身體狀況還是積極心態(tài)？

任明麗 李群績 何建民

[摘要]老齡化時代的到來，老年旅游成為未來旅游市場的重要組成部分，但目前對老年旅游市場較為細致的研究仍顯單薄。文章基于積極心理學的主要理論，采用中國健康與養(yǎng)老追蹤調(diào)查（CHARLS）2011年和2013年數(shù)據(jù)，對老年人的身體狀況因素及心理狀況因素對其出游參與的影響進行估計，從而識別出影響老年人家庭出游的主要限制性因素。研究結(jié)果表明：身體狀況會限制以家庭為單位的老年人的出游參與，但僅僅是在以走路能力、爬樓梯能力等為代表的基本日?；顒幽芰Τ霈F(xiàn)困難時，老年人出游參與的概率會降低；大多數(shù)慢性病對老年人出游參與的影響不顯著，但血脂異常變量對城市老年人的出游參與產(chǎn)生了顯著影響，而對農(nóng)村居民的影響并不顯著。與身體狀況相比，心理狀況的穩(wěn)定影響著老年人的出游參與概率，且無城鄉(xiāng)差異，表現(xiàn)出無論是個體還是家庭，心態(tài)越積極樂觀，對未來越充滿期待，出游參與的概率則越大的特征。

[關(guān)鍵詞]身體狀況；心理狀況；出游限制；Probit估計

引言

全球人口老齡化進程不斷加快，我國的現(xiàn)狀也不容樂觀，2010年第六次人口普查數(shù)據(jù)顯示，我國50歲以上人口已達到總?cè)丝诘?5.32%，55歲以上的也達到了19.2%，因此如何做好老齡化工作，提高老年人的生活質(zhì)量，成為社會各界關(guān)注的焦點。旅游活動因其提高參與者的生活質(zhì)量及增強參與者的生活幸福感而被稱為“幸福”產(chǎn)業(yè)，同時近年來中國經(jīng)濟總量的快速發(fā)展，使得有能力進行旅游消費的老年人總量也呈逐年上升趨勢。在世界范圍內(nèi)，老年旅游市場因其總量的可持續(xù)性及完美地規(guī)避了時間約束而成為業(yè)界與學界關(guān)注的焦點。在我國，為了提高老年人的生活質(zhì)量及生活豐富度，2013年國務院辦公廳印發(fā)《國民旅游休閑綱要》及2016年印發(fā)《關(guān)于進一步擴大旅游文化體育健康養(yǎng)老培訓等領域消費的意見》，均對培育和加快旅游市場的發(fā)展以應對老齡化時代的到來提出了具體要求。

雖然全球性的老齡化是一種趨勢，但不同國家對這種趨勢的應對卻體現(xiàn)出不同特征。就我國而言，傳統(tǒng)的“快樂老年”（happy old age）是“有飯吃、有衣穿、不生病”，而現(xiàn)今老年人的追求除了上述的條件外還表現(xiàn)出了“積極老齡”（positive aging）的特質(zhì)，即追求身體和心理的雙重健康，此時老年人將休閑旅游視為提高他們健康，尤其是心理健康的一種方式。面對“積極老齡”化的社會訴求以及經(jīng)濟高速增長伴生的收入增長所帶來的休閑需求外部性，學者們從產(chǎn)業(yè)發(fā)展、市場供給等視角進行了一系列研究。當將目光聚焦于老年人自身福利（well being）時，不斷退化的機體能力與獨特的心理狀態(tài)可能成為影響老年人參與旅游活動甚至是日常休閑活動的主要限制，但目前對于旅游限制的研究主要集中于金錢、時間、參照群體等方面，而對老年人獨特的心理特征及生理特征對其旅游活動參與影響的研究則涉及較少。從心理發(fā)展理論來看，由于年齡的增長，老年人在生理和一些心理機能方面呈現(xiàn)下降趨勢，然而在情緒方面，并沒有隨著年齡的增長而呈現(xiàn)簡單下降趨勢，反而表現(xiàn)出了有利于健康的社會情緒選擇特征，在這種特征之下，老年人是否進行某種行為不僅取決于身體健康、環(huán)境、金錢等客觀因素的限制，更取決于其心理狀態(tài)的影響?；诖?，本文期望通過微觀數(shù)據(jù)的實證分析，有別于養(yǎng)老、醫(yī)療等老年人基本的福利保障的研究路徑，將目光聚焦于老年人福利水平有待進一步提升時將要考慮的問題：什么限制了我們的晚年生活過得更加豐富？當需要政策介入時，政府該從哪些角度入手才更有效率？通過研究試圖回答兩個問題：一是在中國情境下，心理狀態(tài)與身體狀況是否會限制老年人的旅游參與，若二者都可影響到老年人的旅游參與，哪種因素影響力更大，且更加穩(wěn)定；二是這種限制是表現(xiàn)在個人內(nèi)在約束層面還是在人際約束層面，且限制是否可以進行細分。

下文的結(jié)構(gòu)安排如下：第一部分是相關(guān)文獻的梳理；第二部分對用到的數(shù)據(jù)、選取的變量及構(gòu)建的計量模型進行介紹；第三部分匯報主要的回歸結(jié)果并進行穩(wěn)健性檢驗；第四部分就本文研究的結(jié)果進行分析與討論，并給出政策建議及未來的研究方向。

1文獻梳理

三方面的研究成果成為本文的研究基礎：一是基于老年人仍有旅游需求且可構(gòu)成有效旅游市場的旅游影響因素研究，二是基于休閑限制及層次限制模型的老年人旅游偏好及旅游參與的限制研究，三是基于積極心理學理論及社會情緒選擇理論的老年人心理限制因素研究。三方面的邏輯體現(xiàn)在：旅游影響因素的研究是旅游限制因素（或稱制約）研究的基礎，旅游限制研究則包含心理變量的限制作用，故做此安排。

1.1旅游參與影響因素的研究

基于市場導向的旅游影響研究一直是老年人旅游研究的主流，筆者以senior tourism、aged tourism、elderly tourism等為關(guān)鍵詞，通過搜尋9本Top期刊的文獻內(nèi)容，最終確定1980-2017年與老年旅游直接相關(guān)的文章共37篇，其中涉及旅游影響因素研究的有8篇，占比21.6%，這說明“什么影響了老年人的旅游”這一問題獲得了學術(shù)界的青睞。研究問題及結(jié)論包括：

在對老年人旅游動機的影響因素研究中發(fā)現(xiàn)：個人的財務狀況、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，而旅游者的旅行能力（時間、成本、健康、年齡、家庭等）、直接的旅游供給（成本的考慮、信息的匱乏等）也起到了一定的作用，具體來說，年齡效應要遠遠大于群體效應，自我實現(xiàn)（self-actualization）及心靈的自我成長（spiritualgrowth need）則成為老年旅游的主要推力因素。

