吴晓隽，胡文萍

东华大学旭日工商管理学院，上海

收稿日期：2023年10月10日；录用日期：2023年10月18日；发布日期：2023年12月13日

摘要

旅游的教育功能自古即被中国家庭所认知。家庭旅游在提升孩子综合素质方面的教育意义和价值虽然得到广泛认同，但是教育支出和旅游支出作为家庭消费支出的两个方面，在既定的家庭收入约束下又存在着明显的竞争关系。本文使用中国家庭追踪调查(CFPS)的面板数据，经验评估了家庭教育支出对家庭旅游消费的影响。研究发现：家庭的教育支出占比与家庭的旅游消费之间存在着显著的倒U型关系，倒U型拐点为“0.539”。异质性分析表明：家庭教育支出对家庭旅游消费支出的影响在收入不同的家庭、户主受教育年限不同的家庭都存在着异质性。上述研究结论在经过一系列稳定性检验后依然成立。基于此，本文对家庭旅游、教育相关政策的制定以及旅游细分市场的营销提出了一系列相关的建议。

关键词

家庭教育支出，家庭旅游消费，倒U型，回归面板数据

The Impact of Household Education Expenditures on Household Travel Consumption

—Empirical Evidence Based on CFPS

Xiaojun Wu, Wenping Hu

Glorious Sun School of Business & Management, Donghua University, Shanghai

Received: Oct. 10^th, 2023; accepted: Oct. 18^th, 2023; published: Dec. 13^th, 2023

ABSTRACT

The educational function of traveling has been recognized by Chinese families since ancient times. Although the educational significance and value of family travel in enhancing children’s comprehensive quality is widely recognized, education expenditure and tourism expenditure, as two aspects of family consumption expenditure, are in obvious competition under the established constraint of family income. This paper empirically assesses the impact of household education expenditure on household travel consumption using panel data from the China Family Tracking Survey (CFPS). It is found that there exists a significant inverted U-shaped relationship between the share of household’s education expenditure and household’s travel consumption, with an inverted U-shaped inflection point of “0.539”. Heterogeneity analysis shows that the impact of household education expenditure on household tourism consumption expenditure is heterogeneous across households with different incomes, households with different years of education of the head of household and households with different economic characteristics. The above findings still hold after a series of stability tests. Based on this, the paper puts forward a series of relevant recommendations for the formulation of policies related to family tourism and education as well as the marketing of tourism segments.

Keywords:Household Education Expenditure, Household Travel Consumption, Inverted U-Shaped, Regression Panel Data

Copyright © 2023 by author(s) and Hans Publishers Inc.

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1. 引言

旅游是发展经济、增加人民就业和满足人民日益增长的美好生活需要的有效手段，旅游业也是提高人民生活水平的重要产业 [1] 。据统计，2019年我国国内旅游人数为60.06亿人次 [2] ，旅游收入为6.63万亿元 [2] ，分别比去年同期增长3.1%和11% [2] 。其中，家庭旅游是一种重要的出游方式，已经成为了旅游消费市场的重要组成部分，并得到市场的广泛认可。根据中国旅游研究院数据显示，2017年在我国国内旅游和出境旅游中，家庭旅游比例高达50%~60%左右 [3] ，并且已婚有孩子的家庭旅游需求最为强烈。家庭旅游在提高家庭幸福感，促进感情交流和亲子教育等方面的重要作用也得到了广大人民的高度认同，54.1%的受访者认为旅游能够使人增长很多阅历 [3] ，子女的教育需求在家庭旅游决策中的扮演的角色越来越重要。

