朱東國(guó),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(jìn)國(guó)民經(jīng)濟(jì)增長(zhǎng)的重要驅(qū)動(dòng)力。隨著人口老齡化趨勢(shì)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(fèi)群體。國(guó)家老齡工作委員會(huì)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(zhǎng)到2017年的25%,(1)數(shù)據(jù)來(lái)源:http://www.crca.cn/index.php/16-research/152-2021-05-07-23-11-40.html。2010年中國(guó)老年人旅游市場(chǎng)的年需求達(dá)到1萬(wàn)億元,預(yù)計(jì)到2050年左右將達(dá)到5萬(wàn)億元,(2)數(shù)據(jù)來(lái)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(chǎng)進(jìn)一步發(fā)展的重要突破口。作為旅游市場(chǎng)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(chǎng)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(chǎng)和學(xué)術(shù)界的廣泛關(guān)注。但目前學(xué)術(shù)界對(duì)老年人旅游的研究主要立足于西方個(gè)體消費(fèi)主義視角,聚焦旅游動(dòng)機(jī)、[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(fèi)偏好、[7]24-34,[8]4-17老年人旅游的限制因素[9]19-32等幾個(gè)方面,具有中國(guó)特色的老年人旅游現(xiàn)象、行為和機(jī)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(guó)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(guó)家庭通過(guò)“撫育-贍養(yǎng)”的反饋模式實(shí)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(guò)家庭代際支持如經(jīng)濟(jì)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(jī)會(huì),可能會(huì)對(duì)老年人旅游產(chǎn)生影響,因此有學(xué)者針對(duì)家庭代際支持對(duì)老年人旅游的影響展開(kāi)了研究,姚延波等采用問(wèn)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(fèi)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(guó)家庭動(dòng)態(tài)跟蹤調(diào)查數(shù)據(jù),通過(guò)實(shí)證分析發(fā)現(xiàn)子女經(jīng)濟(jì)支持正向影響老年人旅游消費(fèi)。[16]75-80李志勇等通過(guò)半結(jié)構(gòu)式訪談,分析發(fā)現(xiàn)子女會(huì)從經(jīng)濟(jì)、行動(dòng)和精神3個(gè)方面支持父母出游,而父母也會(huì)相應(yīng)地對(duì)子女的支持行動(dòng)結(jié)果產(chǎn)生認(rèn)知、情感、行動(dòng)和關(guān)系反饋。[17]46-57

現(xiàn)有研究大大加深了我們對(duì)家庭代際支持與老年人旅游的認(rèn)識(shí),但仍存在薄弱之處。從研究?jī)?nèi)容看,首先,現(xiàn)有研究?jī)H從整體的家庭代際支持角度分析其對(duì)老年人旅游的影響,或單獨(dú)針對(duì)子女經(jīng)濟(jì)支持進(jìn)行探討,尚未分別分析子女經(jīng)濟(jì)支持和情感支持對(duì)老年人旅游的影響,但子女經(jīng)濟(jì)支持和子女情感支持發(fā)揮的“物質(zhì)”和“精神”作用可能對(duì)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(jī)制并不清晰,僅有的機(jī)制分析也只是片面的從心理資本的角度進(jìn)行討論,缺乏多角度的機(jī)制分析。最后,研究多采用問(wèn)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(shí)間跨度較長(zhǎng)的面板數(shù)據(jù)進(jìn)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(wèn)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(duì)已有文獻(xiàn)的薄弱之處,本文嘗試從以下幾個(gè)方面做出改進(jìn)和貢獻(xiàn):(1)研究數(shù)據(jù)上,首次使用全國(guó)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(guó)23個(gè)省份的800多個(gè)縣(區(qū)),具有廣泛的地域代表性,調(diào)查時(shí)期從2002年到2018年,時(shí)間跨度較長(zhǎng);(2)研究?jī)?nèi)容上,首先,將家庭代際支持劃分為子女經(jīng)濟(jì)支持和子女情感支持,并分別探討了兩者對(duì)老年人旅游的影響,其次,從理論和實(shí)證兩方面分析家庭代際支持對(duì)老年人旅游的影響機(jī)制,試圖從多個(gè)角度厘清二者關(guān)系;(3)研究方法上,本文基于2002—2018年“中國(guó)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(wèn)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(jìn)老年人旅游的影響機(jī)制

