人口老齡化沖擊下的家庭旅游消費(fèi)：機(jī)遇還是挑戰(zhàn)？
——來(lái)自CHFS的微觀證據(jù)

蔣志平 孫顯超 蒲艷

按照國(guó)際通用的劃分指標(biāo)，當(dāng)一個(gè)國(guó)家或地區(qū)65歲及以上老年人口數(shù)量占總?cè)丝诒壤^(guò)7%時(shí)，這個(gè)國(guó)家或地區(qū)就進(jìn)入了老齡化，比例達(dá)到14%即進(jìn)入深度老齡化。中國(guó)自21世紀(jì)初邁入老齡化社會(huì)后，老齡化程度持續(xù)加深。根據(jù)中國(guó)發(fā)展研究基金會(huì)的最新預(yù)測(cè)，到2022年左右，中國(guó)65歲以上人口將占總?cè)丝诘?4%，實(shí)現(xiàn)老齡化社會(huì)向深度老齡化社會(huì)的轉(zhuǎn)變；2035年到2050年是中國(guó)人口老齡化的高峰階段，到2050年中國(guó)65歲及以上的老年人口將達(dá)到3.8億，占總?cè)丝诒壤?0%，60歲及以上的老年人口將接近5億，占總?cè)丝诒壤?/3(1)王曉慧《〈中國(guó)發(fā)展報(bào)告2020〉：2050年老齡化將達(dá)峰值 “銀發(fā)經(jīng)濟(jì)”將成帶動(dòng)中國(guó)經(jīng)濟(jì)可持續(xù)發(fā)展的新增長(zhǎng)點(diǎn)》，華夏時(shí)報(bào)網(wǎng),2020年6月26日發(fā)布，2021年4月12日訪(fǎng)問(wèn)，https://www.chinatimes.net.cn/article/97970.html。。從投資驅(qū)動(dòng)經(jīng)濟(jì)增長(zhǎng)的視角，人口老齡化會(huì)嚴(yán)重影響勞動(dòng)力供給數(shù)量及結(jié)構(gòu)，加重家庭和政府的養(yǎng)老負(fù)擔(dān)，對(duì)現(xiàn)有社會(huì)保障體系形成嚴(yán)峻挑戰(zhàn)，對(duì)經(jīng)濟(jì)社會(huì)的可持續(xù)發(fā)展產(chǎn)生負(fù)向沖擊。但從消費(fèi)驅(qū)動(dòng)經(jīng)濟(jì)增長(zhǎng)的視角，人口老齡化帶來(lái)的“銀發(fā)經(jīng)濟(jì)”可能會(huì)產(chǎn)生新的老齡人口紅利，從消費(fèi)端拉動(dòng)經(jīng)濟(jì)增長(zhǎng)，促進(jìn)經(jīng)濟(jì)結(jié)構(gòu)優(yōu)化升級(jí)。

家庭旅游即以家庭為組織單位的集體出行活動(dòng)。廣義的家庭旅游涉及家庭多數(shù)成員，包括父母(岳父母)、夫妻、子女及兄弟姐妹，而狹義的家庭旅游活動(dòng)僅包括夫妻及子女(特別是未成年子女)在內(nèi)的旅游活動(dòng)(2)白凱、符國(guó)群《家庭旅游決策研究的中國(guó)化理論視角與分析思路》，《旅游學(xué)刊》2011年第12期,第50頁(yè)。。本文采用廣義的家庭旅游概念。就旅游消費(fèi)領(lǐng)域來(lái)看，世界旅游組織(World Tourism Organization)和歐洲旅行委員會(huì)( European Travel Commission)曾于2010年發(fā)布《人口變化和旅游》報(bào)告，指出人口結(jié)構(gòu)是影響旅游需求和發(fā)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.。當(dāng)前，隨著我國(guó)退休老年人口的大幅增加，旅游需求端出現(xiàn)了大量具有良好經(jīng)濟(jì)實(shí)力和擁有大量閑暇時(shí)間的特定消費(fèi)群。本文期望基于全國(guó)性大樣本數(shù)據(jù)的實(shí)證分析，從微觀家庭視角考察：人口老齡化會(huì)對(duì)我國(guó)家庭旅游出行意愿和旅游消費(fèi)產(chǎn)生何種沖擊和影響？這種沖擊和影響對(duì)我國(guó)旅游業(yè)的持續(xù)健康發(fā)展是機(jī)遇還是挑戰(zhàn)？

在政府決策層面，通過(guò)對(duì)旅游需求(需求型政策)和供給(供給型政策)的人為干預(yù)，政府可以運(yùn)用政策工具影響和調(diào)適旅游產(chǎn)業(yè)的發(fā)展和進(jìn)程，對(duì)旅游發(fā)展產(chǎn)生能動(dòng)的反作用(4)胡北明、黃俊《中國(guó)旅游發(fā)展70年的政策演進(jìn)與展望——基于1949-2018年政策文本的量化分析》，《四川師范大學(xué)學(xué)報(bào)(社會(huì)科學(xué)版)》2019年第6期，第71頁(yè)。。研究人口結(jié)構(gòu)變化趨勢(shì)與家庭旅游消費(fèi)的關(guān)系，可以為人口老齡化時(shí)代的旅游經(jīng)濟(jì)發(fā)展提供直接的旅游需求微觀證據(jù)，從而為各級(jí)政府的旅游決策提供更多的政策工具選擇；同時(shí)，對(duì)老齡化社會(huì)背景下我國(guó)老年消費(fèi)群體消費(fèi)潛力及旅游偏好特征的深入挖掘，對(duì)促進(jìn)我國(guó)旅游業(yè)快速健康發(fā)展和提振國(guó)內(nèi)消費(fèi)經(jīng)濟(jì)也具有現(xiàn)實(shí)意義。

一 研究回顧與研究假設(shè)