自古以来，旅行都被认为是一种扩展眼界、增长见识的重要教育方式，与读书相辅相成，与成才也紧密相关。在知识经济主导的新时代，人力资本积累的重要性尤为凸显，而教育支出作为提升人力资本的基本手段受到社会各阶层的高度重视。不同收入阶层的家庭都在增大家庭教育投入，期望提升子女的竞争力，获得良好的职业机会和阶层跃升的机会 [4] 。目前家庭旅游在提升孩子综合素质方面的教育意义和价值虽然得到广泛认同，但是教育支出和旅游支出作为家庭消费支出的两个方面，在既定的家庭收入约束下又存在着明显的竞争关系。相比带有享乐性质的旅游支出，着眼于直接提升子女学业表现的教育支出有明显的优先级，因而对旅游消费有挤出效应。然而，随着家长教育理念的多元化，一部分家庭对于旅游的教育价值高度认可，教育支出的增长会外溢带动家庭旅游支出的增长，从而产生溢出效应。这两种作用方向相反的效应同时作用于教育支出与旅游支出的关系上，值得进一步探索和挖掘。随着国家“三孩”政策的出台，“三孩”配套支持措施中明确指出要推进教育公平与优质教育资源供给，降低家庭教育支出。“双减”政策进一步提出了要减轻义务教育阶段学生过重作业负担和校外培训负担，推进学生的素质教育。因此进一步探究教育支出和家庭旅游消费支出之间的关系也更具有现实意义。但是目前的文献中，关于家庭旅游消费的影响因素及其教育价值的文献较多，关于家庭旅游和家庭教育支出之间的关系并未有相关的实证研究，因此本文从实证的角度出发，利用CFPS三年的面板数据分析来家庭教育支出与家庭旅游消费之间的关系以及不同特征家庭的异质性，从而为深入剖析学龄家庭旅游消费的影响因素，并为旅游行业制定亲子游、修学游等产品以及家庭细分市场的营销策略提供理论支撑和建议。

本文结构安排如下：第一部分为文献综述和理论分析；第二部分介绍了数据来源、计量模型、变量构造及描述性分析；第三部分报告了主要的计量分析结果，第四部分是全文总结与政策启示。

2. 文献综述和理论分析

2.1. 家庭旅游消费的相关研究

家庭旅游是指由家庭成员一起进行的观光、休闲、度假等旅游活动，其目的在于通过旅游互动增进家人之间的情感 [5] [6] 。关于家庭旅游的类型，陈丹路将家庭旅游可分为广义的家庭旅游和狭义的家庭旅游：广义的家庭旅游是指包括夫妻双方及其父母(岳父母)、双方兄弟姐妹及子女在内的旅游活动；其二，狭义的家庭旅游仅包括夫妻双方和他们的子女一起进行的旅游活动 [6] 。本文在研究家庭旅游消费支出时对于家庭旅游的定义采用了陈丹路(2015)文章中狭义的家庭旅游活动，即家庭中夫妻二人及其子女，尤其是以未成年子女为主的家庭一起进行的旅游活动 [6] 。

家庭旅游对儿童的教育价值受到了家长的较高的认可度 [7] - [12] 。作为儿童的丰富的教育资源，儿童可以通过家庭旅游获得多方面的教育，从而促进他们的社会性、文化性、认知和生理等多方面的发展。在家庭旅游学习结果方面，吴微揭示出了三个领域，分别是技能、知识和智慧 [10] 。通过旅游来使孩子得到教育和锻炼已经成为了一种新的教育方式。研究发现，国外家庭的子女在家庭旅游决策中也扮演着很重要的角色。Riccardo Curtale认为孩子会影响家庭对于旅游目的地的选择，孩子的喜好在最后的旅游目的地选择中起到决定性作用。Wen-Shen Yen，Che-Jen Su等人通过调查发现青少年对于父母在家庭旅行中的决策影响在这四个维度方面都存在着显著的社会差异：讨价还价、劝说、情感和请求 [12] 。家庭旅游市场在未来会进一步扩大，并且子女在家庭旅游决策中会有更多的发言权 [13] 。

研究者从不同的侧重角度对国内旅游消费影响因素进行了相关的研究。研究结果表明：中国家庭旅游消费影响因素呈现出多元化特征。汪群龙认为旅游消费呈现明显的人口学与家庭结构差异，旅游者年龄与文化程度是旅游消费的重要影响因素，家庭经济水平则是旅游消费的关键影响因素 [14] 。罗建基等人的研究结果显示目前中国现阶段家庭旅游消费的主流选择为基础档和中档水平的家庭旅游消费，在二线地区家庭和农村家庭旅游消费选择呈现出强劲的发展态势；家庭所处地区、家庭的经济特征(包括家庭净资产、居民消费性支出、家庭总支出、人均家庭纯收入、房屋所有权性质等等)是影响中国家庭旅游消费的显著因素 [15] 。除此之外，家庭对收入的预期、家庭的风险偏好等因素也显著影响了家庭旅游消费 [16] 。互联网技术的广泛应用也显著促进了我国家庭的旅游消费支出；而城市的人口规模和家庭旅游消费之间为倒U型关系 [17] 。

