人口老龄化冲击下的家庭旅游消费：机遇还是挑战？——来自CHFS的微观证据

蒋志平 孙显超 蒲艳

按照国际通用的划分指标，当一个国家或地区65岁及以上老年人口数量占总人口比例超过7%时，这个国家或地区就进入了老龄化，比例达到14%即进入深度老龄化。中国自21世纪初迈入老龄化社会后，老龄化程度持续加深。根据中国发展研究基金会的最新预测，到2022年左右，中国65岁以上人口将占总人口的14%，实现老龄化社会向深度老龄化社会的转变；2035年到2050年是中国人口老龄化的高峰阶段，到2050年中国65岁及以上的老年人口将达到3.8亿，占总人口比例近30%，60岁及以上的老年人口将接近5亿，占总人口比例超1/3(1)王晓慧《〈中国发展报告2020〉：2050年老龄化将达峰值 “银发经济”将成带动中国经济可持续发展的新增长点》，华夏时报网,2020年6月26日发布，2021年4月12日访问，https://www.chinatimes.net.cn/article/97970.html。。从投资驱动经济增长的视角，人口老龄化会严重影响劳动力供给数量及结构，加重家庭和政府的养老负担，对现有社会保障体系形成严峻挑战，对经济社会的可持续发展产生负向冲击。但从消费驱动经济增长的视角，人口老龄化带来的“银发经济”可能会产生新的老龄人口红利，从消费端拉动经济增长，促进经济结构优化升级。

家庭旅游即以家庭为组织单位的集体出行活动。广义的家庭旅游涉及家庭多数成员，包括父母(岳父母)、夫妻、子女及兄弟姐妹，而狭义的家庭旅游活动仅包括夫妻及子女(特别是未成年子女)在内的旅游活动(2)白凯、符国群《家庭旅游决策研究的中国化理论视角与分析思路》，《旅游学刊》2011年第12期,第50页。。本文采用广义的家庭旅游概念。就旅游消费领域来看，世界旅游组织(World Tourism Organization)和欧洲旅行委员会( European Travel Commission)曾于2010年发布《人口变化和旅游》报告，指出人口结构是影响旅游需求和发展的重要外部因素(3)World Tourism Organization， European Travel Commission, Demographic change and tourism (Madrid： World Tourism Organization and European Travel Commission, 2010), 12.。当前，随着我国退休老年人口的大幅增加，旅游需求端出现了大量具有良好经济实力和拥有大量闲暇时间的特定消费群。本文期望基于全国性大样本数据的实证分析，从微观家庭视角考察：人口老龄化会对我国家庭旅游出行意愿和旅游消费产生何种冲击和影响？这种冲击和影响对我国旅游业的持续健康发展是机遇还是挑战？

在政府决策层面，通过对旅游需求(需求型政策)和供给(供给型政策)的人为干预，政府可以运用政策工具影响和调适旅游产业的发展和进程，对旅游发展产生能动的反作用(4)胡北明、黄俊《中国旅游发展70年的政策演进与展望——基于1949-2018年政策文本的量化分析》，《四川师范大学学报(社会科学版)》2019年第6期，第71页。。研究人口结构变化趋势与家庭旅游消费的关系，可以为人口老龄化时代的旅游经济发展提供直接的旅游需求微观证据，从而为各级政府的旅游决策提供更多的政策工具选择；同时，对老龄化社会背景下我国老年消费群体消费潜力及旅游偏好特征的深入挖掘，对促进我国旅游业快速健康发展和提振国内消费经济也具有现实意义。