(一)研究回顧

1.人口年齡結(jié)構(gòu)對(duì)旅游消費(fèi)影響的理論研究

按照旅游動(dòng)機(jī)的一般理論，在生命周期的不同階段，受可支配收入、閑暇時(shí)間和家庭成員關(guān)系等因素影響，人們往往具有不同的家庭旅游動(dòng)機(jī)，從而會(huì)做出不同的旅游出行決策。Oppermann基于理論模型的研究發(fā)現(xiàn)，旅游研究的生命周期主要涉及個(gè)體在一生中的行為變化，這種變化一般與家庭結(jié)構(gòu)的變動(dòng)有關(guān)(5)Martin Oppermann, “Travel life cycle,” Annals of Tourism Research 22, no.3 (March 1995): 535-552.。Lawson從理論角度指出，家庭生命周期、旅游類(lèi)型的識(shí)別和旅游消費(fèi)有著較高的一致性，年齡和家庭生命周期階段是家庭旅游決策研究中兩個(gè)常用的代表性指標(biāo)(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.。在年齡結(jié)構(gòu)與旅游消費(fèi)的具體關(guān)系上，Li等研究認(rèn)為，對(duì)于老年人來(lái)說(shuō)，源于年齡原因所造成的退休、身體功能的衰退和流動(dòng)性問(wèn)題等都可能造成旅游活動(dòng)的受限，從而成為老年人旅游活動(dòng)參與的主要障礙(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.。國(guó)內(nèi)學(xué)者彭希哲和胡湛從風(fēng)險(xiǎn)角度考察了人口老齡化的沖擊，認(rèn)為快速老齡化的人口結(jié)構(gòu)具有較高的風(fēng)險(xiǎn)，且在未來(lái)相當(dāng)長(zhǎng)一段時(shí)間內(nèi)是不可逆的(8)彭希哲、胡湛《公共政策視角下的中國(guó)人口老齡化》，《中國(guó)社會(huì)科學(xué)》2011年第3期，第121-138頁(yè)。。梁達(dá)認(rèn)為人口老齡化將進(jìn)一步改變社會(huì)消費(fèi)結(jié)構(gòu)，形成潛在消費(fèi)市場(chǎng)，并蘊(yùn)藏著新的產(chǎn)業(yè)機(jī)會(huì)，有助于促進(jìn)我國(guó)經(jīng)濟(jì)的優(yōu)化和轉(zhuǎn)型(9)梁達(dá)《人口老齡化將帶來(lái)巨大商機(jī)》，《金融與經(jīng)濟(jì)》2016年第7期，第27-29頁(yè)。。李真等基于補(bǔ)償性消費(fèi)行為的理論視角，探究了老齡化背景下我國(guó)老年家庭消費(fèi)需求及其結(jié)構(gòu)變動(dòng)，發(fā)現(xiàn)老年家庭的補(bǔ)償性消費(fèi)需求隨年齡增長(zhǎng)而緩慢上升(10)李真、李享、劉貝貝《補(bǔ)償性消費(fèi)理論視角下老年人旅游行為心理依據(jù)研究——以北京城市老年人為例》，《干旱區(qū)資源與環(huán)境》2018年第4期，第196-202頁(yè)。。

現(xiàn)有理論研究一般基于宏觀層面，大多是根據(jù)國(guó)家或地區(qū)人口和消費(fèi)變化的總體數(shù)據(jù)進(jìn)行理論探討和發(fā)展趨勢(shì)分析。由于缺少微觀樣本數(shù)據(jù)的支持，這種理論研究往往難以得到一致性結(jié)論，會(huì)因不同國(guó)家和地域而表現(xiàn)出不同的特點(diǎn)，尤其是難以考察不同人口特征人群的旅游決策和旅游消費(fèi)行為。本文結(jié)合微觀家庭調(diào)查數(shù)據(jù)，運(yùn)用定量的數(shù)理模型分析不同人口特征人群的旅游決策行為，重點(diǎn)考察家庭年齡異質(zhì)性特征對(duì)家庭旅游消費(fèi)決策影響的結(jié)構(gòu)性差異。

2.人口年齡結(jié)構(gòu)對(duì)旅游消費(fèi)影響的實(shí)證研究

隨著微觀調(diào)查數(shù)據(jù)的日益豐富，國(guó)內(nèi)外學(xué)者基于微觀數(shù)據(jù)對(duì)人口年齡結(jié)構(gòu)與旅游消費(fèi)影響的實(shí)證研究也日益增多。Dardis等的實(shí)證研究發(fā)現(xiàn)，家庭旅游消費(fèi)與戶(hù)主年齡成反比變化(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研究發(fā)現(xiàn)，隨著青壯年移民的離開(kāi)，移出地出現(xiàn)的人口老齡化現(xiàn)象減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通過(guò)對(duì)德國(guó)不同年齡段人群旅游目的地偏好差異進(jìn)行分析，發(fā)現(xiàn)年輕人更傾向于出境旅游(13)Martin Oppermann, “Travel life cycle,” Annals of Tourism Research 22, no.3 (March 1995): 535-552.。與以上學(xué)者研究結(jié)論不同，部分學(xué)者認(rèn)為應(yīng)以更積極的態(tài)度看待老齡化對(duì)家庭旅游的沖擊。Bernini和Cracolicic的實(shí)證研究發(fā)現(xiàn)，老年人群旅游意愿雖然在一定程度上減弱，但旅游消費(fèi)卻明顯增加(14)Cristina Bernini, Maria Frencesca Cracolici, “Demographic change， tourism expenditure and life cycle behavior,” Tourism Management 47, no.4 (April 2015): 191-205.。國(guó)內(nèi)學(xué)者劉力對(duì)出游老年群體旅游動(dòng)機(jī)的探索性因子分析顯示，豐富生活和追求健康是老年人最主要的兩個(gè)旅游動(dòng)機(jī)(15)劉力《老年人旅游動(dòng)機(jī)與制約因素》，《社會(huì)科學(xué)家》2016年第3期，第91-95頁(yè)。。丁志宏基于地區(qū)問(wèn)卷調(diào)查數(shù)據(jù)分析了我國(guó)城市老年人旅游現(xiàn)狀及影響因素，發(fā)現(xiàn)老年人的性別、年齡、健康狀況、經(jīng)濟(jì)狀況、時(shí)間因素對(duì)老年人是否外出旅游具有顯著影響(16)丁志宏《我國(guó)城市老年人旅游現(xiàn)狀及影響因素》，《社會(huì)科學(xué)家》2016年第11期，第102-106頁(yè)。。徐曉娜采用VAR模型對(duì)國(guó)內(nèi)旅游消費(fèi)與城鎮(zhèn)人口年齡結(jié)構(gòu)變化之間的關(guān)系實(shí)證檢驗(yàn)發(fā)現(xiàn)，城鎮(zhèn)人口老齡化的快速發(fā)展不僅沒(méi)有拉低旅游消費(fèi)，反而顯著促進(jìn)了旅游消費(fèi)增長(zhǎng)(17)徐曉娜《城鎮(zhèn)人口年齡結(jié)構(gòu)變化對(duì)國(guó)內(nèi)旅游消費(fèi)的動(dòng)態(tài)沖擊效應(yīng)》，《西北人口》2017年第3期，第53-58頁(yè)。。

