［摘 要］随着我国老年群体规模不断扩大，如何提升其福利水平已成为社会各界热议的话题。文章利用中国健康与养老追踪调查2015年和2018年调查数据，分析了隔代照料对老年休闲消费的影响及作用路径，并利用工具变量法、倾向性得分匹配估计和改变样本容量等方法进行稳健性检验。研究发现，在拥有16岁以下孙辈的老年群体中，隔代照料有利于提升其休闲消费水平，但这种影响会随着隔代照料强度的增长呈倒U形。进一步研究发现，身处农村、与子女同住且拥有较少孙辈的老年女性群体，在隔代照料中能够实现更高的休闲消费水平；相比单独照料孙辈的老年人，老年夫妻双方共同照料更有利于提高其休闲消费。机制分析表明，老年人生活信心的增强、社会参与水平和子女经济支持的提高是休闲消费水平提升的内在机制。
0 引言
依据国家统计局发布的《2022年国民经济和社会发展统计公报》，我国65周岁及以上人口所占比重已达14.9%①，面对规模不断扩大的老年群体，如何提升其福利水平已成为社会各界热议的话题。对大多数老年人而言，休闲参与是实现美好生活愿景的重要途径，有利于其应对养老、健康、精神文化生活以及社会参与等现实需求。已有研究表明，提高老年群体的休闲参与水平不仅有助于老年人预防生理疾病，改善基本健康状况[1-2]，帮助其建立或维持积极的人际关系，增强归属感和幸福感[3]；而且能够促使老年人追求或实现个人目标，获得更高的成就感[4]。
诸多因素制约了老年人的休闲决策及其消费行为。现有研究基于层次休闲制约模型（hierarchical leisure constraints，HLC）[5]，从个体制约、人际间制约和结构性制约等视角揭示了老年群体休闲消费的影响因素。部分研究聚焦个体制约视角，认为个人价值观能够引导消费者的消费行为，年轻人相较于老年人更加注重物质价值消费[6]。根据社会情感选择性理论，老年人更多地关注情绪调节相关的社会目标，这使其更倾向于开展社交互动类休闲消费，以获得积极的情绪[1]。另有一些研究关注休闲消费的人际制约，指出当代消费者通过富有表现力的消费来实现身份构建和差异表达，而广泛接触更多类型的社会群体可能会为多样化的休闲消费提供机会[7]。此外，更多研究关注休闲消费制约的结构性视角，探讨闲暇时间[8]、收入水平[9-10]、身体条件[11]、环境设施[12]等因素对老年群体休闲消费的影响。一般认为，受退休影响，老年群体的总闲暇时间有所增加[13]；但部分研究表明，年龄导致的健康问题可能会减少老年人实际享有的闲暇时间[14]，隔代照料孙子女也可能进一步压缩部分老年人的闲暇时间[15]，从而降低其休闲消费水平。因此，如何合理配置闲暇时间以提升老年群体休闲消费成为了一个值得研究的重要议题。
在中国情境下，广泛存在的隔代照料行为使我国老年人普遍面临更为严峻的时间约束问题①。据统计，我国有超过半数的中老年人照料过孙辈，这个比例是韩国的10 倍左右[16]。且与西方文化中祖辈被动参与隔代照料不同，中国传统文化中的家族传承情结和责任伦理规范[17]使祖辈对儿孙怀有天然的责任与义务。当年轻子女需要帮助时，他们通常会把家庭放在首位，搁置自身需求，自觉承担起隔代照料的责任，这体现了我国传统文化中“家族为主，个人为从”的家庭主义价值观。因此，在我国传统“家”文化的背景下，如何平衡老年人隔代照料和休闲消费行为成为一个值得关注的问题。理论上看，一方面，隔代照料会挤占老年人的闲暇时间[18]，高强度的照料也可能对老年人健康造成损害，增大其休闲约束，从而降低休闲消费水平；另一方面，隔代照料也可能为老年人带来更多的家庭支持（物质、情感）[19]，并激发其社会参与的积极性[20]，从而减小休闲约束，使其能够更好地参与休闲消费活动。鉴于此，提供隔代照料对老年人休闲消费究竟是一种积极作用，还是一种消极影响，需要进一步检验。本文试图回答两个问题：一是在中国情境下，隔代照料是否能够缓解老年人的休闲约束，提升休闲消费水平，其影响在不同隔代照料强度、不同特征群体间是否存在差异；二是这种影响具体表现在哪些方面，是否可以进行细分。
