家庭代際支持對中國老年人旅游的影響研究*

朱東國,馬 偉

(湘潭大學(xué) 商學(xué)院,湖南 湘潭 411105)

一、引言

旅游業(yè)作為第三產(chǎn)業(yè)的重要組成部分,是促進國民經(jīng)濟增長的重要驅(qū)動力。隨著人口老齡化趨勢日益嚴(yán)重,老年人旅游比例逐年增多,成為不可忽視的旅游消費群體。國家老齡工作委員會數(shù)據(jù)顯示,老年人旅游人數(shù)在旅游總?cè)藬?shù)中的占比從2015年的20%增長到2017年的25%,(1)數(shù)據(jù)來源:http://www.crca.cn/index.php/16-research/152-2021-05-07-23-11-40.html。2010年中國老年人旅游市場的年需求達到1萬億元,預(yù)計到2050年左右將達到5萬億元,(2)數(shù)據(jù)來源:http://www.crca.cn/index.php/16-research/152-2021-05-07-23-11-40.html。老年人旅游已成為旅游市場進一步發(fā)展的重要突破口。作為旅游市場的重要組成部分,老年人旅游不但有助于拓展政府養(yǎng)老事業(yè)空間和發(fā)揮市場資源配置作用,[1]29-31而且有利于增加老年人主觀幸福感和提高其生活質(zhì)量,[2]465-476值得引起政府、旅游市場和學(xué)術(shù)界的廣泛關(guān)注。但目前學(xué)術(shù)界對老年人旅游的研究主要立足于西方個體消費主義視角,聚焦旅游動機、[3]58-75,[4]70-82旅游決策的影響因素、[5]111-119,[6]640-658旅游決策行為與消費偏好、[7]24-34,[8]4-17老年人旅游的限制因素[9]19-32等幾個方面,具有中國特色的老年人旅游現(xiàn)象、行為和機理還有待探索。[10]23-24

受儒家傳統(tǒng)文化的影響,家庭因素在我國現(xiàn)階段的養(yǎng)老體系中依然發(fā)揮著重要作用,[11]88-98代際支持是家庭養(yǎng)老體系中不可或缺的組成部分。不同于西方接力式的代際關(guān)系,中國家庭通過“撫育-贍養(yǎng)”的反饋模式實現(xiàn)代際互惠均衡,儒家倡導(dǎo)的孝道即是這種模式的集中體現(xiàn),[12]6-15以善待父母為核心的孝道觀念在青年群體內(nèi)部得到高度肯定。子女通過家庭代際支持如經(jīng)濟支持和情感支持,影響老年人身體[13]53-68和心理健康狀況[14]43-54,增加老年人收入夠用機會,可能會對老年人旅游產(chǎn)生影響,因此有學(xué)者針對家庭代際支持對老年人旅游的影響展開了研究,姚延波等采用問卷調(diào)查法發(fā)現(xiàn)家庭代際支持正向影響老年人的旅游消費意愿,并論證了心理資本在兩者間的部分中介作用。[15]55-62馮穎基于2018年中國家庭動態(tài)跟蹤調(diào)查數(shù)據(jù),通過實證分析發(fā)現(xiàn)子女經(jīng)濟支持正向影響老年人旅游消費。[16]75-80李志勇等通過半結(jié)構(gòu)式訪談,分析發(fā)現(xiàn)子女會從經(jīng)濟、行動和精神3個方面支持父母出游,而父母也會相應(yīng)地對子女的支持行動結(jié)果產(chǎn)生認知、情感、行動和關(guān)系反饋。[17]46-57

