家庭生命周期與城市老年旅游消費
——代際交互的調節(jié)作用

馬 玉 田 里 劉 亮

（云南大學工商管理與旅游管理學院，云南昆明 650504）

0 引言

當今世界形勢復雜多變，新冠肺炎疫情的沖擊加深世界經濟衰退，“逆全球化”思潮的涌動引發(fā)貿易爭端頻發(fā)。加快經濟轉型升級步伐，增強消費對經濟發(fā)展的基礎性作用，暢通國內大循環(huán)，成為當前中國經濟發(fā)展的首要任務。人口作為消費的重要影響因素，以老齡化為特征的人口結構性變化正在改變國家的發(fā)展基礎，為我國建立可持續(xù)發(fā)展的消費型社會帶來重大挑戰(zhàn)。根據國家衛(wèi)健委老齡健康司公布的數據，2010年中國60歲及以上老年人口數量1.78億，占總人口13.3%，2020年上升至2.64億，占比18.7%①人民網.2020年度國家老齡事業(yè)發(fā)展公報發(fā)布：全國60周歲及以上老年人口占總人口18.70%［EB/OL］.（2021-10-16）［2021-10-21］.http：//health.people.com.cn/n1/2021/1016/c14739-32255562.html.。中國發(fā)展研究基金會預測，到2050年中國60歲及以上人口將接近5億，占總人口比例超三分之一②中國新聞網.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)模的擴大也促進了老年旅游的發(fā)展，2015年全國老齡辦調查數據顯示，中國老年人每年旅游人數已占全國旅游人數的20%以上③中國新聞網.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.。中國老齡產業(yè)協(xié)會組織的“中國老年旅游產業(yè)發(fā)展現(xiàn)狀和趨勢研究”課題報告指出，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額不變的前提下，老年人口旅游消費總額將達2.4萬億元以上④搜狐網.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.。老年旅游消費將成為我國旅游消費的重要組成部分，對經濟發(fā)展產生強勁的促進作用。然而，與多數發(fā)達國家相比，中國老齡化進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。中國老年旅游消費能否隨老齡化程度加深相應呈現(xiàn)增長趨勢？深化和拓展老年旅游消費研究，對回答這個問題具有十分重要的意義。

家庭是社會的細胞，是旅游活動的重要主體，也是旅游消費研究始終關注的要素（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），個人和家庭都面臨較高壓力（McGoldrick，2016），在重新定義和調整家庭與個人關系的過程中（Wilkes，1995），家庭消費呈現(xiàn)出巨大異質性。家庭生命周期理論認為，由于組成家庭的人口數量、年齡結構等不同，不同階段的家庭消費行為會隨之表現(xiàn)出較大差異（于洪彥 等，2007）。作為理性人的消費者會在更長時間范圍內安排生活開支，達到整個生命周期內消費的最佳配置（Browning，1996），實現(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)”報告提出，旅游研究者應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)老追蹤調查”（CHARLS）數據考察家庭生命周期與城市老年旅游消費之間的關系，解析家庭生命周期演變中城市老年旅游消費影響因素的變化，并嘗試從代際交互視角揭示其作用機制，具有較強的理論意義與實踐價值。

1 文獻回顧

1.1 家庭生命周期理論

家庭生命周期理論（Family Life Cycle，F(xiàn)LC）揭示了家庭時序、關系和功能3個構面的靜態(tài)關系與動態(tài)變化（吳帆，2012），最早出現(xiàn)在20世紀30年代社會學研究領域（Wells et al.，1966），隨后在經濟學、人口學等多學科領域得到了廣泛應用。1954年主題為“生命周期和消費者行為”的會議在美國密歇根州召開，標志著家庭生命周期理論在消費行為研究領域應用的開始（Wells et al.，1966）。大量實證研究結果表明，許多消費行為的變化與生命衰老過程關系不大，而與家庭變化相關；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者群體，解釋消費行為，進行市場預測與細分提供了更高價值的指標（Gilly et al.，1982）。

傳統(tǒng)家庭生命周期理論假設社會規(guī)范為重大生命事件何時發(fā)生提供了指導（于洪彥 等，2007），家庭生命周期與個人生命周期呈現(xiàn)線性平行關系?！盁o巢、筑巢、滿巢、空巢、鰥寡獨居”的階段劃分受到學界廣泛認同（Click，1947）。隨著社會經濟的發(fā)展，家庭生命周期日益多元化：單身家庭數量增加、育兒年齡推遲、丁克家庭增多、離婚率上升等，使得個體生命周期僅經歷家庭生命周期的部分階段，或者在某個生命階段經歷多個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）。

