[摘? ? 要]主流經(jīng)濟學的消費理論認為收入決定消費，因此收入是影響旅游消費決策的重要研究變量，但先行研究一直存在廣泛爭論，且較少進行跨期研究，特別是預期收入對旅游消費決策的影響研究更為稀少。文章主要目的是研究預期收入對個體旅游消費決策的影響作用機制，引入行為經(jīng)濟學的體驗效用理論，構(gòu)建旅游者跨期效用函數(shù)模型，檢驗和比較分析了當期收入和預期收入對個體旅游消費決策的影響力度。研究結(jié)果如下：第一，當期收入對旅游消費決策的作用會受到個體預期收入和不耐心程度（個體更偏好于當前消費而非未來消費）的調(diào)節(jié)效應影響;第二，給定其他因素的作用，預期收入對未來旅游消費決策具有正向促進作用，且預期收入對旅游消費決策的正向影響要高于當期收入的影響。另外還發(fā)現(xiàn)，女性群體的不耐心程度調(diào)節(jié)效應相對更大，低齡群體的不耐心程度調(diào)節(jié)效應較大，顯著性也較高。最后，文章提出了以上研究結(jié)果對旅游體驗和旅游消費決策的行為經(jīng)濟學理論拓展意義，以及對旅游企業(yè)和目的地進行預期營銷的實踐意義。

[關(guān)鍵詞]收入;預期收入;不耐心程度;旅游跨期效用;旅游消費決策

[中圖分類號]F59

[文獻標識碼]A

[文章編號]1002-5006（2020）04-0012-14

Doi： 10.19765/j.cnki.1002-5006.2020.04.006

引言

根據(jù)經(jīng)濟學標準理論，消費是由收入決定的[1-4]，因此，在旅游消費決策的相關(guān)文獻中，收入因素也成為研究的重點[5-9]。大量文獻顯示，收入水平和總體資產(chǎn)數(shù)量對旅游消費具有顯著影響[10-16]，此外，旅游消費也受到人口統(tǒng)計特征、旅行相關(guān)特征和個體心理因素等3類外生因素的影響[7，17]。在人口統(tǒng)計特征方面，多位學者分別闡述了年齡、性別、國籍、受教育程度、職業(yè)狀態(tài)、婚姻狀況等因素或者某幾類因素與旅游消費的關(guān)聯(lián)作用[14，18-23];對旅行相關(guān)特征因素的研究包括分析住宿、交通、活動、團員人數(shù)、旅行時長、規(guī)劃時長、旅行經(jīng)驗等方面對旅游消費的交互影響[25-26];個體心理特征對旅游消費的影響主要涉及對旅行的總體態(tài)度、旅游動機、興趣偏好等方面[27-30]。最后，一些學者對其他的因素進行了有限的補充，比如，Bernini 和Cracolici認為除了以上影響因素外，還有地域和文化方面的影響因素[31]。

值得指出的是，盡管收入是研究旅游消費決策的最重要分析變量，但收入作用于旅游消費的結(jié)果和路徑一直存在爭論。一方面，絕大多數(shù)研究認為收入對旅游消費具有正向作用[32-36];另一方面，也有為數(shù)不少的研究對收入影響旅游消費的作用范圍提出了質(zhì)疑。如Bernini和Cracolici、Hung等指出，旅游消費是一種收入敏感型商品，家庭收入對旅游消費的作用受到家庭消費水平高低的影響[31，37]。其次，個人旅游消費意愿會受到社會環(huán)境變化的影響，經(jīng)濟危機等事件會扭曲收入對旅游消費的影響[38-40]。除以上研究外，近年來行為經(jīng)濟學的興起為收入和旅游消費之間的關(guān)系研究提供了新的視角。

在行為經(jīng)濟學框架下，預期效用（predicted/ expected utility）會對個體行為決策產(chǎn)生重要影響[41-44]。旅游是一種典型的體驗消費行為，主觀因素對其有較大影響，它帶給消費者的效用或滿意度不但取決于旅游過程中的即時滿足感，而且更多地來自之前準備階段的期待和事后的回憶[45-52]。受到行為經(jīng)濟學啟發(fā)，許多研究開始注意到預期行為對旅游消費的潛在影響。Sirakaya和Woodside嘗試利用Von Neumann的期望效用理論研究個體對未來的預期行為如何影響當前的旅游決策[53-56]。也有學者以旅行途中的整體體驗為研究角度，構(gòu)建了旅游預期、動機和態(tài)度的模型[57-58]，另外還有學者嘗試用決策樹的方法論證游客未來的旅游消費動機如何受到預期體驗而非當前體驗的驅(qū)動[59]。

受啟發(fā)于行為經(jīng)濟學的最新進展和旅游消費研究中對預期的關(guān)注，筆者發(fā)現(xiàn)，旅游消費作為一種非必需消費，依賴較高的收入信心所帶來的購買力，其決策需要權(quán)衡現(xiàn)在和未來的消費承受能力。當期收入只能反映當前的購買能力，無法涵蓋未來的經(jīng)濟條件，而預期收入則銜接了當前狀況和未來信念。因此，基于旅游者主觀判斷的預期收入會對旅游者當前客觀條件下做出的旅游消費決策形成重要影響，其重要性甚至超過當期收入。