現(xiàn)有研究大大加深了我們對家庭代際支持與老年人旅游的認識,但仍存在薄弱之處。從研究內(nèi)容看,首先,現(xiàn)有研究僅從整體的家庭代際支持角度分析其對老年人旅游的影響,或單獨針對子女經(jīng)濟支持進行探討,尚未分別分析子女經(jīng)濟支持和情感支持對老年人旅游的影響,但子女經(jīng)濟支持和子女情感支持發(fā)揮的“物質(zhì)”和“精神”作用可能對老年人旅游的影響不同。其次,關(guān)于家庭代際支持影響老年人旅游的機制并不清晰,僅有的機制分析也只是片面的從心理資本的角度進行討論,缺乏多角度的機制分析。最后,研究多采用問卷調(diào)查數(shù)據(jù)、截面數(shù)據(jù)或半結(jié)構(gòu)式訪談數(shù)據(jù),較少使用時間跨度較長的面板數(shù)據(jù)進行分析,但面板數(shù)據(jù)可以提高研究結(jié)果的準(zhǔn)確性,發(fā)現(xiàn)更多規(guī)律。從研究方法看,主要自變量家庭代際支持可能存在因遺漏變量、雙向因果或樣本選擇偏誤等造成的內(nèi)生性問題,但多數(shù)研究并未有效控制家庭代際支持的內(nèi)生性,降低了研究結(jié)果的可信度和穩(wěn)健性。

針對已有文獻的薄弱之處,本文嘗試從以下幾個方面做出改進和貢獻:(1)研究數(shù)據(jù)上,首次使用全國性的大型調(diào)研數(shù)據(jù)從家庭代際支持的角度研究老年人旅游,樣本覆蓋了中國23個省份的800多個縣(區(qū)),具有廣泛的地域代表性,調(diào)查時期從2002年到2018年,時間跨度較長;(2)研究內(nèi)容上,首先,將家庭代際支持劃分為子女經(jīng)濟支持和子女情感支持,并分別探討了兩者對老年人旅游的影響,其次,從理論和實證兩方面分析家庭代際支持對老年人旅游的影響機制,試圖從多個角度厘清二者關(guān)系;(3)研究方法上,本文基于2002—2018年“中國老年健康影響因素跟蹤調(diào)查”面板數(shù)據(jù),并采用工具變量法有效降低了內(nèi)生性問題造成的偏誤,提高了研究結(jié)果的準(zhǔn)確性和可信度。

二、家庭代際支持促進老年人旅游的影響機制

子女主要通過經(jīng)濟和情感兩方面的支持促進老年人旅游,具體的影響機制如下。

(一)子女經(jīng)濟支持促進老年人旅游的影響機制

子女經(jīng)濟支持通過提高老年人身體健康狀況和認知功能促進老年人旅游。一方面,子女經(jīng)濟支持可有效促進老年人的身體健康狀況和認知功能。子女經(jīng)濟支持不但能為老年人提供基本的生活保障,而且能有效改善老年人的醫(yī)療條件和環(huán)境,進而提高老年人的生理和心理健康水平以及老年人的認知功能。[18]70-79另一方面,老年人健康水平和認知功能的提高可以有效促進老年人旅游。身體健康狀況和認知功能影響老年人外出旅游消費,老年人身體健康狀況和認知功能越好,其外出旅游消費的可能性越大。[19]1262-1273

子女經(jīng)濟支持通過提高老年人的收入夠用機會促進老年人旅游。一方面,子女經(jīng)濟支持可以有效提升老年人收入夠用機會。隨著年齡的增大,老年人經(jīng)濟型社會參與的機會越來越少,收入來源逐漸減少,子女經(jīng)濟支持在滿足老年人基本生活的基礎(chǔ)上,也增加了老年人收入夠用的機會。另一方面,收入夠用可以顯著促進老年人旅游。收入、閑暇時間及健康狀況是老年人旅游的影響因素,[20]166-170老年人具有充裕的閑暇時間且老年人的身體健康水平也在不斷上升[21]124-125,所有生活來源是否夠用顯著影響老年人旅游[22]74-76。

(二)子女情感支持促進老年人旅游的影響機制

子女情感支持通過提高老年人身體健康狀況和認知功能促進老年人旅游。一方面,子女情感支持可有效促進老年人的身體健康狀況和認知功能。快節(jié)奏的生活下,子女陪伴父母的機會越來越少,精神交流和情感關(guān)注逐漸成為老年人最為強烈的情感需求[21]125-126,子女情感支持顯著影響老年人的身體健康狀況[23]66-73,可有效提高老年人的生活質(zhì)量,改善老年人的健康狀況和認知功能。另一方面,老年人健康水平和認知功能的提高可以有效促進老年人旅游。有學(xué)者提出,老年人身體健康、心理健康和認知功能的提高可以有效增加老年人參加旅游活動的機會。[24]26-43