在對旅游決策的影響因素研究中發(fā)現(xiàn)：影響旅游類型（包價、自由行等）、產(chǎn)品類型（目的地等）選擇的因素主要包括其他旅游參與者的影響，如外表（如魅力、身體特征、氣味）、行為（成熟地幫助他人、優(yōu)雅的舉止、是否制造噪聲、自利行為等）、語言（文明語言、粗魯語言）等；由于認知水平下降但情緒管理水平上升導致的老年旅游者對旅游目的地及產(chǎn)品類型選擇在決策上存在特殊的偏好，如更喜歡熟悉的目的地等；其中值得一提的是，小眾老年旅游群體（如同性戀群體）更加受到性別及年齡的影響，而對從不進行旅游活動的老年人進行調(diào)查時發(fā)現(xiàn)，內(nèi)在約束是影響其參與旅游活動的主要因素，主要表現(xiàn)為因在社會關(guān)系中未被承認及接受而導致其羞于旅游。

1.2旅游限制研究

諸多因素限制了老年人的旅游決策及降低了其旅游參與水平，休閑（旅游）限制被定義為“一種降低或限制了個體休閑（旅游）參與可能性的感知或現(xiàn)實因素”，這些因素在老年人旅游中發(fā)揮著重要的作用。目前在休閑（或旅游）限制研究領域獲得認可的成果是Grawford、Jackson和Godbey在1991年提出的層次休閑限制模型（hierarchical leisureconstraints，HLC）。此模型提出了3種相關(guān)聯(lián)的休閑（旅游）約束（內(nèi)在約束、人際約束和結(jié)構(gòu)約束），這3種約束決定了休閑或旅游的參與度，以及影響了偏好的形成。根據(jù)層次休閑限制模型，最強大的限制是內(nèi)在的，因為他們塑造了個人的休閑或旅游偏好，并且也解釋了個人的行為意愿，這些限制是指個人的心理狀態(tài)（如壓力、疲勞、焦慮、抑郁）和態(tài)度。其次是人際關(guān)系造成的限制，如追求旅游的享樂與承擔日常的家庭義務之間可能存在的矛盾是這一類別限制的例子，人際關(guān)系在一定程度上影響偏好和參與，并可能使個體或家庭最終改變自己的選擇，這些限制主要取決于家庭規(guī)模、婚姻狀況和所參與活動的類型。最后是結(jié)構(gòu)性限制（如缺乏時間、信息、金錢、設施等），此種限制涉及中斷休閑偏好和活動參與之間關(guān)系的資源和外在因素。

對于老年人來說，源于年齡原因所造成的退休、身體功能的衰退和流動性問題等可能造成旅游活動的參與受限，而金錢及時間相關(guān)的制約因素可能是其他群體的主要參與障礙，但在老年人中卻可能較松，與年輕人相比，非結(jié)構(gòu)限制如心理狀態(tài)、情緒狀態(tài)等更可能成為老年人旅游活動參與的主要障礙。

目前關(guān)于老年人旅游限制的文獻研究表現(xiàn)出兩個特征：首先，現(xiàn)有文獻的研究重視結(jié)構(gòu)性約束而對內(nèi)在約束及人際約束的研究較少，Nyaupane和Andereck在2008年的研究中表明，老年人比年輕人傾向于更少的結(jié)構(gòu)性約束，同時根據(jù)層次休閑限制理論可知，旅游偏好主要是人際關(guān)系和內(nèi)在約束的函數(shù)；其次，老年人面對各種限制時的談判能力不足，生命心理學（1ife spanpsychology）領域的研究已采取一系列措施來激發(fā)老年人積極的旅游動機，如減少旅途中的體力消耗項目、采取指導性的情感補救措施等。

1.3積極心理學及社會選擇理論

由于近年業(yè)界對老年人旅游市場的重視及學界越來越意識到內(nèi)在約束及人際約束對其出游偏好和參與影響的重要意義，在研究路徑、方法及關(guān)注點上有了突破，出現(xiàn)了異于市場導向（market.oriented typologies）及個人邊際賬戶導向（marginalizepersonalized accounts）的研究，將焦點聚集于老年人自身，如引人人類學、參與性研究的路徑及方法來構(gòu)建新的研究范式，運用解釋性的民族志路徑來研究積極情緒（positive emotions）在老年人旅游中的作用，提出將積極心理學應用到旅游研究中，從而更加關(guān)注游客的個人發(fā)展，尤其是日益龐大的老年旅游群體的發(fā)展。積極心理學主要關(guān)注3個層面的研究，主觀層面關(guān)注積極情感（positiveemotions）的主觀體驗，在個人層面上研究積極的個人特質(zhì)（positive personality），在群體層面研究積極的組織系統(tǒng)（positive institutions）。研究發(fā)現(xiàn)，老年人比年輕人會抱更高的積極情感，進一步的研究產(chǎn)生了一個專門的理論，即社會情緒選擇理論（socioemotional selectivity theory）來對這種狀況進行解釋。社會情緒選擇理論認為當個人將時間看作是無限的（如青年時期），他們優(yōu)先考慮信息目標，從而增加他們的知識，當人們認為時間有限（如老年期），他們優(yōu)先考慮情感目標，從而增加他們的積極情緒，值得注意的是雖然社會選擇性過程與年齡有著極大的相關(guān)性，但它與人們?nèi)绾慰创挲g和時間的聯(lián)系更為緊密。

由國外文獻的回顧可見，近年國外老年旅游的研究日漸豐滿且呈現(xiàn)出從現(xiàn)象到機理分析的發(fā)展趨勢，但我國的文獻檢索中則表現(xiàn)出發(fā)表在較高質(zhì)量期刊的文章較少的特征，為數(shù)不多的文章集中在老年出境游的制約因素、對世界老年旅游者的需求特征所做的綜述、老年人景點選取的偏好、老年旅游保障體系構(gòu)建等方面，很少有基于中國情境的老年人特征、偏好、限制因素等問題的深入研究。而目前我國老年旅游產(chǎn)業(yè)開發(fā)、發(fā)展表現(xiàn)出，一方面，老齡化時代到來所伴生的老年旅游需求增長，且國家政策積極引導老年旅游產(chǎn)業(yè)；另一方面，我們對老年旅游市場的特征、旅游者的特征、旅游需求的特征卻缺少深入的研究?；诖?，本文試圖通過微觀實證的方法來討論老年旅游限制性因素中的兩個類別：心理及生理因素在我國老年旅游決策中所扮演的角色，以期為我國康養(yǎng)旅游產(chǎn)業(yè)的發(fā)展提供可借鑒的微觀理論基礎。

2數(shù)據(jù)、變量與模型

2.1數(shù)據(jù)

本文采用中國健康與養(yǎng)老追蹤調(diào)查（chinaHealth and Retirement Longitudinal Study，CHARLS）2011年和2013年數(shù)據(jù)，該數(shù)據(jù)為全國性追蹤調(diào)查數(shù)據(jù)，旨在收集45歲及以上人群及其配偶的個人基本信息、家庭情況、健康狀況、體格測量、醫(yī)療服務利用和醫(yī)療保險、工作、退休和養(yǎng)老金、收入、消費、資產(chǎn)，以及社區(qū)基本情況等信息。數(shù)據(jù)采用多階段（Probability proportionate to size sampling，PPS）抽樣的方法，覆蓋全國28個省，150個縣級單位，450個村級單位，共收集了10257個家戶信息，包含17708個樣本。

