馬 玉 田 里 劉 亮

（云南大學(xué)工商管理與旅游管理學(xué)院，云南昆明 650504）

0 引言

當(dāng)今世界形勢復(fù)雜多變，新冠肺炎疫情的沖擊加深世界經(jīng)濟(jì)衰退，“逆全球化”思潮的涌動引發(fā)貿(mào)易爭端頻發(fā)。加快經(jīng)濟(jì)轉(zhuǎn)型升級步伐，增強(qiáng)消費(fèi)對經(jīng)濟(jì)發(fā)展的基礎(chǔ)性作用，暢通國內(nèi)大循環(huán)，成為當(dāng)前中國經(jīng)濟(jì)發(fā)展的首要任務(wù)。人口作為消費(fèi)的重要影響因素，以老齡化為特征的人口結(jié)構(gòu)性變化正在改變國家的發(fā)展基礎(chǔ)，為我國建立可持續(xù)發(fā)展的消費(fèi)型社會帶來重大挑戰(zhàn)。根據(jù)國家衛(wèi)健委老齡健康司公布的數(shù)據(jù)，2010年中國60歲及以上老年人口數(shù)量1.78億，占總?cè)丝?3.3%，2020年上升至2.64億，占比18.7%①人民網(wǎng).2020年度國家老齡事業(yè)發(fā)展公報(bào)發(fā)布：全國60周歲及以上老年人口占總?cè)丝?8.70%［EB/OL］.（2021-10-16）［2021-10-21］.http：//health.people.com.cn/n1/2021/1016/c14739-32255562.html.。中國發(fā)展研究基金會預(yù)測，到2050年中國60歲及以上人口將接近5億，占總?cè)丝诒壤种虎谥袊侣劸W(wǎng).2050年中國60歲及以上老年人口或近5億 老齡化挑戰(zhàn)如何應(yīng)對？［EB/OL］.（2020-06-12）［2021-07-01］.https：//www.chinanews.com/cj/2020/06-12/9210809.shtml.。老年群體規(guī)模的擴(kuò)大也促進(jìn)了老年旅游的發(fā)展，2015年全國老齡辦調(diào)查數(shù)據(jù)顯示，中國老年人每年旅游人數(shù)已占全國旅游人數(shù)的20%以上③中國新聞網(wǎng).中國老年旅游市場潛力巨大 旅居養(yǎng)老日漸升溫［EB/OL］.（2020-11-14）［2021-03-18］.https：//www.chinanews.com/cj/2020/11-14/9338613.shtml.。中國老齡產(chǎn)業(yè)協(xié)會組織的“中國老年旅游產(chǎn)業(yè)發(fā)展現(xiàn)狀和趨勢研究”課題報(bào)告指出，到2040年左右，老年旅游將占中國旅游市場的50%；在旅游意愿與人均消費(fèi)額不變的前提下，老年人口旅游消費(fèi)總額將達(dá)2.4萬億元以上④搜狐網(wǎng).我國老年旅游業(yè)發(fā)展現(xiàn)狀和趨勢研究［EB/OL］.（2020-11-14）［2020-12-26］.https：//www.sohu.com/a/443063782_168681.。老年旅游消費(fèi)將成為我國旅游消費(fèi)的重要組成部分，對經(jīng)濟(jì)發(fā)展產(chǎn)生強(qiáng)勁的促進(jìn)作用。然而，與多數(shù)發(fā)達(dá)國家相比，中國老齡化進(jìn)程具有人均收入水平不高，老年人受教育程度普遍較低，基本公共服務(wù)體系不健全，社會保障系統(tǒng)不完善等諸多“未富先老”的特征。中國老年旅游消費(fèi)能否隨老齡化程度加深相應(yīng)呈現(xiàn)增長趨勢？深化和拓展老年旅游消費(fèi)研究，對回答這個(gè)問題具有十分重要的意義。

家庭是社會的細(xì)胞，是旅游活動的重要主體，也是旅游消費(fèi)研究始終關(guān)注的要素（Lin et al.，2015）?；貧w家庭、重視家庭是老年階段的主要特征。在50歲～60歲，人們往往經(jīng)歷身體狀況和社會角色的重大變化，如健康狀況加速下滑、退休、兒女離巢、成為祖父母甚至失去伴侶等（Moschis，1992；Silvers，1997），個(gè)人和家庭都面臨較高壓力（McGoldrick，2016），在重新定義和調(diào)整家庭與個(gè)人關(guān)系的過程中（Wilkes，1995），家庭消費(fèi)呈現(xiàn)出巨大異質(zhì)性。家庭生命周期理論認(rèn)為，由于組成家庭的人口數(shù)量、年齡結(jié)構(gòu)等不同，不同階段的家庭消費(fèi)行為會隨之表現(xiàn)出較大差異（于洪彥 等，2007）。作為理性人的消費(fèi)者會在更長時(shí)間范圍內(nèi)安排生活開支，達(dá)到整個(gè)生命周期內(nèi)消費(fèi)的最佳配置（Browning，1996），實(shí)現(xiàn)效用最大化。然而基于家庭生命周期探討老年旅游消費(fèi)的研究十分缺乏。2010年世界旅游組織發(fā)布的“人口變化與旅游業(yè)”報(bào)告提出，旅游研究者應(yīng)該基于家庭生命周期，而不是基于年齡、就業(yè)狀況或家庭成員等簡單細(xì)分來研究老年群體的旅游需求及其影響因素（WTO &ETC，2010）⑤World Tourism Organization and European Travel Commission，2010.Demographic change and tourism［R］.Madrid：World Tourism Organization：19-25.。本研究使用2018年“中國健康與養(yǎng)老追蹤調(diào)查”（CHARLS）數(shù)據(jù)考察家庭生命周期與城市老年旅游消費(fèi)之間的關(guān)系，解析家庭生命周期演變中城市老年旅游消費(fèi)影響因素的變化，并嘗試從代際交互視角揭示其作用機(jī)制，具有較強(qiáng)的理論意義與實(shí)踐價(jià)值。