總體來看，先行文獻較多從當期收入角度來分析旅游消費決策，本文則從預期效用展開分析。基于已有研究，本文在理論方面做出以下擴展：第一，拓展了旅游消費決策研究的經(jīng)濟學范疇，以行為? ?經(jīng)濟學的體驗效用理論為基礎(chǔ)，建構(gòu)旅游預期收入效應模型，對傳統(tǒng)旅游理性消費決策領(lǐng)域的研究進行了理論擴充;第二，從旅游者自身的心理特質(zhì)、行為特征出發(fā)，關(guān)注到非理性的旅游體驗和行為，融合了具備情感要素的旅游體驗效用以及經(jīng)濟學物質(zhì)化的效用概念，以更加逼近現(xiàn)實世界的旅游行為，適當彌補了預期效應對旅游消費決策影響的研究缺憾。在實踐意義方面，隨著未來諸多不確定條件對旅游決策不斷產(chǎn)生影響，本文的研究結(jié)果能夠幫助旅游企業(yè)和目的地更好地甄別有效游客和更精準地營銷，從而制定出推動游客消費決策的營銷策略。

本文接下來的部分組織如下：第二部分是關(guān)于旅游效用函數(shù)、現(xiàn)期收入、預期收入和旅游消費決策研究的命題假設和理論模型構(gòu)建。第三部分是數(shù)據(jù)收集、模型變量和研究方法，利用中國國家層面的跨期大樣本數(shù)據(jù)來驗證本文的研究假設，分別檢驗并比較了現(xiàn)期收入和預期收入對未來旅游消費決策的影響程度。最后是結(jié)論和啟示，分析預期收入對旅游決策影響的可能原因和實踐意義，以及本研究的不足之處和未來研究方向。

1 模型和假設

考慮在生命周期開始時的單個旅游消費者，他可以自由地計劃現(xiàn)在和未來的旅游消費，當前看成第一期，第n期是最后一期，則旅游者的旅游效用函數(shù)為：

[v=v（l1，c1;l2，c2;…lt，ct…;ln，cn）] （1）

其中，lt表示第t期的休閑時間，ct表示第t期的旅游消費度量，t=1， 2， …， n。指標t是和生命周期相關(guān)的年齡指標，而非指真實的時間。

值得注意，按照行為經(jīng)濟學的理論，此處的效用是預期效用而非即時效用，即人們在對當期或未來的消費進行計劃、憧憬或設計時所帶來的效用[41]。旅游是一種典型的服務產(chǎn)品，它的即時效用或即時滿足感難以測度或轉(zhuǎn)瞬即逝[60-61]，而旅游之前的計劃、決策或設計所帶來的預期效用和旅游后的回憶效用構(gòu)成旅游效用的主要部分[62-63]。但是，回憶效用難以測度，并受多種外界因素的影響[64-66]，而個體體驗前的預期情緒會改變其旅途中的感知、體驗后的回憶以及對目的地的忠誠度[67-68]。因此，用旅游的預期效用來表示消費者的旅游效用，是較為合理和現(xiàn)實的處理辦法。于是，此處的ct并不是表示當期內(nèi)的即時旅游消費，而是指當期對下一期是否增加旅游支出的消費意愿強度。

不失一般性，假設不同時期的旅游消費決策在某種程度上是可比的。為了計算簡便，可以認為個體每一期都面對相同的時間偏好率r。通常，每一期有相同的時間稟賦T，即旅游者的休閑時間lt是由工作制度外生給定的。這是因為一般情形下，大多數(shù)個體就業(yè)于固定工時的崗位，即個體無法自由選擇自己的勞動供給（工作時間），因而休閑時間lt是給定的（記為[lt）]。此時，個體是根據(jù)未來的預期收入而非工資率來決定消費[69]。此時，效用函數(shù)可采用分期加性可分的形式，即：

[v=t=1nδt-1v（lt，ct）] （2）

其中，δ是旅游消費者不耐心程度的表征。行為經(jīng)濟學和消費理論研究中把耐心作為時間偏好的一種描述[70-73]。在本文中，δ=1/1+r，表示不耐心程度與時間偏好率成反比，r值越小，δ就越大，表示個體越偏好于當前消費而不偏好未來消費。

消費以及勞動供給最優(yōu)化的結(jié)果通常依賴于效用函數(shù)的形狀，當旅游消費決策和休閑相互替代時，最優(yōu)消費和最優(yōu)勞動供給的模式相似，反之則模式相反[73]。因此，為了保持旅游消費和休閑之間現(xiàn)實的替代性/互補性，本文采用替代彈性不變（CES）形式的效用函數(shù)：