在人口特征因素方面，户主的受教育程度、户主的年龄、就业状态、孩子的数量、父母的受教育程度和就业状态都对家庭旅游消费产生显著的影响 [16] [17] [18] ，其中户主的年龄与家庭的旅游消费呈现U型关系，户主年龄在25~34岁时，家庭的旅游消费支出是最高的。并且妻子的受教育程度和就业状态对家庭旅游消费的影响要大于丈夫对家庭旅游消费的影响 [17] 。有孩子家庭的旅游消费支出要明显高于没有孩子的家庭，并且随着家庭孩子数量的增加，旅游消费支出呈现上升的趋势。中国“单独二孩”“全面二孩”生育政策的实施对家庭人口规模和结构产生叠加作用，也使会家庭旅游消费意愿和行为发生变化 [19] 。拥有二胎以后的家庭，他们的旅游消费意愿、消费偏好、消费结构以及影响家庭旅游消费的因素将有所改变。刘佳，刘宁的研究发现，青岛市二胎家庭旅游消费意愿比较强烈 [19] 。在就业状况方面，退休户主的旅游消费支出要显著高于非退休户主的旅游消费，退休使老年家庭的旅游消费呈现下降趋势，房屋产权情况与闲暇时间在其中起到调节作用 [20] [21] 。

2.2. 家庭教育支出与家庭旅游消费之间的非线性关系

2.2.1. 家庭教育支出对家庭旅游消费的挤出效应

随着目前中国家庭对教育的重视，教育支出在家庭消费的比重也逐渐上升。教育支出的增加对家庭消费具有显著的挤出效应，其挤出效应大小依次为日常消费、核心消费和边际消费 [22] ，其中旅游消费属于边际消费的一种。同时家庭的有限的时间需要在工作和休闲之间分配，随着父母和孩子用于教育的时间增加，闲暇时间就会减少，家庭用于旅游的时间就会减少，从而家庭旅游消费支出也会减少。

基于此，本文提出研究假设：

H1a：教育支出增加降低家庭旅游消费，产生挤出效应。

2.2.2. 家庭教育支出对家庭旅游消费的溢出效应

随着科技和社会生产力的不断进步，人力资本的提升在经济发展中越来越受到重视。人力资本的投资形式包括教育、旅游以及其他相关因素 [22] ，由人力资本投资形成的劳动者素质主要包括智力知识素质和体能素质。其中教育投资是目前人力资本投资的最基础和最主要的投资方式，它在人力资本存量构成中占据着重要的地位。教育投资主要对智力素质的提升产生直接影响，而旅游则对智力素质和体力素质的提升都产生间接的影响。家庭旅游对儿童的教育价值受到了家长的较高的认可度。作为儿童的丰富的教育资源，儿童可以通过家庭旅游获得多方面的教育，通过旅游来使孩子得到教育和锻炼已经成为了一种新的教育方式 [11] 。

姜淼，郭正日等人的结果表明，教育支出对消费升级存在明显的正向拉动作用 [23] 。李松林以青海省为例的研究结果也表明了教育支出对居民的日常消费支出具有一定的促进作用 [24] 。因此教育支出增加所带来的消费升级也会使家庭的旅游消费增加。除此之外张苏秋和顾江的研究表明教育支出和文化消费之间存在着显著的正U型关系 [25] 。除此之外，收入低的居民通过增加教育投入能够提高自身收入水平。收入高的居民增加教育支出对自身收入水平无显著影响，但有助于维持高收入等级的状态 [26] [27] [28] 。教育支出增加会使家庭的预期收入增加，家庭对收入的预期会显著影响家庭的旅游消费。

基于此，本文提出研究假设：

H1b：教育支出增加提高家庭旅游消费，产生溢出效应。

在家庭经济支出中教育投资与旅游消费是两个重要的支出方面。谢正磊等人通过建立旅游消费与教育支出之间的非线性动力学模式对我国的家庭消费状况进行了理论分析。根据理论分析结果，教育投资与旅游消费成反比关系；稳定的教育支出是稳定的旅游消费的N倍 [29] ；对高收入家庭来说，一个家庭所能承受的教育支出越大，用于旅游方面消费的支出也可能会变大 [29] 。但是此文献仅做了理论研究，没有实证支撑。教育支出的增加对家庭消费支出存在挤出和溢出两类截然相反的影响。教育支出对家庭旅游消费的作用过程中包含着相互独立或相互联系的对抗性关系，组合后以“净效应”表现在教育支出和旅游消费的关系中。教育支出增加究竟会对家庭消费造成怎样的影响有待进一步实证研究。基于此，本文将关注点进一步落脚于教育支出增加对家庭旅游消费产生的净效应，综合前文H1a和H1b提出研究假设：

