家庭生命周期与城市老年旅游消费——代际交互的调节作用

马 玉 田 里 刘 亮

（云南大学工商管理与旅游管理学院，云南昆明 650504）

0 引言

当今世界形势复杂多变，新冠肺炎疫情的冲击加深世界经济衰退，“逆全球化”思潮的涌动引发贸易争端频发。加快经济转型升级步伐，增强消费对经济发展的基础性作用，畅通国内大循环，成为当前中国经济发展的首要任务。人口作为消费的重要影响因素，以老龄化为特征的人口结构性变化正在改变国家的发展基础，为我国建立可持续发展的消费型社会带来重大挑战。根据国家卫健委老龄健康司公布的数据，2010年中国60岁及以上老年人口数量1.78亿，占总人口13.3%，2020年上升至2.64亿，占比18.7%①人民网.2020年度国家老龄事业发展公报发布：全国60周岁及以上老年人口占总人口18.70%［EB/OL］.（2021-10-16）［2021-10-21］.http：//health.people.com.cn/n1/2021/1016/c14739-32255562.html.。中国发展研究基金会预测，到2050年中国60岁及以上人口将接近5亿，占总人口比例超三分之一②中国新闻网.2050年中国60岁及以上老年人口或近5亿 老龄化挑战如何应对？［EB/OL］.（2020-06-12）［2021-07-01］.https：//www.chinanews.com/cj/2020/06-12/9210809.shtml.。老年群体规模的扩大也促进了老年旅游的发展，2015年全国老龄办调查数据显示，中国老年人每年旅游人数已占全国旅游人数的20%以上③中国新闻网.中国老年旅游市场潜力巨大 旅居养老日渐升温［EB/OL］.（2020-11-14）［2021-03-18］.https：//www.chinanews.com/cj/2020/11-14/9338613.shtml.。中国老龄产业协会组织的“中国老年旅游产业发展现状和趋势研究”课题报告指出，到2040年左右，老年旅游将占中国旅游市场的50%；在旅游意愿与人均消费额不变的前提下，老年人口旅游消费总额将达2.4万亿元以上④搜狐网.我国老年旅游业发展现状和趋势研究［EB/OL］.（2020-11-14）［2020-12-26］.https：//www.sohu.com/a/443063782_168681.。老年旅游消费将成为我国旅游消费的重要组成部分，对经济发展产生强劲的促进作用。然而，与多数发达国家相比，中国老龄化进程具有人均收入水平不高，老年人受教育程度普遍较低，基本公共服务体系不健全，社会保障系统不完善等诸多“未富先老”的特征。中国老年旅游消费能否随老龄化程度加深相应呈现增长趋势？深化和拓展老年旅游消费研究，对回答这个问题具有十分重要的意义。

家庭是社会的细胞，是旅游活动的重要主体，也是旅游消费研究始终关注的要素（Lin et al.，2015）。回归家庭、重视家庭是老年阶段的主要特征。在50岁～60岁，人们往往经历身体状况和社会角色的重大变化，如健康状况加速下滑、退休、儿女离巢、成为祖父母甚至失去伴侣等（Moschis，1992；Silvers，1997），个人和家庭都面临较高压力（McGoldrick，2016），在重新定义和调整家庭与个人关系的过程中（Wilkes，1995），家庭消费呈现出巨大异质性。家庭生命周期理论认为，由于组成家庭的人口数量、年龄结构等不同，不同阶段的家庭消费行为会随之表现出较大差异（于洪彦 等，2007）。作为理性人的消费者会在更长时间范围内安排生活开支，达到整个生命周期内消费的最佳配置（Browning，1996），实现效用最大化。然而基于家庭生命周期探讨老年旅游消费的研究十分缺乏。2010年世界旅游组织发布的“人口变化与旅游业”报告提出，旅游研究者应该基于家庭生命周期，而不是基于年龄、就业状况或家庭成员等简单细分来研究老年群体的旅游需求及其影响因素（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“中国健康与养老追踪调查”（CHARLS）数据考察家庭生命周期与城市老年旅游消费之间的关系，解析家庭生命周期演变中城市老年旅游消费影响因素的变化，并尝试从代际交互视角揭示其作用机制，具有较强的理论意义与实践价值。