[v=t=1nδt-1（lθt+cθt）1θ] （3）1

其中，θ∈（0，1）。不變替代彈性為1/1-θ。

假設所獲得的收入以固定比例用來支付現(xiàn)在和未來的旅游消費，于是，旅游消費的預算約束為：

[t=1nρptct=（1+r）A0+t=1nρ（β1yt+β2yet）] （4）2

其中，旅游支出的固定比例被標準化為1。貼現(xiàn)因子[ρ=1（1+r）n-1]。pt是第t期做出的旅游消費決策所面臨的物價水平。A0是個體的非工資收入（資產(chǎn)性收入）。yt是個體在第t期獲得的工資性收入，[yet]是個體對未來的預期收入，β1、β2是權(quán)重參數(shù)。因此，[（β1yt+β2yet）]代表個體在當期的總度量收入。等號左邊表示旅游消費支出的貼現(xiàn)值。等號右邊第一項是非工資收入的貼現(xiàn)值，第二項是工資性收入的現(xiàn)值，它們以固定比例用于旅游消費支出。

由于[yet]是對未來所有期的預期收入，因此，通常有[yet=E[πyt]+[1-πyt-1+1- π2yt-2+1- π3][yt-3+……]]。[E[? ]]表示期望值，π是各期的預期加權(quán)值。但是，由于權(quán)數(shù)等比遞減，通常只有前幾項有顯著的權(quán)重。實際上，可以推測僅有第一期的預期會有實際作用，而未來的其他預期將在第二期到來后根據(jù)此前的觀測被重新修正[69]。于是有[yet=E（yt）]。為此，對于以上系統(tǒng)的最優(yōu)化問題，可以簡化為兩期動態(tài)最優(yōu)化問題，方便地設定t=1表示今年或當期，t=2表示明年或下一期。因此，系統(tǒng)式（3）和式（4）的最優(yōu)化問題可簡化為：

[Max v=（lθ1+cθ1）1θ+δ（lθ2+cθ2）1θ] （5）

[s.t. ρp1c1+ρp2c2=（1+r）A0+ρ（β1y1+β2ye1）? ? ? ? ? ? ? ? ? ? ? ? ? ? ? +ρ（β1y2+β2ye2）? ]? （5.1）

最優(yōu)化過程為：

[L=lθ1+cθ11θ+δlθ2+cθ21θ+λ（1+r）A0+ρ（β1y1+β2ye1? ?+ρ（β1y2+β2ye2）-ρp1c1-ρp2c2] （5.2）

[?L?c1=lθ1+cθ11-θθcθ-11-λρp1=0] （5.3）

[?L?c2=δlθ2+cθ21-θθcθ-12-λρp2=0] （5.4）

[?L?λ=（1+r）A0+ρ（β1y1+β2ye1）+ρ（β1y2? ? ? +β2ye2）-ρp1c1-ρp2c2=0] （5.5）

為計算方便，令[f（c1，lθ1）=lθ1+cθ11-θθcθ-11]。其中，[f'c1，lθ1<0]（見附錄1）。又設外生變量[g=（1+r）][A0+ρ（β1y1+β2ye1）+ρ（β1y2+β2ye2）]。如果假設不存在信息不對稱，并且考慮到今年和明年的間隔較短，比較容易對明年的收入進行精準預測，于是存在[ye1=y2]。又由于在簡化模型中，第二期（明年）就是最后一期，于是存在[y2=ye2]。因此有

[g（y1，ye1）=（1+r）A0+ρ[（β1y1+（β1+2β2）ye1]] （6）

通過計算可知，[?c1?y1]的符號取決于[-[δp1p2f'c2，lθ2+1]]的符號，其中，[f'c2，lθ2<0]（見附錄1）。注意到δ是旅游消費者不耐心程度的表征，個體越偏好于當前消費而不偏好未來消費，那么δ就越大。由此得到研究假設1：

假設1/命題1（弱假設）：當消費者更偏好于即時消費而非延遲消費時，消費者當年收入的提高對下一期旅游消費決策意愿具有促進作用。否則，當年收入則無法提升旅游消費決策意愿。

遵循命題1的論證思路和證明方法，容易得到如下命題2：

假設2/命題2（強假設）：當年的預期收入提高對未來旅游消費決策具有正向促進作用。反之亦然。證明過程見附錄2。

從命題1可以看出，當期收入和預期收入對旅游消費決策的影響力度不同。當期收入能否促進旅游消費決策，依賴于旅游消費者在進行旅游消費時當年的不耐心程度δ（δ是消費者的時間偏好率的倒數(shù)）。如果旅游消費者偏好于當期消費而沒有耐心積攢到未來消費，那么，當期收入的提高，可以拉升對下一期的旅游消費決策意愿。如果以上條件不滿足，則即便收入提高，消費者也未必做出旅游消費決策。這是因為，用于旅游的收入比例要在當前做出的旅游消費決策和未來做出的旅游消費決策之間做出最優(yōu)權(quán)衡，當前旅游消費決策的最大競爭對手是未來的旅游消費決策。于是，能影響二者的不耐心程度δ就對收入-旅游消費決策的傳導機制起到了決定性作用，參見附錄1的式（7.3）。由于需要滿足諸多條件，個體收入才能影響旅游消費決策，因此假設1是一種弱假設。也就是說，個體收入對未來旅游消費決策的影響是有限的，有可能為正，也可能沒有影響，甚至為負。