H1：家庭教育支出和家庭旅游消费之间存在着非线性关系。

家庭的经济水平是旅游消费的关键影响因素，家庭所处地区，户主的受教育程度，孩子的数量都是影响中国家庭旅游消费的显著因素，而这些因素对于教育支出也有显著的影响 [30] [31] [32] [33] 。并且在收入不均衡情况下，低收入家庭有强烈的动机通过加大教育投入来实现收入阶层的改善。陈雨丽的研究发现户主的受教育年限越长，家庭的教育支出会越高 [30] 。Joanne Xiaolei Qian和Russell Smyth的研究主要发现：家庭收入对国内外教育支出都有显著影响；母亲受过高中或大学教育、父亲从事专业职业的家庭，更有可能在子女教育上支出更多；收入高、父亲受过大学教育、母亲是干部或中等专业人员、生活在沿海地区的家庭，将孩子送到海外接受教育的可能性更大 [31] [34] [35] 。

基于此，本文提出研究假设：

H2：家庭的年收入不同，教育支出对家庭旅游消费的净效应不同。

H3：家庭所处地区不同，教育支出对家庭旅游消费的净效应不同。

H4：户主的受教育年限不同，教育支出对家庭旅游消费的净效应不同。

H5：家庭子女数量不同，教育支出对家庭旅游消费的净效应不同。

上述多角度围绕教育支出对家庭消费支出产生影响的机制汇总于图1。

图1. 教育支出影响家庭旅游消费机制分析

3. 数据、计量模型与描述性统计

3.1. 数据来源与处理

本文的数据来源中国家庭追踪调查(China Family Panel Studies, CFPS) 2014年、2016年和2018年的问卷调查数据。CFPS于2010年正式开展访问，每两年开展一次，目前已更新至2018年。CFPS收集跟踪了个体、家庭、社区三个层次的相关数据，主要反映了中国社会、经济、人口、教育和健康的变迁。

基于本文的研究目标，我们选取了2014年、2016年和2018年三期全国整合面板数据，根据其中少儿问卷的访问者类型筛选了0~15岁的居民样本作为家庭子女的研究对象。通过对原始数据的预处理，剔除了缺失值、家庭年旅游消费和家庭年教育支出等异常值样本以及家庭教育支出为0的样本，最终得到基准回归的有效孩童个体样本15,454个。

3.2. 变量说明

3.2.1. 被解释变量

本文的被解释变量是家庭年旅游支出，这是CFPS数据中有关家庭消费项目中的一项，问卷中的原问题为：“包括旅游的交通费、食宿费、景点门票等，过去12个月，您家的旅游支出是多少？”。由于原始数据中的0值较多，不服从正态分布，为了进一步降低数据的异方差问题，对其取对数，故本文以家庭年旅游消费支出对数(ln_travel_exp)为核心被解释变量。

3.2.2. 解释变量

本文的核心解释变量为家庭年教育支出，这是CFPS数据中有关家庭消费项目中的意向，中国家庭追踪调查对家庭的教育支出总额以及内部组成进行了详细的询问。为了保证回归分析的准确性，我们采用家庭年教育支出的比重。在接下来的回归分析中我们将“家庭年教育支出占家庭总支出的比例(redu_exp)”作为核心解释变量放入回归模型中。同时，为了验证被解释变量和核心解释变量之间的“非线性关系”，本文取家庭年教育支出比重的平方(redu_exp²)放入回归模型中。

3.2.3. 其他控制变量

家庭的旅游消费受到多方面的因素影响，根据前文回顾的国内外有关家庭旅行消费的理论和实证研究，本文把以下可能影响家庭旅游消费支出的变量作为控制变量，并按其性质分为家庭层面指标和个体指标两类。

第一：家庭层面指标。它包括(1) 家庭基本特征变量。本文分别选取家庭居住地(resident)、家庭所在地区(region)、家庭人口规模(fml_coun)、子女数量(num_child)等指标作为家庭基本特征的控制变量；(2) 家庭经济特征变量。本文分别选取家庭年总收入的对数(ln_income)、家庭年总支出的对数(ln_expense)、家庭净资产的对数(ln_net_asset)以及家庭房产持有情况(house)等指标作为评价家庭经济状况的客观标准。