旅游學術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，2008）等旅游消費行為的差異進行比較，取得了很多對細分市場有重要指導意義的結論：無子女年輕夫婦旅游花費遠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退休的老年人旅游花費更高（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，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（許春曉 等，2012）。

1.2 老年旅游消費影響因素研究

老年旅游發(fā)展引人矚目是全球人口老齡化的必然結果。19世紀下半葉以法國為代表的歐美發(fā)達國家和地區(qū)最先進入老齡化，家庭旅游度假習慣延續(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)象引起廣泛關注（黃小燕 等，1999）。20世紀末以來，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現(xiàn)象。老年旅游研究也因此呈現(xiàn)出歐美國家開始時間早、研究成果多的現(xiàn)狀。

國外老年旅游消費影響因素研究，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）運用時間地理學方法得出旅游活動受“能力”（生物特征）、“聯(lián)結”（人際交往）和“權力”（參與機會）3個維度的制約。Grawford等（1987）則將旅游制約因素劃分為內部、人際和結構制約因素：內部制約因素與個人心理和生理特征有關，如健康和自信；人際制約因素是社會交往的反映；結構制約因素是指個人以外的更廣泛的背景。有研究對結構維度進行深入探討，將其解構為更多子類別，如時間可用性和財務資源（Silva，2008）、低質量服務、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，社會角色轉變、勞動收入減少、身體機能下降給老年旅游者帶來更多限制（Borell et al.，1995）；經濟狀況、閑暇時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影響顯著（Nieswiadomy et al.，1995）；旅游目的地距離遠近、個體興趣愛好、缺乏旅行同伴對老年旅游也會產生一定影響（Zimmer et al.，1995）。

國內針對老年旅游消費影響因素的研究較為缺乏。劉力（2016）通過對安徽省6個城市的問卷調查得出，出游負面認知、缺少同伴、費用制約、家庭責任和時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行人口統(tǒng)計學特征對比分析，結果表明年齡、性別、家庭結構、受教育程度、個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、經濟與經歷制約、環(huán)境制約是構成中國老年旅游制約的4個維度，同時指出除傳統(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意愿（姚延波 等，2020）；子女關注老年人精神需求，給予經濟、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）。隔代照料是代際關系的重要內容，我國很多老年人在退休后，并未進入“有錢有閑”的階段，只是將“工作”的地點轉換為家庭內部。有研究統(tǒng)計，我國0～3歲兒童由“爺字輩”承擔主要照料責任的家庭占比達到31.7%（張航空，2016）。隔代照料對旅游消費的影響尚未明確，有研究認為隔代照料導致“退而不休”，引起閑暇時間減少，從而降低旅游消費水平（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生“沖動性”旅游消費（任明麗 等，2020）。

通過文獻梳理發(fā)現(xiàn)，已有研究多基于家庭生命周期與個人生命周期的平行線性關系假設，比較家庭生命周期各階段旅游消費的異同，偏向于現(xiàn)象描述與總結；尚未見聚焦于老年階段，結合現(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關系進行的解釋性探討。

2 研究設計

2.1 數據來源

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

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準，也有研究者提出應該以“退休與否”為劃分依據（Murphy et al.，1979）。結合以上兩種觀點，根據我國《老年人權益保障法》中60歲及以上公民為老年人的標準，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準，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。考慮到中國城鄉(xiāng)二元經濟結構，農村老人尚未完全被養(yǎng)老保險制度覆蓋，經濟獨立性弱，受教育程度低；城市老人經濟實力更強，出游意愿更強烈（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CHARLS數據中戶口類型，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，主要根據戶主戶口類型進行判斷。

2.2.2 家庭生命周期類型

在對老年家庭進行調研的基礎上，本文將老年家庭生命周期類型劃分為獨居、空巢和滿巢3類。其中，獨居為無伴侶單獨居住老人（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人與不具備經濟能力的兒女和/或孫輩共同居住。為了排除子女或孫輩是家庭旅游消費主要承擔者的情況，根據CHARLS問卷中家庭部分“家戶成員信息”、收入支出與資產部分“家戶收入”題項，剔除家庭收入包含其他成員收入的家庭樣本。按照以上條件進行的樣本篩選，在實現(xiàn)對老年家庭與混合家庭有效區(qū)分的同時，也損失了大量樣本，其中包括部分單獨居住、收入來自兒女或孫輩的老年人。