但是，命題2則顯示，預期收入對旅游消費決策具有更強、更直接的作用，這種作用不依賴于時間偏好率和其他條件，預期收入的上升通常必然提升旅游消費決策的強度。這主要是因為，預期收入的提高即基于當年收入的提高，又預示著未來收入的提高，會同時提高當期旅游消費決策和未來旅游消費決策的可行空間。也就是說，預期收入是打通當前經(jīng)濟狀況和未來經(jīng)濟狀況的橋，當預期收入提升時，人們感受到的總收入（當前收入和未來收入貼現(xiàn)值的總和）提高了，這種信心的增強會直接提高下一期旅游消費的決策強度?；谝陨?，命題2被視為一種強假設。

簡而言之，命題1和命題2揭示的是，當期收入的提高只能改變預算收入線的斜率，此時，如果收入效應起作用（當消費的不耐心程度較高時），那么收入提高能促進旅游消費決策，否則則是替代效應起作用，即收入提高反而降低旅游消費意愿。而預期收入提高，則是平行地推高了整個預算收入線的水平，使當期旅游消費和未來旅游消費的可選規(guī)模同時得到提高，因此，只要相對價格保持不變，預期收入的提高必然推高旅游消費的水平。

在計量上，則表現(xiàn)為旅游消費者當年收入對來年旅游消費決策的影響也許顯著為正，也可能不存在統(tǒng)計顯著性。如果消費者的消費耐心對當年收入的調(diào)節(jié)作用為正，那么當年收入的提高對未來旅游消費決策的影響才會為正作用。然而，當年的預期收入?yún)s常常對旅游消費決策始終具有顯著的正作用。以下的實證部分，通過中央電視臺和中國國家統(tǒng)計局數(shù)據(jù)中心的全國性大規(guī)模調(diào)查數(shù)據(jù)來驗證以上命題。為了保證相對價格（物價水平）不變以及預期收入的準確性，使用當年的橫截面數(shù)據(jù)和對第二年（明年）的預期收入數(shù)據(jù)。

2 實證檢驗

2.1 數(shù)據(jù)及變量

本文的數(shù)據(jù)來源于CCTV2017年的《中國經(jīng)濟生活大調(diào)查（2017—2018）》（以下簡稱大調(diào)查）數(shù)據(jù)。大調(diào)查由中央電視臺財經(jīng)頻道聯(lián)合國家統(tǒng)計局、中國郵政集團公司推出，是中國迄今為止最大規(guī)模的民間調(diào)查和媒體調(diào)查活動，也是具有全球影響力的調(diào)查活動之一。主辦方將調(diào)查問卷印制在明信片上，借助中國郵政網(wǎng)絡，面向全國31個省、直轄市和自治區(qū)（不含港澳臺）的100多個城市和300多個縣發(fā)放，隨后由當?shù)氐泥]遞員隨機選擇樣本家庭進行入戶調(diào)查，調(diào)查全國10萬戶家庭的經(jīng)濟主張1。從2006年開始至今，大調(diào)查已經(jīng)連續(xù)進行了11年，其最大的優(yōu)勢在于龐大的樣本數(shù)量、對中國社會各階層的廣泛覆蓋、完整的問題記錄以及較高的可信度。它通過16項選擇題來考察受訪者的個人經(jīng)濟狀況，對經(jīng)濟社會發(fā)展的當下感知及未來預期，并附有對受訪者性別、年齡、居住地、收入、受教育程度等11類個人信息的詳盡記錄，其中的問題與本文關(guān)注的中國居民收入支出狀況和個人旅游行為密切相連，因此被選為本文的核心數(shù)據(jù)。本數(shù)據(jù)覆蓋了中國104個城市的近9萬個家庭，最終獲得的數(shù)據(jù)總量為89 585個。

基于本文的理論模型和研究假設，設立變量如表1。

為了更直觀地描述本數(shù)據(jù)的樣本特征，本文對數(shù)據(jù)進行了描述性統(tǒng)計分析，具體結(jié)果見表2。

基于已有研究，本文創(chuàng)新性地提出：相較于當期收入，預期收入對旅游消費的影響可能更加直接和明顯。由此，本文利用大樣本數(shù)據(jù)，對預期收入和現(xiàn)期收入對個體旅游消費決策的影響程度進行研究，進而驗證假設1和假設2。

為了驗證假設1和假設2，本文設置的被解釋變量為旅游消費決策（[tourism]），該變量為虛擬變量，它度量的是個體是否會在2018年增加旅游消費支出。問卷中有一題“2018年您打算主要在哪些方面增加消費支出？”其中勾選了“旅游”這一項的個體，被視為“將在2018年增加旅游支出”，即[tourism]取值為1;反之，未勾選的個體，其[tourism]取值為0，代表“2018年不打算增加旅游方面支出”。