1 文獻(xiàn)回顧

1.1 家庭生命周期理論

家庭生命周期理論（Family Life Cycle，F(xiàn)LC）揭示了家庭時(shí)序、關(guān)系和功能3個(gè)構(gòu)面的靜態(tài)關(guān)系與動態(tài)變化（吳帆，2012），最早出現(xiàn)在20世紀(jì)30年代社會學(xué)研究領(lǐng)域（Wells et al.，1966），隨后在經(jīng)濟(jì)學(xué)、人口學(xué)等多學(xué)科領(lǐng)域得到了廣泛應(yīng)用。1954年主題為“生命周期和消費(fèi)者行為”的會議在美國密歇根州召開，標(biāo)志著家庭生命周期理論在消費(fèi)行為研究領(lǐng)域應(yīng)用的開始（Wells et al.，1966）。大量實(shí)證研究結(jié)果表明，許多消費(fèi)行為的變化與生命衰老過程關(guān)系不大，而與家庭變化相關(guān)；相較于單純的年齡或者收入變量，由婚姻狀態(tài)、兒女到來或者離開等多變量構(gòu)成的家庭生命周期模型為識別具有相同興趣和需求的消費(fèi)者群體，解釋消費(fèi)行為，進(jìn)行市場預(yù)測與細(xì)分提供了更高價(jià)值的指標(biāo)（Gilly et al.，1982）。

傳統(tǒng)家庭生命周期理論假設(shè)社會規(guī)范為重大生命事件何時(shí)發(fā)生提供了指導(dǎo)（于洪彥 等，2007），家庭生命周期與個(gè)人生命周期呈現(xiàn)線性平行關(guān)系?！盁o巢、筑巢、滿巢、空巢、鰥寡獨(dú)居”的階段劃分受到學(xué)界廣泛認(rèn)同（Click，1947）。隨著社會經(jīng)濟(jì)的發(fā)展，家庭生命周期日益多元化：單身家庭數(shù)量增加、育兒年齡推遲、丁克家庭增多、離婚率上升等，使得個(gè)體生命周期僅經(jīng)歷家庭生命周期的部分階段，或者在某個(gè)生命階段經(jīng)歷多個(gè)家庭生命周期類型的情況逐漸增加，家庭生命周期呈現(xiàn)非線性特征（Murphy et al.，1979）。

旅游學(xué)術(shù)界基于家庭生命周期理論展開的研究，主要集中于對傳統(tǒng)家庭生命周期各階段旅游意愿（易行健 等，2016）、旅游決策（Davies，1992）、旅游支出（王桂強(qiáng)，2008）等旅游消費(fèi)行為的差異進(jìn)行比較，取得了很多對細(xì)分市場有重要指導(dǎo)意義的結(jié)論：無子女年輕夫婦旅游花費(fèi)遠(yuǎn)高于有幼童的年輕夫婦；隨著兒女的離家，父母對旅游、休閑及教育的興趣會逐漸增加；仍在工作的老年人比已經(jīng)退休的老年人旅游花費(fèi)更高（Wells et al.，1966）。旅行頻率在50歲以后趨于提高，到75歲因健康因素開始降低（Zimmer，1995）；隨著家庭生命周期的演進(jìn)，家庭所表現(xiàn)出的旅游態(tài)度差異明顯，即空巢期人群更加追求享受，滿巢期人群注重體驗(yàn)（許春曉 等，2012）。

1.2 老年旅游消費(fèi)影響因素研究

老年旅游發(fā)展引人矚目是全球人口老齡化的必然結(jié)果。19世紀(jì)下半葉以法國為代表的歐美發(fā)達(dá)國家和地區(qū)最先進(jìn)入老齡化，家庭旅游度假習(xí)慣延續(xù)（Peterson，2003），出游主體中老年群體占比增加，使得老年旅游作為一種社會現(xiàn)象引起廣泛關(guān)注（黃小燕 等，1999）。20世紀(jì)末以來，人口老齡化逐漸蔓延至發(fā)展中國家和地區(qū)，尤其像中國這樣有濃厚“安土重遷”文化的國家，老年旅游則是一種新興的消費(fèi)現(xiàn)象。老年旅游研究也因此呈現(xiàn)出歐美國家開始時(shí)間早、研究成果多的現(xiàn)狀。