目前，世界上表述人口老齡化通用的做法是以計算不同時期60歲及以上老年人口比重的變化作為基本標準，但鑒于我國以法定退休年齡作為老年福利享用的標準，如退休金的領取、醫(yī)療保險的繳付等，故本文將退休年齡的最低值50歲作為研究對象選取的標準。在刪除掉50歲以下個體樣本及有奇異值出現(xiàn)的樣本的情況下，本文的個體樣本數(shù)為2011年13589個，2013年14146個，年份之間樣本數(shù)量存在差異的主要原因是2013年基線追蹤調(diào)查時將處于樣本框中但在2011年沒有調(diào)查到的樣本補回造成的。

2.2變量選取

2.2.1因變量選取

由于樣本的特性及老年旅游者一般采取家庭出行的方式，故此選取家庭出游決策行為作為因變量，其中1代表家庭在過去一年具有出游的行為，0代表過去一年家庭沒有出游行為。

2.2.2自變量選取

（1）心理變量。依據(jù)積極心理學理論，積極的情緒是其主要研究內(nèi)容，故此本文選取能夠反映積極情緒的日常精神狀態(tài)變量作為代理變量，依據(jù)社會情緒選擇理論，中老年人對時間的看待將影響其決策行為，故選取預期壽命變量作為心理狀態(tài)的代理變量。日常精神狀態(tài)變量由CES-D10量表測量所得，該量表中共有10個問題，每題4個選項，代表著精神狀態(tài)飽滿的程度，我們給出精神狀態(tài)最高的選項賦值3分，最低的賦值0分，加總10個題項的總得分代表個體穩(wěn)定的精神狀態(tài)，此得分屬于0～30的區(qū)間中，越接近30表明精神狀態(tài)越健康。預期壽命變量的測量主要通過問卷詢問老人擁有未來10～15年預期壽命的可能性，如對65-69歲年齡段的調(diào)研對象詢問“您未來活到80歲的可能性有多大？”選項為：幾乎不可能、不太可能、有可能、很可能、簡直一定，分別賦值為1-5。對預期壽命的主觀認同在一定程度上反映了調(diào)研對象的心理樂觀程度，這既有理論的支撐又符合我們現(xiàn)實中的觀察。

（2）健康變量。與以往選取自評健康作為主要健康指標不同，本文在自評健康作為健康度量的基礎上選取了日常疾病中的高血糖、血脂異常、高血壓及慢性癌癥作為疾病的度量。同時選取“走一公里是否有困難”“久坐站立起來是否有困難”“不停地爬幾層樓是否有困難”“彎腰、屈膝是否有困難”“向上伸展手臂是否有困難”“提10斤重物是否有困難”等幾個代表身體功能障礙的指標作為行為能力的代理變量。本文認為由于旅游活動是一種參與型的活動，需要參與者具有一定的身體健康基礎，而這幾項指標能夠在一定程度上反映出個體是否能夠參與旅游活動。其中自評健康采用3分連續(xù)型變量來度量，其中，1表示不好，2表示一般，3表示好，為了消除自評健康時受到健康模塊其他問題回答的干擾，問卷中在健康模塊進行了首尾兩遍提問法，處理了提問方式的不同所帶來的題項差異后，取首尾兩次的加權(quán)平均值；慢性病各變量均以二分變量的形式參與估計，其中，1代表具有此疾病，0代表沒有此疾病；在行為能力中，1代表有困難且無法完成，0代表沒有困難且可以完成。

（3）控制變量。控制變量主要依據(jù)層次休閑限制模型進行選取，其中根據(jù)人際約束選取了家庭規(guī)模、家庭結(jié)構(gòu)、婚姻狀況等，根據(jù)結(jié)構(gòu)性約束選取了人口統(tǒng)計變量，主要內(nèi)容如下：

在家庭層面，選取家庭收入、家庭結(jié)構(gòu)、婚姻狀況、所屬區(qū)域特征作為控制變量。其中，家庭收入采用家庭成員一年中獲得的收入總和，包括家庭成員工資收入和轉(zhuǎn)移收入、農(nóng)業(yè)收入、個體經(jīng)營或開辦私營企業(yè)收入、政府轉(zhuǎn)移支付等，估計時取家庭總收入的對數(shù)形式；為了估計個人對家庭旅游決策的純效果，本文選取的家庭樣本主要為兩種結(jié)構(gòu)類型，其中，與經(jīng)濟不獨立的孩子居住的家庭賦值為1，只有夫妻二人或個人獨居的家庭賦值為0；婚姻狀況中，結(jié)婚賦值為1，未處于婚姻中（可能為離異、喪偶或未婚）賦值為0；所屬區(qū)域特征中，城市賦值為1，農(nóng)村賦值為0。

在個體層面，選取個體年齡、性別、學歷作為控制變量。其中，年齡為50歲及其以上的老年人；性別為女性賦值為1；學歷為一組二分變量，分別為小學及以下、初中、高中、大學及以上。

2.3模型設定

為了能夠解釋個體特征一家庭特征一家庭決策之間的邏輯關(guān)系，同時分析個體特征與家庭特征對旅游決策限制影響的差異性，本文從個體及家庭兩個層面對研究問題進行估計，主要的估計模型構(gòu)建如下：

2.3.1個體層面的估計模型

設定模型1對個體心理因素及身體因素對家庭出游限制的影響進行估計：

M代表了一組控制變量，其中即包括只有，層的家庭層控制變量家庭收入、家庭結(jié)構(gòu)、婚姻狀況及所屬區(qū)域特征，也包括含有i層的個體控制變量個人年齡、性別及學歷。

因為因變量為二分變量，本文采用Probit模型對模型1進行估計，同時為了對異方差性進行控制，采用Robust估計。

2.3.2家庭層面的估計模型

從家庭層面來對由個體所導致的家庭特質(zhì)對家庭出游決策的影響進行估計，因為未有可直接觀測到的變量來完成此部分估計，故通過構(gòu)造家庭心理特征變量、家庭健康特征變量的方式完成此部分估計。設定模型為：

其中，Y表示過去一年家庭是否具有旅游參與行為，0表示為沒有，1表示為有。

X表示心理狀態(tài)的一組代理變量，主要由家庭成員的平均情緒變量、家庭成員平均預期壽命變量、家庭成員情緒變量的方差、家庭成員預期壽命的方差構(gòu)成，目的是通過均值看整體效應對決策的影響、通過方差看成員之間的特征差異效應對整體決策的影響。

X表示身體狀態(tài)的一組變量，主要由家庭成員平均自評健康變量、家庭成員慢性病數(shù)量的均值、家庭成員行為的平均困難程度、家庭成員自評健康的方差、家庭成員慢性病數(shù)量的方差、家庭成員行為困難程度的方差等構(gòu)成。其中家庭成員慢性病數(shù)量選取了老年人易患的14種慢性病，在過去一年里若患有此種慢性病，則記為1，否則記為0，取每個家庭成員慢性病數(shù)量的加總之后的均值及成員之間此項的方差為家庭患病狀況的特征變量。家庭成員行為能力的平均困難程度則選取走路能力、久坐站立能力、爬樓梯能力、彎腰屈膝下蹲能力及提重物能力等代理變量，若困難且自己無法完成則記為1，否則記為0，取每個家庭成員困難程度選項數(shù)量加總之后的均值及成員之間此項的方差為家庭機體行為狀況特征變量。

