体比重为22.77%，验证假设2b。

表10 生计资本对家庭旅游消费的影响机制Table 10 Influence mechanism of livelihood capital on family tourism consumption

为验证中介效应的稳健性，采用Bootstrap 检验方法对中介效应进行重新估计，结果如表11 所示。表11 中，回归结果的显著性与影响方向基本与表10一致，同时由上下限值可看出置信区间未经过0，说明估计结果是较稳健的。

表11 Bootstrap检验Table 11 Bootstrap test

5 结论、讨论与建议

5.1 结论与讨论

本文从生计资本视角探讨了提振家庭旅游消费的影响因素，并基于可持续生计理论、马斯洛需求层次理论和凯恩斯消费理论，以CFPS数据库3 期4316个家庭为研究对象，利用Tobit模型实证分析了生计资本对家庭旅游消费的影响，同时分析了城乡家庭、不同地区家庭、不同年份家庭和不同收入水平家庭在该影响表现出的异质性，进一步通过中介效应模型验证其作用机制。主要结论如下：①生计资本对家庭旅游消费显著正向影响，各类生计资本对家庭旅游消费的影响方向不同。其中，人力资本、物质资本、金融资本和社会资本系数为正，自然资本系数为负，说明自然资本仍是旅游消费的很大掣肘，提升其他生计资本存量有益于家庭旅游消费。②异质性分析表明，城乡家庭旅游消费情况存在较大差距，且生计资本对城乡家庭旅游消费均具有显著的提升作用。对于不同地区家庭而言，东中部地区家庭和东北地区存在显著正向影响，其中，东北地区家庭生计资本的边际旅游消费倾向高于东部地区家庭。城乡异质性与地区异质性实质上反映了区域间经济水平的差距，旅游业整体发展不均衡。样本家庭在3 个不同年份的旅游消费支出呈上升趋势，但2018 年生计资本对家庭旅游消费的影响减弱。收入水平是影响旅游消费的主要因素，中低收入家庭和高收入家庭的回归结果为正向显著，说明中低收入家庭处于刚解决温饱问题阶段，对精神层面活动产生需求，高收入家庭追求旅游体验感，消费过程中不会受到流动性约束的限制。③生活满意度和可支配收入在生计资本和家庭旅游消费之间起正向中介作用，中介效应的占比分别为1.42%和22.77%。由二者的占比可以看出，外出旅游正在以满足人们日益增长的美好生活需要进入日常家庭活动中，可支配收入在生计资本对旅游消费的影响中起到至关重要的作用。

5.2 对策建议

本文从家庭、政府、旅游经营者3 个层面，针对加快构建新时代家庭旅游消费体系提出以下建议：①家庭层面，将零散土地资源集中化，推动新型农业经营主体发展；确保适龄儿童接受义务教育，通过降低教育成本来提高家庭整体文化程度；改善金融信贷环境，保障资金稳定性，降低家庭消费风险；建立健全医疗、失业、养老等社会保障体系；通过互联网渠道打造旅游信息共享平台。②政府层面，鼓励企业开发乡村旅游市场，出台相应的优惠补贴政策，降低农村家庭旅游消费门槛，打破城乡空间界限。消除区域之间的旅游市场壁垒，各区域相互合作，让人才、资金、技术等旅游资源要素畅通流动，联合发布政策措施，实现国内旅游业区域协调发展；针对不同收入水平家庭，提供相匹配的就业创业渠道，缩小城乡和地区收入差距，提高家庭旅游消费水平；大力宣传当地旅游文化与旅游的社会价值，增强家庭对旅游消费的认同，引导人们实现理性和绿色消费。③旅游经营者层面，结合人工智能技术，将旅游服务管理便捷化，合法利用大数据平台，收集不同类型消费者偏好，创新旅游产品；使用手机、电脑，在微博、小红书、抖音等APP 上以图文、视频的方式宣传旅游文化与推广旅游资讯，实现线上线下旅游融合，提高旅游消费吸引力。以国内旅游大循环为主体，通过对全国家庭基本情况、收入水平和生计资本现状的了解，调整旅游产品与服务，满足家庭逐渐多样化、个性化、定制化的旅游需求，增强旅游消费市场竞争力。同时，在“国内国际双循环”格局下，学习国际先进的旅游管理理念，引进优质旅游项目，为国内旅游业发展增添新思路。