本文假設1要驗證當期收入與旅游消費決策之間的關(guān)系，因此選取當期收入（inc）作為核心解釋變量。本文選取問卷中家庭年收入的問題作為該變量的度量標準，問卷中家庭年收入分為10檔，分別為1萬以下、1萬～3萬（不含3萬）、3萬～5萬（不含5萬）、5萬～8萬（不含8萬）、8萬～12萬（不含12萬）、12萬～20萬（不含20萬）、20萬～30萬（不含30萬）、30萬～50萬（不含50萬）、50萬～100萬（不含100萬）、100萬以上，本文將其按順序編碼為1～10的正整數(shù)以表示收入水平。

假設2要驗證預期收入與旅游消費的關(guān)系，因此選取預期收入（aninc）作為本文的另一個核心解釋變量。調(diào)查問卷中有“您預計2018年您的收入會比2017年怎樣變化”的問題，選項分為7個，分別為“0.增加20%以上，1.增加10%～20%，2.增加10%以內(nèi)，3.持平，4.減少10%以內(nèi)，5.減少10%～20%，6.減少20%以上”。本文將其按從低到高的次序編碼為1～7的正整數(shù)，分別代表預期收入降低20%以上、降低10%～20%、降低10%以內(nèi)、持平、上漲10%以內(nèi)、上漲10%～20%、上漲20%以上。

調(diào)節(jié)效應是指某個變量的存在會影響因變量和自變量之間關(guān)系的方向（正或負）和強弱的效應，而此變量即為調(diào)節(jié)變量[74]。本文理論分析得出，不耐心程度會對收入-旅游消費決策的傳導機制起到?jīng)Q定性作用。因此在驗證假設1時，不耐心程度（[patient]）應作為現(xiàn)期收入的調(diào)節(jié)變量出現(xiàn)在模型中。根據(jù)前文分析，本文中不耐心程度度量的是個體是否具有把現(xiàn)期收入留在未來消費的耐心。問卷中有“您努力工作主要是為了什么？”的問題，其中的選項5“老有所養(yǎng)”和選項7“留給兒女更多財富”由于代表了將當期收入儲蓄用作未來消費的意愿，因此可以表示個體將收入留在未來消費的耐心，因此，選取了這兩個選項中任意一個或兩個的個體被定義為耐心個體，取值0;兩個選項均未選擇的個體為不耐心個體，取值為1。

根據(jù)前文梳理，旅游決策行為會受到個體心理因素及個人經(jīng)濟社會等因素的影響，因此，本文選取了如下的控制變量。

休閑時間（[ltime]）：度量個體每日休閑時間。由于旅游是典型的閑暇活動，因此會明顯受到個體休閑時間的制約，休閑時間較長的個體也同時具備了旅游的基礎(chǔ)條件，因此，本變量作為主要控制變量放入模型中。本文對問卷中的休閑時間選項進行標準化處理，用正整數(shù)1～6分別代表每日休閑時間1小時以下、1～2小時、2～3小時、3～4小時、4～5小時、5小時以上6個分類。

心態(tài)情緒水平（mood）：相關(guān)研究表明，個體的心理情緒因素會對旅游決策產(chǎn)生影響[30]。因此，本文從問卷中有關(guān)個人心態(tài)情緒水平的問題，選取個體對心態(tài)情緒的主觀評價作為此變量的度量標準，由于選項為1～10的十分制評分，因此本變量為1～10的離散變量。

常住地（[location]）與戶口情況（[hukou]）：居住地與戶口情況同樣會影響個體的旅游消費決策，因此需要控制這兩個變量。本文中，常住地取值為1，代表居住在農(nóng)村，取值為0，代表居住在城市;戶口情況取值為1，代表農(nóng)村戶口，取值為0，代表城市戶口。

由于本研究的樣本是個體樣本，因此還需要控制住個體的人口統(tǒng)計特征，以體現(xiàn)異質(zhì)性。為此，分別設定受教育水平（edu）、年齡（age）、性別（[gender]）、婚姻狀況（[marrige]）、子女狀況（[kid]）、工作狀況（job）為控制變量。

2.2 回歸結(jié)果

對于本文的假設，被解釋變量[tourism]是取值為0和1的虛擬變量，因此二值選擇的probit模型更為適合。同時，為了消除可能存在的異方差及自相關(guān)，本文使用了帶有穩(wěn)健標準誤的probit回歸模型，回歸結(jié)果如表3所示。

模型1和模型2的回歸結(jié)果顯示，在只有當期收入（inc）進入模型時，變量inc對被解釋變量旅游消費決策（[tourism]）的影響系數(shù)為0.0267，且在1%的水平上顯著，說明當期收入會對旅游消費決策產(chǎn)生正向影響，且不依賴其他因素。在放入調(diào)節(jié)變量不耐心程度（[patient]）以及不耐心程度和當期收入的交叉項之后，度量調(diào)節(jié)效應的交叉項系數(shù)為0.0381，且在1%的水平上顯著，R2也有顯著提高，這說明調(diào)節(jié)效應存在，當期收入對旅游消費決策的作用會受到不耐心程度的調(diào)節(jié)效應影響。具體來說，不耐心個體當期收入對旅游消費決策的正向影響會比耐心個體的影響更大。模型4和模型1的結(jié)果對比顯示，在加入預期收入（[aninc]）之后，當期收入的系數(shù)變小了，顯著性也有所減弱。因此，初步回歸結(jié)果顯示，當期收入對旅游消費決策的作用會受到預期收入和不耐心程度的影響，在個體更偏好于即時消費而非延遲消費時，消費者當期收入的提高對下一期旅游消費決策意愿具有促進作用，假設1得證。