一 研究回顾与研究假设

(一)研究回顾

1.人口年龄结构对旅游消费影响的理论研究

按照旅游动机的一般理论，在生命周期的不同阶段，受可支配收入、闲暇时间和家庭成员关系等因素影响，人们往往具有不同的家庭旅游动机，从而会做出不同的旅游出行决策。Oppermann基于理论模型的研究发现，旅游研究的生命周期主要涉及个体在一生中的行为变化，这种变化一般与家庭结构的变动有关(5)Martin Oppermann, “Travel life cycle,” Annals of Tourism Research 22, no.3 (March 1995): 535-552.。Lawson从理论角度指出，家庭生命周期、旅游类型的识别和旅游消费有着较高的一致性，年龄和家庭生命周期阶段是家庭旅游决策研究中两个常用的代表性指标(6)Rob Lawson, “Patterns of tourist expenditure and types of vacation across the family life cycle,” Journal of Travel Research 29， no.4 (April 1991) : 12-18.。在年龄结构与旅游消费的具体关系上，Li等研究认为，对于老年人来说，源于年龄原因所造成的退休、身体功能的衰退和流动性问题等都可能造成旅游活动的受限，从而成为老年人旅游活动参与的主要障碍(7)Zhiyong Li, et al, “Does the demographic structure affect outbound tourism demand? A panel smooth transition regression approach,” Journal of Travel Research, no.5 (May 2019): 893-908.。国内学者彭希哲和胡湛从风险角度考察了人口老龄化的冲击，认为快速老龄化的人口结构具有较高的风险，且在未来相当长一段时间内是不可逆的(8)彭希哲、胡湛《公共政策视角下的中国人口老龄化》，《中国社会科学》2011年第3期，第121-138页。。梁达认为人口老龄化将进一步改变社会消费结构，形成潜在消费市场，并蕴藏着新的产业机会，有助于促进我国经济的优化和转型(9)梁达《人口老龄化将带来巨大商机》，《金融与经济》2016年第7期，第27-29页。。李真等基于补偿性消费行为的理论视角，探究了老龄化背景下我国老年家庭消费需求及其结构变动，发现老年家庭的补偿性消费需求随年龄增长而缓慢上升(10)李真、李享、刘贝贝《补偿性消费理论视角下老年人旅游行为心理依据研究——以北京城市老年人为例》，《干旱区资源与环境》2018年第4期，第196-202页。。

现有理论研究一般基于宏观层面，大多是根据国家或地区人口和消费变化的总体数据进行理论探讨和发展趋势分析。由于缺少微观样本数据的支持，这种理论研究往往难以得到一致性结论，会因不同国家和地域而表现出不同的特点，尤其是难以考察不同人口特征人群的旅游决策和旅游消费行为。本文结合微观家庭调查数据，运用定量的数理模型分析不同人口特征人群的旅游决策行为，重点考察家庭年龄异质性特征对家庭旅游消费决策影响的结构性差异。

2.人口年龄结构对旅游消费影响的实证研究

随着微观调查数据的日益丰富，国内外学者基于微观数据对人口年龄结构与旅游消费影响的实证研究也日益增多。Dardis等的实证研究发现，家庭旅游消费与户主年龄成反比变化(11)Rachel Dardis, Horacio Soberon-Ferrer, Dilip Patro, “Analysis of leisure expenditures in the United States,” Journal of Leisure Research 26, no.4 (April 1994): 309-321.。Mazilu和Mitroi研究发现，随着青壮年移民的离开，移出地出现的人口老龄化现象减弱了移出地家庭的旅游出行意愿(12)Mirela Mazilu,Sabina Mitroi, “Demographic，social， economic and geographic features-shaping factors of the tourist market,” Romanian Economic Business Review 5, no.1 (January 2010): 159-166.。Oppermann通过对德国不同年龄段人群旅游目的地偏好差异进行分析，发现年轻人更倾向于出境旅游(13)Martin Oppermann, “Travel life cycle,” Annals of Tourism Research 22, no.3 (March 1995): 535-552.。与以上学者研究结论不同，部分学者认为应以更积极的态度看待老龄化对家庭旅游的冲击。Bernini和Cracolicic的实证研究发现，老年人群旅游意愿虽然在一定程度上减弱，但旅游消费却明显增加(14)Cristina Bernini, Maria Frencesca Cracolici, “Demographic change， tourism expenditure and life cycle behavior,” Tourism Management 47, no.4 (April 2015): 191-205.。国内学者刘力对出游老年群体旅游动机的探索性因子分析显示，丰富生活和追求健康是老年人最主要的两个旅游动机(15)刘力《老年人旅游动机与制约因素》，《社会科学家》2016年第3期，第91-95页。。丁志宏基于地区问卷调查数据分析了我国城市老年人旅游现状及影响因素，发现老年人的性别、年龄、健康状况、经济状况、时间因素对老年人是否外出旅游具有显著影响(16)丁志宏《我国城市老年人旅游现状及影响因素》，《社会科学家》2016年第11期，第102-106页。。徐晓娜采用VAR模型对国内旅游消费与城镇人口年龄结构变化之间的关系实证检验发现，城镇人口老龄化的快速发展不仅没有拉低旅游消费，反而显著促进了旅游消费增长(17)徐晓娜《城镇人口年龄结构变化对国内旅游消费的动态冲击效应》，《西北人口》2017年第3期，第53-58页。。

