代际支持对老年人康养旅游消费行为的影响

程意栋

(吉首大学商学院, 湖南 吉首 416000)

当前,中国正极力构建“以国内大循环为主体、国内国际双循环相互促进”的新发展格局,强调以扩大内需作为战略基点,增强消费对经济发展的基础性作用[1]。伴随着中国老龄化进程快速加深,人口老龄化问题刺激“银发经济”快速发展,老龄产业具有巨大发展空间,健康老龄化的政策环境更是为中国康养旅游发展提供前所未有的契机。

康养旅游是一种健康、养生、旅游相融合的新型旅游活动,依托自然资源、人文资源设计具备养生功能的产品和服务,以达到身心健康、快乐与幸福的目的[2-3]。相较于其他群体,老年人身体机能衰退、经济收入降低,老年人参与康养旅游活动在经济、时间、旅游知识等方面的要求更为苛刻[4]。

受儒家传统文化的熏陶,家庭因素影响并塑造中国特有的养老服务体系[5]。代际支持在家庭养老中具有重要作用,相较于其他社会支持,老年人通常对来自家人、亲友的情感支持更为敏感。本文尝试综合考察向上、向下代际支持的互动强度,探讨其对老年人康养旅游消费行为的影响,并引入心理资本探讨其作用机制,为老年康养旅游市场发展提供理论参考。

1 理论分析与研究假设

1.1 代际支持与老年人康养旅游消费行为

家庭代际支持指的是子代与亲代在经济、生活以及情感领域的互惠、互助与相互支持,是一个分享生活经验和资源的过程,包括经济支持、生活照料支持与情感支持[6-7]。家庭代际支持将影响老年人旅游消费意愿[8],子女提供的物质性帮助和情感支持将满足老年人出游动机,有助于增强老年人的心理适应性,改善其旅游消费认知,表现出更多的旅游参与行为。同时,家庭养老与隔代照料、“逆反哺”等代际互动成为常态[9],隔代照料占领老年人的闲暇时间,减少了劳动收入,增加了老年人参与旅游活动的机会成本,老年人对子女的经济支持直接加重了自身的经济压力,一定程度上影响其出游动机与消费水平。也有学者认为,老年父母通过照顾孙子女换取经济支持[10],一些具备精力与经济能力的老年人更热衷于帮助子女,通过提供向下代际支持保持自身愉悦与健康[11]。因此,向上、向下代际支持对老年人消费行为的影响有待进一步研究。

旅游消费行为是受到社会文化背景、消费者个性和情感等因素影响的复杂感性消费,除了年龄、性别、地区、受教育水平、职业、婚姻状况和可自由支配时间等因素外[12],中国老年人出游还受到亲友态度、家庭支持等人际制约层面的影响,代际支持是老年人康养旅游消费行为的重要因素,故提出以下假设。

H1a:家庭代际支持正向影响老年人康养旅游消费行为;

H1b:家庭代际支持负向影响老年人康养旅游消费行为。

1.2 心理资本的中介作用

心理资本是个体在成长和发展过程中表现出来的一种积极心理状态,是个体一种普遍的心理基本能力,由自我效能感、希望、韧性和乐观四个因素构成[13]。研究认为,心理资本水平将显著影响成功老龄化[14],心理资本可以显著预测老年人的生理健康和心理健康,在社会交往对老年人健康的影响中存在部分中介作用[15]。与年轻人相比,老年人的心理与情绪状况通常会成为他们参与旅游活动的一大障碍,老年人拥有更乐观的心态,其参与旅游的可能性就会更大,能产生更多的旅游消费行为,故提出以下假设。

H2a:心理资本正向影响老年人康养旅游消费行为。

代际支持有助于改善老年人的心理健康状况。相关研究表面,代际支持的双向互动,均对老年人健康有益。心理资本具有一定的稳定性和可塑性,家庭代际支持可为个体提供必备的心理资本,子女的经济和情感支持不仅可以为老年人提供充足的资源和动力,而且可以有效地缓解老龄化带来的负面影响,激发他们的自信心、乐观态度、坚韧性等积极心理资本,从而更好地实现老年人的生活目标,故提出以下假设。

H2b:家庭代际互动正向影响老年人心理资本。

H2c:心理资本在家庭代际支持与老年人康养旅游消费行为之间发挥中介作用。

1.3 城乡差异的调节作用

中国独特的城乡二元结构导致城乡发展严重失衡,在公共设施、医疗、教育、卫生、社会服务建设方面存在很大差距[16]。受限于城乡发展差异,对于康养旅游的高层次需求可能存在地区间的较大差异,并影响不同区域的老年旅游者的实际消费行为,老年人受到的代际支持越多,越能激发其对高层次需求的追寻,经济水平更高、配套设施更齐全的地区将促使老年旅游者产生更多的康养旅游消费行为,故提出以下假设。