1 文献回顾

1.1 家庭生命周期理论

家庭生命周期理论（Family Life Cycle，FLC）揭示了家庭时序、关系和功能3个构面的静态关系与动态变化（吴帆，2012），最早出现在20世纪30年代社会学研究领域（Wells et al.，1966），随后在经济学、人口学等多学科领域得到了广泛应用。1954年主题为“生命周期和消费者行为”的会议在美国密歇根州召开，标志着家庭生命周期理论在消费行为研究领域应用的开始（Wells et al.，1966）。大量实证研究结果表明，许多消费行为的变化与生命衰老过程关系不大，而与家庭变化相关；相较于单纯的年龄或者收入变量，由婚姻状态、儿女到来或者离开等多变量构成的家庭生命周期模型为识别具有相同兴趣和需求的消费者群体，解释消费行为，进行市场预测与细分提供了更高价值的指标（Gilly et al.，1982）。

传统家庭生命周期理论假设社会规范为重大生命事件何时发生提供了指导（于洪彦 等，2007），家庭生命周期与个人生命周期呈现线性平行关系。“无巢、筑巢、满巢、空巢、鳏寡独居”的阶段划分受到学界广泛认同（Click，1947）。随着社会经济的发展，家庭生命周期日益多元化：单身家庭数量增加、育儿年龄推迟、丁克家庭增多、离婚率上升等，使得个体生命周期仅经历家庭生命周期的部分阶段，或者在某个生命阶段经历多个家庭生命周期类型的情况逐渐增加，家庭生命周期呈现非线性特征（Murphy et al.，1979）。

旅游学术界基于家庭生命周期理论展开的研究，主要集中于对传统家庭生命周期各阶段旅游意愿（易行健 等，2016）、旅游决策（Davies，1992）、旅游支出（王桂强，2008）等旅游消费行为的差异进行比较，取得了很多对细分市场有重要指导意义的结论：无子女年轻夫妇旅游花费远高于有幼童的年轻夫妇；随着儿女的离家，父母对旅游、休闲及教育的兴趣会逐渐增加；仍在工作的老年人比已经退休的老年人旅游花费更高（Wells et al.，1966）。旅行频率在50岁以后趋于提高，到75岁因健康因素开始降低（Zimmer，1995）；随着家庭生命周期的演进，家庭所表现出的旅游态度差异明显，即空巢期人群更加追求享受，满巢期人群注重体验（许春晓 等，2012）。

1.2 老年旅游消费影响因素研究

老年旅游发展引人瞩目是全球人口老龄化的必然结果。19世纪下半叶以法国为代表的欧美发达国家和地区最先进入老龄化，家庭旅游度假习惯延续（Peterson，2003），出游主体中老年群体占比增加，使得老年旅游作为一种社会现象引起广泛关注（黄小燕 等，1999）。20世纪末以来，人口老龄化逐渐蔓延至发展中国家和地区，尤其像中国这样有浓厚“安土重迁”文化的国家，老年旅游则是一种新兴的消费现象。老年旅游研究也因此呈现出欧美国家开始时间早、研究成果多的现状。

国外老年旅游消费影响因素研究，主要针对老年群体特征展开，集中于对旅游制约因素的探讨（刘斌 等，2020）。Hägerstrand（1989）运用时间地理学方法得出旅游活动受“能力”（生物特征）、“联结”（人际交往）和“权力”（参与机会）3个维度的制约。Grawford等（1987）则将旅游制约因素划分为内部、人际和结构制约因素：内部制约因素与个人心理和生理特征有关，如健康和自信；人际制约因素是社会交往的反映；结构制约因素是指个人以外的更广泛的背景。有研究对结构维度进行深入探讨，将其解构为更多子类别，如时间可用性和财务资源（Silva，2008）、低质量服务、缺乏信息、带薪休假少（Gao，2016）等。研究表明，与其他年龄段的旅游者相比，社会角色转变、劳动收入减少、身体机能下降给老年旅游者带来更多限制（Borell et al.，1995）；经济状况、闲暇时间和自我感知健康状况是老年旅游的主要影响因素（Romsa et al.，1989；Fleischer et al.，2002；Nyaupane et al.，2008）；婚姻、职业状态对老年家庭旅游消费影响显著（Nieswiadomy et al.，1995）；旅游目的地距离远近、个体兴趣爱好、缺乏旅行同伴对老年旅游也会产生一定影响（Zimmer et al.，1995）。