國外老年旅游消費(fèi)影響因素研究，主要針對老年群體特征展開，集中于對旅游制約因素的探討（劉斌 等，2020）。H?gerstrand（1989）運(yùn)用時(shí)間地理學(xué)方法得出旅游活動受“能力”（生物特征）、“聯(lián)結(jié)”（人際交往）和“權(quán)力”（參與機(jī)會）3個(gè)維度的制約。Grawford等（1987）則將旅游制約因素劃分為內(nèi)部、人際和結(jié)構(gòu)制約因素：內(nèi)部制約因素與個(gè)人心理和生理特征有關(guān)，如健康和自信；人際制約因素是社會交往的反映；結(jié)構(gòu)制約因素是指個(gè)人以外的更廣泛的背景。有研究對結(jié)構(gòu)維度進(jìn)行深入探討，將其解構(gòu)為更多子類別，如時(shí)間可用性和財(cái)務(wù)資源（Silva，2008）、低質(zhì)量服務(wù)、缺乏信息、帶薪休假少（Gao，2016）等。研究表明，與其他年齡段的旅游者相比，社會角色轉(zhuǎn)變、勞動收入減少、身體機(jī)能下降給老年旅游者帶來更多限制（Borell et al.，1995）；經(jīng)濟(jì)狀況、閑暇時(shí)間和自我感知健康狀況是老年旅游的主要影響因素（Romsa et al.，1989；Fleischer et al.，2002；Nyaupane et al.，2008）；婚姻、職業(yè)狀態(tài)對老年家庭旅游消費(fèi)影響顯著（Nieswiadomy et al.，1995）；旅游目的地距離遠(yuǎn)近、個(gè)體興趣愛好、缺乏旅行同伴對老年旅游也會產(chǎn)生一定影響（Zimmer et al.，1995）。

國內(nèi)針對老年旅游消費(fèi)影響因素的研究較為缺乏。劉力（2016）通過對安徽省6個(gè)城市的問卷調(diào)查得出，出游負(fù)面認(rèn)知、缺少同伴、費(fèi)用制約、家庭責(zé)任和時(shí)間制約是中國老年人出游的主要制約因素；將出游和未出游的老年群體進(jìn)行人口統(tǒng)計(jì)學(xué)特征對比分析，結(jié)果表明年齡、性別、家庭結(jié)構(gòu)、受教育程度、個(gè)人月收入都是影響老年旅游參與的重要因素。趙振斌等（2011）以成都市老年人為研究對象，發(fā)現(xiàn)自身制約、支持制約、經(jīng)濟(jì)與經(jīng)歷制約、環(huán)境制約是構(gòu)成中國老年旅游制約的4個(gè)維度，同時(shí)指出除傳統(tǒng)旅游制約因素外，我國老年人有別于西方老年人的突出出游限制性因素主要體現(xiàn)在人際方面。已有研究發(fā)現(xiàn)，代際支持能提升老年旅游消費(fèi)意愿（姚延波 等，2020）；子女關(guān)注老年人精神需求，給予經(jīng)濟(jì)、資訊、情感等家庭支持是解決老年人旅行障礙的重要因素（Gao et al.，2016）。隔代照料是代際關(guān)系的重要內(nèi)容，我國很多老年人在退休后，并未進(jìn)入“有錢有閑”的階段，只是將“工作”的地點(diǎn)轉(zhuǎn)換為家庭內(nèi)部。有研究統(tǒng)計(jì)，我國0～3歲兒童由“爺字輩”承擔(dān)主要照料責(zé)任的家庭占比達(dá)到31.7%（張航空，2016）。隔代照料對旅游消費(fèi)的影響尚未明確，有研究認(rèn)為隔代照料導(dǎo)致“退而不休”，引起閑暇時(shí)間減少，從而降低旅游消費(fèi)水平（劉力，2016）；但也有研究提出，隔代照料孫子女的老年人更容易產(chǎn)生“沖動性”旅游消費(fèi)（任明麗 等，2020）。

通過文獻(xiàn)梳理發(fā)現(xiàn)，已有研究多基于家庭生命周期與個(gè)人生命周期的平行線性關(guān)系假設(shè)，比較家庭生命周期各階段旅游消費(fèi)的異同，偏向于現(xiàn)象描述與總結(jié)；尚未見聚焦于老年階段，結(jié)合現(xiàn)代家庭生命周期的非線性特征，以代際交互（intergenerational exchange）視角對家庭生命周期與城市老年旅游消費(fèi)關(guān)系進(jìn)行的解釋性探討。

2 研究設(shè)計(jì)

2.1 數(shù)據(jù)來源

中國健康與養(yǎng)老追蹤調(diào)查（China Health and Retirement Longitudinal Survey，CHARLS）由北京大學(xué)國家發(fā)展研究院主持、北京大學(xué)中國社會科學(xué)調(diào)查中心與北京大學(xué)團(tuán)委共同執(zhí)行。調(diào)查參考國際經(jīng)驗(yàn)，采用多階段抽樣方法，分別在全國28個(gè)?。ㄗ灾螀^(qū)、直轄市）的150個(gè)縣、450個(gè)社區(qū)（村）開展調(diào)查訪問，收集一套代表中國45歲及以上中老年人家庭和個(gè)人的高質(zhì)量微觀數(shù)據(jù)。截至2018年調(diào)查結(jié)束，樣本已覆蓋總計(jì)1.24萬戶家庭中的1.9萬名受訪者①CHARL中國健康與養(yǎng)老追蹤調(diào)查［EB/OL］.（2019-09-13）［2020-01-18］.https：//charls.pku.edu.cn/gy/gyxm.htm.。CHARLS問卷內(nèi)容包括：基本信息、家庭、健康狀況和功能、工作和退休、養(yǎng)老金、收入、支出與資產(chǎn)等。本文利用2018年中國健康與養(yǎng)老追蹤調(diào)查數(shù)據(jù)進(jìn)行分析和研究。