本文尝试从代际互动视角出发，利用中国健康与养老追踪调查数据（China Health and Retirement Longitudinal Study，CHARLS），探讨隔代照料对老年休闲消费的影响及其作用机制。本文贡献如下。首先，本文在梳理以往文献的基础上，创新性地从代际互动视角探讨老年群体的休闲消费行为，并实证检验了中国情境下老年人隔代照料参与及其时长对其休闲消费的影响效应，为育儿、养老政策的制定提供一个有益的视角。其次，本文采用与研究问题紧密相连的Tobit回归模型，有效规避了大量0值带来的估计偏差，同时使用工具变量法缓解模型的内生性问题，并通过倾向性得分匹配和改变样本容量法，使得出的结论更为稳健可靠。最后，尽管已有少量研究分析了隔代照料对老年人休闲消费的直接影响，但对其影响机制的讨论较为鲜见。本文结合休闲制约理论，在统一框架下探讨了隔代照料通过何种路径影响老年人休闲消费这一现实问题，验证了生活信心、社会参与、子女经济支持在其中的中介作用，从而为老年照料者休闲消费水平的提高提供了有力支持。
图片来源于微信公众平台AI配图
1 文献综述与理论假设
1.1 文献综述
纵观现有文献，尽管国内外对隔代照料的研究不胜枚举，但多是从隔代照料的成因、隔代照料对孩子及老年人的影响展开。部分研究关注隔代照料行为的成因，形成3类主流解释：文化形塑观认为，隔代照料源于中国传统“家”文化的规范与传承，祖辈对儿孙天然的责任与义务，使其自觉承担起隔代照料责任[21]；代际交换视角则强调老年人提供隔代照料是出于代际资源交换的需要，以换取子辈对其的养老支持[22]；家庭分工论指出，隔代照料的目的是实现家庭内部资源的合理配置，使家庭整体利益最大化[23]。另一些研究探讨了隔代照料对孩子的影响，主要涉及孩子的身心健康[24]、学习成绩[25]、非认知能力[26]等方面。
近年来，随着人口老龄化程度的加深，更多文献开始关注隔代照料对老年人的影响，主要涉及身心健康[27-28]、劳动供给[29]、代际关系[19]等方面。研究发现，虽然隔代照料对中老年人劳动供给具有显著的负向影响，并可能增加中老年人提前退休的概率[30]，但隔代照料能够通过提升子女对老年人的代际支持，改善老年人的养老和赡养预期[31]。也有部分研究关注隔代照料对老年消费的影响。Bailey等通过对美国西部农村参与隔代照料的祖父母进行访谈发现，隔代照料孙辈被认为是一项重大开支，虽然许多祖父母都预料到了照料费用，但隔代照料支出还是比他们第一次育儿时要高得多[32]；Silverstein和Zhang在对中国农村地区考察后发现，年轻子辈的经济支持、家庭照料需求和父系文化会影响祖父母对孙辈的消费支出[33]；王芳和黄莉芳也指出，相比于老年家庭，老少家庭在文化教育和食品支出方面占比更高[34]，这说明家庭中青少年的存在促进家庭文化和食品消费水平提高。可以看出，已有文献主要聚焦隔代照料对老年人一般性消费的影响，而对老年人休闲消费的相关研究仍相对不足。
与一般性消费不同，休闲消费是伴随着休闲活动产生的一种多层次、多形式的消费行为，并以满足个体从消遣娱乐到全面发展的多层次精神需求为核心目标[35-37]。国外学者对休闲消费的研究主要集中在经济学和社会学领域。Becker最早将休闲看作一种消费活动，指出所有休闲都含有某种消费，所有消费活动都含有某种休闲[38]。Pritchard和Kharouf基于休闲消费的四维模型，考察了英国板球运动群体的休闲消费偏好[39]。国内相关研究则主要关注休闲消费概念、理论模型、影响因素等方面。宋瑞指出，休闲消费是伴随着人们的休闲活动而发生的社会性消费现象，是人们为了开心享乐、心清气爽、消遣放松或休闲娱乐而进行的消费[35]。郭鲁芳构建了时间约束休闲消费模型，分析工资率、非工资收入、工作时间变化如何影响居民休闲消费选择[40]。王琪延和韦佳佳基于北京居民生活时间分配调查数据，探讨了居民收入与休闲时间对居民休闲消费的影响[41]。