子女主要通過(guò)經(jīng)濟(jì)和情感兩方面的支持促進(jìn)老年人旅游,具體的影響機(jī)制如下。

(一)子女經(jīng)濟(jì)支持促進(jìn)老年人旅游的影響機(jī)制

子女經(jīng)濟(jì)支持通過(guò)提高老年人身體健康狀況和認(rèn)知功能促進(jìn)老年人旅游。一方面,子女經(jīng)濟(jì)支持可有效促進(jìn)老年人的身體健康狀況和認(rèn)知功能。子女經(jīng)濟(jì)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(jìn)而提高老年人的生理和心理健康水平以及老年人的認(rèn)知功能。[18]70-79另一方面,老年人健康水平和認(rèn)知功能的提高可以有效促進(jìn)老年人旅游。身體健康狀況和認(rèn)知功能影響老年人外出旅游消費(fèi),老年人身體健康狀況和認(rèn)知功能越好,其外出旅游消費(fèi)的可能性越大。[19]1262-1273

子女經(jīng)濟(jì)支持通過(guò)提高老年人的收入夠用機(jī)會(huì)促進(jìn)老年人旅游。一方面,子女經(jīng)濟(jì)支持可以有效提升老年人收入夠用機(jī)會(huì)。隨著年齡的增大,老年人經(jīng)濟(jì)型社會(huì)參與的機(jī)會(huì)越來(lái)越少,收入來(lái)源逐漸減少,子女經(jīng)濟(jì)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(jī)會(huì)。另一方面,收入夠用可以顯著促進(jìn)老年人旅游。收入、閑暇時(shí)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(shí)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(lái)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(jìn)老年人旅游的影響機(jī)制

子女情感支持通過(guò)提高老年人身體健康狀況和認(rèn)知功能促進(jìn)老年人旅游。一方面,子女情感支持可有效促進(jìn)老年人的身體健康狀況和認(rèn)知功能?？旃?jié)奏的生活下,子女陪伴父母的機(jī)會(huì)越來(lái)越少,精神交流和情感關(guān)注逐漸成為老年人最為強(qiáng)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(rèn)知功能。另一方面,老年人健康水平和認(rèn)知功能的提高可以有效促進(jìn)老年人旅游。有學(xué)者提出,老年人身體健康、心理健康和認(rèn)知功能的提高可以有效增加老年人參加旅游活動(dòng)的機(jī)會(huì)。[24]26-43

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

三、數(shù)據(jù)來(lái)源與變量描述

(一)數(shù)據(jù)來(lái)源

本文實(shí)證研究數(shù)據(jù)來(lái)自“中國(guó)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(duì)象主要為65歲及以上老年人,樣本覆蓋了全國(guó)23個(gè)省(直轄市和自治區(qū)),涉及800多個(gè)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(duì)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(jìn)行研究。

CLHLS數(shù)據(jù)調(diào)查對(duì)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(xiǎn)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?jiǎng)e人幫忙)的老年人旅游機(jī)會(huì)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(guò)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(guò)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(jì)支持”和“子女情感支持”。其中,“子女經(jīng)濟(jì)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(duì)數(shù);“子女情感支持”是指至少有一個(gè)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(wú)偶=0)、自評(píng)健康(自評(píng)健康好=1,自評(píng)健康差=0)、認(rèn)知功能(認(rèn)知功能好=1,認(rèn)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(duì)數(shù)。

(三)描述性統(tǒng)計(jì)

表1為變量描述性統(tǒng)計(jì)結(jié)果。由表1可見(jiàn),按照時(shí)間對(duì)家庭代際支持樣本進(jìn)行分類時(shí),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(duì)應(yīng)的子女經(jīng)濟(jì)支持金額的對(duì)數(shù)分別是6.152、6.147、5.840、6.176、5.913、6.556,可見(jiàn)子女經(jīng)濟(jì)支持的對(duì)數(shù)越大,老年人旅游的概率越大。同樣,與旅游概率對(duì)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(dòng)上升。在全樣本標(biāo)準(zhǔn)差方面,旅游、子女經(jīng)濟(jì)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(píng)健康好的老年人占比為86.5%,認(rèn)知功能好的老年人占比為93.4%,家庭去年人均收入對(duì)數(shù)為8.102元,空巢率達(dá)到22.6%。

表1 主要變量的描述性統(tǒng)計(jì)

四、實(shí)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(shí),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(gè)體,t表示調(diào)查時(shí)點(diǎn);Yit為個(gè)體i在時(shí)點(diǎn)t的旅游情況,即“老年人是否旅游”;Pit、Qit分別代表個(gè)體i在時(shí)點(diǎn)t子女經(jīng)濟(jì)支持金額對(duì)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(cè)的時(shí)期效應(yīng),εit為隨機(jī)誤差項(xiàng)。