2.2 變量選取

2.2.1 城市老年家庭

已有研究主要以自然年齡作為界定老年人的標(biāo)準(zhǔn)，也有研究者提出應(yīng)該以“退休與否”為劃分依據(jù)（Murphy et al.，1979）。結(jié)合以上兩種觀點(diǎn)，根據(jù)我國《老年人權(quán)益保障法》中60歲及以上公民為老年人的標(biāo)準(zhǔn)，以及現(xiàn)行退休政策中退休年齡的性別區(qū)別，參照任明麗等（2018）以50歲為老年人最低年齡下限的標(biāo)準(zhǔn)，本研究選取60歲及以上男性和50歲及以上女性作為研究對象?？紤]到中國城鄉(xiāng)二元經(jīng)濟(jì)結(jié)構(gòu)，農(nóng)村老人尚未完全被養(yǎng)老保險(xiǎn)制度覆蓋，經(jīng)濟(jì)獨(dú)立性弱，受教育程度低；城市老人經(jīng)濟(jì)實(shí)力更強(qiáng)，出游意愿更強(qiáng)烈（胡田，2018），是目前老年旅游市場的主力軍（陳曉萍 等，2012），故本研究根據(jù)CHARLS數(shù)據(jù)中戶口類型，僅選取城市戶口的家庭樣本作為研究對象，如果夫妻雙方戶口類型不一，主要根據(jù)戶主戶口類型進(jìn)行判斷。

2.2.2 家庭生命周期類型

在對老年家庭進(jìn)行調(diào)研的基礎(chǔ)上，本文將老年家庭生命周期類型劃分為獨(dú)居、空巢和滿巢3類。其中，獨(dú)居為無伴侶單獨(dú)居住老人（包括未婚、分居、離異、喪偶等情況）；空巢為老年夫妻二人（包括未婚、離異、喪偶但有伴侶共同生活的老年人）；滿巢為老年夫妻或個(gè)人與不具備經(jīng)濟(jì)能力的兒女和/或?qū)O輩共同居住。為了排除子女或?qū)O輩是家庭旅游消費(fèi)主要承擔(dān)者的情況，根據(jù)CHARLS問卷中家庭部分“家戶成員信息”、收入支出與資產(chǎn)部分“家戶收入”題項(xiàng)，剔除家庭收入包含其他成員收入的家庭樣本。按照以上條件進(jìn)行的樣本篩選，在實(shí)現(xiàn)對老年家庭與混合家庭有效區(qū)分的同時(shí)，也損失了大量樣本，其中包括部分單獨(dú)居住、收入來自兒女或?qū)O輩的老年人。

2.2.3 家庭旅游消費(fèi)影響因素

研究發(fā)現(xiàn)，家庭收入是旅游消費(fèi)的關(guān)鍵因素，正向影響旅游需求與支出（Thompson et al.，1978；Davies et al.，1992；Morley，1998）；戶主年齡與旅游支出呈負(fù)相關(guān)（Dardis et al.，1981）；戶主受教育程度顯著正向影響旅游消費(fèi)（Weagley et al.，2004）；家庭現(xiàn)金與儲蓄總值等金融資產(chǎn)顯著正向影響旅游消費(fèi)（姜國華，2017；王克穩(wěn)，2017）。結(jié)合已有對老年旅游消費(fèi)影響因素的研究，同時(shí)考慮CHARLS問卷中數(shù)據(jù)可得性，本研究選取家庭老年人口平均年齡、平均受教育程度、自評健康平均值、家庭總收入、家庭金融總資產(chǎn)，以及家庭生命周期類型為解釋變量，被解釋變量為過去一年家庭旅游消費(fèi)。

2.2.4 代際關(guān)系

代際關(guān)系因其親密性、永久性和不可選擇性成為老年人人際關(guān)系中最基本、最重要的關(guān)系（黃皓明，2019），涉及包括經(jīng)濟(jì)往來、生活照料以及情感交流等多維內(nèi)容。參照已有研究提出的代際關(guān)系代理變量（趙繼倫 等，2013）和CHARLS數(shù)據(jù)特征，本文選取與兒女共同居住時(shí)間、與兒女聯(lián)系頻率、兒女給予的經(jīng)濟(jì)支持、照顧孫輩的時(shí)間4個(gè)變量作為代際關(guān)系代理變量。相關(guān)變量具體描述見表1。