第二：个体层面指标。它包括户主层面以及子女层面的人口统计学特征变量。根据现有研究中人口统计学特征对旅游消费产生实质性影响的变量，本文将户主的性别(gender)、户主的受教育年限(cfps_eduy)、户主的年龄(age)、户主年龄的平方(age²)、户主的婚姻状况(h_marriage)以及户主的工作状态(employ)作为控制变量。在子女层面，本文选取了子女的年龄(age_c)、子女的性别(gender_c)以及子女的受教育程度(edu_child)等作为指标。

需要指出的是，CFPS关于家庭层面的问卷中设计了与“户主”定义相关的概念有以下几个：主事者、决策者、财务管理者以及房产所有者，本文选取年龄在18岁以上的“财务管理者”[CFPS家庭问卷设计：过去一年，您家哪位家庭成员最熟悉并且可以回答家庭财务的部分问题？]作为户主。所有各类变量指标的具体描述和定义参见表1。

表1. 变量名称和含义

3.3. 模型构建

3.3.1. OLS估计

为了估计教育支出对家庭旅游消费支出的影响，我们利用以下的面板数据模型来估计：

$Ltravel\_ex{p}_{ijt}={\beta }_0+{\beta }_{1}redu\_ex{p}_{ijt}+y_1{X}_{ijt}+u_j+u_t+{\epsilon }_{ijt}$ (1)

根据(1)式，i是个体维度，j是地区维度，t是时间维度。因变量Ln_travel_expijt表示家庭第t年的旅游消费支出对数；redu_expijt表示家庭第t年在孩子i身上的教育支出占总支出的比例。X_ijt为一组影响家庭旅游消费支出的控制变量(包括家庭层面和个体层面)，β₀、β₁和β₃为待估参数，y₁为待估参数的向量，u_j和u_t分别代表地区固定效应和时间固定效应，ε_ijt为随机扰动项。

为了验证被解释变量和解释变量是否存在“非线性”关系的假设，我们在模型中加入了教育支出占总支出的比例的平方“redu_exp_ijt²”，修正后的OLS基准面板数据模型如下：

$Ltravel\_ex{p}_{ijt}={\beta }_0+{\beta }_{1}redu\_ex{p}_{ijt}+{\beta }_{2}redu\_ex{p}_{ijt}{}^2+y_1{X}_{ijt}+u_j+u_t+{\epsilon }_{ijt}$ (2)

3.3.2. Tobit模型

本文的数据样本中存在大量旅游消费为0的家庭，约占总样本的78%，被解释变量为“左归并因变量”。这种情况下，因变量断尾会导致其概率密度出现变化，直接使用普通的OSL模型进行回归，得到的结果有偏。而Tobit模型却可以克服这一问题，所以本文主要利用Tobit模型进行实证估计。根据陈强的《计量经济学》，固定效应的Tobit模型，由于无法寻得个体异质性的充分统计量，故无法像固定效应的Logit模型那样进行条件最大似然估计。如果直接在混合Tobit回归中加入面板单位的虚拟变量，所得的固定效应估计量也是不一样的。因此，本文仅考虑随机效应的面板Tobit模型：

$\begin{array}{c}Ltravel\_ex{p}_i{}^{\ast }={\delta }_0+{\delta }_{1}redu\_ex{p}_i+{\delta }_{2}redu\_ex{p}_i{}^2+{\lambda }_1{X}_i++{\epsilon }_i\\ {\epsilon }_i~N\left(0,{\sigma }^2\right)\\ Ltravel\_ex{p}_i=\{\begin{array}{l}Ltravel\_ex{p}_i{}^{*},ifLtravel\_ex{p}_i{}^{*}>0\\ 0,ifLtravel\_ex{p}_i{}^{*}=0\end{array}\end{array}$ (3)

其中Ln_travel_exp_i^*为被解释变量的Ln_travel_exp_i的潜变量，当潜变量Ln_travel_exp_i^*等于0时，被解释变量Ln_travel_exp_i等于0；当Ln_travel_exp_i^*大于0时，被解释变量Ln_travel_exp_i等于Ln_travel_exp_i^*本身，同时假设扰动项ε_i服从均值为0，方差为σ²正态分布。