現(xiàn)有實(shí)證研究主要集中于基于旅游目的地的問(wèn)卷調(diào)查，受樣本數(shù)據(jù)可靠性和樣本調(diào)查對(duì)象差異性的影響，采用局部地區(qū)調(diào)查可能呈現(xiàn)出研究結(jié)論不穩(wěn)健的問(wèn)題。此外，對(duì)人口老齡化沖擊影響的實(shí)證研究一般需要較長(zhǎng)時(shí)間周期的時(shí)序數(shù)據(jù)，受制于當(dāng)前我國(guó)微觀時(shí)序數(shù)據(jù)的缺乏，相關(guān)研究進(jìn)展緩慢且研究結(jié)論差異也較大。本文采用中國(guó)家庭金融調(diào)查中心(CHFS)全國(guó)范圍內(nèi)的大樣本微觀家庭調(diào)查數(shù)據(jù)，有助于得出人口老齡化對(duì)我國(guó)家庭旅游消費(fèi)沖擊更為穩(wěn)健的一般性結(jié)論；同時(shí)，本文將當(dāng)前可得的截面數(shù)據(jù)按照家庭老人比例進(jìn)行家庭分類(lèi)，通過(guò)考察不同老年人占比的家庭在家庭旅游消費(fèi)決策行為上的差異，實(shí)現(xiàn)了對(duì)人口老齡化影響在時(shí)間維度上的推演。

(二)研究假設(shè)

家庭做出是否外出旅游的決策受到多種因素的影響，其中家庭經(jīng)濟(jì)狀況和家庭成員的閑暇時(shí)間是家庭旅游的兩個(gè)重要決策變量。家庭中老齡人口越多，由于贍養(yǎng)老人增加的經(jīng)濟(jì)成本可能會(huì)帶來(lái)家庭整體財(cái)務(wù)壓力的上升；同時(shí)由于老人普遍存在身體機(jī)能退化、健康狀況欠佳等情況，雖然老人自身的閑暇時(shí)間較多，但照顧老人或者贍養(yǎng)老人需要額外承擔(dān)的工作會(huì)對(duì)其他家庭成員的閑暇時(shí)間(18)家庭旅游決策所依賴(lài)的閑暇時(shí)間往往以家庭成員中閑暇時(shí)間最少者為標(biāo)準(zhǔn)。產(chǎn)生擠出效應(yīng)。經(jīng)濟(jì)壓力的增大和家庭成員閑暇時(shí)間減少的預(yù)期會(huì)降低家庭選擇外出旅游的概率。據(jù)此，本文提出假設(shè)1。

假設(shè)1：人口老齡化程度與家庭旅游出行發(fā)生率負(fù)相關(guān)。

家庭旅游消費(fèi)額是一個(gè)典型的經(jīng)濟(jì)變量，受到家庭成員閑暇時(shí)間的約束，閑暇時(shí)間越少的家庭會(huì)傾向于選擇短途旅游，從而在旅游支出上花費(fèi)更少。如果家庭中有老人，家庭可供外出旅游的閑暇時(shí)間預(yù)期減少，家庭選擇短周期旅游的可能性會(huì)更大。另一方面，考慮到有老人家庭增加的經(jīng)濟(jì)壓力，家庭在旅游消費(fèi)時(shí)受到的約束也會(huì)更強(qiáng)。據(jù)此，本文提出假設(shè)2。

假設(shè)2：人口老齡化程度與家庭旅游消費(fèi)額負(fù)相關(guān)。

隨著家庭年齡結(jié)構(gòu)的變化，如果整個(gè)家庭進(jìn)入老齡化(戶(hù)主為老年人或者老年人比例大于60%)，那么經(jīng)濟(jì)狀況和閑暇時(shí)間這兩個(gè)家庭旅游決策變量就會(huì)發(fā)生明顯變化。受益于我國(guó)經(jīng)濟(jì)的快速發(fā)展和社會(huì)保障體系的逐步健全，退休后老年人的收入水平也逐年提高，同時(shí)老年人也無(wú)需再承擔(dān)養(yǎng)育兒女等社會(huì)家庭義務(wù)，因此，老年家庭中的旅游決策者(往往是家庭戶(hù)主)在經(jīng)濟(jì)方面的自主性得以顯著增強(qiáng)，相比于非老年家庭，老年家庭成員可供自由支配的閑暇時(shí)間也大幅度增加。除此之外，基于補(bǔ)償性消費(fèi)理論視角的研究發(fā)現(xiàn)，旅游作為新的時(shí)尚消費(fèi)行為，在生活水平較高且時(shí)間充裕的條件下，年輕時(shí)未能實(shí)現(xiàn)的愿望和要求往往會(huì)成為老年人的補(bǔ)償性消費(fèi)追求(19)李真、李享、劉貝貝《補(bǔ)償性消費(fèi)理論視角下老年人旅游行為心理依據(jù)研究——以北京城市老年人為例》，《干旱區(qū)資源與環(huán)境》2018年第4期，第196-202頁(yè)；魏瑾瑞、張睿凌《老齡化、老年家庭消費(fèi)與補(bǔ)償消費(fèi)行為》，《統(tǒng)計(jì)研究》2019年第10期，第87-99頁(yè)。。據(jù)此，本文提出假設(shè)3。

假設(shè)3：人口老齡化對(duì)家庭旅游決策的影響隨家庭年齡結(jié)構(gòu)而變化，老年家庭和非老年家庭之間有顯著的差異。

二 研究設(shè)計(jì)