现有实证研究主要集中于基于旅游目的地的问卷调查，受样本数据可靠性和样本调查对象差异性的影响，采用局部地区调查可能呈现出研究结论不稳健的问题。此外，对人口老龄化冲击影响的实证研究一般需要较长时间周期的时序数据，受制于当前我国微观时序数据的缺乏，相关研究进展缓慢且研究结论差异也较大。本文采用中国家庭金融调查中心(CHFS)全国范围内的大样本微观家庭调查数据，有助于得出人口老龄化对我国家庭旅游消费冲击更为稳健的一般性结论；同时，本文将当前可得的截面数据按照家庭老人比例进行家庭分类，通过考察不同老年人占比的家庭在家庭旅游消费决策行为上的差异，实现了对人口老龄化影响在时间维度上的推演。

(二)研究假设

家庭做出是否外出旅游的决策受到多种因素的影响，其中家庭经济状况和家庭成员的闲暇时间是家庭旅游的两个重要决策变量。家庭中老龄人口越多，由于赡养老人增加的经济成本可能会带来家庭整体财务压力的上升；同时由于老人普遍存在身体机能退化、健康状况欠佳等情况，虽然老人自身的闲暇时间较多，但照顾老人或者赡养老人需要额外承担的工作会对其他家庭成员的闲暇时间(18)家庭旅游决策所依赖的闲暇时间往往以家庭成员中闲暇时间最少者为标准。产生挤出效应。经济压力的增大和家庭成员闲暇时间减少的预期会降低家庭选择外出旅游的概率。据此，本文提出假设1。

假设1：人口老龄化程度与家庭旅游出行发生率负相关。

家庭旅游消费额是一个典型的经济变量，受到家庭成员闲暇时间的约束，闲暇时间越少的家庭会倾向于选择短途旅游，从而在旅游支出上花费更少。如果家庭中有老人，家庭可供外出旅游的闲暇时间预期减少，家庭选择短周期旅游的可能性会更大。另一方面，考虑到有老人家庭增加的经济压力，家庭在旅游消费时受到的约束也会更强。据此，本文提出假设2。

假设2：人口老龄化程度与家庭旅游消费额负相关。

随着家庭年龄结构的变化，如果整个家庭进入老龄化(户主为老年人或者老年人比例大于60%)，那么经济状况和闲暇时间这两个家庭旅游决策变量就会发生明显变化。受益于我国经济的快速发展和社会保障体系的逐步健全，退休后老年人的收入水平也逐年提高，同时老年人也无需再承担养育儿女等社会家庭义务，因此，老年家庭中的旅游决策者(往往是家庭户主)在经济方面的自主性得以显著增强，相比于非老年家庭，老年家庭成员可供自由支配的闲暇时间也大幅度增加。除此之外，基于补偿性消费理论视角的研究发现，旅游作为新的时尚消费行为，在生活水平较高且时间充裕的条件下，年轻时未能实现的愿望和要求往往会成为老年人的补偿性消费追求(19)李真、李享、刘贝贝《补偿性消费理论视角下老年人旅游行为心理依据研究——以北京城市老年人为例》，《干旱区资源与环境》2018年第4期，第196-202页；魏瑾瑞、张睿凌《老龄化、老年家庭消费与补偿消费行为》，《统计研究》2019年第10期，第87-99页。。据此，本文提出假设3。