M表示一組控制變量，選取家庭成員的平均年齡、家庭成員平均受教育程度、家庭收入、家庭結(jié)構(gòu)、婚姻狀況及所屬區(qū)域特征等。

家庭層面估計方法同個體層面。

3實證結(jié)果

3.1描述性分析

由表1可見，從個體層面來看，平均來講，2011年個人精神狀態(tài)的均值為22.421，屬于比較樂觀的狀態(tài)，而2013年均值則降為18.06，產(chǎn)生這一結(jié)果的原因可能來自2013年追蹤到2011年調(diào)研時無應答的樣本，而這部分樣本可能表現(xiàn)出精神狀態(tài)的分值較低的特征；2011年，10～15年預期壽命的均值為2.51，而2013年是2.37，兩年之間波動性不大，處于“不太可能”與“很可能”之間，預期壽命均值并未表現(xiàn)出一定的傾向性，但在不同的調(diào)查年均表現(xiàn)出標準差較大的特征，則在考慮標準差的情況下，預期壽命變量表現(xiàn)出個體之間差異較大的特征。來看健康指標，2011年自評健康均值為1.93，2013年幾乎未產(chǎn)生變化，即平均來講，個人自評健康指標居于“一般”狀態(tài)；客觀的健康指標為0、1變量，其均值反映了老年人匯報患病或行為有困難的比率，其中高血壓的患病老人最多，2011年為27.3%，2013年為24.8%；血脂異常的患病老人2011年占比9.9%，2013年占比為9.5%；高血糖或糖尿病的患病老人2011年占比為6.4%，2013年占比為6.1%，總的來看，患有“三高”的老年人群體在兩年之間的占比較為穩(wěn)定，波動幅度不大，同時表現(xiàn)出高血壓最普遍、血脂異常次之、高血糖最少的特征，于此相比慢性癌癥的患者占比約1%，且兩年之間較為穩(wěn)定；行為能力的指標，2011年“走路一公里有困難”的老年人占比10.3%，2013年占比為10.5%，兩年之間變化不大；“久坐之后站立有困難”的老年人占比在2011年為4.6%，2013年為3.5%，比重有所減少；“爬樓梯的能力有困難”的老人在2011年占比為18.5%，2013年為19.1%，比重略有增加；“彎腰屈膝下蹲能力有困難”的老年人在2011年占比為11.3%，2013年為12.3%；“提重物有困難”的老年人在2011年占比為9%，2013年占比為9.8%，由行為能力的指標來看，基本都表現(xiàn)出與2011年相比，2013年有困難的老年人比重增加的特征，這主要是由于行為能力隨我們機體能力的退化而退化，而機體能力隨年齡的增長而退化，同時也表明數(shù)據(jù)所反映出的特征符合我們的常識。

從家庭層面來看，由于以家庭為單位進行統(tǒng)計，剔除掉2人家庭有缺失變量的情況，精神狀態(tài)、預期壽命及自評健康等變量均值的結(jié)果與以個人為單位雖然存在一定的差異，但差異不大。對于構(gòu)成的其他家庭層面變量，如家庭成員平均慢性病數(shù)量約為1.45及1.38項，在2011年與2013年未表現(xiàn)出較大差異，家庭成員平均行為困難程度約為0.58項，即平均來看，每個家庭成員的平均行為困難程度不足一項，且兩年差異不大。家庭成員之間的各項指標的差異構(gòu)成的指標，平均來看，成員之間在精神狀態(tài)變量之間的差異較大，約為2.2～2.7個標準差，其次為預期壽命及慢性病數(shù)量，表現(xiàn)出一個標準差的差異，而自評健康及家庭成員行為的困難程度指標在家庭成員間表現(xiàn)的差異則在0.4～0.5個標準差之間浮動。這說明無法觀測的情緒變量如精神狀態(tài)變量在家庭成員之間存在較大的差值，即可能存在著一個態(tài)度積極的丈夫或妻子與一個態(tài)度較為消極的丈夫或妻子的組合，夫妻雙方在精神狀態(tài)上表現(xiàn)出了異質(zhì)性。與此相比外顯性的心理變量，如預期壽命，則表現(xiàn)出較小的差異，這可能源于夫妻雙方在日常溝通中形成了較為一致的價值觀，尤其是對待生命的態(tài)度方面。而慢性病數(shù)量及行為困難程度等指標，較易受飲食、生活習慣等影響，可能使得雙方之間差異較小。

再看一下控制變量，由于CHARLS數(shù)據(jù)抽樣的嚴謹性及科學性，使得數(shù)據(jù)具有全國代表性，平均來看樣本中進入50歲以上核心家庭的老年人平均年齡為62歲，男性與女性各占50%，小學及以下學歷水平的老年人占比最大，約為71.9%，大學及以上的學歷水平占比最小，約為2.2%；而從家庭層面看，平均學歷水平為小學，結(jié)婚且目前夫妻共同居住的家庭占比2011年約為84.8%，2013年約為86.7%，與經(jīng)濟不獨立的子女一起居住的家庭占比2011年約為5%，而2013年則提高到20%，城市老年人口占比約為39%。2011年和2013年之間的家庭年收入狀況產(chǎn)生較大的差異，可能的原因是與2011年相比，2013年自有企業(yè)家庭及從事規(guī)模養(yǎng)殖業(yè)的家庭有所增加，導致為數(shù)不多的幾個家庭將樣本中家庭收入的均值拉高，而這種奇異值在樣本中的出現(xiàn)會在統(tǒng)計檢驗及估計中高估家庭收入的作用，為了消除此種情況所帶來的影響，在下文的估計中采用家庭收入的對數(shù)作為估計變量。

3.2實證結(jié)果

對2011年和2013年的混合截面（pooled crosssection）數(shù)據(jù)進行Probit主效應估計，為了對異方差性進行糾正，加入Robust估計項，估計思路如下：

步驟1：從個體層面對家庭旅游參與的限制性影響因素進行估計，首先對個體心理因素對旅游參與的影響進行估計（見模型1-1），而后對個體身體狀況因素對旅游參與的影響進行估計（見模型1-2），最后對個體心理因素與身體因素對家庭旅游參與的共同作用進行估計（見模型1-3）。