表1 相關(guān)變量內(nèi)涵及賦值描述

按照上述條件進(jìn)行樣本篩選后得到1073戶城市老年家庭有效樣本，占2018年CHARLS總樣本數(shù)（11628戶）的9.23%。其中獨(dú)居242戶，占有效樣本數(shù)的22.55%；空巢656戶，占61.14%；滿巢175戶，占16.31%?？粘惨呀?jīng)成為城市老年家庭的主要類型。1073戶老年家庭中248戶產(chǎn)生旅游消費(fèi)，占城市老年家庭樣本的23.11%，遠(yuǎn)高于任明麗等（2020）根據(jù)2015年CHARLS數(shù)據(jù)得出9%老年家庭產(chǎn)生旅游消費(fèi)的估計(jì)。除了老年旅游市場迅速發(fā)展以外，根本的原因在于本研究僅選取了城市老年家庭，加入農(nóng)村老年家庭后，產(chǎn)生旅游消費(fèi)的家庭比率降為8.56%①此比值是作者根據(jù) CHARLS 2018年調(diào)查數(shù)據(jù)計(jì)算所得，在計(jì)算時(shí)未對數(shù)據(jù)進(jìn)行權(quán)重調(diào)整。。與2016年西班牙老年家庭旅游消費(fèi)研究得出的近59%老年家庭旅游消費(fèi)率（Alen et al.，2017）相比，我國老年旅游市場有巨大的發(fā)展空間。在產(chǎn)生旅游消費(fèi)的家庭中，獨(dú)居（42戶）占16.93%，空巢（179戶）占72.18%，滿巢（27戶）占10.89%。從家庭旅游消費(fèi)總量來看，空巢家庭對旅游經(jīng)濟(jì)貢獻(xiàn)最大，產(chǎn)生旅游消費(fèi)155.40萬元；獨(dú)居老人產(chǎn)生旅游消費(fèi)26.32萬元；滿巢家庭產(chǎn)生旅游消費(fèi)17.53萬元。在產(chǎn)生旅游消費(fèi)家庭中，空巢家庭平均旅游消費(fèi)最高，達(dá)到8682元/戶；滿巢家庭旅游消費(fèi)次之，為6493元/戶；獨(dú)居老人旅游消費(fèi)最低，為6266元/戶。從旅游消費(fèi)角度再次驗(yàn)證空巢并未降低老人生活質(zhì)量（鄧婷鶴 等，2020）。城市老年家庭樣本平均年齡69歲；平均自評健康狀況為良好；家庭年收入約47932元，月收入約3994元，其中年收入在48000元（4000元/月）以下的家庭占58.2%；家庭金融總資產(chǎn)約74330元；受教育程度均值1.82，即初中未畢業(yè)。樣本數(shù)據(jù)描述性統(tǒng)計(jì)直觀地反映出我國老年人受教育程度、收入均較低的現(xiàn)狀。老年家庭平均與兒女共同居住時(shí)間為2個(gè)月，與兒女聯(lián)絡(luò)頻率為每半個(gè)月一次，兒女給予的經(jīng)濟(jì)支持為年均6491元，照顧孫輩的時(shí)間為年均641個(gè)小時(shí)。

表2 樣本描述性統(tǒng)計(jì) N=1073

2.3 模型構(gòu)建

本研究第一階段的目的是判斷家庭生命周期是否影響城市老年家庭旅游消費(fèi)，因此選擇基于隨機(jī)效用理論的離散選擇模型進(jìn)行分析?？紤]到家庭生命周期類型、受教育程度、自評健康都是屬于連續(xù)型隨機(jī)變量，服從正態(tài)分布，本研究采用廣義線性模型Probit進(jìn)行回歸。首先將數(shù)據(jù)中“年度家庭旅游消費(fèi)”即因變量Y轉(zhuǎn)換為受限二分類變量：“0”為沒有產(chǎn)生旅游消費(fèi)，“1”為產(chǎn)生旅游消費(fèi)，建立模型如下：

其中i表示個(gè)體，i=1，…，N；TOUR表示因變量旅游消費(fèi)；age表示家庭中老年戶主及其配偶平均年齡；education表示老年戶主及其配偶平均受教育程度；health表示老年戶主及其配偶自我感知健康平均值；income表示家庭總收入；fa為家庭金融總資產(chǎn)（financial assets）；flct為家庭生命周期類型（family life cycle type）；εi表示個(gè)體效應(yīng)；vi是隨機(jī)誤差項(xiàng)。

3 實(shí)證分析

3.1 家庭生命周期對城市老年旅游消費(fèi)的影響

3.1.1 城市老年旅游消費(fèi)影響因素分析

在對符合條件的1073個(gè)樣本進(jìn)行描述性統(tǒng)計(jì)時(shí)，發(fā)現(xiàn)收入部分?jǐn)?shù)據(jù)散亂，存在異常值，為保證回歸結(jié)果可靠性，本研究對收入進(jìn)行1～99區(qū)間的縮尾處理，保留1063個(gè)樣本。利用SPSS進(jìn)行Probit回歸，結(jié)果如表3所示。

表3 城市老年旅游消費(fèi)影響因素Probit回歸

年齡是家庭生命周期的重要指標(biāo)，回歸系數(shù)值為-0.030，并且在0.01水平呈現(xiàn)顯著性，說明年齡對老年旅游消費(fèi)具有顯著負(fù)向影響關(guān)系，邊際效應(yīng)值為-0.0072，意味著老年戶主及其配偶平均年齡每增加一歲，產(chǎn)生旅游消費(fèi)的概率（減少）幅度為-0.72%。家庭生命周期類型回歸系數(shù)為-0.113，且通過0.01顯著性檢驗(yàn)，邊際效應(yīng)值為-0.043，說明家庭生命周期類型在由獨(dú)居向空巢，或空巢向滿巢變化時(shí)，產(chǎn)生旅游消費(fèi)的概率（減少）幅度為-4.30%。說明由年齡和家庭生命周期類型構(gòu)成的家庭生命周期核心變量對老年家庭旅游消費(fèi)產(chǎn)生與否具有一定預(yù)測力。此外，受教育程度和自評健康都在0.01顯著性水平上正向影響旅游消費(fèi)，且受教育程度對旅游消費(fèi)的影響強(qiáng)于自評健康的影響，參考0.0574的邊際效應(yīng)值，受教育程度每提升一個(gè)類別，產(chǎn)生旅游消費(fèi)的概率（增加）幅度為5.74%。同時(shí)，收入越高和金融資產(chǎn)越多的家庭，產(chǎn)生旅游消費(fèi)可能性越大。模型通過檢驗(yàn)，擬合優(yōu)度較好。說明家庭生命周期是城市老年旅游消費(fèi)的影響因素之一，對城市老年旅游消費(fèi)具有一定預(yù)測力。