子女情感支持通過減少老年人的負面情緒促進老年人旅游。子女情感支持可顯著降低老年人的負面情緒。子女情感支持可有效緩解老年人的失落感、孤獨感及焦慮感,[25]41-47從而減少老年人的負面情緒。而老年人負面情緒的減少可有效促進老年人旅游。負面情緒的減少,有助于幫助老年人積極面對生活,改變老年人旅游的消極認知,[26]70-79提高老年人參與旅游活動的欲望,從而增加老年人旅游活動的消費。

三、數(shù)據(jù)來源與變量描述

(一)數(shù)據(jù)來源

本文實證研究數(shù)據(jù)來自“中國老年健康影響因素跟蹤調(diào)查”(CLHLS)最新調(diào)查數(shù)據(jù),該調(diào)查由北京大學(xué)組織,調(diào)查對象主要為65歲及以上老年人,樣本覆蓋了全國23個省(直轄市和自治區(qū)),涉及800多個縣(區(qū)),具有地域代表性。調(diào)查內(nèi)容主要包括:人口特征、代際支持、健康狀況、旅游等,是本文研究家庭代際支持對老年人旅游影響的理想數(shù)據(jù)。CLHLS數(shù)據(jù)現(xiàn)已更新到2018年,因此本文采用2002年、2005年、2008年、2011年、2014年及2018年6期跟蹤調(diào)查數(shù)據(jù)進行研究。

CLHLS數(shù)據(jù)調(diào)查對象主要為65～105歲老年人,65歲以下老年人占比較低,且90歲以上老年人身體健康水平下降,風(fēng)險增加,旅游可能性降低,所以剔除65歲以下及90歲以上的老年人樣本,保留65～89歲老年人樣本。有日常生活功能障礙(如吃飯穿衣等需要別人幫忙)的老年人旅游機會很少,因此剔除日常生活功能障礙的老年人樣本,僅保留日常生活功能完好的老年人樣本。經(jīng)過以上處理后,本文采用的2002年、2005年、2008年、2011年、2014年和2018年老年人樣本分別為6 617人、6 206人、6 269人、4 378人、3 212人和6 520人。

(二)變量選取

因變量為“過去兩年內(nèi)被訪老年人是否旅游(是=1,否=0)”,采用虛擬變量形式。

自變量借鑒鄭曉冬等[27]117的做法,將“家庭代際支持”分為“子女經(jīng)濟支持”和“子女情感支持”。其中,“子女經(jīng)濟支持”由受訪老年人女兒和兒子支持的金額共同組成,并取對數(shù);“子女情感支持”是指至少有一個子女常與老年人保持通訊聯(lián)系,若存在記作1,否則記作0。

控制變量主要是:性別(男性=1,女性=0)、年齡、年齡平方、居住區(qū)域(城鎮(zhèn)=1,鄉(xiāng)村=0)、居住地域(東部=1,中西部=0)、受教育年限、婚姻狀況(目前有偶=1,目前無偶=0)、自評健康(自評健康好=1,自評健康差=0)、認知功能(認知功能好=1,認知功能差=0)、居住安排(空巢=1,非空巢=0)、家庭去年人均收入對數(shù)。

(三)描述性統(tǒng)計

表1為變量描述性統(tǒng)計結(jié)果。由表1可見,按照時間對家庭代際支持樣本進行分類時,2002—2018年老年人旅游的概率分別是10.9%、10.0%、7.64%、11.4%、9.92%、17.2%,其對應(yīng)的子女經(jīng)濟支持金額的對數(shù)分別是6.152、6.147、5.840、6.176、5.913、6.556,可見子女經(jīng)濟支持的對數(shù)越大,老年人旅游的概率越大。同樣,與旅游概率對應(yīng)的子女情感支持的概率分別是65.3%、67.4%、60.2%、64.1%、68.3%、70.0%,隨著子女情感支持概率的增加,老年人旅游概率均在波動上升。在全樣本標(biāo)準(zhǔn)差方面,旅游、子女經(jīng)濟支持和子女情感支持的標(biāo)準(zhǔn)差分別是0.317、2.916及0.350。在控制變量均值方面,自評健康好的老年人占比為86.5%,認知功能好的老年人占比為93.4%,家庭去年人均收入對數(shù)為8.102元,空巢率達到22.6%。