步驟2：從家庭層面對家庭的心理因素特征和健康狀況特征對家庭旅游參與限制性影響因素進行估計，主要加入了構(gòu)造的家庭成員精神狀態(tài)均值變量、預期壽命均值變量、自評健康均值變量、慢性病數(shù)量均值變量及行為困難程度均值變量等指標來看家庭整體的心理特征及身體健康特征對家庭旅游參與的影響。由于均值無法看到不同老年家庭的異質(zhì)性特質(zhì)對旅游參與的影響，本文加入了上述指標的家庭成員之間的標準差，來看由于成員特征之間的差異所帶來的家庭異質(zhì)性給家庭旅游參與所帶來的影響，首先對家庭心理特征對旅游參與的影響進行估計（見模型2-1），而后對家庭健康特質(zhì)對旅游參與的影響進行估計（見模型2-2），最后估計家庭心理特征與健康特征對家庭旅游參與的共同作用（見模型2-3）。

3.2.1個體層面的估計

個人層面變量對家庭旅游參與的影響估計如表2所示，模型1-1顯示，在控制了其他因素的情況下，平均來講個人的精神狀態(tài)與對未來的預期壽命態(tài)度均顯著正向影響家庭旅游參與的概率，即積極的精神狀態(tài)和對未來可以至少活10-15年壽命的肯定答復，可以使個體對家庭旅游行為持更加肯定的態(tài)度，這表明積極的心理狀態(tài)是老年人積極參與旅游活動的主要影響因素，而心理狀態(tài)的消極則會限制老年人旅游參與的決策。由表2中模型1-2可見，在控制了其他因素的情況下，個體的自評健康狀況越好，對家庭出游參與支持的概率越大，患有血脂異常的老年人比未有這種疾病的老年人支持家庭出游計劃的概率增大，與之相反，走路和爬樓梯能力較差的老年人支持家庭出游計劃的概率減小，其他變量表現(xiàn)出計量上的不顯著。而對模型1-1、模型1-2與模型1-3比較發(fā)現(xiàn)，當將心理變量與身體健康變量同時加入，心理變量對家庭旅游參與行為的支持概率的方向與顯著性均未發(fā)生改變，但系數(shù)的大小有所改變；身體健康變量的影響方向未發(fā)生改變，但自評健康變量、血脂異常變量及走路能力變量的顯著性有所下降，且系數(shù)大小有所變化。這至少說明兩點問題：一是模型1和模型2中均存在著遺漏變量的問題，即心理健康狀態(tài)因素與身體狀況因素同為家庭出游參與的影響因素，且與身體狀況因素相比，心理狀態(tài)因素的影響更加穩(wěn)??；二是可能存在著心理狀態(tài)因素與身體狀況因素之間的共線性，使得對身體狀況因素的估計不夠穩(wěn)健，故本文做了變量之間的相關(guān)性檢驗（見表3，下文有論證）。另外血脂異常在此處的表現(xiàn)足以引起我們的注意，由估計結(jié)果可見，與沒有血脂異常疾病的老年人相比，患有血脂異常疾病的老年人表現(xiàn)出對家庭出游參與的支持，使得家庭出游參與的概率增大，而高血壓和高血糖則在影響家庭出游參與中并不顯著，慢性癌癥患者的估計也不顯著。血脂異常的顯著性為何比較強烈，本文試從兩個角度給出猜測性解釋，一是與高血壓及高血糖相比，血脂異常疾病表現(xiàn)出了病癥的隱蔽性，高血壓患者容易監(jiān)測，高血糖患者伴生的后期疾?。ㄌ悄虿。┑奈：σ呀?jīng)深入人心，這使得這兩種疾病成為疾病中被老年人了解較多的老年疾病，其在影響日常生活中的作用已經(jīng)司空見慣，故它們對老年人的日?；顒訁⑴c影響的作用也較小，而高血脂為代表的血脂異常知識在老年人中普及、了解仍然不夠深刻，反而成為影響參與的主要考量因素；二是高血脂患者很可能預示著家庭經(jīng)濟條件的相對較好，使得老人日常攝入更多脂肪（所謂的“富貴病”），而經(jīng)濟條件是能夠進行旅游行為的保證性條件，可能存在經(jīng)濟條件的調(diào)節(jié)作用，在本文中家庭收入的對數(shù)對家庭旅游參與概率的穩(wěn)定影響也從側(cè)面論證了這一點。

由相關(guān)性檢驗（表3）可見，心理狀況各因素之間相關(guān)性較低，但行為困難程度各指標之間的相關(guān)性則較高，這也是在家庭層面的估計中，本文選取個體行為困難程度分值加總之后的均值來替代行為困難程度的單獨指標，而在個體層面的研究中將行為困難程度變量分項指標加入的主要原因，是為了消解加總指標可能帶來不同類型行為困難程度之間的相互抵消作用。從個體層面和家庭層面的估計結(jié)果來看，行為困難程度確實影響了其對家庭出游決策支持的概率，但這種影響只在成員具有走路困難和爬樓梯困難時才顯著，同時將指標合并為家庭層面的指標時，家庭層面的均值指標是顯著的，但家庭成員之間的行為困難差異指標則不顯著。本文在權(quán)衡了指標之間的相關(guān)性及指標本身的代表性及與所研究問題之間的關(guān)系，故采取個體層面變量與家庭層面變量單獨估計的估計模式。

3.2.2個體層面的分組估計

為了更清晰地區(qū)分出本文研究問題的城鄉(xiāng)差異及群體效應（cohort effect）差異，本部分對城鄉(xiāng)及不同年齡組別分別進行回歸，并比較回歸結(jié)果，以此來比較老年人特質(zhì)對家庭出游參與限制的城鄉(xiāng)差異及群體差異。

由城鄉(xiāng)分組的回歸結(jié)果（表4）可見，精神狀態(tài)變量及預期壽命變量穩(wěn)定地正向影響著老年人對家庭旅游參與支持的概率，表示出心理狀態(tài)越積極，則其對家庭出游參與越支持的特征。在身體狀況方面，農(nóng)村和城市則表現(xiàn)出了極大的差異，影響農(nóng)村老年人支持家庭出游的主要因素有走路的能力及彎腰屈膝的能力，從中看出是否具備基本的行為能力是老年人參與旅游活動的主要限制性因素，行為能力越差，則旅游參與的概率則越低，值得注意的是，這些行為能力也是老年人干農(nóng)活時需要的主要行為能力，與此相比慢性疾病并未對老年的旅游活動參與造成影響；城市老年人出游參與的主要限制性因素為是否具有血脂異常，是否具有走路能力、爬樓梯能力及提重物的能力，從中可以看出，除了基本的走路能力外，城市老年人能力限制還表現(xiàn)出了城市所具備的特征：爬樓梯能力、血脂異常等。由城鄉(xiāng)比較可見：心理變量穩(wěn)定地影響著老年人家庭出游參與的概率，且未表現(xiàn)出城鄉(xiāng)差異；而身體狀況變量則表現(xiàn)出了較大的城鄉(xiāng)差異，這可能與城鄉(xiāng)之間老年人的生活方式具有一定的關(guān)系。