假设3：人口老龄化对家庭旅游决策的影响随家庭年龄结构而变化，老年家庭和非老年家庭之间有显著的差异。

二 研究设计

(一)数据来源

本研究基于大样本的微观家庭调查数据，数据主要来源于中国家庭金融调查(China Household Finance Survey，CHFS)。中国家庭金融调查是西南财经大学中国家庭金融调查与研究中心在全国范围内开展的抽样调查项目(20)中国家庭金融调查与研究中心自2011年起每两年对全国家庭进行抽样调查，目前已经在2011年、2013年、2015年和2017年成功实施四次调查，2017年第四轮调查共采集有效样本40011户。，旨在收集有关家庭金融微观层次的相关信息。本研究采用最新的2017年第四轮调查数据。为满足研究的特定需求，本文对样本数据做进一步清理。首先，去除了样本数据中的无效信息样本(如家庭收入为负数的样本)，同时为避免极端值对研究结果稳健性的影响，将主要变量超过三倍标准差的数据视为极端值样本，去除了这些极端值样本数据。其次，对相关变量中的缺失值进行了赋值处理，连续变量采用均值填充法，离散变量采用中位数填充法，对问卷调查中涉及的一些范围内数据也进行了中间值赋值处理(21)如在2017中国家庭金融调查问卷中，题目[G1018it]：旅游支出在下列哪个范围内?其选项均为范围内数据：1.2千以下，2.2-5千，等等。。最后，通过对原始数据进行变换而产生一些新的中间变量，如根据户主年龄是否大于60岁生成“是否老年家庭”的二值变量，用家庭老年人数除以家庭总人口数得到家庭老年人口比例变量。此外，研究中需要同时用到家庭特征数据和个人特征数据，在对户主个人变量进行提取的基础上，需要进一步将家庭数据和户主个人数据进行匹配和合并。最终经过清理之后的数据由24个变量构成，共包含40011个样本家庭。

(二)变量说明

1.被解释变量

Bernini和Cracolicic指出旅游决策有两个阶段：“是否出游”和“旅游消费金额是多少”(22)Cristina Bernini, Maria Frencesca Cracolici, “Demographic change， tourism expenditure and life cycle behavior,” Tourism Management 47,no.4 (April 2015) : 191-205.，与此对应，本文被解释变量设定为两个。(1)旅游发生率(IsTour)，如果样本家庭过去一年有过旅游出行记录，其值取1，否则取值为0。(2)旅游消费额(Tourism)，取值为样本家庭在过去一年的实际旅游消费支出金额，相对应问卷问题为“[G1018]去年，您家旅游总支出是多少元(单位:元)”。

2.核心解释变量

在宏观层面，人口老龄化程度一般用社会中老年人口数量占整个社会总人口的比重表示，按照类似的方法，本文构建了人口老龄化在家庭层面的微观指标。家庭老人数量的统计是以常住在一起的老年人口数为标准，我们采用家庭中年龄超过60岁以上的老人数量与家庭总人口数的比值计算家庭老龄化程度(OldRatio)。在稳健性检验中，本文还直接采用家庭老年人口数量作为家庭老龄化程度变量的取值。

3.调节变量

本文以家庭户主的年龄(H_Age)作为调节变量，重点考察随着家庭户主年龄的变化，家庭老龄化程度对家庭旅游决策的影响程度是否存在差异。

4.控制变量

借鉴已有关于家庭旅游消费决策影响因素研究的文献，本文还引入了如下一些控制变量。

(1)家庭收入与资产状况。包含家庭收入(TotalIncome)和家庭净资产(NetAssets)。家庭收入是家庭所有成员过去一年中工资性收入、经营性收入、财产性收入和转移性收入的总和。家庭净资产则是家庭总资产扣除家庭总负债之后的余额，代表真正属于家庭成员的资产。

(2)家庭及户主人口统计特征。包含家庭中未满16岁的未成年人数量(ChildNum)、户主是否男性(Male)和户主是否已婚(Marriage)。家庭中小孩数量可能会影响家庭自由支配收入和家庭闲暇时间，从而对家庭的旅游消费决策产生重要影响；如果家庭户主为男性，则变量Male取值为1，否则为0；变量Marriage在户主婚姻状态为已婚时取值为1，其他情况均取值为0。

按照户主是否为老人，本文将所有的样本家庭划分为老年家庭(23)如果一个家庭的户主年龄大于60岁，我们将该家庭视为老年家庭。和非老年家庭两种类型(另外的划分标准本文在稳健性检验部分给出)。表1为两种类型家庭的分类统计描述。从表1可以看出，在40011户样本家庭中，老年家庭为16052户，占比约为40%；非老年家庭为23959户，占比约为60%。从我国家庭的旅游决策数据来看，全样本的家庭旅游发生率只有21%，总体上处于较低的水平；老年家庭的旅游发生率比非老年家庭低5%。从家庭旅游消费额来看，老年家庭低于非老年家庭，样本家庭平均旅游消费额为2128元，其中老年家庭平均旅游消费额为1671元，比非老年家庭低31%。在家庭收入方面，老年家庭显著低于非老年家庭，老年家庭年收入均值为6.44万元，比非老年家庭低39%。从家庭净资产角度来看，老年家庭也比非老年家庭低19%。