3.4. 描述性统计

表2报告了三年面板数据关键变量的描述性统计。

表2. 样本描述性统计

注：其中2014年样本5183，2016年样本5205，2018年样本5066。

由表2中的全样本来看，有旅游消费支出的样本约占23%，家庭年旅游消费支出的均值(ln_travel_exp)为827.53元，标准差为2682.418元，这说明家庭旅游对于多数中国居民家庭来说，依然属于非必需的家庭消费项目，消费潜力有待挖掘，并且各家庭之间的旅游消费支出存在着十分显著的差异。从家庭教育支出状况来看，家庭年教育支出(edu_exp)的均值为5776.27元，标准差为6817.972元，这一数值远远高于样本的平均值，这表明，在各家庭之间，家庭对子女的而教育支出存在着十分显著的差异。与家庭旅游消费支出进行对比可以看出，家庭教育支出的均值远远大于家庭旅游消费支出的均值，这充分表明了对于有孩子的中国居民家庭来说，教育支出是比家庭旅游消费支出更必需的家庭消费项目。教育支出占总支出的比例(redu_exp)的均值为0.17，方差为0.177，这表明目前家庭的教育支出占比为17%，且整体差异性不大。教育支出占总支出的比例与家庭年旅游消费对数的散点图以及非线性拟合曲线见图2。

图2. 教育支出占总支出比例与家庭年旅游消费对数的散点图

4. 实证结果与分析

4.1. 回归分析

本文选取2014年、2016年和2018年CFPS数据库中有0~15岁孩子的家庭样本，使用最小二乘法(OLS)和截尾回归模型(Tobit)对方程(2)进行估计。所有的标准误都是在家庭层面的聚类估计。

首先，基于OLS模型对式(2)进行回归分析。我们依次纳入四组控制变量，从最简单的只包括自变量到包含全面控制影响被解释变量的所有因素，五组回归结果由表3给出。其中，列(1)只包含核心自变量——家庭教育支出占总支出的比例，列(2)继续加入家庭基本特征变量，列(3)又加入家庭经济特征变量，列(4)则把户主和孩子的个人特征变量加入进行回归，以控制个体差异对家庭旅游消费产生的影响。

表3. 教育支出对家庭旅游消费的影响：OLS基准面板回归

注：括号内为t统计量，^***、^**和^*分别代表在1%、5%和10%的水平上显著，下表同此。

由表3的四列回归结果可见，家庭教育支出对家庭旅游消费支出的影响显著性程度并没有受到控制变量的影响，教育支出占总支出的比例的平方均在1%的水平上显著为负，通过了显著性检验，并且稳定在0.01左右。由OLS回归的结果说明家庭教育支出的比重和家庭旅游消费支出之间存在着显著的倒“U型”关系(通过了Utest检验)，倒U型拐点为0.517，即对于教育支出占总支出比例小于51.7%的家庭而言，随着教育支出占比的增加，家庭旅游消费支出也会随之增加；对于教育支占总支出比例超过51.7%的家庭来说，教育支出对家庭旅游消费支出是挤出作用，H1得到验证。

第二步，基于TOBIT模型对式(3)进行回归分析。由于被解释变量存在一部分旅游消费支出为零的情况，数据截断现象明显，所以本文适用于采用Tobit模型进行实证估计。但是为了有利于比较结果的稳健性，除了对(3)式进行Tobit模型估计外，我们同时给出第一步中(2)式OLS模型估计作为参照。

表4. 教育支出对家庭旅游消费的影响：截尾回归(Tobit)

表4分别报告了包含所有控制变量并控制了地区和年份效应的OLS、只包括核心自变量的Tobit模型和包含所有控制变量的Tobit模型的回归结果。结果显示，教育支出占总支出的比例的平方系数均在1%的水平上显著为正，“倒U形”拐点为0.539。无论是OLS模型回归还是Tobit模型，家庭教育支出的比重和家庭的旅游消费之间都存在着显著的倒U型关系，但是倒U型拐点略有不同。在诸多控制变量中，与OLS回归结果不同的是，户主的性别在回归结果中不再显著，房屋所有权性质对家庭旅游消费的显著水平上升。而对于不同地区的家庭而言，旅游消费支出的区别并不显著。和OLS结果保持一致，家庭的经济特征变量都对家庭旅游消费产生了显著的正向影响，说明家庭的经济特征是影响家庭旅游消费重要的部分，家庭的经济水平越高，家庭的旅游消费越高。在个人特征层面，Tobit模型回归的结果显示，户主的年龄的平方和受教育程度对家庭的教育支出产生了显著的正向影响，表明户主的年龄与家庭旅消费之间存在着显著的正向“U型”回归关系，这与之前文献的研究结果 [17] 一致。