由年齡群體分組的回歸結(jié)果（表5）可見，預期壽命顯著地正向影響著老年人對家庭旅游參與的概率，在80歲以下的各組群中表現(xiàn)出了顯著性，但對80歲以上老人無影響，原因可能有兩個：一是在樣本中80歲老人的預期壽命應答存在很多不確定性（這在筆者參與CHARLS項目實地調(diào)研時也曾碰到），老人內(nèi)心的拒絕回答或?qū)Υ藛栴}的消極回避導致調(diào)查結(jié)果出現(xiàn)偏誤；二是樣本數(shù)量的限制，80歲以上老人出游的樣本量較少，估計結(jié)果可能存在偏誤。精神狀態(tài)變量影響著50～59歲及70～79歲的老年人組，而對60～69歲老年人組沒有影響。在身體狀況的估計中，自評健康、走路能力、爬樓梯能力和彎腰能力等都會影響50～59歲老年人對家庭旅游參與的概率，自評健康越好，則參與概率越大，走路、爬樓梯、彎腰等行為能力越差則越限制其對家庭旅游參與的支持概率。而對于60～69歲的老年人，只有“走路”這一項基本能力可能成為其支持家庭旅游參與的限制，對于70～79歲的老年人除了“走路”之外還要考慮是否能夠“爬樓梯”。估計的結(jié)果比較符合現(xiàn)實的狀況，50～59歲群組中不僅包括已退休的女性及可能的延遲退休的女性，還包括提前退休及未退休的男性，此時家庭出游所考慮的因素變得較為復雜，可能存在其他的因素在中介著身體健康因素與家庭出游支持之間的關(guān)系，比如閑暇時間（但這不是本文分析的重點），所以才表現(xiàn)出身體狀況可能最好的一組老年人反而所受的旅游參與限制最多的悖論。而60～69歲老年人表現(xiàn)出了最少的旅游限制條件，只要能走路及擁有對未來充滿期望的心態(tài)，就會積極支持家庭旅游參與決策。70～79歲老年人雖然身體機能已有一定的退化，但在積極心態(tài)及基本行為能力的作用下，老年人也會對家庭出游決策呈正向支持的態(tài)度。

3.2.3家庭層面的估計

家庭層面的估計結(jié)果，以家庭成員精神狀態(tài)的均值和預期壽命的均值為代表的家庭的整體精神狀態(tài)特征都顯著影響了家庭選擇旅游行為的概率，且精神狀態(tài)越積極，選擇出游的概率則越大。從家庭整體的健康水平來看，以家庭成員自評健康的均值及家庭成員行為困難程度的均值為代表的家庭整體健康狀況對家庭選擇出游行為的概率具有顯著的影響，家庭成員整體的自評健康越好，家庭出游的概率越大，同時家庭成員的平均行為困難程度越高，家庭出游的概率則越低，與此相比，家庭成員的慢性病狀況則對家庭出游的概率沒有顯著的影響。這一點與個人層面的估計存在著差異，從中可見，在家庭層面的估計中某些變量對家庭出游決策的影響可能被變量之間的相互作用對沖掉。從家庭成員之間的特征差異來看，家庭成員之間預期壽命的標準差會影響對家庭出游支持的概率，預期壽命的差異越大，家庭出游的概率越小，這比較符合我們的常識，想象一下夫妻之間一方感覺再活10年8年是簡直一定的事情，而另一方覺得是幾乎不可能的事情，在對未來的信心反差如此之大的家庭中，支持出游的概率變小則是比較容易理解的，也有可能一方感覺還能有較長的預期壽命，旅游可以放到未來，而另一方感覺未來比較渺茫，則當下出游對提高生命的質(zhì)量具有重要意義，所以可能選擇出游，此時可能產(chǎn)生劇烈的反差，從而使家庭出游的決策無法達成一致，但從個人層面的數(shù)據(jù)估計來看，對預期壽命越持肯定態(tài)度的個人支持出游的概率越大，故第二種反轉(zhuǎn)性的猜測有悖個體層面的估計結(jié)論。

4穩(wěn)健性檢驗

雖然在模型的建立時我們在有限的認知及數(shù)據(jù)的限制內(nèi)，盡量做到主要影響因素選取的完備性，但仍然可能存在遺漏無法觀測到的重要變量，如心理層面無法測量的個體效應、個體具有對旅游活動內(nèi)隱性的偏好等，為了控制由此造成的內(nèi)生性問題，此部分對主效應的估計結(jié)果進行穩(wěn)健性檢驗，利用CHARLS 2011年和2013年的數(shù)據(jù)，對個體層面的估計模型，采用一階差分法、隨機效應法和變量替換法進行檢驗，對于家庭層面的模型采用一階差分法進行穩(wěn)健性檢驗。

4.1穩(wěn)健性檢驗模型

4.1.1一階差分法（first-differenced equation，F(xiàn)D）

首先采用固定效用模型中的一階差分法，通過構(gòu)造一個兩期面板數(shù)據(jù)的差分，而后采用OLS估計的方法對差分結(jié)果進行估計，從而對模型1的估計結(jié)果進行穩(wěn)健性檢驗。估計模型如下：

其中，a表示不隨時間變化的個體或家庭特征，z表示隨時間變化的個體或家庭特征，d表示年份虛擬變量，表示年份之間所具有的固定特征。通過一階差分之后得到的估計模型為：

由模型4可見，差分過后將不隨時間變化的特征a進行了消除，由此控制了由于不隨時間變化的遺漏變量所帶來的內(nèi)生性問題，主要對由于家庭其他固定特征及個體固定特征所帶來內(nèi)生性問題進行了有效的消解。對于家庭層面的估計模型，也采用此種方法進行穩(wěn)健性檢驗。

4.1.2隨機效應法（random effect，RE）

其次采用隨機效應模型對兩期面板數(shù)據(jù)進行估計，此時的個體特征a與其他待估的x變量及控制變量均不相關(guān)，為了放大此嚴格的假設，本文采用RE中的Correlating RE法進行估計。估計模型如下：

4.1.3變量替換法（change variable，CV）

尋找合適的代理變量來替換掉心理狀態(tài)變量的現(xiàn)有代理變量，是對主效應估計結(jié)果穩(wěn)健性檢驗的又一種有效的方法，當變量更改之后，替換變量所代表的主效應估計結(jié)果仍然顯著，則證明原主效應估計結(jié)果穩(wěn)健。

本文采用日常的情緒變量來代替精神狀態(tài)變量，日常情緒變量由12個題項測量，包括不順心、悲傷、精神振奮、孤獨、心滿意足、憂慮、無聊、愉快、憤怒、疲憊感、精神緊張、痛感等，提問的方式如“昨天，你感到悲傷嗎？”每個題項有5個答案，依據(jù)程度分別為完全沒有、有一點、有一些、比較多、非常多，數(shù)據(jù)處理時按程度反向賦值為5～1分，個體得分為12個題項的加總，即分數(shù)越高代表暫時性情緒狀態(tài)越積極（越正向）。

將具有暫時性特征的日常情緒狀態(tài)變量來替代具有穩(wěn)定性心理特征的精神狀態(tài)變量，而后對主效應再一次進行估計，看其結(jié)果是否穩(wěn)健。