(一)數(shù)據(jù)來(lái)源

本研究基于大樣本的微觀家庭調(diào)查數(shù)據(jù)，數(shù)據(jù)主要來(lái)源于中國(guó)家庭金融調(diào)查(China Household Finance Survey，CHFS)。中國(guó)家庭金融調(diào)查是西南財(cái)經(jīng)大學(xué)中國(guó)家庭金融調(diào)查與研究中心在全國(guó)范圍內(nèi)開(kāi)展的抽樣調(diào)查項(xiàng)目(20)中國(guó)家庭金融調(diào)查與研究中心自2011年起每?jī)赡陮?duì)全國(guó)家庭進(jìn)行抽樣調(diào)查，目前已經(jīng)在2011年、2013年、2015年和2017年成功實(shí)施四次調(diào)查，2017年第四輪調(diào)查共采集有效樣本40011戶(hù)。，旨在收集有關(guān)家庭金融微觀層次的相關(guān)信息。本研究采用最新的2017年第四輪調(diào)查數(shù)據(jù)。為滿(mǎn)足研究的特定需求，本文對(duì)樣本數(shù)據(jù)做進(jìn)一步清理。首先，去除了樣本數(shù)據(jù)中的無(wú)效信息樣本(如家庭收入為負(fù)數(shù)的樣本)，同時(shí)為避免極端值對(duì)研究結(jié)果穩(wěn)健性的影響，將主要變量超過(guò)三倍標(biāo)準(zhǔn)差的數(shù)據(jù)視為極端值樣本，去除了這些極端值樣本數(shù)據(jù)。其次，對(duì)相關(guān)變量中的缺失值進(jìn)行了賦值處理，連續(xù)變量采用均值填充法，離散變量采用中位數(shù)填充法，對(duì)問(wèn)卷調(diào)查中涉及的一些范圍內(nèi)數(shù)據(jù)也進(jìn)行了中間值賦值處理(21)如在2017中國(guó)家庭金融調(diào)查問(wèn)卷中，題目[G1018it]：旅游支出在下列哪個(gè)范圍內(nèi)?其選項(xiàng)均為范圍內(nèi)數(shù)據(jù)：1.2千以下，2.2-5千，等等。。最后，通過(guò)對(duì)原始數(shù)據(jù)進(jìn)行變換而產(chǎn)生一些新的中間變量，如根據(jù)戶(hù)主年齡是否大于60歲生成“是否老年家庭”的二值變量，用家庭老年人數(shù)除以家庭總?cè)丝跀?shù)得到家庭老年人口比例變量。此外，研究中需要同時(shí)用到家庭特征數(shù)據(jù)和個(gè)人特征數(shù)據(jù)，在對(duì)戶(hù)主個(gè)人變量進(jìn)行提取的基礎(chǔ)上，需要進(jìn)一步將家庭數(shù)據(jù)和戶(hù)主個(gè)人數(shù)據(jù)進(jìn)行匹配和合并。最終經(jīng)過(guò)清理之后的數(shù)據(jù)由24個(gè)變量構(gòu)成，共包含40011個(gè)樣本家庭。

(二)變量說(shuō)明

1.被解釋變量

Bernini和Cracolicic指出旅游決策有兩個(gè)階段：“是否出游”和“旅游消費(fèi)金額是多少”(22)Cristina Bernini, Maria Frencesca Cracolici, “Demographic change， tourism expenditure and life cycle behavior,” Tourism Management 47,no.4 (April 2015) : 191-205.，與此對(duì)應(yīng)，本文被解釋變量設(shè)定為兩個(gè)。(1)旅游發(fā)生率(IsTour)，如果樣本家庭過(guò)去一年有過(guò)旅游出行記錄，其值取1，否則取值為0。(2)旅游消費(fèi)額(Tourism)，取值為樣本家庭在過(guò)去一年的實(shí)際旅游消費(fèi)支出金額，相對(duì)應(yīng)問(wèn)卷問(wèn)題為“[G1018]去年，您家旅游總支出是多少元(單位:元)”。

2.核心解釋變量

在宏觀層面，人口老齡化程度一般用社會(huì)中老年人口數(shù)量占整個(gè)社會(huì)總?cè)丝诘谋戎乇硎?，按照?lèi)似的方法，本文構(gòu)建了人口老齡化在家庭層面的微觀指標(biāo)。家庭老人數(shù)量的統(tǒng)計(jì)是以常住在一起的老年人口數(shù)為標(biāo)準(zhǔn)，我們采用家庭中年齡超過(guò)60歲以上的老人數(shù)量與家庭總?cè)丝跀?shù)的比值計(jì)算家庭老齡化程度(OldRatio)。在穩(wěn)健性檢驗(yàn)中，本文還直接采用家庭老年人口數(shù)量作為家庭老齡化程度變量的取值。

3.調(diào)節(jié)變量

本文以家庭戶(hù)主的年齡(H_Age)作為調(diào)節(jié)變量，重點(diǎn)考察隨著家庭戶(hù)主年齡的變化，家庭老齡化程度對(duì)家庭旅游決策的影響程度是否存在差異。

4.控制變量

借鑒已有關(guān)于家庭旅游消費(fèi)決策影響因素研究的文獻(xiàn)，本文還引入了如下一些控制變量。

(1)家庭收入與資產(chǎn)狀況。包含家庭收入(TotalIncome)和家庭凈資產(chǎn)(NetAssets)。家庭收入是家庭所有成員過(guò)去一年中工資性收入、經(jīng)營(yíng)性收入、財(cái)產(chǎn)性收入和轉(zhuǎn)移性收入的總和。家庭凈資產(chǎn)則是家庭總資產(chǎn)扣除家庭總負(fù)債之后的余額，代表真正屬于家庭成員的資產(chǎn)。

(2)家庭及戶(hù)主人口統(tǒng)計(jì)特征。包含家庭中未滿(mǎn)16歲的未成年人數(shù)量(ChildNum)、戶(hù)主是否男性(Male)和戶(hù)主是否已婚(Marriage)。家庭中小孩數(shù)量可能會(huì)影響家庭自由支配收入和家庭閑暇時(shí)間，從而對(duì)家庭的旅游消費(fèi)決策產(chǎn)生重要影響；如果家庭戶(hù)主為男性，則變量Male取值為1，否則為0；變量Marriage在戶(hù)主婚姻狀態(tài)為已婚時(shí)取值為1，其他情況均取值為0。

按照戶(hù)主是否為老人，本文將所有的樣本家庭劃分為老年家庭(23)如果一個(gè)家庭的戶(hù)主年齡大于60歲，我們將該家庭視為老年家庭。和非老年家庭兩種類(lèi)型(另外的劃分標(biāo)準(zhǔn)本文在穩(wěn)健性檢驗(yàn)部分給出)。表1為兩種類(lèi)型家庭的分類(lèi)統(tǒng)計(jì)描述。從表1可以看出，在40011戶(hù)樣本家庭中，老年家庭為16052戶(hù)，占比約為40%；非老年家庭為23959戶(hù)，占比約為60%。從我國(guó)家庭的旅游決策數(shù)據(jù)來(lái)看，全樣本的家庭旅游發(fā)生率只有21%，總體上處于較低的水平；老年家庭的旅游發(fā)生率比非老年家庭低5%。從家庭旅游消費(fèi)額來(lái)看，老年家庭低于非老年家庭，樣本家庭平均旅游消費(fèi)額為2128元，其中老年家庭平均旅游消費(fèi)額為1671元，比非老年家庭低31%。在家庭收入方面，老年家庭顯著低于非老年家庭，老年家庭年收入均值為6.44萬(wàn)元，比非老年家庭低39%。從家庭凈資產(chǎn)角度來(lái)看，老年家庭也比非老年家庭低19%。