表1 主要變量的描述性統(tǒng)計

四、實證結(jié)果與分析

(一)模型選取

當(dāng)被解釋變量為虛擬變量時,我們使用Logit面板模型,模型設(shè)定如下:

Yit=β0+β1Pit+β2Qit+∑β2Xit+λt+εit

其中,i表示個體,t表示調(diào)查時點;Yit為個體i在時點t的旅游情況,即“老年人是否旅游”;Pit、Qit分別代表個體i在時點t子女經(jīng)濟支持金額對數(shù)及子女情感支持的虛擬變量(1=提供情感支持,0=未提供情感支持);Xit為控制變量,包括性別、年齡、居住地域、婚姻狀態(tài)及是否空巢等;λt為不可觀測的時期效應(yīng),εit為隨機誤差項。

(二)基準(zhǔn)結(jié)果

表2給出了家庭代際支持對中國老年人旅游影響的基準(zhǔn)結(jié)果。在第(1)列的基礎(chǔ)上,第(2)到(4)列我們逐步控制了被訪老年人健康狀況、居住安排和家庭人均收入對數(shù)?；鶞?zhǔn)結(jié)果顯示,所有回歸中子女經(jīng)濟支持和子女情感支持系數(shù)的機會比均顯著大于1,且在1%水平上顯著。具體來看,第(4)列回歸結(jié)果表明,子女經(jīng)濟支持在均值的基礎(chǔ)上每增加1元,老年人旅游的機會比是原來的1.035倍;子女提供情感支持的老年人旅游的機會比是子女未提供情感支持老年人的1.384倍,系數(shù)均在1%水平上顯著,表明子女對父母的經(jīng)濟支持與情感支持均促進老年人旅游。

表2 基準(zhǔn)回歸:家庭代際支持對老年人旅游的影響

(三)穩(wěn)健性分析

為了進一步驗證上述結(jié)果是否穩(wěn)健,本研究進而考察家庭代際支持對老年人旅游的影響是否存在性別、居住地域、婚姻狀況及年齡等方面的差異,將樣本按照性別、城鄉(xiāng)、目前是否有偶及年齡進行分組回歸,分組回歸結(jié)果如表3所示。

表3 穩(wěn)健性分析

從表3回歸結(jié)果來看,在性別、婚姻狀況、城鄉(xiāng)及年齡分組中,所有回歸子女經(jīng)濟支持和子女情感支持系數(shù)的機會比均顯著大于1,且在1%水平上顯著,表明子女對父母的經(jīng)濟支持與情感支持均促進老年人旅游,與基準(zhǔn)結(jié)果一致。原因可能是子女提供經(jīng)濟支持能夠增加老年人的額外收入,[28]56-66子女情感支持可使得老年人正向地面對自身現(xiàn)狀,積極參加旅游活動。因此,經(jīng)過穩(wěn)健性檢驗基準(zhǔn)回歸結(jié)果依然成立,子女經(jīng)濟支持和子女情感支持均提升了老年人旅游需求。

(四)內(nèi)生性討論

本文的主要研究目的是考察家庭代際支持對老年人旅游的影響,在選擇實證模型時需要考察家庭代際支持的內(nèi)生性。首先,可能存在反向因果造成的內(nèi)生性問題。主要自變量為子女經(jīng)濟支持和子女情感支持,代際支持有可能受到老年人旅游的影響,旅游次數(shù)較多的老年人可能獲得子女更多的經(jīng)濟支持和情感支持,因此可能存在反向因果關(guān)系。其次,可能存在樣本選擇偏誤所帶來的內(nèi)生性問題,如無法觀測的個體旅游偏好可能影響老年人旅游次數(shù)。最后,可能存在遺漏變量如社會經(jīng)濟發(fā)展水平等同時影響家庭代際支持和老年人旅游。基于以上分析,在家庭代際支持對老年人旅游的影響中可能存在內(nèi)生性問題造成結(jié)果有偏,因此選擇工具變量法保證研究結(jié)果的穩(wěn)健性。