国内针对老年旅游消费影响因素的研究较为缺乏。刘力（2016）通过对安徽省6个城市的问卷调查得出，出游负面认知、缺少同伴、费用制约、家庭责任和时间制约是中国老年人出游的主要制约因素；将出游和未出游的老年群体进行人口统计学特征对比分析，结果表明年龄、性别、家庭结构、受教育程度、个人月收入都是影响老年旅游参与的重要因素。赵振斌等（2011）以成都市老年人为研究对象，发现自身制约、支持制约、经济与经历制约、环境制约是构成中国老年旅游制约的4个维度，同时指出除传统旅游制约因素外，我国老年人有别于西方老年人的突出出游限制性因素主要体现在人际方面。已有研究发现，代际支持能提升老年旅游消费意愿（姚延波 等，2020）；子女关注老年人精神需求，给予经济、资讯、情感等家庭支持是解决老年人旅行障碍的重要因素（Gao et al.，2016）。隔代照料是代际关系的重要内容，我国很多老年人在退休后，并未进入“有钱有闲”的阶段，只是将“工作”的地点转换为家庭内部。有研究统计，我国0～3岁儿童由“爷字辈”承担主要照料责任的家庭占比达到31.7%（张航空，2016）。隔代照料对旅游消费的影响尚未明确，有研究认为隔代照料导致“退而不休”，引起闲暇时间减少，从而降低旅游消费水平（刘力，2016）；但也有研究提出，隔代照料孙子女的老年人更容易产生“冲动性”旅游消费（任明丽 等，2020）。

通过文献梳理发现，已有研究多基于家庭生命周期与个人生命周期的平行线性关系假设，比较家庭生命周期各阶段旅游消费的异同，偏向于现象描述与总结；尚未见聚焦于老年阶段，结合现代家庭生命周期的非线性特征，以代际交互（intergenerational exchange）视角对家庭生命周期与城市老年旅游消费关系进行的解释性探讨。

2 研究设计

2.1 数据来源

中国健康与养老追踪调查（China Health and Retirement Longitudinal Survey，CHARLS）由北京大学国家发展研究院主持、北京大学中国社会科学调查中心与北京大学团委共同执行。调查参考国际经验，采用多阶段抽样方法，分别在全国28个省（自治区、直辖市）的150个县、450个社区（村）开展调查访问，收集一套代表中国45岁及以上中老年人家庭和个人的高质量微观数据。截至2018年调查结束，样本已覆盖总计1.24万户家庭中的1.9万名受访者①CHARL中国健康与养老追踪调查［EB/OL］.（2019-09-13）［2020-01-18］.https：//charls.pku.edu.cn/gy/gyxm.htm.。CHARLS问卷内容包括：基本信息、家庭、健康状况和功能、工作和退休、养老金、收入、支出与资产等。本文利用2018年中国健康与养老追踪调查数据进行分析和研究。

2.2 变量选取

2.2.1 城市老年家庭

已有研究主要以自然年龄作为界定老年人的标准，也有研究者提出应该以“退休与否”为划分依据（Murphy et al.，1979）。结合以上两种观点，根据我国《老年人权益保障法》中60岁及以上公民为老年人的标准，以及现行退休政策中退休年龄的性别区别，参照任明丽等（2018）以50岁为老年人最低年龄下限的标准，本研究选取60岁及以上男性和50岁及以上女性作为研究对象。考虑到中国城乡二元经济结构，农村老人尚未完全被养老保险制度覆盖，经济独立性弱，受教育程度低；城市老人经济实力更强，出游意愿更强烈（胡田，2018），是目前老年旅游市场的主力军（陈晓萍 等，2012），故本研究根据CHARLS数据中户口类型，仅选取城市户口的家庭样本作为研究对象，如果夫妻双方户口类型不一，主要根据户主户口类型进行判断。

2.2.2 家庭生命周期类型

在对老年家庭进行调研的基础上，本文将老年家庭生命周期类型划分为独居、空巢和满巢3类。其中，独居为无伴侣单独居住老人（包括未婚、分居、离异、丧偶等情况）；空巢为老年夫妻二人（包括未婚、离异、丧偶但有伴侣共同生活的老年人）；满巢为老年夫妻或个人与不具备经济能力的儿女和/或孙辈共同居住。为了排除子女或孙辈是家庭旅游消费主要承担者的情况，根据CHARLS问卷中家庭部分“家户成员信息”、收入支出与资产部分“家户收入”题项，剔除家庭收入包含其他成员收入的家庭样本。按照以上条件进行的样本筛选，在实现对老年家庭与混合家庭有效区分的同时，也损失了大量样本，其中包括部分单独居住、收入来自儿女或孙辈的老年人。

