馮 穎

(黑龍江外國語學院，黑龍江 哈爾濱 150025)

中國老齡化率已達17.86%，60歲以上人口接近2.5億。在人口老齡化背景下，提高老年人主觀幸福感成為政府部門和學術界關注的重要課題。老年人主觀幸福感不僅關系著家庭氛圍與子女贍養(yǎng)壓力，更逐漸成為衡量社會進步與經(jīng)濟發(fā)展的重要指標[1]。近年來，政府不斷提高以社會保障為代表的老年人社會支持力度，包括增加養(yǎng)老金等，以提高老年人的生活水平和主觀幸福感。而在傳統(tǒng)文化影響下，以子女代際支持為代表的非正式社會支持對提高老年人主觀幸福感的作用同樣值得重視。子女代際支持包括子女對老年人的日常照料、經(jīng)濟支持和情感溝通等。子女代際經(jīng)濟支持增加了老年人經(jīng)濟收入，收入增長會引起消費增加，而消費對幸福感的提升有顯著的影響[2]。但是，由收入增長引起的一般基本品消費增加對提高主觀幸福感的作用有限，增加娛樂性消費對主觀幸福感的提升影響更顯著。

目前已有研究關注到了子女代際支持對提高老年人主觀幸福感的作用，但更多研究將子女代際支持看作一個整體，鮮有文獻將子女的代際經(jīng)濟支持作為單獨的解釋變量，探究其對老年人主觀幸福感的影響。并且，以往關于子女代際支持對提高老年人主觀幸福感的作用機制研究中，更多關注了老年人接受代際支持的預期、滿意度[3-4]等因素，而較少關注到老年人消費，尤其是旅游消費產(chǎn)生的影響。

一、研究假說

幸福感一般被定義為個體根據(jù)自身標準對生活質(zhì)量的評價和感受。收入的提高會通過增加消費提升個體主觀幸福感[5]，但也有部分研究認為收入的增長對幸福感提升影響有限[6-7]。而老年人是相對特殊的群體，其收入的來源主要是養(yǎng)老金和財產(chǎn)性收入等，子女提供的經(jīng)濟支持成為老年人的預期外收入?；诖耍疚奶岢鋈缦麓炞C的假說：

假說1：子女代際經(jīng)濟支持提高了老年人主觀幸福感。

以旅游消費為代表的文娛性消費顯著受到個體收入水平的影響。而對于老年人群體來說，其成長階段的時代背景對其消費觀念產(chǎn)生重要影響，更多的老年人更愿意持有儲蓄并減少非必要的消費支出。但這并不意味著老年人沒有旅游或其他文娛消費的需求，目前我國老年人群體對旅游出行具有強烈需求，而這種旅游需求受到收入水平和收入預期的限制。在此情況下，子女的代際經(jīng)濟支持為老年人旅游消費提供了資金保障，使老年人的旅游消費意愿得到滿足。

假說2：子女代際經(jīng)濟支持增加了老年人旅游消費。

物質(zhì)性消費與幸福感的提升關系并不顯著，而以體驗為主的休閑消費能顯著提高幸福感。在進入老年時期后，個體閑暇時間大幅增加，受補償心理的影響，工作階段的精神需求得到釋放，個體傾向增加旅游等體驗性消費。旅游消費能夠實現(xiàn)老年人尋求知識、社交等需求，并滿足老年人的社會尊重需要。而無論是精神需求還是社會尊重需要，都是主觀幸福感的最主要構成因素。因此，本文認為，老年人旅游消費滿足了個體需求，從而提高其主觀幸福感。

假說3：旅游消費提高了老年人主觀幸福感。

二、數(shù)據(jù)來源、變量選擇與模型設定

1.數(shù)據(jù)來源

本文使用北京大學中國社會科學調(diào)查中心實施的中國家庭動態(tài)跟蹤調(diào)查(China Family Panel Studies，CFPS)數(shù)據(jù)。中國家庭動態(tài)跟蹤調(diào)查(CFPS)具有全國代表性，調(diào)查地區(qū)覆蓋國內(nèi)25個省、自治區(qū)、直轄市，該數(shù)據(jù)被廣泛應用于經(jīng)濟學、管理學等學科的實證研究中。數(shù)據(jù)的抽樣過程采用了多階段分層的PSS抽樣策略，并實施了三級抽樣過程。具體抽樣過程為，先在25個省隨機抽取162個縣級單位，然后從縣級樣本中選擇640個村級樣本，最后從村級樣本中選取6317戶家庭，并調(diào)查抽樣家庭中全部家庭成員。本文使用了中國家庭動態(tài)跟蹤調(diào)查(CFPS)2018年的最新調(diào)查數(shù)據(jù)。

參考已有相關研究中對老年人概念的界定，本文選取60歲及以上的個體作為研究樣本。首先，根據(jù)年齡變量對數(shù)據(jù)進行篩選，保留年齡在60歲及以上的樣本。其次，對保留的樣本進行處理，刪除包括收入、教育年限、婚姻狀況和健康狀況等重要變量缺失的樣本，最終保留7442個有效樣本，即本文最終實際使用的樣本量為7442個。