2.2.3 家庭旅游消費影響因素

研究發(fā)現(xiàn)，家庭收入是旅游消費的關鍵因素，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相關（Dardis et al.，1981）；戶主受教育程度顯著正向影響旅游消費（Weagley et al.，2004）；家庭現(xiàn)金與儲蓄總值等金融資產顯著正向影響旅游消費（姜國華，2017；王克穩(wěn)，2017）。結合已有對老年旅游消費影響因素的研究，同時考慮CHARLS問卷中數據可得性，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，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。

2.2.4 代際關系

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

表1 相關變量內涵及賦值描述

按照上述條件進行樣本篩選后得到1073戶城市老年家庭有效樣本，占2018年CHARLS總樣本數（11628戶）的9.23%。其中獨居242戶，占有效樣本數的22.55%；空巢656戶，占61.14%；滿巢175戶，占16.31%。空巢已經成為城市老年家庭的主要類型。1073戶老年家庭中248戶產生旅游消費，占城市老年家庭樣本的23.11%，遠高于任明麗等（2020）根據2015年CHARLS數據得出9%老年家庭產生旅游消費的估計。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，加入農村老年家庭后，產生旅游消費的家庭比率降為8.56%①此比值是作者根據 CHARLS 2018年調查數據計算所得，在計算時未對數據進行權重調整。。與2016年西班牙老年家庭旅游消費研究得出的近59%老年家庭旅游消費率（Alen et al.，2017）相比，我國老年旅游市場有巨大的發(fā)展空間。在產生旅游消費的家庭中，獨居（42戶）占16.93%，空巢（179戶）占72.18%，滿巢（27戶）占10.89%。從家庭旅游消費總量來看，空巢家庭對旅游經濟貢獻最大，產生旅游消費155.40萬元；獨居老人產生旅游消費26.32萬元；滿巢家庭產生旅游消費17.53萬元。在產生旅游消費家庭中，空巢家庭平均旅游消費最高，達到8682元/戶；滿巢家庭旅游消費次之，為6493元/戶；獨居老人旅游消費最低，為6266元/戶。從旅游消費角度再次驗證空巢并未降低老人生活質量（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%；家庭金融總資產約74330元；受教育程度均值1.82，即初中未畢業(yè)。樣本數據描述性統(tǒng)計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間為2個月，與兒女聯(lián)絡頻率為每半個月一次，兒女給予的經濟支持為年均6491元，照顧孫輩的時間為年均641個小時。

表2 樣本描述性統(tǒng)計 N=1073

2.3 模型構建

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，因此選擇基于隨機效用理論的離散選擇模型進行分析?？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)型隨機變量，服從正態(tài)分布，本研究采用廣義線性模型Probit進行回歸。首先將數據中“年度家庭旅游消費”即因變量Y轉換為受限二分類變量：“0”為沒有產生旅游消費，“1”為產生旅游消費，建立模型如下：

其中i表示個體，i=1，…，N；TOUR表示因變量旅游消費；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（financial assets）；flct為家庭生命周期類型（family life cycle type）；εi表示個體效應；vi是隨機誤差項。

3 實證分析

3.1 家庭生命周期對城市老年旅游消費的影響

3.1.1 城市老年旅游消費影響因素分析

在對符合條件的1073個樣本進行描述性統(tǒng)計時，發(fā)現(xiàn)收入部分數據散亂，存在異常值，為保證回歸結果可靠性，本研究對收入進行1～99區(qū)間的縮尾處理，保留1063個樣本。利用SPSS進行Probit回歸，結果如表3所示。

表3 城市老年旅游消費影響因素Probit回歸

年齡是家庭生命周期的重要指標，回歸系數值為-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具有顯著負向影響關系，邊際效應值為-0.0072，意味著老年戶主及其配偶平均年齡每增加一歲，產生旅游消費的概率（減少）幅度為-0.72%。家庭生命周期類型回歸系數為-0.113，且通過0.01顯著性檢驗，邊際效應值為-0.043，說明家庭生命周期類型在由獨居向空巢，或空巢向滿巢變化時，產生旅游消費的概率（減少）幅度為-4.30%。說明由年齡和家庭生命周期類型構成的家庭生命周期核心變量對老年家庭旅游消費產生與否具有一定預測力。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，且受教育程度對旅游消費的影響強于自評健康的影響，參考0.0574的邊際效應值，受教育程度每提升一個類別，產生旅游消費的概率（增加）幅度為5.74%。同時，收入越高和金融資產越多的家庭，產生旅游消費可能性越大。模型通過檢驗，擬合優(yōu)度較好。說明家庭生命周期是城市老年旅游消費的影響因素之一，對城市老年旅游消費具有一定預測力。