2.2.3 家庭旅游消费影响因素

研究发现，家庭收入是旅游消费的关键因素，正向影响旅游需求与支出（Thompson et al.，1978；Davies et al.，1992；Morley，1998）；户主年龄与旅游支出呈负相关（Dardis et al.，1981）；户主受教育程度显著正向影响旅游消费（Weagley et al.，2004）；家庭现金与储蓄总值等金融资产显著正向影响旅游消费（姜国华，2017；王克稳，2017）。结合已有对老年旅游消费影响因素的研究，同时考虑CHARLS问卷中数据可得性，本研究选取家庭老年人口平均年龄、平均受教育程度、自评健康平均值、家庭总收入、家庭金融总资产，以及家庭生命周期类型为解释变量，被解释变量为过去一年家庭旅游消费。

2.2.4 代际关系

代际关系因其亲密性、永久性和不可选择性成为老年人人际关系中最基本、最重要的关系（黄皓明，2019），涉及包括经济往来、生活照料以及情感交流等多维内容。参照已有研究提出的代际关系代理变量（赵继伦 等，2013）和CHARLS数据特征，本文选取与儿女共同居住时间、与儿女联系频率、儿女给予的经济支持、照顾孙辈的时间4个变量作为代际关系代理变量。相关变量具体描述见表1。

表1 相关变量内涵及赋值描述

按照上述条件进行样本筛选后得到1073户城市老年家庭有效样本，占2018年CHARLS总样本数（11628户）的9.23%。其中独居242户，占有效样本数的22.55%；空巢656户，占61.14%；满巢175户，占16.31%。空巢已经成为城市老年家庭的主要类型。1073户老年家庭中248户产生旅游消费，占城市老年家庭样本的23.11%，远高于任明丽等（2020）根据2015年CHARLS数据得出9%老年家庭产生旅游消费的估计。除了老年旅游市场迅速发展以外，根本的原因在于本研究仅选取了城市老年家庭，加入农村老年家庭后，产生旅游消费的家庭比率降为8.56%①此比值是作者根据 CHARLS 2018年调查数据计算所得，在计算时未对数据进行权重调整。。与2016年西班牙老年家庭旅游消费研究得出的近59%老年家庭旅游消费率（Alen et al.，2017）相比，我国老年旅游市场有巨大的发展空间。在产生旅游消费的家庭中，独居（42户）占16.93%，空巢（179户）占72.18%，满巢（27户）占10.89%。从家庭旅游消费总量来看，空巢家庭对旅游经济贡献最大，产生旅游消费155.40万元；独居老人产生旅游消费26.32万元；满巢家庭产生旅游消费17.53万元。在产生旅游消费家庭中，空巢家庭平均旅游消费最高，达到8682元/户；满巢家庭旅游消费次之，为6493元/户；独居老人旅游消费最低，为6266元/户。从旅游消费角度再次验证空巢并未降低老人生活质量（邓婷鹤 等，2020）。城市老年家庭样本平均年龄69岁；平均自评健康状况为良好；家庭年收入约47932元，月收入约3994元，其中年收入在48000元（4000元/月）以下的家庭占58.2%；家庭金融总资产约74330元；受教育程度均值1.82，即初中未毕业。样本数据描述性统计直观地反映出我国老年人受教育程度、收入均较低的现状。老年家庭平均与儿女共同居住时间为2个月，与儿女联络频率为每半个月一次，儿女给予的经济支持为年均6491元，照顾孙辈的时间为年均641个小时。

表2 样本描述性统计 N=1073

2.3 模型构建

本研究第一阶段的目的是判断家庭生命周期是否影响城市老年家庭旅游消费，因此选择基于随机效用理论的离散选择模型进行分析。考虑到家庭生命周期类型、受教育程度、自评健康都是属于连续型随机变量，服从正态分布，本研究采用广义线性模型Probit进行回归。首先将数据中“年度家庭旅游消费”即因变量Y转换为受限二分类变量：“0”为没有产生旅游消费，“1”为产生旅游消费，建立模型如下：