从回归系数来看，Tobit模型中，教育支出与家庭旅游消费之间的倒U型系数估计值要明显优于OLS模型，可见Tobit模型比OLS模型更合适。

4.2. 异质性分析

家庭教育支出对家庭旅游消费的影响水平和程度，在不同特征的家庭中可能存在差别。前文的分析认为，家庭的教育支出和家庭旅游消费之间存在着“倒U型”回归关系，那么对于不同经济水平和不同特征的家庭，其家庭的教育支出和家庭旅游消费是否还存在这样的非线性回归关系。本文分别从家庭年总收入、居住地、户主的受教育年限、家庭孩子数量等四个方面来考察教育支出对家庭旅游消费影响的潜在异质性。异质性效应的检验结果参见表5、表6。

表5. 教育支出对家庭旅游消费影响的异质性效应(1)

表6. 教育支出对家庭旅游消费影响的异质性效应(2)

第一，家庭经济特征。家庭的经济特征是影响家庭旅游消费的重要因素。教育支出对不同收入的家庭的旅游消费产生的影响存在差异。对于家庭总收入，我们参考桑林(2018)的方法，将家庭年收入分为低收入、中收入、高收入等3个子样本。对于中等收入家庭而言，教育支出比重和家庭旅游消费支出为显著的倒U型关系，U型拐点为0.482，而在低收入家庭和高收入家庭中，这种关系并不显著。这说明仅对于中等收入家庭来说，教育支出占比在48.2%以下时，随着教育支出占比的增加，家庭旅游消费支出也会增加，而教育支出占比超过48.2%时，教育支出的增加对家庭旅游消费的影响表现为挤出效应主导。这也在一定程度上反映了中等收入家庭的教育焦虑比较严重。综上，H2假设得到验证。

第二，居住地。中国的城镇家庭和农村家庭在消费结构、消费水平、教育理念和经济水平都存在着很大的差异，因此在进行教育支出和家庭旅游消费决策时也存在显著不同。本文样本中，农村家庭占比高，约占76.9%。然而根据Tobit模型回归结果显示，对于城镇家庭和农村家庭，教育支出比重对家庭旅游消费支出的影响并无显著的异质性。这表明，当教育支出占比超过53.9%时，教育支出对家庭旅游消费的影响以挤出效应主导。

第三，户主的受教育年限。户主的受教育年限对于家庭旅游消费也是一个重要的影响因素。户主的受教育年限越长的家庭更倾向于旅游。由表6可见，户主的文化程度越低，教育支出与家庭旅游消费支出之间的“倒U型”关系越显著。假设H4得到验证。

家庭的子女数量。家庭子女的数量越多，教育支出对家庭旅游消费产生的负向影响的主导效应越显著。由于义务教育阶段的孩子主要指6~15周岁以下的少年儿童，因此本文仅讨论0~15岁的孩子数量，我们将家庭子女数量分为3个子样本。由表6可知，大部分的样本家庭拥有1个或者2个孩子，对于不同子女数量的家庭，教育支出占总支出的比例的平方项的系数都是显著，并且子女的数量越多，教育支出占总支出的比例的平方项的系数越显著。

4.3. 稳健性检验：变换变量测度指标

如果教育支出和家庭旅游消费之间确实存在着U型回归的关系，那我们可以通过用其他的指标来尝试检验二者的关系。为了保证结果的稳健性，我们将关键变量进行替换：将被解释变量家庭年旅游消费支出的对数替换为二元虚拟变量家庭旅游意愿wtravel_exp (若家庭年旅游消费支出为0，则wtravel_exp赋值为0；旅游消费支出大于0，则wtravel_exp赋值为1。然后，重新估计式(2)和式(3)。表7为OLS模型和Tobit模型的回归结果。

由表7的回归结果可知，在变换了被解释变量以后，家庭教育支出和家庭旅游消费之前仍然存在着显著的倒U型关系，并且教育支出平方的二次项系数均在1%的水平上显著为正，与之前的回归结果完全相同。更换了变量的测度指标后，结果是无偏和可靠的。

表7. 替代变量的稳健性检验

5. 结论与建议

5.1. 研究结论及讨论

随着教育“双减”政策的出台和实施，家庭教育支出及其影响问题的研究更具有现实意义。本文基于CFPS数据，用严谨的实证方法从微观家庭层面评估了教育支出与家庭旅游消费的关系，结论印证了教育支出对家庭旅游消费存在着不同的溢出效应。经过一系列的稳健性检验后本文的结论依然成立。具体结论如下：