H3a:城乡差异在家庭代际支持与老年人康养旅游消费行为之间存在调节作用。

身心健康是老年个体参与社会活动的先决条件,也是保证晚年生活质量的重要基础[17]。城市经济水平、公共服务一定程度上较农村更为完善,娱乐活动等也较农村丰富,城市老年人有更多的条件去继续实现自己的抱负,获得成就感的途径多样;农村老年人无力工作后,除了带孙子女,少有其他的娱乐方式,其自我效能感主要来源于照料孙子女,获得心理资本的途径较少。城乡老年人的居住方式与居住环境显著不同,直接导致了子女对老年人的生活照料与情感交流存在较大差异,不可避免地影响老年人的心理健康水平,故提出以下假设。

H3b:城乡差异在家庭代际支持与心理资本之间存在调节作用。

2 研究设计

2.1 样本与数据收集

选取的实证调研地区为湖南省湘西土家族苗族自治州,主要集中于不二门国家森林公园现场完成问卷填写。受访者为60岁及以上的老年人,考虑到老年人可能无法充分明确问卷语义与填写方式,调研员在现场辅助受访者逐项完成填写,消除可能出现的信息失真问题,确保问卷收集的有效性。此次调研共发放问卷225份,回收问卷191份,删除部分无效问卷,最终得到有效问卷183份。

2.2 变量测量

2.2.1 康养旅游消费行为

康养旅游消费行为采用康养旅游花费、出游天数、康养旅游地范围3个指标[18],以反映老年人康养旅游消费行为的花费水平、时间长短和空间远近。

2.2.2 家庭代际支持

家庭代际支持包含日常经济支持、生活照料、情感交流3个方面。参考2018年中国老年社会跟踪调查(CLASS)中F部分,通过问题“过去12个月,子女有没有给过您(或您同住的、仍健在的配偶)钱、食品或礼物,这些财物共值多少钱?”等来测量经济支持。生活照料支持通过问题“过去12个月,子女多久帮您做一次家务或照顾您的饮食起居?”“过去12个月,您多久帮子女做一次家务或帮助照顾孙子女?”等。情感支持通过问题“过去12个月,您与子女多久见一次面?”“从各方面考虑,您觉得和子女感情上亲近吗?”等测量。各题项得分均设置为1～5分,不区分向上或向下代际支持,计算总得分以表示子女与老人之间的代际支持互动水平。

2.2.3 心理资本

心理资本主要包含自信、乐观、希望和坚韧等因素。在2017年的CGSS调查问卷中,心理资本通过2个维度共12个指标来衡量,采用李克特5点评分法,从1～5代表“完全不符合”至“完全符合”,计算平均得分以表示心理资本水平高低。

2.2.4 城乡差异调节与控制变量

城乡差异变量根据老年人居住地测量,城市取1,农村取2,以此作为调节变量。将个体的性别、年龄、受教育水平、月收入以及健康状况等人口统计学特征以及子女经济状况一同作为控制变量,如表1所示。

表1 变量测量

3 实证检验与结果分析

3.1 共同方法偏差检验

为了控制共同方法偏差问题,通过Harman单因子检验法,第一个公因子解释总变异量的35.71%,低于40%的临界值[19],证实该研究不存在严重的共同方法偏差。经过共线性分析,所有变量VIF均小于3,这表明不存在严重的多重共线性问题。

3.2 信度与效度检验

研究采用SPSS23对变量进行信度检验,代际支持的Cronbach’sα系数为0.822,心理资本的Cronbach’sα系数为0.869,均大于0.8,符合研究要求。代际支持的KMO为0.798大于标准值0.6,球形检验显著性为0,各题项之间存在相关性,可以作为分析因子;心理资本的KMO为0.860大于标准值0.6,且球形检验显著性为0,亦符合研究要求。

3.3 描述性统计与相关性分析

利用SPSS23.0统计软件分析得到变量均值、标准差和相关系数,如表2所示。代际支持分别与康养旅游消费行为(r=0.555,P<0.01)、心理资本(r=0.626,P<0.01)、城乡差异(r=-0.161,P<0.05)显著相关;心理资本分别与康养旅游消费行为(r=0.603,P<0.01)、城乡差异(r=-0.224,P<0.01)显著相关;康养旅游消费行为与城乡差异(r=-0.258,P<0.01)显著相关;变量相关性基本符合预期,研究假设得到初步支持。

表2 变量描述性统计与相关性分析结果

3.4 假设检验

3.4.1 主效应与中介效应检验

进行假设检验之前,对数据进行Z-score标准化处理,然后通过多元层级回归方法,逐步添加控制变量、核心解释变量检验主效应与中介效应,如表3所示,模型M1和模型M3均为对控制变量的回归分析,并以此作为基准模型。加入后续变量后,家庭代际支持对老年人康养旅游消费行为具有显著正向影响(M4,β=0.386,P<0.01),H1a得到验证;家庭代际支持对老年人心理资本具有显著正向影响(M2,β=0.508,P<0.01),H2b得到验证;心理资本对老年人康养旅游消费行为具有正向影响(M5,β=0.383,P<0.01),H2a得到验证。为进一步验证心理资本的中介作用,将康养旅游消费行为作为因变量,在模型中依次加入控制变量、自变量和中介变量,结果显示家庭代际支持对老年人康养旅游消费行为具有显著正向影响(M6,β=0.267,P<0.01),而心理资本对老年人康养旅游消费行为具有显著正向影响(M6,β=0.233,P<0.05),表明心理资本在家庭代际支持与老年人康养旅游消费行为间发挥部分中介作用,H2c得到验证。