3.1.2 不同家庭生命周期類型的城市老年旅游消費影響因素差異分析

本研究進一步按照家庭生命周期類型進行分組回歸，考察處于不同家庭生命周期的老年旅游消費影響因素的差異。數據中“年度家庭旅游消費”恢復為連續(xù)數值變量，因為存在大量未產生旅游消費的家庭，故采用基于極大似然估計方法的斷尾回歸Tobit模型進行回歸，結果如表4所示。

表4 不同家庭生命周期類型的城市老年旅游消費影響因素Tobit回歸分析

與表3將城市老年家庭視為一個整體進行回歸的結果相比較，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水平顯著負向影響旅游消費。團結互助、尊老愛幼是中國傳統(tǒng)家庭價值觀。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”承擔更多撫養(yǎng)責任，分擔更多家務，照顧兒女或孫輩生活起居，從而經濟負擔增加，閑暇時間減少，對旅游消費形成一定的擠壓。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)育負擔，擁有伴侶的老年家庭，收入對旅游消費的制約作用明顯降低。對于獨居老人，只有家庭收入在0.01水平上顯著正向影響旅游消費，其他因素影響均不再顯著。其中家庭金融資產與旅游消費呈負相關，雖不具備顯著統(tǒng)計學差異，但與金融資產正向影響旅游消費的研究結論（朱靜 等，2016）相悖，可能的原因是單身老年人的風險厭惡程度更高，預防性儲蓄增加的同時降低了旅游消費。可以看出，包含著家庭養(yǎng)育負擔、婚姻狀況、居住模式、經濟地位內涵的家庭生命周期類型，構成了老年旅游消費影響因素的高維變量，對其他影響因素有調節(jié)作用。

3.2 穩(wěn)健性檢驗

本文用調整回歸模型的方法來進行穩(wěn)健性檢驗。用于檢驗的模型應與原模型類型相一致，因此對于二項分類Probit回歸，研究用Logistic模型進行檢驗，對于Tobit回歸用OLS回歸進行檢驗。通過對結果進行比較，證明模型是否穩(wěn)健。由表5回歸結果可以看出，Logistic回歸結果顯示回歸系數正負與Probit回歸結果完全一致，家庭收入、金融資產與家庭類型由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。比較不同家庭生命周期類型OLS回歸結果和Tobit回歸結果，除了t值在百分位的微弱降低以外，回歸系數正負及顯著程度完全相同。總體來看，家庭生命周期核心變量對城市老年旅游消費影響以及對不同家庭生命周期類型城市老年旅游消費影響的分析結果是穩(wěn)健的。

4 機制分析

收入與閑暇是決定旅游需求和消費的兩大主要因素（張凌云，2022）。據研究，中國大多數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工作中，尤其在時間分配方面，優(yōu)先考慮子女的需要，照顧孫輩，分擔家務（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的機制進行分析。代際交互本質上講是隔代主體之間的資源流動。相比以往研究對代際關系中資源單向流動的表述，如代際剝削、代際支持，代際交互強調代際資源的雙向流動。本文選擇與子女共同居住時間、兒女給予的經濟支持、照顧孫輩時間、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的影響機制。

表6回歸結果顯示，代際交互對空巢家庭旅游消費產生了直接且顯著的影響，兒女給予的經濟支持和照料孫輩時間都在0.01水平上顯著正向影響老年旅游消費。來自兒女的經濟支持，直接增加了老人可支配收入，提高了老人生活滿意度，有利于促進老年旅游消費。而照料孫輩時間與旅游消費正相關的主要原因可能有：一方面，中國以家庭為核心的價值觀（劉汶蓉，2012），使隔代養(yǎng)育被大多數中國老人視為不得不幫的責任，煩瑣辛苦的家庭“工作”擠占了老人退休后的休閑時間，旅游活動成為老年人“逃離”日常勞作的一種機會，照料孫輩時間越長越容易產生“想出門走走看看，透透氣”“平時太辛苦，有機會要對自己好一些”的旅游沖動與“補償性”消費；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，增強了與子女之間的聯(lián)系與互動，擁有更強的幸福感、更高的自我價值認同的同時，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影響OLS回歸結果

為進一步明確代際交互對獨居和滿巢家庭老人旅游消費的影響路徑，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作為控制變量，旅游消費作為因變量，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間、兒女給予的經濟支持共3個變量，分別作為自變量和調節(jié)變量，進行分層回歸，結果發(fā)現(xiàn)（見表7）：當獨居老人與子女共同居住時，模型加入子女給予的經濟支持，交互項呈現(xiàn)顯著性（t=2.618，p=0.009＜0.010），意味著當獨居老人與子女共同居住時間越長，子女給予的經濟支持越多，獨居老人的旅游消費越高。兒女給予的額外收入，可能增強了老人的消費信心，一定程度上減輕了單身帶來的人際制約，促進了非慣常消費的增加。