表1 主要變量均值的家庭分類(lèi)統(tǒng)計(jì)

從表1家庭分類(lèi)統(tǒng)計(jì)數(shù)據(jù)來(lái)看，在家庭凈資產(chǎn)、家庭收入、旅游發(fā)生率等方面老年家庭與非老年家庭有著明顯差異，有必要對(duì)兩者在旅游消費(fèi)上的差異性做進(jìn)一步分析。對(duì)旅游消費(fèi)額的家庭分類(lèi)統(tǒng)計(jì)(24)限于篇幅，這里未給出旅游消費(fèi)額的家庭分類(lèi)統(tǒng)計(jì)表，感興趣的讀者可聯(lián)系作者獲取。發(fā)現(xiàn)，樣本數(shù)據(jù)中79%的家庭在過(guò)去一年中沒(méi)有旅游記錄，即這類(lèi)家庭過(guò)去一年的旅游消費(fèi)數(shù)據(jù)為0，所以這里專(zhuān)門(mén)考察產(chǎn)生旅游消費(fèi)數(shù)據(jù)的家庭，這類(lèi)家庭共有8363戶(hù)。在所有產(chǎn)生旅游消費(fèi)數(shù)據(jù)的家庭中，老年家庭為2825戶(hù)，占比為34%，非老年家庭占比為66%，表明老年家庭旅游出行頻率明顯低于非老年家庭。在過(guò)去一年產(chǎn)生過(guò)旅游消費(fèi)數(shù)據(jù)的樣本家庭中，老年家庭平均旅游消費(fèi)金額為9726元，非老年家庭為10670元，二者之間差異在8%左右，要比二者在收入方面的差異小很多(25)在旅游消費(fèi)方面，非老年家庭高于老年家庭的比例為(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為(10.53-6.44)/10.53=38.84%。。

(三)研究模型設(shè)定

家庭旅游決策考察的第一個(gè)指標(biāo)為：家庭是否外出旅游？這是一個(gè)二值離散變量。本文采用Probit離散選擇模型來(lái)考察家庭旅游發(fā)生率，模型具體形式如下：

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

(1)

其中，IsTouri表示家庭i選擇旅游出行的概率，解釋變量為家庭老齡化程度(OldRatio)，調(diào)節(jié)變量為戶(hù)主年齡(H_Age)，控制變量主要包含家庭收入(TotalIncome)、家庭凈資產(chǎn)(NetAssets)、家庭未成年人數(shù)量(ChildNum)、戶(hù)主是否男性(Male)和戶(hù)主是否已婚(Marriage)。

家庭旅游決策考察的第二個(gè)指標(biāo)為家庭旅游消費(fèi)額，該變量是一個(gè)連續(xù)變量。為考慮家庭旅游消費(fèi)支出的影響因素，本文建立多元線(xiàn)性回歸模型來(lái)考察家庭旅游消費(fèi)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的旅游消費(fèi)額，其他變量的含義和模型(1)相同。在模型(1)和模型(2)中，我們都引入了家庭老齡化程度和戶(hù)主年齡的交叉項(xiàng)(OldRatioi*H_Agei)，以考察戶(hù)主年齡結(jié)構(gòu)的調(diào)節(jié)作用是否成立。

為盡可能消除模型回歸的異方差影響，本文對(duì)旅游消費(fèi)支出(Tourism)、家庭收入(TotalIncome)和家庭凈資產(chǎn)(NetAssets)均進(jìn)行了對(duì)數(shù)化處理。同時(shí)，本文所有模型的回歸結(jié)果報(bào)告的是基于穩(wěn)健標(biāo)準(zhǔn)誤計(jì)算的統(tǒng)計(jì)量。此外，本文對(duì)模型進(jìn)行了多重共線(xiàn)性檢驗(yàn)，發(fā)現(xiàn)平均的方差膨脹因子VIF為1.32，而且各個(gè)變量之間的相關(guān)系數(shù)絕對(duì)值均在0.3以下，可以排除模型存在多重共線(xiàn)性的問(wèn)題。一般來(lái)講，家庭老齡化程度可以視為較為獨(dú)立的外生變量，家庭人口的老齡化可能影響家庭旅游消費(fèi)，但二者間的反向影響關(guān)系卻難以成立，因此模型基本不存在反向因果關(guān)系導(dǎo)致的內(nèi)生性問(wèn)題。

三 研究結(jié)果與分析

(一)人口老齡化程度對(duì)家庭旅游發(fā)生率的影響

表2給出了基于Probit模型的旅游發(fā)生率估計(jì)結(jié)果。模型Ⅰ和模型Ⅱ中的樣本為考慮了家庭老齡化程度和戶(hù)主年齡交叉項(xiàng)的所有家庭，其中模型Ⅰ不包含任何控制變量，模型Ⅱ包含了所有控制變量。這里，家庭老齡化程度(OldRatio)是我們關(guān)注的核心解釋變量，戶(hù)主年齡(H_Age)是調(diào)節(jié)變量，其他變量為控制變量。模型Ⅰ和模型Ⅱ的估計(jì)結(jié)果顯示，家庭老齡化程度和戶(hù)主年齡都對(duì)我國(guó)家庭旅游消費(fèi)決策有著顯著影響(均在1%的水平上顯著)。家庭老齡化程度(OldRatio)的系數(shù)為負(fù)，表明家庭旅游出行的可能性與家庭老齡化程度呈反比例變化，老年人口占比越大，家庭做出旅游出行決策的可能性越小，從而驗(yàn)證了假設(shè)1。同時(shí)，戶(hù)主年齡(H_Age)的回歸系數(shù)為負(fù)，表明戶(hù)主年齡越大，家庭旅游出行的可能性也會(huì)降低，這符合人們的一般預(yù)期。在模型Ⅰ和模型Ⅱ中，我們需要重點(diǎn)關(guān)注家庭老齡化程度和戶(hù)主年齡的交叉項(xiàng)OldRatio*H_Age，結(jié)果顯示交叉項(xiàng)系數(shù)為負(fù)且在1%的水平上高度顯著，這表明戶(hù)主年齡(H_Age)的確發(fā)揮了一定的調(diào)節(jié)作用，家庭戶(hù)主年齡的增加一定程度上弱化了人口老齡化程度對(duì)家庭旅游出行可能性的負(fù)面影響。也就是說(shuō)，雖然家庭老齡化程度越高，家庭選擇旅游出行的可能性越低，但隨著戶(hù)主年齡的增加，家庭老年人口比重的增加對(duì)家庭旅游出行可能性的抑制效應(yīng)則趨于逐步弱化，甚至可能產(chǎn)生正面影響，表明戶(hù)主年齡會(huì)改變?nèi)丝诶淆g化程度對(duì)家庭旅游出行概率的影響。