4.2穩(wěn)健性檢驗結(jié)果

4.2.1個體層面的穩(wěn)健性檢驗

一階差分的估計結(jié)果顯示，在控制了個體效應影響的情況下，日常精神狀態(tài)、預期壽命、自評健康等變量的變動對家庭旅游參與的變動呈正向影響，同樣血脂異常及爬樓梯能力的變動對家庭出游參與的影響也是顯著的，這與Probit所進行的主效應估計結(jié)果有些出入，主要表現(xiàn)在自評健康指標上，在一階差分中，個體自評健康匯報結(jié)果的變動會影響其在旅游決策中的出游概率，即自評健康變得越來越正向的個體，其對家庭出游持越正向的支持態(tài)度。估計結(jié)果說明在解決了由個體效應帶來的內(nèi)生性情況下，個體精神狀態(tài)與身體狀況的變化同樣會對家庭出游的概率產(chǎn)生影響。但是走路能力的變化在控制內(nèi)生性之后變得不顯著，可能來自走路能力是個人活動的基本能力，也是正常參加出游活動的門檻，在控制了個體效應的情況下，走路能力并非影響出游決策的特殊能力；同時也說明無法觀察的個體效應在家庭出游的決策中發(fā)揮著重要作用，個體對旅游活動獨特的偏好、個體的個性特質(zhì)等，在將這些個體效應控制住之后，所要考查的可觀測變量仍然在出游參與中發(fā)揮著重要作用，我們的結(jié)果是穩(wěn)健的。另外需要注意的是，與文中其他方法的估計結(jié)果相比，血脂異常指標在FD中的估計結(jié)果最為顯著，這至少說明身體狀況中血脂異常指標的變動對家庭決策（至少是家庭旅游決策）的影響是較為顯著的。

與主效應回歸結(jié)果相比，隨機效應的估計結(jié)果顯示精神狀態(tài)變量的估計結(jié)果顯著性有所下降，為了消除精神狀態(tài)變量所帶來的不穩(wěn)健結(jié)果，本文采用變量替換的方法來估計精神狀態(tài)影響的穩(wěn)健性?？紤]到變量既要與日常精神狀態(tài)高度相關(guān)，又要與健康狀況指標不相關(guān)，我們選取了日常情緒變量來替代精神狀態(tài)變量，與精神狀態(tài)變量相比，日常情緒變量反映了個體暫時的情緒特征，在測量時詢問的是“今天您是否感到悲傷”等12個題項。變量替換后的Probit估計結(jié)果如表6所示，結(jié)果顯示老年人的日常情緒正向影響對家庭出游參與的支持概率，即積極健康的情緒狀態(tài)使得他越愿意支持家庭的出游，而在此模型中（CV模型）其他變量仍維持了其既有的顯著性，且估計的系數(shù)及方向均未有太大變化，這至少說明雖然精神狀態(tài)的不同方面對旅游決策的影響可能不一定穩(wěn)定，但在大多數(shù)的估計方法中精神狀態(tài)對家庭出游的參與具有顯著影響是一個較為穩(wěn)定的結(jié)論。另外隨機效應估計中，與FD、CV及Probit估計結(jié)果相比，血脂異常變量變得不顯著，這表明可能存在著此指標的內(nèi)生性問題，此變量的穩(wěn)健性需要在后續(xù)的研究中進行進一步探討。

通過不同方法的穩(wěn)健性檢驗，個體層面的穩(wěn)健性檢驗結(jié)果至少說明了以下幾點問題：

一是老年人對自己10～15年的預期壽命的態(tài)度顯著影響著他們對家庭娛樂性活動或消費的決策，如本文所估計的旅游活動。預期壽命越積極的老年人越傾向于參與旅游活動，這不僅體現(xiàn)在對預期壽命的絕對值上，還體現(xiàn)在預期壽命正向變化也使得老年人對家庭旅游參與產(chǎn)生正向的傾向。這也印證了社會情緒選擇理論中的主要觀點：老年人如何看待時間將會影響其情緒的選擇，進而影響其行為決策。

二是在控制了控制變量的狀況下，老年人若想旅游，身體狀況要能夠達到滿足旅游行為能力的要求，其中走路及爬樓梯是否有困難可以成為較為穩(wěn)健的檢驗標準。同時可以延伸至農(nóng)村老年人是否具有爬山、種田的能力等。與日常行為能力相比，慢性病等疾病對老年人旅游的影響則表現(xiàn)得并不是那么顯著，尤其是我們認為可能影響老年人參與旅游的高血壓、高血糖并未表現(xiàn)出對老年人旅游的限制。值得注意的是血脂異常的人（主要為高血脂）反而對家庭旅游的影響較為顯著，表現(xiàn)為平均來講與沒有血脂異常的老年人相比，具有血脂異常疾病的老年人所在的家庭表現(xiàn)出更積極的旅游參與傾向，這與我們?nèi)粘５恼J知有一定的出入，但想到高血脂被稱為“富貴病”，對于60歲以上的老年人來說，家庭條件越好則患此病的概率越大，出現(xiàn)文中的估計結(jié)果也就可以理解了。

三是精神狀況變量在本文研究的估計結(jié)果中雖然并不穩(wěn)健，但通過不同模型的估計還是可以看出，不論是代表短期精神狀況的日常情緒還是穩(wěn)定精神狀況的精神狀態(tài)，在模型估計中表現(xiàn)出對家庭出游參與呈顯著正向影響的關(guān)系，同時精神狀態(tài)的變化也對出游決策的變化表現(xiàn)出顯著的正向影響。由此至少可以得出，心理狀態(tài)能夠顯著影響旅游出游行為的參與概率，即心理狀態(tài)越積極的老年人，其參與旅游活動的概率也越大，精神狀態(tài)的匱乏或不健康成為旅游活動參與的主要限制性因素。

4.2.2家庭層面的穩(wěn)健性檢驗

家庭層面的FD檢驗如表7所示，通過一階差分的方式將家庭固定效應控制之后的結(jié)果顯示，家庭整體精神狀態(tài)變動在10%的顯著性水平下正向影響家庭的旅游參與，精神狀態(tài)越好則旅游的參與可能性越大；從整體來看，家庭成員預期壽命均值的變動不會對家庭出游參與率的變動進行影響，但家庭成員預期壽命之間差異的變動負向影響家庭的旅游參與，即家庭成員之間預期壽命的差異越大，家庭參與旅游的可能性越??；家庭成員的自評健康的變動正向影響家庭出游參與率的變動，同時在1%的顯著性水平下，家庭整體所表現(xiàn)出的對健康的評價也會正向影響家庭出游參與的變動，評價越好則參與率越高；家庭成員平均慢性病數(shù)量的變動也會正向影響家庭出游參與率的變動。結(jié)果說明：家庭所體現(xiàn)出的積極樂觀的家庭氛圍是家庭出游參與率提高的主要因素；同時，家庭成員對自我健康的感知變化顯著影響家庭旅游活動的參與，整體來看，當老年人感覺自己身體狀況越好時，他們對家庭進行旅游活動的支持力度也越大；而若家庭成員患慢性病的平均數(shù)量增多，則家庭參與旅游的可能性也要降低，但從標準差來看，夫妻之間誰患病的數(shù)量多或少并不會影響出游決策的支持。值得注意的是整體來看，家庭成員預期壽命差異的變動穩(wěn)定地影響著家庭的出游決策，結(jié)合上文分析，老年人的預期壽命變量顯著影響著老年人的旅游決策，不僅從個體層面影響，在家庭層面也同樣發(fā)揮著作用。