表7 代際交互對獨居老人與滿巢家庭旅游消費的交互作用（OLS）

滿巢家庭代際互動關系和婚姻狀態(tài)均對老年旅游消費不產生直接顯著影響，而當回歸模型中加入與子女共同居住時間和婚姻狀態(tài)的交互項時，交互項在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間越長，旅游消費越低。結合現(xiàn)實情境分析，可能是因為父/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讓更多家庭照料責任，老人的時間、精力或金錢被擠占，從而減少旅游消費；而對于獨身老人，兒女對“單身無伴的父/母親不容易、很辛苦”的認知更強，因此主動承擔部分照料責任，老人相對有“余力”參與旅游活動。

5 結論與討論

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的關系，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影響因素的變化，并基于代際交互視角，結合中國情境對影響路徑進行了分析。主要得出以下結論：第一，家庭生命周期對城市老年旅游消費產生影響，隨著家庭生命周期由獨居向空巢，或空巢向滿巢變化，城市老年家庭產生旅游消費的概率逐漸減小。城市老年旅游消費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向影響滿巢家庭旅游消費，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間，抑制了老年旅游消費。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，家庭內部人際資源的溢出效應松綁了以收入為代表的旅游消費結構制約。對于獨居老人，除家庭收入顯著正向影響旅游消費外，其他影響因素均不顯著?？赡艿脑蚴仟毦永先寺糜蜗M制約因素更復雜，在以后的研究中可以通過問卷調查等方式進一步探討。第二，對不同家庭生命周期類型影響老年旅游消費機制的分析結果表明，對于空巢家庭，來自兒女的經濟支持與照料孫輩時間均正向影響老年旅游消費；對于獨居老人，子女給予的經濟支持調節(jié)著獨居老人與兒女共同居住時間對老年旅游消費的影響，表現(xiàn)出與兒女共同居住時間越長，兒女給予的經濟支持越多，獨居老人的旅游消費越多；對于滿巢家庭，老人的婚姻狀態(tài)負向調節(jié)著與兒女共同居住時間對旅游消費的影響，說明老年夫妻與兒女共同居住時間越長，旅游消費越低，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關系的探討，本質上是對老年旅游家庭組合制約因素的研究。本文理論貢獻表現(xiàn)在：第一，結合現(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的影響作用；第二，通過比較分析城市老年旅游消費影響因素在不同家庭生命周期出現(xiàn)的變化，為已有研究結論提出了適用條件，促進旅游消費研究進一步細致化；第三，通過代際交互視角的影響機制探索，發(fā)現(xiàn)代際交互調節(jié)著不同家庭生命周期對城市老年旅游消費的影響，且變量間存在互補關系。

依據研究結論，一方面可以對我國未來20年老年旅游市場進行預期，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最為顯著的正向影響因素。20世紀70年代末恢復高考后的50后、60后已經全面進入老年，經歷了90年代末大學擴招的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，老年旅游消費對國民經濟的拉動作用不言而喻。另一方面，可以看出老年旅游消費影響因素十分復雜。國家經濟發(fā)展、社會穩(wěn)定是擴大老年旅游消費的大前提。在此基礎上，進一步完善老年社會保障體系，推動養(yǎng)老保障市場形成；落實和保障產假、育兒假；倡導“尊老愛幼”的價值觀，推崇“代際團結”（劉汶蓉，2016）；完善老年旅游配套設施，提升老年旅游服務品質，針對不同需求開發(fā)多類型老年旅游產品等措施有利于減少老年旅游壁壘，促進銀發(fā)經濟，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)老追蹤調查”（CHARLS）是一套代表中國45歲以上中老年家庭和個人的高質量微觀數據，不是針對老年旅游消費的專項調查，因此缺乏對老年旅游需求、消費結構變化等針對性較強的問題的回答；第二，本文只采用了2018年度截面數據，產生旅游消費的老年家庭數據總量較?。坏谌?，本文以50歲及以上女性和/或60歲及以上男性，且經濟獨立為條件進行樣本篩選，便于證偽檢驗的同時，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，進一步提高數據針對性；也可以采用面板數據，擴大樣本量的同時，探索老年旅游消費的時序變化，提高研究結論的普適價值；還可以嘗試從生命歷程、兒女異質性等視角對老年旅游進行更深入的研究。