通过梳理已有文献发现，现有研究更多关注隔代照料行为对老年人一般性消费的影响，而对老年人休闲消费的研究还相对较少；同时，较少研究从代际关系的视角来探讨老年人的休闲消费问题，尤其是关于内在机制的检验还有待深入。随着休闲消费在居民消费中的占比不断增长，休闲消费研究也日益深化，如何科学评估隔代照料对老年人休闲消费的潜在影响，已成为值得关注的话题。
1.2 理论假设
当前在休闲制约研究领域受到普遍认可的是Crawford等于1991年提出的层次休闲制约模型[5]。此模型提出3种相互关联的休闲制约（个人内在制约、人际间制约和结构性制约），这3种制约影响了休闲偏好的形成和休闲活动的参与。根据层次休闲制约模型，个人内在制约是最强大的制约因素，涉及个体的心理状态和属性，包括压力、抑郁、焦虑、宗教信仰、自我技能感知等，这些因素与休闲偏好相互作用，但不干预休闲偏好和参与之间的关系。其次是人际间制约，指人际交往或个体特征关系的结果，主要受家庭规模、婚姻状况及社交网络的影响，人际关系会在一定程度上影响偏好和参与，并最终改变个体或家庭的休闲消费选择。最后是结构性制约，包括干预休闲偏好和参与之间的资源和外在因素，如缺乏时间、金钱，交通和设施的可用性等[5,42]。
对老年人来说，年龄导致的健康状况恶化、流动性问题等可能使其休闲消费参与受限[43-44]。相较于年轻人，老年人在面临与金钱、时间相关的结构性制约因素时，所受到的限制可能相对较少，而非结构性制约如心理状态、情绪状态和人际网络等更可能成为老年人休闲消费参与的主要障碍[45]。老年人提供隔代照料可能对其心态、社会参与等方面具有积极影响，这在一定程度上能缓解老年人的休闲约束，提高其休闲消费水平。但过度参与隔代照料可能挤占老年人原有的闲暇时间，并对其健康状况造成不利影响，进而加大休闲约束，不利于休闲消费水平的提高。
隔代照料能够通过改善老年人生活态度，减少个人内在约束，从而提升其休闲消费水平。在中国情境下，适当的隔代照料能够显著提升老年人的生活满意度[46]，增强其生活信心。其原因在于，老年人提供隔代照料更多地表现为一种利他的责任动机，通过帮助子女缓解育儿压力，最终实现自身价值感和幸福感[47]。溢出理论认为，休闲与工作是平行发展的，人们能够将生活其他领域中的快乐与体验带到休闲世界中来[48]。隔代照料作为老年人晚年时期的一项重要“工作”，其对老年人幸福感和自我价值的提升也会传递到休闲消费活动中去，从而增强老年人的参与意愿和积极性，最终实现休闲消费水平的提升。
此外，照料孙辈给予了老年人新的社会角色，能够拓宽其社交网络，有效缓解人际间制约，增加老年人休闲消费机会。研究发现，通过参与学校和俱乐部亲子活动，儿童能够为父母提供通往新的社会网络和活动的桥梁[49]。同样，孙辈参与学校或课外活动，也能为照料他们的祖父母提供更多社会互动机会[50]。角色增强理论认为，个体可以通过积累多重角色，来增加其权利、声望、资源和情感满足，包括社会认可和高度的认同感[51]。Sieber指出，角色积累能够为个体带来4种积极结果：角色特权、整体地位安全、地位提升以及丰富个性与自我满足[52]。虽然照料孙辈的额外责任可能会增加祖父母压力，但照料者角色也能够为老年人带来更多的权利、资源以及社会网络互动，有利于老年人拓展人际网络，结识多样化的社会群体，缓解因缺乏社会参与而产生的人际间制约，从而提高休闲消费水平。
除了改变老年人生活态度、拓宽社交网络外，隔代照料还可以增加老年人可支配收入，缓解其结构性约束。代际交换理论认为，隔代照料实质上是一种包含物质、服务及心理在内的各种资源的代际传承和交换行为，一般遵循均衡互惠和利他主义两项原则。均衡互惠原则认为，在亲代与子代之间，无论是受传统价值观的影响，还是出于获取经济利益、维护情感的需要，代际资源的流动与交互都表现为一种经济上、行为上或精神上的双向支持和互换。利他主义原则指出，家庭资源的代际转移可能源自给予方对接受方的关爱，包括父母对子女无私付出以及子女奉养父母等[53]。本质上看，均衡互惠和利他主义均强调了代际资源的双向流动，表现为老年人放弃自己的闲暇时间为成年子女照料孩子，以换取子女的经济支持、情感慰藉或生活照顾。现有研究已证实，隔代照料能够显著增加年轻子辈对老年人的经济支持[54]，这一行为可以在短期内提升老年人的收入水平，缓解结构性制约，从而为老年人的休闲消费提供物质保障。