3.1.2 不同家庭生命周期類型的城市老年旅游消費(fèi)影響因素差異分析

本研究進(jìn)一步按照家庭生命周期類型進(jìn)行分組回歸，考察處于不同家庭生命周期的老年旅游消費(fèi)影響因素的差異。數(shù)據(jù)中“年度家庭旅游消費(fèi)”恢復(fù)為連續(xù)數(shù)值變量，因?yàn)榇嬖诖罅课串a(chǎn)生旅游消費(fèi)的家庭，故采用基于極大似然估計(jì)方法的斷尾回歸Tobit模型進(jìn)行回歸，結(jié)果如表4所示。

表4 不同家庭生命周期類型的城市老年旅游消費(fèi)影響因素Tobit回歸分析

與表3將城市老年家庭視為一個(gè)整體進(jìn)行回歸的結(jié)果相比較，發(fā)現(xiàn)隨著家庭生命周期演變，城市老年旅游消費(fèi)影響因素發(fā)生較大變化：滿巢家庭存在“啃老”現(xiàn)象，家庭撫養(yǎng)系數(shù)高，一方面年齡對出游的影響減小至不再顯著，另一方面家庭收入在0.01水平顯著負(fù)向影響旅游消費(fèi)。團(tuán)結(jié)互助、尊老愛幼是中國傳統(tǒng)家庭價(jià)值觀。在滿巢家庭中，家庭收入主要依靠老人，收入越高的老年人“不得不”承擔(dān)更多撫養(yǎng)責(zé)任，分擔(dān)更多家務(wù)，照顧兒女或?qū)O輩生活起居，從而經(jīng)濟(jì)負(fù)擔(dān)增加，閑暇時(shí)間減少，對旅游消費(fèi)形成一定的擠壓。對于空巢老年家庭，家庭收入的正向影響不再顯著。說明相比其他類型的家庭，解除了養(yǎng)育負(fù)擔(dān)，擁有伴侶的老年家庭，收入對旅游消費(fèi)的制約作用明顯降低。對于獨(dú)居老人，只有家庭收入在0.01水平上顯著正向影響旅游消費(fèi)，其他因素影響均不再顯著。其中家庭金融資產(chǎn)與旅游消費(fèi)呈負(fù)相關(guān)，雖不具備顯著統(tǒng)計(jì)學(xué)差異，但與金融資產(chǎn)正向影響旅游消費(fèi)的研究結(jié)論（朱靜 等，2016）相悖，可能的原因是單身老年人的風(fēng)險(xiǎn)厭惡程度更高，預(yù)防性儲蓄增加的同時(shí)降低了旅游消費(fèi)?？梢钥闯?，包含著家庭養(yǎng)育負(fù)擔(dān)、婚姻狀況、居住模式、經(jīng)濟(jì)地位內(nèi)涵的家庭生命周期類型，構(gòu)成了老年旅游消費(fèi)影響因素的高維變量，對其他影響因素有調(diào)節(jié)作用。

3.2 穩(wěn)健性檢驗(yàn)

本文用調(diào)整回歸模型的方法來進(jìn)行穩(wěn)健性檢驗(yàn)。用于檢驗(yàn)的模型應(yīng)與原模型類型相一致，因此對于二項(xiàng)分類Probit回歸，研究用Logistic模型進(jìn)行檢驗(yàn)，對于Tobit回歸用OLS回歸進(jìn)行檢驗(yàn)。通過對結(jié)果進(jìn)行比較，證明模型是否穩(wěn)健。由表5回歸結(jié)果可以看出，Logistic回歸結(jié)果顯示回歸系數(shù)正負(fù)與Probit回歸結(jié)果完全一致，家庭收入、金融資產(chǎn)與家庭類型由0.05、0.05和0.10水平上顯著上升為0.01、0.01和0.05水平上顯著影響旅游消費(fèi)。比較不同家庭生命周期類型OLS回歸結(jié)果和Tobit回歸結(jié)果，除了t值在百分位的微弱降低以外，回歸系數(shù)正負(fù)及顯著程度完全相同?？傮w來看，家庭生命周期核心變量對城市老年旅游消費(fèi)影響以及對不同家庭生命周期類型城市老年旅游消費(fèi)影響的分析結(jié)果是穩(wěn)健的。

4 機(jī)制分析

收入與閑暇是決定旅游需求和消費(fèi)的兩大主要因素（張凌云，2022）。據(jù)研究，中國大多數(shù)老年人會與成年子女之間涉及金錢往來（鐘曉慧 等，2014）；為了減輕兒女的生活壓力，很多父母都會重新投入家務(wù)工作中，尤其在時(shí)間分配方面，優(yōu)先考慮子女的需要，照顧孫輩，分擔(dān)家務(wù)（黃慶波 等，2017）。因此，本文試圖從代際交互路徑對家庭生命周期影響城市老年旅游消費(fèi)的機(jī)制進(jìn)行分析。代際交互本質(zhì)上講是隔代主體之間的資源流動。相比以往研究對代際關(guān)系中資源單向流動的表述，如代際剝削、代際支持，代際交互強(qiáng)調(diào)代際資源的雙向流動。本文選擇與子女共同居住時(shí)間、兒女給予的經(jīng)濟(jì)支持、照顧孫輩時(shí)間、與兒女聯(lián)系頻率作為代際交互的代理變量，探討家庭生命周期對城市老年旅游消費(fèi)的影響機(jī)制。