為進(jìn)一步明確老年家庭和非老年家庭在旅游決策行為方面的差異，本文給出了兩類(lèi)家庭的Probit模型估計(jì)結(jié)果(表2模型Ⅲ和模型Ⅳ)。模型Ⅲ和模型Ⅳ的樣本按不同戶(hù)主年齡進(jìn)行家庭分類(lèi)，模型Ⅲ代表戶(hù)主年齡小于60歲的非老年家庭，模型Ⅳ代表戶(hù)主年齡在60歲以上的老年家庭(26)模型I-Ⅳ的含義在本文的表3-5中是相同的，后文不再做解釋。。模型Ⅲ中，家庭老齡化程度(OldRatio)的系數(shù)符號(hào)為負(fù)，與全樣本估計(jì)結(jié)果一致；但模型Ⅳ中家庭老齡化程度變量(OldRatio)的系數(shù)為正，且在1%的水平上顯著，表明人口老齡化程度對(duì)家庭旅游出行決策的影響在兩類(lèi)家庭中出現(xiàn)了明顯的差異，從而驗(yàn)證了假設(shè)3。即對(duì)于戶(hù)主大于60歲的老年家庭，家庭中老年人占比越多，家庭參與旅游出行的可能性反而越大。這一結(jié)果進(jìn)一步對(duì)模型Ⅱ的估計(jì)結(jié)果做出了解釋?zhuān)砻鲬?hù)主年齡增加到一定程度時(shí)，家庭老齡化程度反而會(huì)成為推動(dòng)家庭旅游出行的一個(gè)積極因素。

表2 基于Probit模型的家庭旅游發(fā)生率估計(jì)結(jié)果

從模型Ⅱ、Ⅲ和Ⅳ均可以看出，其它控制變量對(duì)旅游出行概率的影響符合一般預(yù)期。從經(jīng)濟(jì)狀況角度來(lái)看，家庭收入(TotalIncome)和家庭凈資產(chǎn)(NetAssets)的系數(shù)為正且具有高度統(tǒng)計(jì)顯著性，表明家庭收入越高，家庭凈資產(chǎn)越多，家庭做出旅游出行決策的可能性也就越大。其他變量系數(shù)均為負(fù)數(shù)，表明它們的增加會(huì)降低家庭旅游出行的可能性，即小孩數(shù)量較多、戶(hù)主為男性的已婚家庭，其旅游出行的可能性更低。

(二)人口老齡化程度對(duì)家庭旅游消費(fèi)額的影響

表3給出了人口老齡化程度對(duì)家庭旅游消費(fèi)影響的估計(jì)結(jié)果。模型I和模型Ⅱ顯示，家庭老齡化程度對(duì)家庭旅游消費(fèi)額產(chǎn)生負(fù)向影響，且均在1%的水平上顯著，本文假設(shè)2得以成立。家庭老人占比越大，一般意味著家庭的經(jīng)濟(jì)壓力越大，家庭成員可供自由支配的閑暇時(shí)間越少，這些都會(huì)對(duì)旅游消費(fèi)產(chǎn)生抑制作用。但是，家庭老齡化程度(OldRatio)和戶(hù)主年齡(H_Age)的交互項(xiàng)系數(shù)為正且顯著，表明戶(hù)主年齡起到一定調(diào)節(jié)作用。戶(hù)主年齡越大的家庭，人口老齡化程度對(duì)家庭旅游消費(fèi)的抑制作用就越弱，這一結(jié)論在表3模型Ⅲ和模型Ⅳ中得到了進(jìn)一步證實(shí)。模型Ⅲ表明非老年家庭中老齡化程度會(huì)抑制家庭旅游消費(fèi)，但模型Ⅳ則表明老年家庭中老齡化程度的增加反而會(huì)促進(jìn)家庭旅游消費(fèi)的進(jìn)一步增加。模型Ⅲ和模型Ⅳ表明家庭老齡化程度對(duì)兩類(lèi)家庭旅游消費(fèi)額的影響程度存在較為顯著的差異，本文假設(shè)3得以成立。平均而言，在控制住其他影響因素后，非老年家庭的老齡化程度每提高10%，非老年家庭在旅游上的消費(fèi)金額下降13.14%；老年家庭的老齡化程度每提高10%，老年家庭在旅游上的消費(fèi)金額增加5.44%。考慮到旅游消費(fèi)本身作為一種彈性較大的服務(wù)類(lèi)商品，這種差異的經(jīng)濟(jì)意義也是較為顯著的。

表3的其他估計(jì)結(jié)果和表2總體上一致，控制變量對(duì)旅游消費(fèi)額的影響也與主流文獻(xiàn)的研究結(jié)論基本一致。從家庭經(jīng)濟(jì)狀況來(lái)看，家庭經(jīng)濟(jì)狀況越好，家庭的旅游消費(fèi)支出越多。以表3模型Ⅱ的估計(jì)結(jié)果為例，家庭收入每提高10%，將可能帶來(lái)約4.4%的家庭旅游消費(fèi)額增長(zhǎng)；家庭凈資產(chǎn)10%的變化將導(dǎo)致旅游消費(fèi)額約4.8%的相應(yīng)變化；家庭中小孩數(shù)量每增加一個(gè)，家庭用于旅游方面的消費(fèi)支出將下降26.7%。此外，一些家庭特征和戶(hù)主個(gè)人特征變量也會(huì)影響家庭的旅游消費(fèi)。一般認(rèn)為，相對(duì)于男性，女性更為感性，對(duì)生活質(zhì)量和美好生活品質(zhì)的要求更高，她們更愿意去追求旅游這種非物質(zhì)層面的消費(fèi)產(chǎn)品，所以戶(hù)主為女性的家庭在家庭旅游消費(fèi)方面的支出更多。Bernini和Cracolicic的研究也曾經(jīng)指出，在旅游參與中，性別是一個(gè)重要因素，男性較女性的旅游出行可能性更小。而未婚的單身族有著相對(duì)更多的可供自由支配的收入和閑暇時(shí)間，他們會(huì)更偏好旅游消費(fèi)(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 基于多元回歸模型的家庭旅游消費(fèi)估計(jì)結(jié)果

(三)穩(wěn)健性檢驗(yàn)