2.變量選擇

(1)被解釋變量

本文主要被解釋變量為老年人主觀幸福感，中國家庭動態(tài)跟蹤調(diào)查(CFPS)中設置的關于主觀幸福感的問題為：“你有多幸福(分)”，要求被訪者根據(jù)自己的主觀幸福感受進行回答，選項設置為0～10分，其中，0分代表幸福感最低，10分代表幸福感最高。本文使用該問題作為衡量老年人主觀幸福感的變量，即本文的主要被解釋變量。

(2)解釋變量

本文的解釋變量包括子女代際經(jīng)濟支持金額和旅游消費。其中，子女代際經(jīng)濟支持變量通過中國家庭動態(tài)跟蹤調(diào)查(CFPS)中設置的問題：“子女每月幫助金額(元)”進行衡量。由于每位老年人可能獲得1個或多個子女的經(jīng)濟支持，因此，本文將全部子女的代際經(jīng)濟支持進行加總求和，最終得出老年人每月獲得的子女代際經(jīng)濟支持金額，即本文的一個主要解釋變量。本文的另一主要解釋變量為旅游消費，該解釋變量根據(jù)中國家庭動態(tài)跟蹤調(diào)查(CFPS)中設置的問題：“包括旅游的交通費、食宿費、景點門票等，過去12個月您家的旅游支出是多少？”進行衡量。

(3)控制變量

為了使模型的估計更加精準，本文選擇了其他可能會影響老年人主觀幸福感的變量作為控制變量，包括性別、戶口、年齡、收入、教育情況、婚姻狀況、養(yǎng)老保險等?？紤]到老年人隨年齡增長可能會導致身體機能下降，健康狀況惡化，從而影響主觀幸福感和旅游消費，本文在模型中對老年人的健康狀況進行了控制。

(1)OLS模型

本文選擇OLS模型作為主要的回歸模型，“最小二乘法”(OLS)是一種單一方程線性回歸模型，廣泛應用于各類統(tǒng)計分析中，本文所使用的數(shù)據(jù)特征滿足OLS模型的基本假設和要求。根據(jù)本文的研究內(nèi)容，建立如下模型：

yi=β0+β1xi1+β2xi2+…+βkxik

(1)

模型(1)表達式中，y代表被解釋變量，β1，β2，…，βk表示被解釋變量的回歸系數(shù)。xi1，xi2，…，xik表示解釋變量，其中解釋變量xik的第一下角標“i”為第i個觀測值，第二下角標“k”表示第k個解釋變量，β0表示常數(shù)項。

(2)中介效應分析

本文通過對已有研究的梳理發(fā)現(xiàn)，老年人旅游消費可能會在子女代際經(jīng)濟支持對老年人主觀幸福感產(chǎn)生的影響中發(fā)揮中介效應，因此，本文結合前文提出的研究假說和邏輯框架，構建了基于老年人旅游消費的中介效應分析模型，具體作用路徑如圖1所示。

圖1 基于老年人旅游消費的中介效應路徑

在該中介效應模型中，子女的代際經(jīng)濟支持提高了老年人主觀幸福感，而這種影響體現(xiàn)在老年人的旅游消費增加，即子女代際經(jīng)濟支持增加了老年人的旅游消費，老年人旅游消費提高了老年人主觀幸福感。本文將圍繞這一研究框架，使用CFPS2018數(shù)據(jù)進行實證分析。

三、模型回歸結果

1.樣本描述性統(tǒng)計

數(shù)學本身就是理性精神的一種，強調(diào)并追求真理，推動人們對世界的認知與發(fā)展.用批判與反思的方式來探究知識的真正含義.數(shù)學核心素養(yǎng)就是要讓學生有探究事物根本、追求真理、構建知識、找到規(guī)律并進行創(chuàng)新的意識能力，塑造學生的理性精神，讓學生能沖破束縛，用全新的視角看待現(xiàn)實事物，并且用有效的證據(jù)來解放人們的思想，發(fā)展學生個體的思維能力與學習能力.

通過對數(shù)據(jù)的整理和分析，本文首先進行了樣本的描述性統(tǒng)計，樣本的描述性統(tǒng)計特征如表1所示。其中，子女對老年人的經(jīng)濟支持金額均值為每月410.198元，最小值為0元，最大值為49944元。雖然子女平均每月給予老年人400元左右的經(jīng)濟支持，但在支持金額上存在較大的差距，并且存在著子女經(jīng)濟支持金額為0的情況。在主觀幸福感方面，老年人主觀幸福感平均得分7.718分，得分較高，體現(xiàn)出大部分老年人認為自己的生活是幸福的。在老年人旅游消費方面，旅游消費均值為每年1706.381元，表明老年人群體具備一定的旅游消費能力，但在旅游消費金額方面仍存在較大差距，其中，旅游消費最高的達到20萬元，最低的則為0元，即在過去一年中沒有產(chǎn)生旅游消費。