表6回歸結(jié)果顯示，代際交互對空巢家庭旅游消費(fèi)產(chǎn)生了直接且顯著的影響，兒女給予的經(jīng)濟(jì)支持和照料孫輩時(shí)間都在0.01水平上顯著正向影響老年旅游消費(fèi)。來自兒女的經(jīng)濟(jì)支持，直接增加了老人可支配收入，提高了老人生活滿意度，有利于促進(jìn)老年旅游消費(fèi)。而照料孫輩時(shí)間與旅游消費(fèi)正相關(guān)的主要原因可能有：一方面，中國以家庭為核心的價(jià)值觀（劉汶蓉，2012），使隔代養(yǎng)育被大多數(shù)中國老人視為不得不幫的責(zé)任，煩瑣辛苦的家庭“工作”擠占了老人退休后的休閑時(shí)間，旅游活動成為老年人“逃離”日常勞作的一種機(jī)會，照料孫輩時(shí)間越長越容易產(chǎn)生“想出門走走看看，透透氣”“平時(shí)太辛苦，有機(jī)會要對自己好一些”的旅游沖動與“補(bǔ)償性”消費(fèi)；另一方面，老人通過幫助子女帶孩子，發(fā)揮“余熱”，對家庭做出貢獻(xiàn)，增強(qiáng)了與子女之間的聯(lián)系與互動，擁有更強(qiáng)的幸福感、更高的自我價(jià)值認(rèn)同的同時(shí)，可能獲得更多兒女的“回饋”，因此更愿意或更有信心出游。

表6 代際交互對不同家庭生命周期類型的老年旅游消費(fèi)影響OLS回歸結(jié)果

為進(jìn)一步明確代際交互對獨(dú)居和滿巢家庭老人旅游消費(fèi)的影響路徑，本研究將年齡、受教育程度、自評健康、家庭總收入和家庭金融資產(chǎn)作為控制變量，旅游消費(fèi)作為因變量，在滿巢家庭樣本中加入婚姻狀態(tài)變量，加上與兒女共同居住的時(shí)間、兒女給予的經(jīng)濟(jì)支持共3個(gè)變量，分別作為自變量和調(diào)節(jié)變量，進(jìn)行分層回歸，結(jié)果發(fā)現(xiàn)（見表7）：當(dāng)獨(dú)居老人與子女共同居住時(shí)，模型加入子女給予的經(jīng)濟(jì)支持，交互項(xiàng)呈現(xiàn)顯著性（t=2.618，p=0.009＜0.010），意味著當(dāng)獨(dú)居老人與子女共同居住時(shí)間越長，子女給予的經(jīng)濟(jì)支持越多，獨(dú)居老人的旅游消費(fèi)越高。兒女給予的額外收入，可能增強(qiáng)了老人的消費(fèi)信心，一定程度上減輕了單身帶來的人際制約，促進(jìn)了非慣常消費(fèi)的增加。

表7 代際交互對獨(dú)居老人與滿巢家庭旅游消費(fèi)的交互作用（OLS）

滿巢家庭代際互動關(guān)系和婚姻狀態(tài)均對老年旅游消費(fèi)不產(chǎn)生直接顯著影響，而當(dāng)回歸模型中加入與子女共同居住時(shí)間和婚姻狀態(tài)的交互項(xiàng)時(shí)，交互項(xiàng)在0.01水平呈現(xiàn)出顯著性，表明滿巢家庭中擁有伴侶的老年人與兒女居住時(shí)間越長，旅游消費(fèi)越低。結(jié)合現(xiàn)實(shí)情境分析，可能是因?yàn)楦?母有伴侶共同生活會讓兒女更加放心、安心，甚至更心安理得地依賴，在與父母共同居住期間轉(zhuǎn)讓更多家庭照料責(zé)任，老人的時(shí)間、精力或金錢被擠占，從而減少旅游消費(fèi)；而對于獨(dú)身老人，兒女對“單身無伴的父/母親不容易、很辛苦”的認(rèn)知更強(qiáng)，因此主動承擔(dān)部分照料責(zé)任，老人相對有“余力”參與旅游活動。