(二)基準(zhǔn)結(jié)果

表2給出了家庭代際支持對(duì)中國(guó)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(duì)數(shù)?；鶞?zhǔn)結(jié)果顯示,所有回歸中子女經(jīng)濟(jì)支持和子女情感支持系數(shù)的機(jī)會(huì)比均顯著大于1,且在1%水平上顯著。具體來(lái)看,第(4)列回歸結(jié)果表明,子女經(jīng)濟(jì)支持在均值的基礎(chǔ)上每增加1元,老年人旅游的機(jī)會(huì)比是原來(lái)的1.035倍;子女提供情感支持的老年人旅游的機(jī)會(huì)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(duì)父母的經(jīng)濟(jì)支持與情感支持均促進(jìn)老年人旅游。

表2 基準(zhǔn)回歸:家庭代際支持對(duì)老年人旅游的影響

(三)穩(wěn)健性分析

為了進(jìn)一步驗(yàn)證上述結(jié)果是否穩(wěn)健,本研究進(jìn)而考察家庭代際支持對(duì)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(jìn)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(lái)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(jì)支持和子女情感支持系數(shù)的機(jī)會(huì)比均顯著大于1,且在1%水平上顯著,表明子女對(duì)父母的經(jīng)濟(jì)支持與情感支持均促進(jìn)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(jì)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(duì)自身現(xiàn)狀,積極參加旅游活動(dòng)。因此,經(jīng)過(guò)穩(wěn)健性檢驗(yàn)基準(zhǔn)回歸結(jié)果依然成立,子女經(jīng)濟(jì)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(duì)老年人旅游的影響,在選擇實(shí)證模型時(shí)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(wèn)題。主要自變量為子女經(jīng)濟(jì)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(jì)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(lái)的內(nèi)生性問(wèn)題,如無(wú)法觀測(cè)的個(gè)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(huì)經(jīng)濟(jì)發(fā)展水平等同時(shí)影響家庭代際支持和老年人旅游?；谝陨戏治?在家庭代際支持對(duì)老年人旅游的影響中可能存在內(nèi)生性問(wèn)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(jìn)行兩階段估計(jì),選取“存活女兒數(shù)量”“同縣區(qū)其他老年人過(guò)去兩年經(jīng)濟(jì)支持金額平均數(shù)”“同縣區(qū)其他老年人過(guò)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(guò)去兩年經(jīng)濟(jì)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(guò)去兩年獲得子女經(jīng)濟(jì)支持金額的平均數(shù)量;“同縣區(qū)其他老年人過(guò)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(guò)去兩年至少一個(gè)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(gè)人身體健康、閑暇時(shí)間及收入等的影響,因此三個(gè)變量與被解釋變量老年人旅游無(wú)邏輯關(guān)系,而且均通過(guò)過(guò)度識(shí)別檢驗(yàn),具有較強(qiáng)的外生性,滿足工具變量的條件。

表4匯報(bào)了工具變量模型的回歸結(jié)果,從第(1)(2)列回歸結(jié)果來(lái)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(yàn)F統(tǒng)計(jì)量最小的是180.80,遠(yuǎn)大于10,因此不存在弱工具變量的問(wèn)題,所選工具變量對(duì)內(nèi)生解釋變量子女經(jīng)濟(jì)支持和子女情感支持具有較好的解釋力,第(3)列回歸中過(guò)度識(shí)別檢驗(yàn)的P值大于0.1,說(shuō)明我們無(wú)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(wèn)題會(huì)影響基準(zhǔn)回歸中對(duì)真實(shí)效應(yīng)大小的估計(jì),但無(wú)法改變子女經(jīng)濟(jì)支持和子女情感支持均對(duì)老年人旅游存在正向影響的結(jié)論。因此,對(duì)比基準(zhǔn)回歸結(jié)果得出如下結(jié)論:子女經(jīng)濟(jì)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(rèn)為子女經(jīng)濟(jì)支持和子女情感支持通過(guò)自評(píng)健康、認(rèn)知功能、情緒和收入4個(gè)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(duì)老年人旅游影響機(jī)制分析(1)

表6 家庭代際支持對(duì)老年人旅游影響機(jī)制分析(2)