模型3的回歸結(jié)果說明，在模型中僅有預期收入一個核心解釋變量時，其影響系數(shù)為0.0623，且在1%的水平上顯著，因此，預期收入提高對未來旅游消費決策具有正向促進作用，且不依賴其他因素的作用。模型4的結(jié)果顯示，預期收入對旅游消費決策的正向影響為0.0607，要高于當期收入的影響0.0218。模型5顯示，在加入不耐心程度以及不耐心程度與當期收入的交叉項之后，預期收入的系數(shù)仍然顯著為正。因此假設2得證。

2.3 穩(wěn)健性檢驗

2.3.1? ? 模型設定檢驗

模型設定有誤時可能會出現(xiàn)多重共線性等問題，基于基準模型初步的估計結(jié)果，為了提高模型的穩(wěn)健性與結(jié)果的可靠性，本文首先對模型的OLS形式多重共線性問題進行了檢驗，發(fā)現(xiàn)平均vif值為2.01，遠小于經(jīng)驗值10，因此不存在多重共線性問題。

此外，考慮到模型的內(nèi)生性問題，筆者查閱了中國知網(wǎng)、Elsevier、JSTOR等國內(nèi)外主流文獻數(shù)據(jù)庫，并未發(fā)現(xiàn)有研究證明旅游消費決策行為會對現(xiàn)期收入或預期收入產(chǎn)生顯著影響。經(jīng)典教材相關(guān)理論也未將消費決策作為收入變化的影響因素[75-76]。因此，本文模型設定可初步排除解釋變量和被解釋變量互為因果的內(nèi)生性問題。

2.3.2? ? 異質(zhì)性檢驗

筆者對數(shù)據(jù)進行了性別和年齡的分組回歸，檢驗本文的假設對異質(zhì)性個體是否適用，以測試命題驗證的穩(wěn)健性。首先，將數(shù)據(jù)按照性別分為女性組（gender=1）及男性組（gender=0）進行probit回歸，結(jié)果如表4。

其次，本文將數(shù)據(jù)按照35歲為界分為低齡組（age≤2）及高齡組（age≥3）分組進行回歸，具體結(jié)果見表5。

分組回歸顯示，對于不同性別和年齡群體，當期收入和預期收入對旅游消費決策的影響均具有穩(wěn)健性。具體來講，女性群體的不耐心程度調(diào)節(jié)效應相對更大，低齡群體的不耐心程度調(diào)節(jié)效應較大，顯著性也較高。

2.3.3? ?不同計量檢驗

為驗證結(jié)果的穩(wěn)健性，本文使用了同樣可應用于離散變量回歸的Logit模型重新估計各模型，結(jié)果如表6所示。各模型使用不同的計量方法回歸，雖然系數(shù)不完全相同，但是各主要變量的符號、相對重要程度及顯著性均未有太大改變，因此回歸結(jié)果顯示了較強的穩(wěn)健性。

2.4 結(jié)果總結(jié)：預期收入的作用機制

本文經(jīng)過一系列回歸分析，最終驗證了假設1和假設2，即在消費者不耐心程度高（更偏好于即時消費而非延遲消費）時，消費者當期收入的提高對下一期旅游消費決策意愿具有促進作用。而消費者的預期收入對旅游消費決策則有著顯著而穩(wěn)健的正向影響，該作用不依賴于其他因素。其中，預期收入對旅游消費決策的促進作用要高于當期收入的作用。這一結(jié)論不論在異質(zhì)性群體中還是運用不同的計量方法都顯現(xiàn)出較高的穩(wěn)健性。

3 討論和分析

本文的主要研究目的是探索收入對個體旅游消費決策的作用機制，先行研究對收入這一重要變量對旅游消費的影響一直存在廣泛爭論，絕大多數(shù)研究認為收入對旅游消費具有正向作用，也有學者認為在不同的人群范圍內(nèi)和不同的旅游產(chǎn)品間，收入對旅游消費會產(chǎn)生不同的影響作用，同時，在個體主觀因素的影響下，這種影響作用也會更加復雜。本文引入行為經(jīng)濟學的體驗效用理論，構(gòu)建了旅游者跨期收入效用函數(shù)模型，檢驗和比較分析了當期收入和預期收入對個體旅游消費決策的影響力度，總體來看，本文的研究結(jié)果驗證了旅游的預期收入對旅游消費決策的水平始終擁有顯著和直接影響作用的假設。