第一，总体而言，家庭的教育支出占比和家庭旅游消费之间存在着显著的倒U型关系：对教育支出占比低于53.9%的家庭而言，随着教育支出占比的增加，家庭旅游消费支出也会增加；而对于教育支出占比超过53.9%的家庭而言，随着教育支出的增加，对家庭旅游消费支出会产生挤出效应。教育支出对家庭旅游消费支出存在着不同的溢出效应。这表明，在教育支出占比低于53.9%的家庭，对教育有一定的重视程度和支付能力，并且能够看到家庭旅游对子女的教育意义，随着教育支出的增加，家庭的旅游消费支出也会增加；而教育支出占比超过53.9%的家庭，对教育的重视程度很高，更看中传统的补习班、学校等方式的教育，反而忽视了“软实力”的培养，因此家庭旅游消费支出会相应减少。

第二，对于大多数家庭而言，相比旅游消费，教育支出是更为必需的消费支出。在样本中，有家庭旅游消费支出的样本仅占22%左右，这在一定程度上表明在消费支出有限的条件下，大部分家庭可能会优先选择更为直接的教育投入而不是通过旅游的方式来达到教育子女的目的。

第三，通过异质性分析捕捉到，对于收入不同、户主受教育程度不同的家庭而言，教育支出对家庭旅游消费的影响存在显著的异质性。收入不同的分组回归结果显示，倒U型关系仅存在与中等收入的家庭中。户主的受教育年限越低，教育支出和家庭旅游消费支出之间的倒U型关系越显著。当户主的受教育年限大于9年时，教育支出占比和家庭旅游消费的U型关系并不显著。

5.2. 政策与管理启示

5.2.1. 加大国家的教育投资力度，刺激家庭旅游消费

本文的研究结论表明，当家庭的教育支出较低时，对于家庭的旅游消费会产生显著的负向影响，尤其在低收入家庭中教育支出较低时，家庭旅游消费支出也较低。城乡发展不均衡，收入差距加大会导致机会不平等和教育不平等，会进一步挤出包括家庭旅游消费在内的其他消费。因此，国家要继续加大扶贫解困的力度，加大教育的公共投入，尤其是对低收入地区的教育投入，通过国家的转移支付政策和定向的教育补贴政策，不断改善和提升低收入居民家庭的教育支付能力，一方面缩小城乡收入差距，解决教育资源地区分配不均问题，促进教育公平，另一方面能发挥教育对家庭的旅游消费的外溢作用，实现家庭旅游的教育价值。

5.2.2. 完善和落实教育减负相关政策，深化教育改革

不同收入阶层的家庭都在增大家庭的教育投入，尤其是中产阶层，通过增加校外培训、买学区房、送子女出国留学等手段，期望借此提高子女的竞争力，从而获得良好的职业机会和阶层跃升的机会。由此，也产生了一系列的教育焦虑以及“内卷”现象。然而对于一些“软实力”，比如说旅游中培养的见识、眼界、考试以外的能力培养等等在不同家庭中受到的重视程度差异明显，本文研究就表明，在教育支出占比超过53.9%的家庭中，教育支出对家庭旅游消费支出呈现显著的挤出效应，其中家庭收入高、户主受教育年限高的家庭的教育支出对家庭旅游消费的外溢效应明显，某种意义上这是不同阶层孩子之间在软实力方面差距拉大的一个缩影。政府应进一步落实教育减负改革政策，提倡个性化教育以及重视“软实力”等综合素质教育的培养，促进教育公平，也促进家庭旅游消费。

5.2.3. 针对不同的细分市场提供更多样化的家庭旅游产品

企业在设计家庭旅游产品时，尤其是亲子游产品，应更注重旅游的“寓教于乐”价值，通过旅游拓宽孩子的见识、眼界和智慧，实现多方面的综合发展。目前家庭旅游市场依然非常广阔，旅游企业要积极宣传家庭旅游产品的教育意义，注重旅游产品的多样性以及定价的层次性，不断完善家庭产品旅游体系，来满足不同特征的家庭旅游消费多样化的需求。在进行家庭旅游产品的营销时，应根据不同地区、不同家庭特征的细分市场制定不同的营销策略，同时把旅游对孩子的教育意义作为营销的重点之一，把家庭子女数量较少、父母受教育程度较高的高收入家庭作为家庭旅游产品的重点细分市场进行整合营销。

文章引用

吴晓隽,胡文萍. 家庭教育支出对家庭旅游消费的影响——基于CFPS的经验证据
The Impact of Household Education Expenditures on Household Travel Consumption—Empirical Evidence Based on CFPS[J]. 世界经济探索, 2023, 12(04): 421-438. https://doi.org/10.12677/WER.2023.124046

参考文献