本文采用工具變量法進行兩階段估計,選取“存活女兒數(shù)量”“同縣區(qū)其他老年人過去兩年經(jīng)濟支持金額平均數(shù)”“同縣區(qū)其他老年人過去兩年子女聯(lián)系比例”作為工具變量?！按婊钆畠簲?shù)量”是指被訪老年人存活的女兒數(shù)量;“同縣區(qū)其他老年人過去兩年經(jīng)濟支持金額平均數(shù)”是指該縣區(qū)除受訪者外其余老年人過去兩年獲得子女經(jīng)濟支持金額的平均數(shù)量;“同縣區(qū)其他老年人過去兩年子女聯(lián)系比例”是指該縣區(qū)除受訪者外其余老年人過去兩年至少一個子女經(jīng)常聯(lián)系的比例。本研究選擇的工具變量與內(nèi)生解釋變量家庭代際支持有關(guān),而老年人旅游主要受個人身體健康、閑暇時間及收入等的影響,因此三個變量與被解釋變量老年人旅游無邏輯關(guān)系,而且均通過過度識別檢驗,具有較強的外生性,滿足工具變量的條件。

表4匯報了工具變量模型的回歸結(jié)果,從第(1)(2)列回歸結(jié)果來看,工具變量的系數(shù)均在1%水平上顯著,聯(lián)合顯著性檢驗F統(tǒng)計量最小的是180.80,遠大于10,因此不存在弱工具變量的問題,所選工具變量對內(nèi)生解釋變量子女經(jīng)濟支持和子女情感支持具有較好的解釋力,第(3)列回歸中過度識別檢驗的P值大于0.1,說明我們無法拒絕工具變量符合外生性條件的原假設(shè)。表明雖然內(nèi)生性問題會影響基準(zhǔn)回歸中對真實效應(yīng)大小的估計,但無法改變子女經(jīng)濟支持和子女情感支持均對老年人旅游存在正向影響的結(jié)論。因此,對比基準(zhǔn)回歸結(jié)果得出如下結(jié)論:子女經(jīng)濟支持和子女情感支持均顯著提升老年人旅游需求。

表4 工具變量回歸結(jié)果

(五)影響中介因素

結(jié)合前文的理論分析部分,研究認為子女經(jīng)濟支持和子女情感支持通過自評健康、認知功能、情緒和收入4個方面影響老年人旅游需求,回歸結(jié)果如表5和表6所示。

表5 家庭代際支持對老年人旅游影響機制分析(1)

表6 家庭代際支持對老年人旅游影響機制分析(2)

“自評健康好”指受訪老年人自評健康狀況為“好”或“很好”,若是記作1,否則為0。表5第(1)列結(jié)果顯示,子女經(jīng)濟支持金額對數(shù)在均值的基礎(chǔ)上每提高1元,老年人自評健康好的機會比是原來的1.018倍,子女情感支持的老年人自評健康好的機會比是子女未提供情感支持的老年人的1.677倍, 系數(shù)均在1%水平上顯著,即子女經(jīng)濟支持和子女情感支持均顯著提高了老年人自評健康好的機會。表6第(1)列結(jié)果表明,自評健康好能夠提高老年人旅游的機會,即子女經(jīng)濟支持和子女情感支持均可以通過增加老年人自評健康好的機會促進其旅游?！罢J知功能好”是指老年人的一般能力、反應(yīng)能力、注意力和計算能力等較高,若是記作1,否則為0。表5第(2)列結(jié)果顯示,子女經(jīng)濟支持和子女情感支持均顯著提高了老年人認知功能好的機會。表6第(2)列結(jié)果表明,認知功能好能促進老年人旅游,即子女經(jīng)濟支持和子女情感支持均可以通過增加老年人認知功能好的機會促進其旅游。對此可能的解釋是,子女經(jīng)濟支持和子女情感支持對老年人的健康狀況有顯著的提升效應(yīng),[29]57-68擁有健康身體狀況和心理狀態(tài)的老年人更容易產(chǎn)生旅游需求。[30]538

“負面情緒”是指老年人經(jīng)常感到緊張害怕或者覺得自己越老越不中用,若是則記作1,否則為0。表5第(3)列和表6第(3)列結(jié)果表明,至少有一個子女經(jīng)常聯(lián)系老人,能夠減少老年人產(chǎn)生負面情緒的概率,負面情緒越少的老年人旅游的機會更大,即子女情感支持通過減少老年人獲得負面情緒的機會促進老年人旅游。原因可能是,子女情感支持可以使老年人正面而樂觀地看待周圍的世界,有效緩解進入陌生環(huán)境而引發(fā)的不適應(yīng)等負面情緒,對旅游認知和旅游參與行為保持正面的態(tài)度。