為了更加直觀清晰地給出各變量對被解釋變量的影響，本文進一步計算出了各變量對旅游消費決策（[tourism]）的平均邊際效應。結(jié)合表6具體來看，首先，當期收入對旅游消費決策的作用會受到個體不耐心程度δ（個體更偏好于即時消費而非延遲消費）的調(diào)節(jié)效應影響，在個體更偏好于當前消費而沒有耐心積攢到未來消費時，消費者當期收入的提高對下一期旅游消費決策意愿具有促進作用，即不耐心個體的當期收入對旅游消費決策的正向影響會比耐心個體的影響更大（耐心程度與現(xiàn)期收入交叉項的邊際效應系數(shù)為0.0147），從而證明了假設1的命題，這是由于旅游消費者需要在當前和未來的消費決策之間做出最優(yōu)權(quán)衡，而不耐心程度δ則正好在收入-旅游消費決策的傳導機制中起到了決定性作用，參見附錄1的式（7.3）。與之前大部分學者認為收入能夠?qū)β糜蜗M決策有正向作用的觀點一致[8，31，35]。第二，在不依賴其他因素作用的基礎(chǔ)上，預期收入對未來旅游消費決策具有正向促進作用（對應于模型3的邊際效應分析：平均來講，預期收入每增加1單位，個體增加旅游消費的概率就會增加0.0239），且預期收入對旅游消費決策的正向影響要高于當期收入的影響，即預期收入比當前收入對旅游消費決策有著更直接和顯著的作用（對應于模型4的邊際效應分析：平均來講，當期收入每增加1單位，個體選擇在明年增加旅游消費的概率會增加0.0083;預期收入每增加1單位，個體增加旅游消費的概率會增加0.0233），假設2的命題得以驗證。這主要是因為預期收入的提高會同時提高當期旅游消費決策和未來旅游消費決策的可行空間，這與Ando 和Modiglini所提出的觀點不謀而合[77]：不需要實際收入發(fā)生變化，相反，僅僅是對未來收入的預期發(fā)生變化，消費需求便會產(chǎn)生。第三，本文還發(fā)現(xiàn)，從性別來看，女性群體不耐心程度的調(diào)節(jié)效應相對更大，這可能是因為女性的性別特質(zhì)，她們比較容易受到歡樂情緒的感染，從而做出旅游消費的決定，而這個因素一般對于較為理性的男性來說效果不是很顯著[78]。還有一種可能是由于口碑對女性旅游預期的認知形象和情感形象的影響更加顯著[79]。而以35歲為界劃分高低年齡組的話，低齡群體的不耐心程度調(diào)節(jié)效應較大，顯著性也較高，這或許是由于年輕人不需要為了孩子或者家庭留存較多的備用資金，因此他們的不耐心程度就高，以上觀點與部分學者認為性別、年齡、婚姻狀況等社會人口學特征對旅游消費有顯著的調(diào)節(jié)作用觀點一致[8]。

4 結(jié)論和啟示

4.1 理論意義和實踐意義

本文的研究具有較豐富的理論含義。第一，本文運用行為經(jīng)濟學建構(gòu)了旅游消費效用理論模型，明確了預期收入比當期收入對消費者旅游消費決策有更顯著和直接的影響作用，對預期效應影響旅游消費決策的過程進行了補充;第二，先前研究大多從心理學概念和一般旅游理論研究個體心理因素對旅游消費決策的影響，本文通過大樣本微觀數(shù)據(jù)的回歸，定量研究證實了預期收入顯著影響旅游決策的理論假設;第三，本文找到了一種測度不耐心程度的方法，為當期收入對旅游消費決策的影響相對不顯著做出了嘗試性解釋，使得本文的理論研究更具說服力。

同時，本研究成果也具有很重要的實踐意義。第一，本研究證實了相對于當期收入，預期收入對旅游消費決策有更顯著和直接的影響，這為旅游主管部門促進旅游業(yè)發(fā)展，提高各地出游人數(shù)提供了新的理論指導。在政策制定時應認識到提高個體的收入預期比提高其當期收入更有助于個體做出旅游決策。在經(jīng)濟形勢不佳時，政府應及時發(fā)布未來經(jīng)濟發(fā)展數(shù)據(jù)，明確預期，幫助個體建立旅游消費信心。第二，本研究提出的旅游跨期收入效用函數(shù)模型可以幫助旅游企業(yè)和旅游目的地更有效率地預測旅游人數(shù)的增減變化，在目標群體存在預期收入上升的時期中，旅游企業(yè)及目的地管理機構(gòu)應更加注重旅游營銷推介。借助于提前營銷，將目標群體增加旅游消費的潛在動力轉(zhuǎn)化為實際旅游消費購買力。第三，旅游企業(yè)和目的地在進行旅游需求的預期分析時，需要把握不同性別和年齡段游客的旅游預期需求特征和興趣差異，針對不同群體游客的不耐心程度制定不同的營銷策略。本文的研究發(fā)現(xiàn)，女性和低齡群體的不耐心程度調(diào)節(jié)效應較大，未來可迎合女性易受到歡樂情緒感染和口碑影響的特點，借助在線口碑的營銷手段，進行帶有愉悅情感的預期體驗營銷，針對年輕群體打造分時段輕松出行的旅游產(chǎn)品以增強營銷效果。