表1 主要变量均值的家庭分类统计

从表1家庭分类统计数据来看，在家庭净资产、家庭收入、旅游发生率等方面老年家庭与非老年家庭有着明显差异，有必要对两者在旅游消费上的差异性做进一步分析。对旅游消费额的家庭分类统计(24)限于篇幅，这里未给出旅游消费额的家庭分类统计表，感兴趣的读者可联系作者获取。发现，样本数据中79%的家庭在过去一年中没有旅游记录，即这类家庭过去一年的旅游消费数据为0，所以这里专门考察产生旅游消费数据的家庭，这类家庭共有8363户。在所有产生旅游消费数据的家庭中，老年家庭为2825户，占比为34%，非老年家庭占比为66%，表明老年家庭旅游出行频率明显低于非老年家庭。在过去一年产生过旅游消费数据的样本家庭中，老年家庭平均旅游消费金额为9726元，非老年家庭为10670元，二者之间差异在8%左右，要比二者在收入方面的差异小很多(25)在旅游消费方面，非老年家庭高于老年家庭的比例为(10670-9726)/10670=8.84%，在家庭收入方面，非老年家庭高于老年家庭的比例为(10.53-6.44)/10.53=38.84%。。

(三)研究模型设定

家庭旅游决策考察的第一个指标为：家庭是否外出旅游？这是一个二值离散变量。本文采用Probit离散选择模型来考察家庭旅游发生率，模型具体形式如下：

Xi=k0+k1OldRatioi+k2H_Agei+k3OldRatioi*H_Agei+Controli+ei

(1)

其中，IsTouri表示家庭i选择旅游出行的概率，解释变量为家庭老龄化程度(OldRatio)，调节变量为户主年龄(H_Age)，控制变量主要包含家庭收入(TotalIncome)、家庭净资产(NetAssets)、家庭未成年人数量(ChildNum)、户主是否男性(Male)和户主是否已婚(Marriage)。

家庭旅游决策考察的第二个指标为家庭旅游消费额，该变量是一个连续变量。为考虑家庭旅游消费支出的影响因素，本文建立多元线性回归模型来考察家庭旅游消费支出，模型如下：

Tourismi=β0+β1OldRatioi+β2H_Agei+β3OldRatioi*H_Agei+Controli+εi

(2)

其中，Tourismi代表家庭i的旅游消费额，其他变量的含义和模型(1)相同。在模型(1)和模型(2)中，我们都引入了家庭老龄化程度和户主年龄的交叉项(OldRatioi*H_Agei)，以考察户主年龄结构的调节作用是否成立。

为尽可能消除模型回归的异方差影响，本文对旅游消费支出(Tourism)、家庭收入(TotalIncome)和家庭净资产(NetAssets)均进行了对数化处理。同时，本文所有模型的回归结果报告的是基于稳健标准误计算的统计量。此外，本文对模型进行了多重共线性检验，发现平均的方差膨胀因子VIF为1.32，而且各个变量之间的相关系数绝对值均在0.3以下，可以排除模型存在多重共线性的问题。一般来讲，家庭老龄化程度可以视为较为独立的外生变量，家庭人口的老龄化可能影响家庭旅游消费，但二者间的反向影响关系却难以成立，因此模型基本不存在反向因果关系导致的内生性问题。

三 研究结果与分析

(一)人口老龄化程度对家庭旅游发生率的影响

表2给出了基于Probit模型的旅游发生率估计结果。模型Ⅰ和模型Ⅱ中的样本为考虑了家庭老龄化程度和户主年龄交叉项的所有家庭，其中模型Ⅰ不包含任何控制变量，模型Ⅱ包含了所有控制变量。这里，家庭老龄化程度(OldRatio)是我们关注的核心解释变量，户主年龄(H_Age)是调节变量，其他变量为控制变量。模型Ⅰ和模型Ⅱ的估计结果显示，家庭老龄化程度和户主年龄都对我国家庭旅游消费决策有着显著影响(均在1%的水平上显著)。家庭老龄化程度(OldRatio)的系数为负，表明家庭旅游出行的可能性与家庭老龄化程度呈反比例变化，老年人口占比越大，家庭做出旅游出行决策的可能性越小，从而验证了假设1。同时，户主年龄(H_Age)的回归系数为负，表明户主年龄越大，家庭旅游出行的可能性也会降低，这符合人们的一般预期。在模型Ⅰ和模型Ⅱ中，我们需要重点关注家庭老龄化程度和户主年龄的交叉项OldRatio*H_Age，结果显示交叉项系数为负且在1%的水平上高度显著，这表明户主年龄(H_Age)的确发挥了一定的调节作用，家庭户主年龄的增加一定程度上弱化了人口老龄化程度对家庭旅游出行可能性的负面影响。也就是说，虽然家庭老龄化程度越高，家庭选择旅游出行的可能性越低，但随着户主年龄的增加，家庭老年人口比重的增加对家庭旅游出行可能性的抑制效应则趋于逐步弱化，甚至可能产生正面影响，表明户主年龄会改变人口老龄化程度对家庭旅游出行概率的影响。