在其他控制變量方面，樣本老年人的性別均值為0.508，基本達到樣本的男女均衡。樣本平均年齡68.2歲，農(nóng)業(yè)戶口占比69%，非農(nóng)業(yè)戶口占比31%。樣本老年人的月平均收入為506.997元，并且存在較大的收入差距，如表1所示。

表1 描述性統(tǒng)計

2.子女代際經(jīng)濟支持對老年人主觀幸福感影響的實證分析

表2匯報了基于OLS模型的子女代際經(jīng)濟支持對老年人主觀幸福感影響的回歸結果。其中，(1)匯報了未加入控制變量時，子女代際經(jīng)濟支持對老年人主觀幸福感影響的回歸結果，回歸結果顯示，子女代際經(jīng)濟支持在1%水平上顯著正向影響老年人主觀幸福感。(2)匯報了加入控制變量時，子女代際經(jīng)濟支持對老年人主觀幸福感影響的回歸結果，回歸結果顯示，子女代際經(jīng)濟支持在1%水平上顯著正向影響老年人主觀幸福感。

表2 基于OLS模型的子女代際經(jīng)濟支持對老年人主觀幸福感影響的回歸結果

回歸結果證實，在未加入控制變量和加入控制變量后，子女代際經(jīng)濟支持對老年人的主觀幸福感的影響都是正向顯著的，即子女代際經(jīng)濟支持會提高老年人的主觀幸福感。假說1得到了驗證。

在該回歸方程中，作為控制變量的年齡、月收入和是否領取養(yǎng)老保險對老年人主觀幸福感都有顯著的正向影響，性別、戶口、婚姻狀況和健康狀況對老年人主觀幸福感都有顯著的負向影響，教育年限對老年人主觀幸福感的影響不顯著。

3.基于旅游消費的中介效應分析

為驗證旅游消費在子女代際經(jīng)濟支持對老年人主觀幸福感的影響中起到的作用，本文將旅游消費作為中介變量進行了中介效應分析。表3匯報了基于旅游消費的中介效應模型回歸結果。在該回歸方程中，首先估計了子女代際經(jīng)濟支持對老年人旅游消費的影響。

表3 基于旅游消費的中介效應模型回歸結果

(1)匯報了未加入控制變量時，子女代際經(jīng)濟支持對老年人旅游消費的影響?；貧w結果顯示，子女代際經(jīng)濟支持在5%水平上顯著正向影響老年人旅游消費。(2)匯報了加入控制變量時，子女代際經(jīng)濟支持對老年人旅游消費的影響。回歸結果顯示，子女代際經(jīng)濟支持在10%水平上顯著正向影響老年人旅游消費。(1)和(2)的回歸結果證實，子女代際經(jīng)濟支持顯著正向影響老年人旅游消費，即子女代際經(jīng)濟支持增加了老年人旅游消費。假說2得到了驗證。

(3)匯報了未加入控制變量時，旅游消費對老年人主觀幸福感的影響?；貧w結果顯示，旅游消費在1%水平上顯著正向影響老年人主觀幸福感。(4)匯報了加入控制變量時，旅游消費對老年人主觀幸福感的影響?；貧w結果顯示，旅游消費在1%水平上顯著正向影響老年人主觀幸福感。(3)和(4)的回歸結果證實，旅游消費顯著正向影響老年人主觀幸福感，即旅游消費提高了老年人主觀幸福感。假說3得到了驗證。

表2和表3的回歸結果證實了本文提出的三個假說。并且，由于子女代際經(jīng)濟支持對老年人主觀幸福感有顯著的正向影響、子女代際經(jīng)濟支持對老年人旅游消費有顯著的正向影響、老年人旅游消費對其主觀幸福感有顯著的正向影響，因此，上述回歸結果證實了旅游消費在子女代際經(jīng)濟支持對老年人主觀幸福感影響中起到部分中介作用，即子女代際經(jīng)濟支持增加了老年人旅游消費，從而提高了老年人的主觀幸福感。

四、結論與建議

1.結論

本文將研究視角關注到子女代際經(jīng)濟支持，探究其對老年人主觀幸福感的影響。再結合老年人旅游消費逐年增加的客觀趨勢，將老年人旅游消費作為中介變量，實證分析子女代際經(jīng)濟支持會通過增加老年人旅游消費提高老年人主觀幸福感。旅游消費不僅是拉動經(jīng)濟發(fā)展的內(nèi)生動力，也是我國邁入老齡化社會后提高老年人群體主觀幸福感的重要途經(jīng)。

2.建議

旅游消費對老年人主觀幸福感的提升作用應當?shù)玫街匾暋Ｒ环矫?，子女應該關注父母的旅游消費需求，并給予適當滿足。在中華傳統(tǒng)孝道文化背景下，父母的幸福感是子女追求的目標之一，而老年人旅游消費是提高其主觀幸福感的有效途徑。另一方面，政府部門也應關注到老年人旅游消費對提高其主觀幸福感的重要影響，在政策層面鼓勵和支持發(fā)展針對老年人群體的旅游項目，既有助于實現(xiàn)我國旅游業(yè)的快速發(fā)展，又能為維護老年人群體的身心健康發(fā)揮積極作用。