“自評(píng)健康好”指受訪老年人自評(píng)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(jì)支持金額對(duì)數(shù)在均值的基礎(chǔ)上每提高1元,老年人自評(píng)健康好的機(jī)會(huì)比是原來(lái)的1.018倍,子女情感支持的老年人自評(píng)健康好的機(jī)會(huì)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(jì)支持和子女情感支持均顯著提高了老年人自評(píng)健康好的機(jī)會(huì)。表6第(1)列結(jié)果表明,自評(píng)健康好能夠提高老年人旅游的機(jī)會(huì),即子女經(jīng)濟(jì)支持和子女情感支持均可以通過(guò)增加老年人自評(píng)健康好的機(jī)會(huì)促進(jìn)其旅游?！罢J(rèn)知功能好”是指老年人的一般能力、反應(yīng)能力、注意力和計(jì)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(jì)支持和子女情感支持均顯著提高了老年人認(rèn)知功能好的機(jī)會(huì)。表6第(2)列結(jié)果表明,認(rèn)知功能好能促進(jìn)老年人旅游,即子女經(jīng)濟(jì)支持和子女情感支持均可以通過(guò)增加老年人認(rèn)知功能好的機(jī)會(huì)促進(jìn)其旅游。對(duì)此可能的解釋是,子女經(jīng)濟(jì)支持和子女情感支持對(duì)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(fù)面情緒”是指老年人經(jīng)常感到緊張害怕或者覺(jué)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(gè)子女經(jīng)常聯(lián)系老人,能夠減少老年人產(chǎn)生負(fù)面情緒的概率,負(fù)面情緒越少的老年人旅游的機(jī)會(huì)更大,即子女情感支持通過(guò)減少老年人獲得負(fù)面情緒的機(jī)會(huì)促進(jìn)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(lè)觀地看待周圍的世界,有效緩解進(jìn)入陌生環(huán)境而引發(fā)的不適應(yīng)等負(fù)面情緒,對(duì)旅游認(rèn)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(lái)源夠用,若生活來(lái)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(jì)支持在均值的基礎(chǔ)上每提高1元,老年人收入夠用的機(jī)會(huì)比是原來(lái)的2.012倍,系數(shù)在1%水平上顯著,即子女經(jīng)濟(jì)支持顯著提高了老年人收入夠用的機(jī)會(huì)。表6第(4)列結(jié)果表明,收入夠用促進(jìn)老年人旅游,即子女經(jīng)濟(jì)支持通過(guò)增加老年人收入夠用的機(jī)會(huì)促進(jìn)其旅游。對(duì)此可能的解釋是,個(gè)人的財(cái)務(wù)狀況、時(shí)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(fèi),促進(jìn)旅游發(fā)展。

根據(jù)以上分析發(fā)現(xiàn),子女經(jīng)濟(jì)支持通過(guò)提高老年人自評(píng)健康好、認(rèn)知功能好及收入夠用的機(jī)會(huì)提升老年人旅游需求;子女情感支持通過(guò)提高老年人自評(píng)健康好、認(rèn)知功能好的機(jī)會(huì)及減少老年人的負(fù)面情緒促進(jìn)老年人旅游。

五、結(jié)論與討論

本文以中國(guó)老年人為研究對(duì)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(jì)支持和子女情感支持,分別探討了子女經(jīng)濟(jì)支持和子女情感支持對(duì)中國(guó)老年人旅游的影響及背后作用機(jī)制。研究發(fā)現(xiàn):子女經(jīng)濟(jì)支持在均值的基礎(chǔ)上每增加1元,老年人旅游的機(jī)會(huì)比是原來(lái)的1.035倍;子女提供情感支持的老年人旅游的機(jī)會(huì)比是子女未提供情感支持老年人旅游機(jī)會(huì)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(yàn)后,結(jié)果依舊成立;從影響機(jī)制看,子女經(jīng)濟(jì)支持通過(guò)提高老年人自評(píng)健康好、認(rèn)知功能好及收入夠用的機(jī)會(huì)提升老年人旅游需求;子女情感支持通過(guò)提高老年人自評(píng)健康好、認(rèn)知功能好及減少老年人的負(fù)面情緒促進(jìn)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(chǎng)應(yīng)關(guān)注家庭代際支持對(duì)老年人旅游的重要作用。政府在制定相關(guān)政策時(shí),注重子女經(jīng)濟(jì)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(jì)支持和情感支持對(duì)老年人旅游等休閑消費(fèi)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(jì)支持,提高老年人自評(píng)健康好、認(rèn)知功能好及收入夠用的機(jī)會(huì),減少老年人負(fù)面情緒進(jìn)而促進(jìn)老年人旅游。

家庭代際支持是雙向互動(dòng)的過(guò)程,本研究?jī)H考察了子女代際支持對(duì)老年人旅游的影響及作用機(jī)制,未來(lái)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(qiáng)度等對(duì)老年人旅游的影響效應(yīng)及其作用機(jī)制。當(dāng)然,本文還存在一定的局限性,家庭代際支持對(duì)老年人旅游影響的研究中,主要自變量存在內(nèi)生性問(wèn)題,本文采用工具變量法控制子女經(jīng)濟(jì)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(guò)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(wèn)題在現(xiàn)有文獻(xiàn)中也一直存在,與此同時(shí),本文選擇的工具變量通過(guò)了過(guò)度識(shí)別檢驗(yàn),統(tǒng)計(jì)上不能拒絕工具變量的外生性,通過(guò)其他渠道對(duì)老年人旅游需求的影響不大,工具變量?jī)?nèi)生性較弱,無(wú)法改變其外生性的假設(shè)。