4.2 不足之處和未來研究

本文在研究的過程中也存在一些不足之處。第一，本文從確保相對價格（物價水平）不變以及預期收入準確性的角度，只選取了兩年的數(shù)據(jù)樣本，有些職業(yè)的預期收入的增加可能需要兩年以上甚至更長，未來可根據(jù)職業(yè)的不同，選取多個更長的跨期時間段檢測本研究結(jié)果的普適性。且本文數(shù)據(jù)非標準面板數(shù)據(jù)，這在研究跨期消費問題時存在一定局限性，尤其在穩(wěn)健性方面會有一定影響。第二，本文的調(diào)查數(shù)據(jù)樣本是中國樣本，由于每個國家的經(jīng)濟發(fā)展水平和福利政策不同，各國個體對預期收入的預計會隨著國情的變化而不同，且每個國家居民旅游消費決策方面的文化氛圍和價值觀念有所不同，因此未來需要把本文的研究成果放在其他國家中進一步檢驗。第三，局限于數(shù)據(jù)質(zhì)量及篇幅，本文對個體異質(zhì)性問題的研究還不夠充分，對于分組效應等因素對旅游消費決策的影響未做深入研究，如在對性別和年齡進行分組穩(wěn)健性檢測時，女性和低齡組樣本的不耐心程度相對較高，可能是因為不耐心程度存在調(diào)節(jié)效應的門檻值，而非性別和年齡造成的所謂異質(zhì)性。

上述不足也為未來的研究提供了可探索的方向：第一，未來可以在不同國家的旅游文化價值觀念的情境下，結(jié)合人的情緒、態(tài)度等心理特征，分析不同職業(yè)的個體經(jīng)濟狀況對旅游消費決策的影響;第二，未來的研究可以不局限于收入方面，可結(jié)合未來資產(chǎn)，如房產(chǎn)、理財?shù)?第三，本文只分析了預期收入對未來旅游消費決策的影響，未來也可以用多種測量方法，從完整的旅游體驗過程出發(fā)，分析預期收入對即期體驗和回憶體驗的影響;第四，隨著人工智能等科技手段的發(fā)展，未來在考查旅游消費決策的影響因素時，可以融入虛擬現(xiàn)實旅游等技術(shù)，探求有哪些活動可以引發(fā)游客的旅游預期和消費決策;第五，旅游的六大要素在整體的消費中所占比例與個體的收入有很大關(guān)系，未來可以研究個體的經(jīng)濟收入狀況對哪一部分的旅游消費決策影響力度最強。

附錄1：對命題1的證明

由（5.3）式除以（5.4）式可得

[ fc1，lθ1f（c2，lθ2）=δp1p2] （7.1）

由（5.5）式得[c2=g-ρc1p1ρp2] （7.2）

（7.1）式兩邊對y1，求偏導，并注意到（7.2）式，? ?得到

[?c1?y1=δp1β1f'（c2）p2+δp1f'（c2）] （7.3）

由于[f（c1，lθ1）=lθ1+cθ11-θθcθ-11]，則

[f'（c1，lθ1）=（1-θ）lθ1+cθ11-2θθcθ-11- （1-θ）lθ1+cθ11-θθcθ-21] （7.4）

經(jīng)過化簡，可得[f'（c1，lθ1）]的符號取決于如下（7.5）式的符號

[c1-lθ1+cθ1θ] （7.5）

因為[lθ1]的最小值為0，此時[c1-lθ1+cθ1θ]得到最大值0，所有可知[f'c1，lθ1<0]。同理可知[f'c2，lθ2<0]。將之代入（7.3）式，那么[?c1?y1]的符號等同于如下（7.6）式的符號

[-[δp1p2f'c2，lθ2+1]] （7.6）

（7.6）式中，[f'c2，lθ2<0;p1p2>0]，是相對物價水平。在當年和明年之間的物價水平變化不大時，[p1p2≈1]。此時，只要δ足夠大，就可以保證-[[δp1p2][f'c2，lθ2+1]>0]。即旅游消費者越偏好于當前旅游消費而不是未來旅游消費（此時對應的貨幣市場狀況是低利率），那么就有[?c1?y1>0]，于是命題1得證。

附錄2：對命題2的證明

對（7.1）兩邊求[ye1]的偏導數(shù)，有

[p2 f'（c1，lθ1）?c1?ye1=δp1p2f'c2，lθ2（β1+2β2-p1?c1?ye1）] （8.1）

由（8.1）式可得

[?c1?ye1=δp1p2（β1+2β2）[δp21p2+p2 f'（c1，lθ1）f'c2，lθ2]] （8.2）

（8.2）式中，因為[f'c1，lθ1<0]且[f'c2，lθ2<0]，因此在各參數(shù)不小于零的情況下，總有

[?c1?ye1>0]

命題2得證。

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[收稿日期]2019-05-12; [修訂日期]2019-12-19

[作者簡介]魏翔（1972—），男，湖北襄陽人，博士，副教授，主要研究方向為休閑經(jīng)濟、服務經(jīng)濟、時間配置與新人力資本，E-mail： weixiang@cass.org.cn。