为进一步明确老年家庭和非老年家庭在旅游决策行为方面的差异，本文给出了两类家庭的Probit模型估计结果(表2模型Ⅲ和模型Ⅳ)。模型Ⅲ和模型Ⅳ的样本按不同户主年龄进行家庭分类，模型Ⅲ代表户主年龄小于60岁的非老年家庭，模型Ⅳ代表户主年龄在60岁以上的老年家庭(26)模型I-Ⅳ的含义在本文的表3-5中是相同的，后文不再做解释。。模型Ⅲ中，家庭老龄化程度(OldRatio)的系数符号为负，与全样本估计结果一致；但模型Ⅳ中家庭老龄化程度变量(OldRatio)的系数为正，且在1%的水平上显著，表明人口老龄化程度对家庭旅游出行决策的影响在两类家庭中出现了明显的差异，从而验证了假设3。即对于户主大于60岁的老年家庭，家庭中老年人占比越多，家庭参与旅游出行的可能性反而越大。这一结果进一步对模型Ⅱ的估计结果做出了解释，表明户主年龄增加到一定程度时，家庭老龄化程度反而会成为推动家庭旅游出行的一个积极因素。

表2 基于Probit模型的家庭旅游发生率估计结果

从模型Ⅱ、Ⅲ和Ⅳ均可以看出，其它控制变量对旅游出行概率的影响符合一般预期。从经济状况角度来看，家庭收入(TotalIncome)和家庭净资产(NetAssets)的系数为正且具有高度统计显著性，表明家庭收入越高，家庭净资产越多，家庭做出旅游出行决策的可能性也就越大。其他变量系数均为负数，表明它们的增加会降低家庭旅游出行的可能性，即小孩数量较多、户主为男性的已婚家庭，其旅游出行的可能性更低。

(二)人口老龄化程度对家庭旅游消费额的影响

表3给出了人口老龄化程度对家庭旅游消费影响的估计结果。模型I和模型Ⅱ显示，家庭老龄化程度对家庭旅游消费额产生负向影响，且均在1%的水平上显著，本文假设2得以成立。家庭老人占比越大，一般意味着家庭的经济压力越大，家庭成员可供自由支配的闲暇时间越少，这些都会对旅游消费产生抑制作用。但是，家庭老龄化程度(OldRatio)和户主年龄(H_Age)的交互项系数为正且显著，表明户主年龄起到一定调节作用。户主年龄越大的家庭，人口老龄化程度对家庭旅游消费的抑制作用就越弱，这一结论在表3模型Ⅲ和模型Ⅳ中得到了进一步证实。模型Ⅲ表明非老年家庭中老龄化程度会抑制家庭旅游消费，但模型Ⅳ则表明老年家庭中老龄化程度的增加反而会促进家庭旅游消费的进一步增加。模型Ⅲ和模型Ⅳ表明家庭老龄化程度对两类家庭旅游消费额的影响程度存在较为显著的差异，本文假设3得以成立。平均而言，在控制住其他影响因素后，非老年家庭的老龄化程度每提高10%，非老年家庭在旅游上的消费金额下降13.14%；老年家庭的老龄化程度每提高10%，老年家庭在旅游上的消费金额增加5.44%。考虑到旅游消费本身作为一种弹性较大的服务类商品，这种差异的经济意义也是较为显著的。