本文主要從以下四個(gè)方面對(duì)實(shí)證結(jié)果進(jìn)行了穩(wěn)健性檢驗(yàn)。

1.老年人劃分標(biāo)準(zhǔn)。年齡作為個(gè)體的基本信息與重要符號(hào)，現(xiàn)實(shí)中多以年齡來(lái)識(shí)別是否為老年人。然而，目前世界各地對(duì)老年人并沒(méi)有統(tǒng)一的年齡界定。發(fā)達(dá)國(guó)家一般采用65歲的年齡劃分以界定是否為老年人，而發(fā)展中國(guó)家一般接受60歲的年齡劃分以界定是否為老年人。在穩(wěn)健性檢驗(yàn)中，本文增加了55歲和65歲這兩種老年人劃分標(biāo)準(zhǔn)，結(jié)果發(fā)現(xiàn)各解釋變量的系數(shù)發(fā)生了細(xì)微變化，系數(shù)的符號(hào)和顯著性均沒(méi)有改變。

2.家庭老齡化程度。除了采用家庭老年人數(shù)量在家庭總?cè)丝谥械恼急茸鳛榧彝ダ淆g化程度(OldRatio)的取值以外，本文還直接采用家庭老年人數(shù)量作為模型中家庭老齡化程度的取值；此外，對(duì)老年家庭的認(rèn)定標(biāo)準(zhǔn)，除采用戶(hù)主年齡大于60歲的標(biāo)準(zhǔn)外，穩(wěn)健性檢驗(yàn)中還采用家庭老年人口占比超過(guò)60%作為老年家庭的另一個(gè)認(rèn)定標(biāo)準(zhǔn)。實(shí)證得到的回歸結(jié)果均與表2和表3類(lèi)似，家庭老齡化程度(OldRatio)符號(hào)依然為負(fù)，家庭老齡化程度與戶(hù)主年齡的交叉項(xiàng)(OldRatio*H_Age)符號(hào)為正，二者均在1%的水平上顯著。

3.家庭旅游的城鄉(xiāng)差異?？紤]老齡化對(duì)家庭旅游可能存在的城鄉(xiāng)差異，本文引入是否農(nóng)村家庭(Rural)這一控制變量，當(dāng)樣本家庭位于農(nóng)村地區(qū)時(shí)變量取值為1，位于城鎮(zhèn)地區(qū)時(shí)取值為0。表4給出了加入控制變量是否農(nóng)村家庭(Rural)之后的回歸結(jié)果，為節(jié)省篇幅，這里省略了其他控制變量的估計(jì)結(jié)果(28)感興趣的讀者可聯(lián)系作者獲取詳細(xì)結(jié)果。。與表3結(jié)果對(duì)照發(fā)現(xiàn)，在控制了可能存在的城鄉(xiāng)差異因素后，家庭老齡化程度(OldRatio)的系數(shù)大小發(fā)生了一些變化，但變量符號(hào)和顯著性都沒(méi)有改變。

表4 考慮城鄉(xiāng)差異的穩(wěn)健性估計(jì)結(jié)果

4.實(shí)證模型。旅游消費(fèi)常常被視為一種對(duì)金錢(qián)和時(shí)間要求較高的非必需商品，從本文微觀家庭數(shù)據(jù)來(lái)看，全樣本40011戶(hù)家庭中，旅游消費(fèi)額為零的家庭共有31648戶(hù)，占比為79%，這意味著過(guò)去一年中僅有21%的家庭有過(guò)旅游出行記錄。因此，因變量(家庭旅游消費(fèi)額)的觀測(cè)值受到限制，得到的觀測(cè)值并不完全反映因變量的實(shí)際狀態(tài)。于是，本文接下來(lái)引入受限因變量Tobit模型，對(duì)實(shí)證結(jié)果進(jìn)行穩(wěn)健性分析。模型定義如下：

(3)

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

(4)

Tobit模型一般通過(guò)最大似然法估計(jì)，表5給出了Tobit模型的估計(jì)結(jié)果，各個(gè)模型的F統(tǒng)計(jì)量均顯著。家庭老齡化程度(OldRatio)、戶(hù)主年齡(H_Age)及其二者的交叉項(xiàng)的估計(jì)結(jié)果與前文基本一致。特別是，家庭老齡化程度與戶(hù)主年齡的交叉項(xiàng)(OldRatio*H_Age)的系數(shù)依然為正且顯著，模型Ⅳ中的家庭老齡化程度(OldRatio)系數(shù)也依然為正，且在1%水平上高度顯著。

表5 穩(wěn)健性檢驗(yàn)：Tobit模型估計(jì)

四 結(jié)論與啟示

得益于CHFS翔實(shí)的大樣本微觀家庭調(diào)查數(shù)據(jù)，本文基于細(xì)分的家庭旅游市場(chǎng)，研究了人口老齡化與家庭旅游決策行為之間的關(guān)系。主要研究結(jié)論如下。

第一，人口老齡化總體上會(huì)對(duì)家庭旅游出行意愿和旅游消費(fèi)產(chǎn)生抑制作用。家庭老齡化程度較高的家庭，其旅游意愿和旅游消費(fèi)會(huì)更低，人口老齡化對(duì)我國(guó)旅游業(yè)的持續(xù)發(fā)展構(gòu)成了一定程度的挑戰(zhàn)。

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費(fèi)越低。在這一類(lèi)家庭中，作為家庭旅游決策者的戶(hù)主主要是中青年人，老人數(shù)量的增加，贍養(yǎng)老人會(huì)增加家庭的經(jīng)濟(jì)壓力，同時(shí)照顧老人也會(huì)導(dǎo)致整個(gè)家庭成員的閑暇時(shí)間減少。

第三，對(duì)于戶(hù)主年齡較大的老年家庭，家庭老齡化程度則是促進(jìn)家庭旅游意愿和旅游消費(fèi)增長(zhǎng)的一個(gè)積極因素。由于兩大家庭旅游限制因素(自由支配收入和閑暇時(shí)間)得到很大程度緩解，老年家庭反而會(huì)成為促進(jìn)旅游消費(fèi)增長(zhǎng)的重要力量，因此，人口老齡化對(duì)我國(guó)旅游業(yè)尤其是老年旅游業(yè)帶來(lái)了新的發(fā)展機(jī)遇。

對(duì)比人口老齡化和家庭旅游消費(fèi)關(guān)系的現(xiàn)有研究結(jié)論，本文一方面驗(yàn)證了在國(guó)家整體層面人口老齡化對(duì)我國(guó)居民家庭旅游消費(fèi)存在的負(fù)向沖擊，另一方面，基于微觀數(shù)據(jù)的異質(zhì)性特征，發(fā)現(xiàn)了老年家庭和非老年家庭在家庭旅游決策與消費(fèi)方面的顯著差異，從而為人口老齡化對(duì)家庭旅游消費(fèi)可能存在的促進(jìn)作用提供了直接的微觀經(jīng)驗(yàn)證據(jù)。