表3 主效应与中介效应检验结果

3.4.2 调节效应检验

研究采用SPSS23.0对数据文件进行拆分,选择“城乡差异”变量进行比较组回归分析,回归结果如表4所示。城市组和乡村组的回归模型都具有统计学意义,当结果变量为康养旅游消费行为时,城市老年人代际支持回归系数的95%置信区间为[0.387,0.687],乡村老年人代际支持回归系数的95%置信区间为[0.068,0.374],两个95%可信区间之间没有重合,因此,两个回归系数之间差异有统计学意义,进一步说明城乡差异会调节代际支持对老年人康养旅游消费行为的作用,H3a得到验证。

表4 调节效应检验结果

当结果变量为心理资本时,发现城市老年人代际支持回归系数的95%置信区间为[0.510,0.840],乡村老年人代际支持回归系数的95%置信区间为[0.177,0.496],两个95%可信区间之间没有重合,因此,两个回归系数之间差异有统计学意义,进一步说明城乡差异会调节代际支持对心理资本的作用,H3b得到验证。

3.4.3 有调节的中介效应检验

研究通过SPSS宏程序Process插件,选用Model 8,以老年人康养旅游消费行为作为因变量进行有调节的中介效应分析[20]。

间接效应路径中,城乡差异在代际支持与心理资本间的调节效应显著存在(coeff=-0.184 6,P=0.000 4),代际支持对心理资本有显著正向影响(coeff=0.466 4,P=0.000 0),心理资本对康养旅游消费行为有显著的正向影响(coeff=0.176 1,P=0.013 1),Bootstrap法对间接效应路径进行中介检验,95%置信区间为[0.045 1,0.309 2],不包含0,模型中介效应显著,中介效应为0.082 1。直接效应路径上,城乡差异在代际支持与老年人康养旅游消费行为间的调节效应显著存在(coeff=-0.127 0,P=0.010 8),代际支持对老年人康养旅游消费行为具有正向影响(coeff=0.267 5,P=0.000 1),有调节的中介效应指标为-0.068 0,置信区间为[-0.141 6,-0.013 6],绘制模型影响机制图如图1所示。

*、**、***分别表示P<0.1、P<0.05、P<0.01图1 理论模型检验结果

4 结论与展望

4.1 研究结论

在“积极老龄化”加速推进、健康与文旅产业加速融合的背景下,检验家庭代际支持与老年人心理资本对康养旅游消费行为的作用关系,解释心理资本的中介作用及城乡差异的调节作用,探究中国式家庭关系对老年人消费行为的作用机制,得出如下研究结论。

(1)家庭代际支持可以促进老年人参与康养旅游消费行为。老年旅游市场开发及营销应认识到家庭的重要性,加强对传统孝道的宣传,鼓励子女重视维护家庭关系与代际互动质量,促进子女与父辈之间相互关怀与支持,从而有效提高家庭对旅游的认知,挖掘老年康养旅游消费需求,增加老年人旅游参与。

(2)心理资本在代际支持与老年人康养旅游消费行为间发挥部分中介作用。关注老年人心理状态,满足老年人的精神需求,促进老年人积极心理资本建设,通过社会关系尤其是家庭代际间的联系,引导老年人拥有乐观的心态,从而促使其积极主动地参与诸如康养旅游等休闲活动,将显著增进老年人生活福祉。

(3)城乡差异调节代际支持与心理资本、康养旅游消费行为间的关系,即城市老年人的心理资本与康养旅游消费行为受到家庭代际支持的影响更强,农村老年人受代际支持的影响较弱。相关部门要重视改善农村老年人的生活环境、经济收入、文化观念,针对农村老年群体实施更多优待政策;农村老年人对家庭支持有着更明显的依赖性,要加速建设农村基础设施,完善农村社区服务以填补子女外出工作造成的家庭支持缺位。

4.2 研究不足与展望

由于条件限制,本文还存在一些缺陷,有待后续研究进一步完善。首先,研究的样本数据来自湖南省湘西自治州,数据来源区域性较强,且样本数量较少,今后可进一步扩大取样范围,覆盖更大的地理区域,提高样本数量,尽可能排除地域偶然性。其次,变量设计与测量存在优化空间,研究问卷题项部分选自CLASS与CGSS调查,尽管相关量表被证实具有较高信效度,但在康养旅游消费情境下并非完全适配,有待适度修订并作更为深入的探究;最后,旅游消费行为是一个多阶段多维度的研究内容,本文采取康养旅游消费水平来研究消费行为的一个方面,未来可从旅游行为模式、旅游行为意向等更多维度丰富旅游消费行为相关研究。