表3的其他估计结果和表2总体上一致，控制变量对旅游消费额的影响也与主流文献的研究结论基本一致。从家庭经济状况来看，家庭经济状况越好，家庭的旅游消费支出越多。以表3模型Ⅱ的估计结果为例，家庭收入每提高10%，将可能带来约4.4%的家庭旅游消费额增长；家庭净资产10%的变化将导致旅游消费额约4.8%的相应变化；家庭中小孩数量每增加一个，家庭用于旅游方面的消费支出将下降26.7%。此外，一些家庭特征和户主个人特征变量也会影响家庭的旅游消费。一般认为，相对于男性，女性更为感性，对生活质量和美好生活品质的要求更高，她们更愿意去追求旅游这种非物质层面的消费产品，所以户主为女性的家庭在家庭旅游消费方面的支出更多。Bernini和Cracolicic的研究也曾经指出，在旅游参与中，性别是一个重要因素，男性较女性的旅游出行可能性更小。而未婚的单身族有着相对更多的可供自由支配的收入和闲暇时间，他们会更偏好旅游消费(27)Cristina Bernini, Maria Frencesca Cracolici, “Demographic change， tourism expenditure and life cycle behavior,” Tourism Management 47, no.4 (April 2015) : 191-205.。

表3 基于多元回归模型的家庭旅游消费估计结果

(三)稳健性检验

本文主要从以下四个方面对实证结果进行了稳健性检验。

1.老年人划分标准。年龄作为个体的基本信息与重要符号，现实中多以年龄来识别是否为老年人。然而，目前世界各地对老年人并没有统一的年龄界定。发达国家一般采用65岁的年龄划分以界定是否为老年人，而发展中国家一般接受60岁的年龄划分以界定是否为老年人。在稳健性检验中，本文增加了55岁和65岁这两种老年人划分标准，结果发现各解释变量的系数发生了细微变化，系数的符号和显著性均没有改变。

2.家庭老龄化程度。除了采用家庭老年人数量在家庭总人口中的占比作为家庭老龄化程度(OldRatio)的取值以外，本文还直接采用家庭老年人数量作为模型中家庭老龄化程度的取值；此外，对老年家庭的认定标准，除采用户主年龄大于60岁的标准外，稳健性检验中还采用家庭老年人口占比超过60%作为老年家庭的另一个认定标准。实证得到的回归结果均与表2和表3类似，家庭老龄化程度(OldRatio)符号依然为负，家庭老龄化程度与户主年龄的交叉项(OldRatio*H_Age)符号为正，二者均在1%的水平上显著。

3.家庭旅游的城乡差异。考虑老龄化对家庭旅游可能存在的城乡差异，本文引入是否农村家庭(Rural)这一控制变量，当样本家庭位于农村地区时变量取值为1，位于城镇地区时取值为0。表4给出了加入控制变量是否农村家庭(Rural)之后的回归结果，为节省篇幅，这里省略了其他控制变量的估计结果(28)感兴趣的读者可联系作者获取详细结果。。与表3结果对照发现，在控制了可能存在的城乡差异因素后，家庭老龄化程度(OldRatio)的系数大小发生了一些变化，但变量符号和显著性都没有改变。

表4 考虑城乡差异的稳健性估计结果

4.实证模型。旅游消费常常被视为一种对金钱和时间要求较高的非必需商品，从本文微观家庭数据来看，全样本40011户家庭中，旅游消费额为零的家庭共有31648户，占比为79%，这意味着过去一年中仅有21%的家庭有过旅游出行记录。因此，因变量(家庭旅游消费额)的观测值受到限制，得到的观测值并不完全反映因变量的实际状态。于是，本文接下来引入受限因变量Tobit模型，对实证结果进行稳健性分析。模型定义如下：

(3)

Tourism=max(0,β0+β1OldRatioi+β2H_Agei+β3OldRatioi*H_Agei+Controli+ui)

(4)

Tobit模型一般通过最大似然法估计，表5给出了Tobit模型的估计结果，各个模型的F统计量均显著。家庭老龄化程度(OldRatio)、户主年龄(H_Age)及其二者的交叉项的估计结果与前文基本一致。特别是，家庭老龄化程度与户主年龄的交叉项(OldRatio*H_Age)的系数依然为正且显著，模型Ⅳ中的家庭老龄化程度(OldRatio)系数也依然为正，且在1%水平上高度显著。

表5 稳健性检验：Tobit模型估计

四 结论与启示

得益于CHFS翔实的大样本微观家庭调查数据，本文基于细分的家庭旅游市场，研究了人口老龄化与家庭旅游决策行为之间的关系。主要研究结论如下。

第一，人口老龄化总体上会对家庭旅游出行意愿和旅游消费产生抑制作用。家庭老龄化程度较高的家庭，其旅游意愿和旅游消费会更低，人口老龄化对我国旅游业的持续发展构成了一定程度的挑战。