其中i表示个体，i=1，…，N；TOUR表示因变量旅游消费；age表示家庭中老年户主及其配偶平均年龄；education表示老年户主及其配偶平均受教育程度；health表示老年户主及其配偶自我感知健康平均值；income表示家庭总收入；fa为家庭金融总资产（financial assets）；flct为家庭生命周期类型（family life cycle type）；εi表示个体效应；vi是随机误差项。

3 实证分析

3.1 家庭生命周期对城市老年旅游消费的影响

3.1.1 城市老年旅游消费影响因素分析

在对符合条件的1073个样本进行描述性统计时，发现收入部分数据散乱，存在异常值，为保证回归结果可靠性，本研究对收入进行1～99区间的缩尾处理，保留1063个样本。利用SPSS进行Probit回归，结果如表3所示。

表3 城市老年旅游消费影响因素Probit回归

年龄是家庭生命周期的重要指标，回归系数值为-0.030，并且在0.01水平呈现显著性，说明年龄对老年旅游消费具有显著负向影响关系，边际效应值为-0.0072，意味着老年户主及其配偶平均年龄每增加一岁，产生旅游消费的概率（减少）幅度为-0.72%。家庭生命周期类型回归系数为-0.113，且通过0.01显著性检验，边际效应值为-0.043，说明家庭生命周期类型在由独居向空巢，或空巢向满巢变化时，产生旅游消费的概率（减少）幅度为-4.30%。说明由年龄和家庭生命周期类型构成的家庭生命周期核心变量对老年家庭旅游消费产生与否具有一定预测力。此外，受教育程度和自评健康都在0.01显著性水平上正向影响旅游消费，且受教育程度对旅游消费的影响强于自评健康的影响，参考0.0574的边际效应值，受教育程度每提升一个类别，产生旅游消费的概率（增加）幅度为5.74%。同时，收入越高和金融资产越多的家庭，产生旅游消费可能性越大。模型通过检验，拟合优度较好。说明家庭生命周期是城市老年旅游消费的影响因素之一，对城市老年旅游消费具有一定预测力。

3.1.2 不同家庭生命周期类型的城市老年旅游消费影响因素差异分析

本研究进一步按照家庭生命周期类型进行分组回归，考察处于不同家庭生命周期的老年旅游消费影响因素的差异。数据中“年度家庭旅游消费”恢复为连续数值变量，因为存在大量未产生旅游消费的家庭，故采用基于极大似然估计方法的断尾回归Tobit模型进行回归，结果如表4所示。

表4 不同家庭生命周期类型的城市老年旅游消费影响因素Tobit回归分析

与表3将城市老年家庭视为一个整体进行回归的结果相比较，发现随着家庭生命周期演变，城市老年旅游消费影响因素发生较大变化：满巢家庭存在“啃老”现象，家庭抚养系数高，一方面年龄对出游的影响减小至不再显著，另一方面家庭收入在0.01水平显著负向影响旅游消费。团结互助、尊老爱幼是中国传统家庭价值观。在满巢家庭中，家庭收入主要依靠老人，收入越高的老年人“不得不”承担更多抚养责任，分担更多家务，照顾儿女或孙辈生活起居，从而经济负担增加，闲暇时间减少，对旅游消费形成一定的挤压。对于空巢老年家庭，家庭收入的正向影响不再显著。说明相比其他类型的家庭，解除了养育负担，拥有伴侣的老年家庭，收入对旅游消费的制约作用明显降低。对于独居老人，只有家庭收入在0.01水平上显著正向影响旅游消费，其他因素影响均不再显著。其中家庭金融资产与旅游消费呈负相关，虽不具备显著统计学差异，但与金融资产正向影响旅游消费的研究结论（朱静 等，2016）相悖，可能的原因是单身老年人的风险厌恶程度更高，预防性储蓄增加的同时降低了旅游消费。可以看出，包含着家庭养育负担、婚姻状况、居住模式、经济地位内涵的家庭生命周期类型，构成了老年旅游消费影响因素的高维变量，对其他影响因素有调节作用。