然而，过度的隔代照料会挤占老年人闲暇时间，加剧休闲约束，不利于休闲消费水平的提高。隔代照料被视为祖辈所承担的特殊家务活动，当照料强度较低时，隔代照料对老年人的积极影响远大于其对闲暇时间的替代效应，因而休闲消费呈快速增长的趋势。随着照料强度不断增加，隔代照料逐渐开始挤占祖辈原有的闲暇时间[18,55]，进而增加了休闲消费的时间约束，对休闲消费水平的提高产生制约。此外，适度劳动理论认为，当个体劳动投入量过度时，会产生心理或生理压力，二者随时间积累，并最终损害个体健康。已有研究表明，照料孙辈的强度与祖辈效用后果之间是一种非线性关系[27]，过度参与隔代照料会对老年人身体和精神健康造成损害，而仅提供辅助照料对祖辈的消极作用似乎较小[56]。近期对中国的研究也得到相似的结论[18]，其原因可能在于，提供高强度照料的老年人，通常承担着更高的角色期望和责任要求，而不断积累的压力和长期的身体疲惫会对其健康产生负面影响[57]。对老年群体而言，健康状况是影响其休闲消费参与的关键要素，高强度的隔代照料可能使其健康状况恶化，增强结构性约束，进而制约休闲消费水平的提高。
综上，本文基于层次休闲制约理论，从个体、人际和结构性制约3个维度，探讨隔代照料对老年群体休闲消费的影响机制。具体表现为，适当的隔代照料不仅能够提升老年人的生活满意度，激励生活信心，为开展休闲消费活动提供内生动力；还能够拓宽老年人的社会网络，提高其可支配收入，令老年人更为顺利地参与休闲活动。但同时，高强度的隔代照料也会挤占老年人闲暇时间，并对其健康状况造成影响，进而不利于休闲消费水平的提高。基于此，本文提出如下假设：隔代照料通过增强老年人生活信心、拓宽社会网络以及增加子女对其的经济支持，缓解其个体、人际和结构性制约，以提高老年休闲消费水平；但高强度的隔代照料也可能阻碍休闲消费水平的提升。
本文结合休闲制约理论，提炼出“隔代照料-休闲消费”之间关系的理论模型（图1），分析了隔代照料对老年休闲消费影响的直接效应与路径机制。根据该模型，隔代照料可以有效提高老年休闲消费水平，生活信心、社会网络和经济支持在两者的关系中起到中介作用。
2 研究设计
2.1 数据来源
本文数据来自2015年和2018年中国健康与养老追踪调查（CHARLS）。该问卷调查是由北京大学国家发展研究院主持、中国社会科学调查中心执行的一项大型跨学科调查项目，覆盖全国28个省份150个县（区、市）的约1万个家庭，具有广泛的地域代表性[58]。本文选取了CHARLS数据库中“个人基本信息”“家庭信息”“健康状况和功能”“认知和抑郁”“医疗保健与保险”“养老金”“家户收入与支出”7个模块中的相关数据。本文的样本选取标准如下：首先，鉴于本文的研究对象为老年群体，根据我国《中华人民共和国老年人权益保障法》中第二条规定老年人的年龄起点标准为60周岁，本文将样本年龄限定为60岁及以上；其次，考虑到老年人照料孙子女的可能性，以及80周岁以上老年人可能存在严重疾病和失能状况，本文参考以往文献[18]，剔除80岁以上样本，将样本年龄限定在60～80岁；最后，根据受访者回答是否有16岁以下孙子女，保留至少有一个16岁以下孙子女的样本。在保证关键变量的样本量充足的条件下，对连续变量进行了前后1%水平的缩尾，以排除异常值的干扰。
2.2 主要变量说明
2.2.1 被解释变量