第二，非老年家庭中如果老年人口占比越大，家庭旅游出行意愿和旅游消费越低。在这一类家庭中，作为家庭旅游决策者的户主主要是中青年人，老人数量的增加，赡养老人会增加家庭的经济压力，同时照顾老人也会导致整个家庭成员的闲暇时间减少。

第三，对于户主年龄较大的老年家庭，家庭老龄化程度则是促进家庭旅游意愿和旅游消费增长的一个积极因素。由于两大家庭旅游限制因素(自由支配收入和闲暇时间)得到很大程度缓解，老年家庭反而会成为促进旅游消费增长的重要力量，因此，人口老龄化对我国旅游业尤其是老年旅游业带来了新的发展机遇。

对比人口老龄化和家庭旅游消费关系的现有研究结论，本文一方面验证了在国家整体层面人口老龄化对我国居民家庭旅游消费存在的负向冲击，另一方面，基于微观数据的异质性特征，发现了老年家庭和非老年家庭在家庭旅游决策与消费方面的显著差异，从而为人口老龄化对家庭旅游消费可能存在的促进作用提供了直接的微观经验证据。

研究进一步得到如下三点政策启示。

其一，在制度设计层面，政府应进一步完善对年轻家庭赡养老人的直接经济补贴或财税支持政策，减轻年轻一代在赡养老人方面的经济负担和心理压力，从而释放广大年轻家庭的消费潜力。本研究认为，家中老人比重增加会降低年轻家庭旅游消费参与的可能性。现实中更为普遍的情况是，中青年人担负着养育子女、赡养老人的责任，为此承担的经济成本增加，心理负担加重，闲暇时间相应减少，这些因素都产生了家庭旅游的抑制效果。但令人欣慰的是，政府已逐步认识到年轻家庭在赡养老人方面对国家社会的贡献和承担的压力问题，在2019年开始实施的《个人所得税专项附加扣除暂行办法》中，正式将赡养老人的部分费用纳入了个人所得税专项抵扣范围，从而部分实现了对年轻家庭赡养老人的经济压力分担。鉴于我国特有的民族文化及国情特征，老年人居家养老无论是当下还是未来都可能是我国老龄社会下的主流养老模式。政府应进一步完善老年人社会保险等保障措施，构建以居家养老为主的多种养老托老模式，缓解中青年人在赡养和照顾老人经济方面的后顾之忧，并进一步探究为年轻家庭释放赡养老人的精神压力提供更多的政策选择工具。

其二，在产业政策上，政府应加大积极老龄化战略的政策支持力度，大力发展休闲旅游等老年消费产业，深度挖掘老龄人口红利。以老年旅游产业为代表的“银发产业”，不仅有助于解决现实的民生问题，还有可能成为当下经济调结构、促增长的新亮点，并蕴藏着新的产业投资和发展机会，有助于加速我国经济质量优化和经济结构转型升级的步伐。因此，政府应加大对“银发经济”的培育和扶持力度，大力扶植尚在起步阶段的老年服务产业，积极引导各类市场主体开拓发展以旅游为代表的老年消费市场，制定引导老年服务产业发展的投资、信贷和税收政策，采取税收优惠、信贷支持和费用减免等特殊产业政策积极支持老年服务产业的发展壮大。

其三，旅游企业应主动面向市场，在提供适合老年人的旅游产品和服务方面发挥更大作用。在以投资驱动实现经济增长的时代，老龄化带来的劳动人口减少是经济持续健康发展的风险因素，但不应过度强调老龄化社会的风险。本研究表明，随着家庭老龄化程度的加深，老年家庭在旅游参与意愿和旅游消费方面不但没有降低，反而出现了显著增加。因此，在当前我国即将迈入深度老龄化社会的现实背景下，以旅游企业为代表的各类市场服务主体应看到老年旅游消费市场的发展规模和巨大的增长潜力，以更加积极主动的姿态去看待和开拓老年旅游消费市场。一方面，企业要进一步加强对老年旅游消费市场的跟踪研究，针对不同年龄结构划分出不同的目标人群，研究老年人旅游消费习惯、消费行为和消费心理，进一步细分老年旅游市场，满足老年人舒适性、实惠性和便捷性的消费要求。另一方面，企业需要开发出经济适用、门类齐全和更具个性化的老年旅游服务产品，在服务产品的设计理念上应更符合老年人的生理和心理需求，对老年旅游服务人员实行针对性的专业培训，从而更好地满足老年人的旅游消费需求。