3.2 稳健性检验

本文用调整回归模型的方法来进行稳健性检验。用于检验的模型应与原模型类型相一致，因此对于二项分类Probit回归，研究用Logistic模型进行检验，对于Tobit回归用OLS回归进行检验。通过对结果进行比较，证明模型是否稳健。由表5回归结果可以看出，Logistic回归结果显示回归系数正负与Probit回归结果完全一致，家庭收入、金融资产与家庭类型由0.05、0.05和0.10水平上显著上升为0.01、0.01和0.05水平上显著影响旅游消费。比较不同家庭生命周期类型OLS回归结果和Tobit回归结果，除了t值在百分位的微弱降低以外，回归系数正负及显著程度完全相同。总体来看，家庭生命周期核心变量对城市老年旅游消费影响以及对不同家庭生命周期类型城市老年旅游消费影响的分析结果是稳健的。

4 机制分析

收入与闲暇是决定旅游需求和消费的两大主要因素（张凌云，2022）。据研究，中国大多数老年人会与成年子女之间涉及金钱往来（钟晓慧 等，2014）；为了减轻儿女的生活压力，很多父母都会重新投入家务工作中，尤其在时间分配方面，优先考虑子女的需要，照顾孙辈，分担家务（黄庆波 等，2017）。因此，本文试图从代际交互路径对家庭生命周期影响城市老年旅游消费的机制进行分析。代际交互本质上讲是隔代主体之间的资源流动。相比以往研究对代际关系中资源单向流动的表述，如代际剥削、代际支持，代际交互强调代际资源的双向流动。本文选择与子女共同居住时间、儿女给予的经济支持、照顾孙辈时间、与儿女联系频率作为代际交互的代理变量，探讨家庭生命周期对城市老年旅游消费的影响机制。

表6回归结果显示，代际交互对空巢家庭旅游消费产生了直接且显著的影响，儿女给予的经济支持和照料孙辈时间都在0.01水平上显著正向影响老年旅游消费。来自儿女的经济支持，直接增加了老人可支配收入，提高了老人生活满意度，有利于促进老年旅游消费。而照料孙辈时间与旅游消费正相关的主要原因可能有：一方面，中国以家庭为核心的价值观（刘汶蓉，2012），使隔代养育被大多数中国老人视为不得不帮的责任，烦琐辛苦的家庭“工作”挤占了老人退休后的休闲时间，旅游活动成为老年人“逃离”日常劳作的一种机会，照料孙辈时间越长越容易产生“想出门走走看看，透透气”“平时太辛苦，有机会要对自己好一些”的旅游冲动与“补偿性”消费；另一方面，老人通过帮助子女带孩子，发挥“余热”，对家庭做出贡献，增强了与子女之间的联系与互动，拥有更强的幸福感、更高的自我价值认同的同时，可能获得更多儿女的“回馈”，因此更愿意或更有信心出游。

表6 代际交互对不同家庭生命周期类型的老年旅游消费影响OLS回归结果

为进一步明确代际交互对独居和满巢家庭老人旅游消费的影响路径，本研究将年龄、受教育程度、自评健康、家庭总收入和家庭金融资产作为控制变量，旅游消费作为因变量，在满巢家庭样本中加入婚姻状态变量，加上与儿女共同居住的时间、儿女给予的经济支持共3个变量，分别作为自变量和调节变量，进行分层回归，结果发现（见表7）：当独居老人与子女共同居住时，模型加入子女给予的经济支持，交互项呈现显著性（t=2.618，p=0.009＜0.010），意味着当独居老人与子女共同居住时间越长，子女给予的经济支持越多，独居老人的旅游消费越高。儿女给予的额外收入，可能增强了老人的消费信心，一定程度上减轻了单身带来的人际制约，促进了非惯常消费的增加。

表7 代际交互对独居老人与满巢家庭旅游消费的交互作用（OLS）

满巢家庭代际互动关系和婚姻状态均对老年旅游消费不产生直接显著影响，而当回归模型中加入与子女共同居住时间和婚姻状态的交互项时，交互项在0.01水平呈现出显著性，表明满巢家庭中拥有伴侣的老年人与儿女居住时间越长，旅游消费越低。结合现实情境分析，可能是因为父/母有伴侣共同生活会让儿女更加放心、安心，甚至更心安理得地依赖，在与父母共同居住期间转让更多家庭照料责任，老人的时间、精力或金钱被挤占，从而减少旅游消费；而对于独身老人，儿女对“单身无伴的父/母亲不容易、很辛苦”的认知更强，因此主动承担部分照料责任，老人相对有“余力”参与旅游活动。