“收入夠用”是指老年人所有的生活來源夠用,若生活來源夠用記為1,否則記為0。表5第(4)列結(jié)果顯示,子女經(jīng)濟支持在均值的基礎(chǔ)上每提高1元,老年人收入夠用的機會比是原來的2.012倍,系數(shù)在1%水平上顯著,即子女經(jīng)濟支持顯著提高了老年人收入夠用的機會。表6第(4)列結(jié)果表明,收入夠用促進老年人旅游,即子女經(jīng)濟支持通過增加老年人收入夠用的機會促進其旅游。對此可能的解釋是,個人的財務(wù)狀況、時間的約束和健康狀況是老年人旅游參與的主要影響因素,顯著影響老年人的旅游參與行為,收入夠用可有效增加老年人的非慣常消費,促進旅游發(fā)展。

根據(jù)以上分析發(fā)現(xiàn),子女經(jīng)濟支持通過提高老年人自評健康好、認知功能好及收入夠用的機會提升老年人旅游需求;子女情感支持通過提高老年人自評健康好、認知功能好的機會及減少老年人的負面情緒促進老年人旅游。

五、結(jié)論與討論

本文以中國老年人為研究對象,基于2002—2018年CLHLS數(shù)據(jù),采用工具變量法控制家庭代際支持的內(nèi)生性,將家庭代際支持劃分為子女經(jīng)濟支持和子女情感支持,分別探討了子女經(jīng)濟支持和子女情感支持對中國老年人旅游的影響及背后作用機制。研究發(fā)現(xiàn):子女經(jīng)濟支持在均值的基礎(chǔ)上每增加1元,老年人旅游的機會比是原來的1.035倍;子女提供情感支持的老年人旅游的機會比是子女未提供情感支持老年人旅游機會比的1.384倍,系數(shù)均在1%水平上顯著;考慮內(nèi)生性和穩(wěn)健性檢驗后,結(jié)果依舊成立;從影響機制看,子女經(jīng)濟支持通過提高老年人自評健康好、認知功能好及收入夠用的機會提升老年人旅游需求;子女情感支持通過提高老年人自評健康好、認知功能好及減少老年人的負面情緒促進老年人旅游。

基于以上研究結(jié)論,本文得出以下政策啟示:首先,政府和旅游市場應(yīng)關(guān)注家庭代際支持對老年人旅游的重要作用。政府在制定相關(guān)政策時,注重子女經(jīng)濟支持和子女情感支持的重要影響,提倡孝親旅游,有效發(fā)揮子女經(jīng)濟支持和情感支持對老年人旅游等休閑消費的積極溢出效應(yīng)。其次,政府應(yīng)積極引導(dǎo)成年子女力所能及地為老年父母提供情感支持和經(jīng)濟支持,提高老年人自評健康好、認知功能好及收入夠用的機會,減少老年人負面情緒進而促進老年人旅游。

家庭代際支持是雙向互動的過程,本研究僅考察了子女代際支持對老年人旅游的影響及作用機制,未來的研究可綜合考察子女代際支持、父母代際支持、代際支持的均衡性及代際交換強度等對老年人旅游的影響效應(yīng)及其作用機制。當(dāng)然,本文還存在一定的局限性,家庭代際支持對老年人旅游影響的研究中,主要自變量存在內(nèi)生性問題,本文采用工具變量法控制子女經(jīng)濟支持和子女情感支持的內(nèi)生性,從而使結(jié)果更為準(zhǔn)確和穩(wěn)健,但所選擇的工具變量還具有較弱的內(nèi)生性,工具變量可以通過除內(nèi)生解釋變量之外的因素影響老年人的旅游需求。然而,工具變量的弱內(nèi)生性問題在現(xiàn)有文獻中也一直存在,與此同時,本文選擇的工具變量通過了過度識別檢驗,統(tǒng)計上不能拒絕工具變量的外生性,通過其他渠道對老年人旅游需求的影響不大,工具變量內(nèi)生性較弱,無法改變其外生性的假設(shè)。