5結(jié)論

日常生活中，討論是什么限制了我們的晚年生活過得更加豐富？答案不一，但不止一次聽到：晚年沒有經(jīng)濟來源、身體狀況也不行了，諸如此類的籠統(tǒng)回答充斥在你我身邊。本文則利用討論老年人旅游參與行為的契機，從一個方面來論證難道真的是因為收入和身體嗎？旅游活動被認為是提高老年人晚年生活質(zhì)量的一種有益活動，無疑也是豐富老年人生活的主要途徑之一，我國參與旅游活動的老年人不在少數(shù)。根據(jù)CHARLS數(shù)據(jù)的調(diào)查結(jié)果顯示，50歲以上具有旅游活動的老年家庭約占全部老年人家庭的8%～10%左右，說明老年人是有旅游需求的，隨著我國大旅游時代及老齡化時代的到來，旅游需求預期還會有擴張的趨勢。

再來討論身體狀況，這就涉及本文的研究問題：身體狀況限制了老年人旅游活動的參與嗎？是怎樣的身體狀況才會限制？同時，目前學術(shù)界所討論的影響老年人其他行為的心理狀況會限制老年人旅游的參與嗎？心理狀態(tài)與身體狀況相比，哪種要素的影響更穩(wěn)定呢？得出的主要結(jié)論有：

一是身體狀況確實會限制老年旅游參與，從家庭旅游參與的層面來看，行為能力是老年人旅游參與的主要限制因素，但表現(xiàn)出了不同能力的影響差異及城鄉(xiāng)差異等特征，老年個體的走路能力這一日?；顒拥幕灸芰κ窍拗破渎糜螀⑴c的主要因素，而爬樓梯能力及彎腰屈膝下蹲能力等則表現(xiàn)出了城鄉(xiāng)之間的差異。大多數(shù)的慢性疾病并不會對老年人旅游參與造成影響，但血脂異常除外，血脂異常會對城市的老年人外出產(chǎn)生影響，且是正向影響。研究結(jié)果表明，只要老年人具有基本的活動能力，參與旅游活動則成為可能，而我們?nèi)粘Ｉ钪兴f的身體狀況限制并沒有預期所猜測的那么大，由此可見，老年旅游市場具有巨大的發(fā)展?jié)摿?。且從組群估計的結(jié)果來看，60～69歲的老年人組是限制最少的組別，開發(fā)的潛力巨大，而50～59歲的組別受到的限制因素反而是最多的，這一看似“悖論”的結(jié)論為目標市場的選擇提供了參考。

二是心理狀況對老年人的旅游參與具有影響，本文依據(jù)積極心理學及社會情緒選擇理論選取了代表心理狀況的兩類變量，一類是穩(wěn)定的情緒變量，我們稱之為精神狀態(tài)變量，另一類是代表其生命樂觀程度的預期壽命變量，由估計結(jié)果可見，兩類變量都對老年人對家庭旅游參與支持的概率產(chǎn)生了顯著影響，且這種影響沒有城鄉(xiāng)之間的差異，是一種普遍的影響。在群組估計中精神狀態(tài)變量對50～59歲及70～79歲的組別產(chǎn)生著影響，而預期壽命變量則對79歲以下的老年的旅游活動參與具有顯著的影響。研究結(jié)果表明：老年人的心理狀態(tài)好，情緒及精神狀態(tài)穩(wěn)定，雖然暮年但仍對未來充滿期待，則其對旅游參與支持的概率將會增加，也從另一個方面說明在客觀的身體機能出現(xiàn)不斷退化的老年階段，積極樂觀的心態(tài)是老年人豐富生活、追尋幸福更重要的影響因素。

三是通過不同估計方式的穩(wěn)健性檢驗，主效應估計中所得出的旅游參與限制性因素具有穩(wěn)健的估計效果，即心理狀況變量穩(wěn)定地影響著老年人的出游參與，身體狀況中基本行為能力的影響較為穩(wěn)定。值得一提的是，本文依據(jù)層次限制理論所選擇的控制變量中學歷、收入、家庭結(jié)構(gòu)（是否撫養(yǎng)經(jīng)濟不獨立的子女）、城鄉(xiāng)等變量穩(wěn)定地影響著家庭出游參與的概率，而年齡、性別、婚姻狀況等變量的影響雖然顯著但并不穩(wěn)定。這也提示在老年旅游市場的細分時要更多關(guān)注這些穩(wěn)定的影響變量。

四是為了更加宏觀地把握老年人旅游參與的特征，從家庭層面來估計家庭特征對老年家庭旅游參與的影響，估計的結(jié)果顯示：家庭整體的精神狀態(tài)越好，家庭旅游活動參與的概率則越高；家庭整體感覺未來是有希望的，家庭的旅游活動參與的概率也越高，但若家庭成員對未來的預期存在差異，則差異越大，家庭旅游參與的概率越低，這說明“人生觀”在老年人行為中也產(chǎn)生著顯著的影響；家庭成員慢性病的數(shù)量并不會直接限制家庭旅游活動的參與，但若產(chǎn)生慢性病“從無到有”或“從少到多”的變動，家庭旅游活動的參與則會減少；家庭整體老人的行為能力會對家庭旅游活動的參與產(chǎn)生影響，行為能力越差，則旅游活動參與的可能性越小。由家庭層面的估計結(jié)論可見：心理狀況在家庭層面也發(fā)揮著作用，積極樂觀的家庭氛圍、對生命充滿期待的家庭特質(zhì)是老年家庭參與旅游活動的主要助力。

本研究的建議：

一是從提高老年人福利水平方面來看，依據(jù)本文的研究結(jié)果，在關(guān)注貧困、身體狀況、就醫(yī)、經(jīng)濟來源等方面之外，也要切實關(guān)注老年人的心理健康水平，對于已解決基本生存問題、就醫(yī)問題且有一定經(jīng)濟能力的老年人群體，若想其晚年生活過得更加豐富、生活質(zhì)量獲得真正的提升，則心理健康的提升是關(guān)鍵，建議設計提升心理健康的通道與路徑，把提高老年人心理健康提上關(guān)愛老人的議程中來。

二是從老年旅游產(chǎn)業(yè)的發(fā)展來看，旅游產(chǎn)品的設計、服務的提供要更加人性化，鑒于行為能力對老年出游的限制，在老年旅游景點的開發(fā)、產(chǎn)品的設計、服務的提供等方面要有針對性地解決由于產(chǎn)品問題而給行為能力不足的老年人所帶來的不便。同時要注重旅游產(chǎn)品給老年人所帶來的心理愉悅感，通過旅游活動正向強化老年人的心理健康水平。

三是從市場細分來看，本研究給出了穩(wěn)健的市場細分標準，同時做了年齡組群和城鄉(xiāng)之間的比較，為旅游市場的開發(fā)提供了理論的參考。