5 结论与讨论

本文采用非线性Probit模型探究了家庭生命周期与城市老年旅游消费的关系，使用样本选择模型Tobit分析了不同家庭生命周期类型的城市老年旅游消费影响因素的变化，并基于代际交互视角，结合中国情境对影响路径进行了分析。主要得出以下结论：第一，家庭生命周期对城市老年旅游消费产生影响，随着家庭生命周期由独居向空巢，或空巢向满巢变化，城市老年家庭产生旅游消费的概率逐渐减小。城市老年旅游消费影响因素随家庭生命周期演变而发生变化，其中家庭收入显著负向影响满巢家庭旅游消费，说明儿女的“啃老”行为，延长了城市老年家庭的抚养期，挤占了老年人闲暇时间，抑制了老年旅游消费。对于空巢老年家庭，家庭收入的正向影响不再显著，说明拥有伴侣的老年人，家庭内部人际资源的溢出效应松绑了以收入为代表的旅游消费结构制约。对于独居老人，除家庭收入显著正向影响旅游消费外，其他影响因素均不显著。可能的原因是独居老人旅游消费制约因素更复杂，在以后的研究中可以通过问卷调查等方式进一步探讨。第二，对不同家庭生命周期类型影响老年旅游消费机制的分析结果表明，对于空巢家庭，来自儿女的经济支持与照料孙辈时间均正向影响老年旅游消费；对于独居老人，子女给予的经济支持调节着独居老人与儿女共同居住时间对老年旅游消费的影响，表现出与儿女共同居住时间越长，儿女给予的经济支持越多，独居老人的旅游消费越多；对于满巢家庭，老人的婚姻状态负向调节着与儿女共同居住时间对旅游消费的影响，说明老年夫妻与儿女共同居住时间越长，旅游消费越低，而单身老人受此影响不明显。

对家庭生命周期与老年旅游消费关系的探讨，本质上是对老年旅游家庭组合制约因素的研究。本文理论贡献表现在：第一，结合现代家庭生命周期的非线性特征，明确了生命周期对城市老年旅游消费的影响作用；第二，通过比较分析城市老年旅游消费影响因素在不同家庭生命周期出现的变化，为已有研究结论提出了适用条件，促进旅游消费研究进一步细致化；第三，通过代际交互视角的影响机制探索，发现代际交互调节着不同家庭生命周期对城市老年旅游消费的影响，且变量间存在互补关系。

依据研究结论，一方面可以对我国未来20年老年旅游市场进行预期，即空巢家庭成为老年家庭的主流形式，而受教育程度是空巢家庭旅游消费最为显著的正向影响因素。20世纪70年代末恢复高考后的50后、60后已经全面进入老年，经历了90年代末大学扩招的70后、80后已步入中年，未来中国老年人平均受教育程度会大幅提升，伴随着老年收入的提高，老年旅游消费对国民经济的拉动作用不言而喻。另一方面，可以看出老年旅游消费影响因素十分复杂。国家经济发展、社会稳定是扩大老年旅游消费的大前提。在此基础上，进一步完善老年社会保障体系，推动养老保障市场形成；落实和保障产假、育儿假；倡导“尊老爱幼”的价值观，推崇“代际团结”（刘汶蓉，2016）；完善老年旅游配套设施，提升老年旅游服务品质，针对不同需求开发多类型老年旅游产品等措施有利于减少老年旅游壁垒，促进银发经济，推动积极老龄化。

本研究存在以下不足：第一，“中国健康与养老追踪调查”（CHARLS）是一套代表中国45岁以上中老年家庭和个人的高质量微观数据，不是针对老年旅游消费的专项调查，因此缺乏对老年旅游需求、消费结构变化等针对性较强的问题的回答；第二，本文只采用了2018年度截面数据，产生旅游消费的老年家庭数据总量较小；第三，本文以50岁及以上女性和/或60岁及以上男性，且经济独立为条件进行样本筛选，便于证伪检验的同时，也造成了样本损失多、平均年龄偏大的问题。针对以上问题，未来可以尝试采用问卷、访谈等研究方法，进一步提高数据针对性；也可以采用面板数据，扩大样本量的同时，探索老年旅游消费的时序变化，提高研究结论的普适价值；还可以尝试从生命历程、儿女异质性等视角对老年旅游进行更深入的研究。