5 結(jié)論與討論

本文采用非線性Probit模型探究了家庭生命周期與城市老年旅游消費(fèi)的關(guān)系，使用樣本選擇模型Tobit分析了不同家庭生命周期類型的城市老年旅游消費(fèi)影響因素的變化，并基于代際交互視角，結(jié)合中國情境對影響路徑進(jìn)行了分析。主要得出以下結(jié)論：第一，家庭生命周期對城市老年旅游消費(fèi)產(chǎn)生影響，隨著家庭生命周期由獨(dú)居向空巢，或空巢向滿巢變化，城市老年家庭產(chǎn)生旅游消費(fèi)的概率逐漸減小。城市老年旅游消費(fèi)影響因素隨家庭生命周期演變而發(fā)生變化，其中家庭收入顯著負(fù)向影響滿巢家庭旅游消費(fèi)，說明兒女的“啃老”行為，延長了城市老年家庭的撫養(yǎng)期，擠占了老年人閑暇時(shí)間，抑制了老年旅游消費(fèi)。對于空巢老年家庭，家庭收入的正向影響不再顯著，說明擁有伴侶的老年人，家庭內(nèi)部人際資源的溢出效應(yīng)松綁了以收入為代表的旅游消費(fèi)結(jié)構(gòu)制約。對于獨(dú)居老人，除家庭收入顯著正向影響旅游消費(fèi)外，其他影響因素均不顯著?？赡艿脑蚴仟?dú)居老人旅游消費(fèi)制約因素更復(fù)雜，在以后的研究中可以通過問卷調(diào)查等方式進(jìn)一步探討。第二，對不同家庭生命周期類型影響老年旅游消費(fèi)機(jī)制的分析結(jié)果表明，對于空巢家庭，來自兒女的經(jīng)濟(jì)支持與照料孫輩時(shí)間均正向影響老年旅游消費(fèi)；對于獨(dú)居老人，子女給予的經(jīng)濟(jì)支持調(diào)節(jié)著獨(dú)居老人與兒女共同居住時(shí)間對老年旅游消費(fèi)的影響，表現(xiàn)出與兒女共同居住時(shí)間越長，兒女給予的經(jīng)濟(jì)支持越多，獨(dú)居老人的旅游消費(fèi)越多；對于滿巢家庭，老人的婚姻狀態(tài)負(fù)向調(diào)節(jié)著與兒女共同居住時(shí)間對旅游消費(fèi)的影響，說明老年夫妻與兒女共同居住時(shí)間越長，旅游消費(fèi)越低，而單身老人受此影響不明顯。

對家庭生命周期與老年旅游消費(fèi)關(guān)系的探討，本質(zhì)上是對老年旅游家庭組合制約因素的研究。本文理論貢獻(xiàn)表現(xiàn)在：第一，結(jié)合現(xiàn)代家庭生命周期的非線性特征，明確了生命周期對城市老年旅游消費(fèi)的影響作用；第二，通過比較分析城市老年旅游消費(fèi)影響因素在不同家庭生命周期出現(xiàn)的變化，為已有研究結(jié)論提出了適用條件，促進(jìn)旅游消費(fèi)研究進(jìn)一步細(xì)致化；第三，通過代際交互視角的影響機(jī)制探索，發(fā)現(xiàn)代際交互調(diào)節(jié)著不同家庭生命周期對城市老年旅游消費(fèi)的影響，且變量間存在互補(bǔ)關(guān)系。

依據(jù)研究結(jié)論，一方面可以對我國未來20年老年旅游市場進(jìn)行預(yù)期，即空巢家庭成為老年家庭的主流形式，而受教育程度是空巢家庭旅游消費(fèi)最為顯著的正向影響因素。20世紀(jì)70年代末恢復(fù)高考后的50后、60后已經(jīng)全面進(jìn)入老年，經(jīng)歷了90年代末大學(xué)擴(kuò)招的70后、80后已步入中年，未來中國老年人平均受教育程度會大幅提升，伴隨著老年收入的提高，老年旅游消費(fèi)對國民經(jīng)濟(jì)的拉動作用不言而喻。另一方面，可以看出老年旅游消費(fèi)影響因素十分復(fù)雜。國家經(jīng)濟(jì)發(fā)展、社會穩(wěn)定是擴(kuò)大老年旅游消費(fèi)的大前提。在此基礎(chǔ)上，進(jìn)一步完善老年社會保障體系，推動養(yǎng)老保障市場形成；落實(shí)和保障產(chǎn)假、育兒假；倡導(dǎo)“尊老愛幼”的價(jià)值觀，推崇“代際團(tuán)結(jié)”（劉汶蓉，2016）；完善老年旅游配套設(shè)施，提升老年旅游服務(wù)品質(zhì)，針對不同需求開發(fā)多類型老年旅游產(chǎn)品等措施有利于減少老年旅游壁壘，促進(jìn)銀發(fā)經(jīng)濟(jì)，推動積極老齡化。

本研究存在以下不足：第一，“中國健康與養(yǎng)老追蹤調(diào)查”（CHARLS）是一套代表中國45歲以上中老年家庭和個(gè)人的高質(zhì)量微觀數(shù)據(jù)，不是針對老年旅游消費(fèi)的專項(xiàng)調(diào)查，因此缺乏對老年旅游需求、消費(fèi)結(jié)構(gòu)變化等針對性較強(qiáng)的問題的回答；第二，本文只采用了2018年度截面數(shù)據(jù)，產(chǎn)生旅游消費(fèi)的老年家庭數(shù)據(jù)總量較??；第三，本文以50歲及以上女性和/或60歲及以上男性，且經(jīng)濟(jì)獨(dú)立為條件進(jìn)行樣本篩選，便于證偽檢驗(yàn)的同時(shí)，也造成了樣本損失多、平均年齡偏大的問題。針對以上問題，未來可以嘗試采用問卷、訪談等研究方法，進(jìn)一步提高數(shù)據(jù)針對性；也可以采用面板數(shù)據(jù)，擴(kuò)大樣本量的同時(shí)，探索老年旅游消費(fèi)的時(shí)序變化，提高研究結(jié)論的普適價(jià)值；還可以嘗試從生命歷程、兒女異質(zhì)性等視角對老年旅游進(jìn)行更深入的研究。