研究進(jìn)一步得到如下三點(diǎn)政策啟示。

其一，在制度設(shè)計(jì)層面，政府應(yīng)進(jìn)一步完善對(duì)年輕家庭贍養(yǎng)老人的直接經(jīng)濟(jì)補(bǔ)貼或財(cái)稅支持政策，減輕年輕一代在贍養(yǎng)老人方面的經(jīng)濟(jì)負(fù)擔(dān)和心理壓力，從而釋放廣大年輕家庭的消費(fèi)潛力。本研究認(rèn)為，家中老人比重增加會(huì)降低年輕家庭旅游消費(fèi)參與的可能性?，F(xiàn)實(shí)中更為普遍的情況是，中青年人擔(dān)負(fù)著養(yǎng)育子女、贍養(yǎng)老人的責(zé)任，為此承擔(dān)的經(jīng)濟(jì)成本增加，心理負(fù)擔(dān)加重，閑暇時(shí)間相應(yīng)減少，這些因素都產(chǎn)生了家庭旅游的抑制效果。但令人欣慰的是，政府已逐步認(rèn)識(shí)到年輕家庭在贍養(yǎng)老人方面對(duì)國(guó)家社會(huì)的貢獻(xiàn)和承擔(dān)的壓力問(wèn)題，在2019年開(kāi)始實(shí)施的《個(gè)人所得稅專(zhuān)項(xiàng)附加扣除暫行辦法》中，正式將贍養(yǎng)老人的部分費(fèi)用納入了個(gè)人所得稅專(zhuān)項(xiàng)抵扣范圍，從而部分實(shí)現(xiàn)了對(duì)年輕家庭贍養(yǎng)老人的經(jīng)濟(jì)壓力分擔(dān)。鑒于我國(guó)特有的民族文化及國(guó)情特征，老年人居家養(yǎng)老無(wú)論是當(dāng)下還是未來(lái)都可能是我國(guó)老齡社會(huì)下的主流養(yǎng)老模式。政府應(yīng)進(jìn)一步完善老年人社會(huì)保險(xiǎn)等保障措施，構(gòu)建以居家養(yǎng)老為主的多種養(yǎng)老托老模式，緩解中青年人在贍養(yǎng)和照顧老人經(jīng)濟(jì)方面的后顧之憂(yōu)，并進(jìn)一步探究為年輕家庭釋放贍養(yǎng)老人的精神壓力提供更多的政策選擇工具。

其二，在產(chǎn)業(yè)政策上，政府應(yīng)加大積極老齡化戰(zhàn)略的政策支持力度，大力發(fā)展休閑旅游等老年消費(fèi)產(chǎn)業(yè)，深度挖掘老齡人口紅利。以老年旅游產(chǎn)業(yè)為代表的“銀發(fā)產(chǎn)業(yè)”，不僅有助于解決現(xiàn)實(shí)的民生問(wèn)題，還有可能成為當(dāng)下經(jīng)濟(jì)調(diào)結(jié)構(gòu)、促增長(zhǎng)的新亮點(diǎn)，并蘊(yùn)藏著新的產(chǎn)業(yè)投資和發(fā)展機(jī)會(huì)，有助于加速我國(guó)經(jīng)濟(jì)質(zhì)量?jī)?yōu)化和經(jīng)濟(jì)結(jié)構(gòu)轉(zhuǎn)型升級(jí)的步伐。因此，政府應(yīng)加大對(duì)“銀發(fā)經(jīng)濟(jì)”的培育和扶持力度，大力扶植尚在起步階段的老年服務(wù)產(chǎn)業(yè)，積極引導(dǎo)各類(lèi)市場(chǎng)主體開(kāi)拓發(fā)展以旅游為代表的老年消費(fèi)市場(chǎng)，制定引導(dǎo)老年服務(wù)產(chǎn)業(yè)發(fā)展的投資、信貸和稅收政策，采取稅收優(yōu)惠、信貸支持和費(fèi)用減免等特殊產(chǎn)業(yè)政策積極支持老年服務(wù)產(chǎn)業(yè)的發(fā)展壯大。

其三，旅游企業(yè)應(yīng)主動(dòng)面向市場(chǎng)，在提供適合老年人的旅游產(chǎn)品和服務(wù)方面發(fā)揮更大作用。在以投資驅(qū)動(dòng)實(shí)現(xiàn)經(jīng)濟(jì)增長(zhǎng)的時(shí)代，老齡化帶來(lái)的勞動(dòng)人口減少是經(jīng)濟(jì)持續(xù)健康發(fā)展的風(fēng)險(xiǎn)因素，但不應(yīng)過(guò)度強(qiáng)調(diào)老齡化社會(huì)的風(fēng)險(xiǎn)。本研究表明，隨著家庭老齡化程度的加深，老年家庭在旅游參與意愿和旅游消費(fèi)方面不但沒(méi)有降低，反而出現(xiàn)了顯著增加。因此，在當(dāng)前我國(guó)即將邁入深度老齡化社會(huì)的現(xiàn)實(shí)背景下，以旅游企業(yè)為代表的各類(lèi)市場(chǎng)服務(wù)主體應(yīng)看到老年旅游消費(fèi)市場(chǎng)的發(fā)展規(guī)模和巨大的增長(zhǎng)潛力，以更加積極主動(dòng)的姿態(tài)去看待和開(kāi)拓老年旅游消費(fèi)市場(chǎng)。一方面，企業(yè)要進(jìn)一步加強(qiáng)對(duì)老年旅游消費(fèi)市場(chǎng)的跟蹤研究，針對(duì)不同年齡結(jié)構(gòu)劃分出不同的目標(biāo)人群，研究老年人旅游消費(fèi)習(xí)慣、消費(fèi)行為和消費(fèi)心理，進(jìn)一步細(xì)分老年旅游市場(chǎng)，滿(mǎn)足老年人舒適性、實(shí)惠性和便捷性的消費(fèi)要求。另一方面，企業(yè)需要開(kāi)發(fā)出經(jīng)濟(jì)適用、門(mén)類(lèi)齊全和更具個(gè)性化的老年旅游服務(wù)產(chǎn)品，在服務(wù)產(chǎn)品的設(shè)計(jì)理念上應(yīng)更符合老年人的生理和心理需求，對(duì)老年旅游服務(wù)人員實(shí)行針對(duì)性的專(zhuān)業(yè)培訓(xùn)，從而更好地滿(mǎn)足老年人的旅游消費(fèi)需求。