本文选取的主要被解释变量为老年家庭总休闲消费。休闲消费是指在闲暇时间内进行的休闲产品和服务的消费[59]，不包含用于满足基本生理需求的消费行为。在此基础上，本文结合Alderfer的“生存-关系-发展”需要理论（existence，relatedness and growth theory，下文简称ERG需求理论）对休闲消费进行基本层级划分[60]。ERG需要理论是以马斯洛需求层次理论为基础，通过更接近实际经验的实证研究，得到的人本主义需要理论。该理论认为，人们共存在3种核心需要，即生存需要、关系需要和成长需要[60]。结合休闲消费定义与ERG需要理论，本文对被解释变量的选取进行如下设定。首先，依据休闲消费定义，提取出受访者回答CHARLS问卷中“家户生活支出”的相关题项，如“最近一周，您家花了多少钱外出就餐，不包括摆酒和办酒席”“最近一周，您家花了多少钱购买香烟、酒水等”等，共计10个分项。其次，将上述题项根据ERG需要理论的需要类别进行划分，形成休闲消费的3个维度，分别为生存型休闲消费、关系型休闲消费和发展型休闲消费，具体分项如表1所示。最后，将3类休闲消费进行加总计算，得到过去一年的休闲消费总量。需要说明的是，本文对上述休闲消费指标统一进行了以年度为单位的消费量换算，并进行对数化处理。
2.2.2 解释变量
本文选取的主要解释变量为祖辈是否提供隔代照料和日隔代照料时长。首先，根据受访者对CHARLS问卷中“过去一年，您或您的配偶是否花时间照看了您的孙子女以及外孙子女”的回答构建隔代照料虚拟变量。如果受访者或其配偶在过去一年中提供过隔代照料，则取值为1，反之，则为0。其次，本文根据问卷中“过去一年，您或您的配偶大约花几周，每周花多少时间来照看孙子女及外孙子女”的相关数据，得出老年人过去一年提供隔代照料的周数及每周小时数，并以此为基础，计算出过去一年老年人提供隔代照料的日平均小时数。
2.2.3 控制变量
本文控制变量主要包括个人层面和家庭层面。个人层面为基本的社会人口特征变量，包括性别、年龄、受教育水平、婚姻状况、城乡类型、自评健康、是否参加医疗保险、是否参领基本养老金；家庭层面包括家庭收入、与子女同住。其中，婚姻状况分为有无配偶；自评健康得分的取值范围为0～4，得分越高，老年人自评健康越好；家庭收入由现金、银行存款总和替代，并进行对数化处理；与子女同住通过题项“子女现在一般住哪里”来表示，分为是否与子女同住。
各变量描述性统计如表2所示，隔代照料组的年休闲消费均值显著高于未隔代照料组。具体来看，提供隔代照料的老年人群体占比为48.9%，日平均隔代照料时长为5.76小时。从控制变量来看，隔代照料组中的男性占比更高、年龄更小、有配偶的占比更高、受教育水平更高、居住在城市的占比更高、自评健康更好、基本养老金的参领率更高、家庭收入水平更高、与子女同住的比例更高。
注：*、**、***分别表示10%、5%和1%水平下显著，下同。
2.3 模型设计
Tobit回归模型是一种广泛应用于计量经济学领域的模型，主要用于解决存在截断数据的统计分析问题。本文被解释变量为老年人的休闲消费金额，样本数据存在大量0值，故较之传统普通最小二乘法回归模型（ordinary least squares,OLS），Tobit模型能够很好地规避0值所带来的估计偏差，更为准确地反映样本估计结果。因此，本文构建了以下模型：
式（1）中，LCit是受访者i在t年的各项休闲消费金额及年休闲消费总量；Careit是隔代照料变量，表示受访者i在t年的隔代照料情况；Xit是控制变量，包括个体特征（性别、年龄、受教育水平、婚姻状况、城乡类型、自评健康、是否参加医疗保险、是否参领基本养老金）和家庭特征（家庭收入、与子女同住）；Provinceit和Yearit分别表示省份固定效应和年份固定效应；εit是回归方程的随机扰动项，β0、β1和β2是待估计的参数。
3 实证分析
3.1 基准回归
在基准回归中，本文分别使用隔代照料参与、日隔代照料时长及其二次项作为核心变量进行估计，考察隔代照料对老年群体休闲消费的影响，回归过程均控制了个体和家庭特征变量。同时，为了解决样本固有特性（如所在地区、调查时间）对回归结果带来的影响，本文分别加入了省份和年份固定效应进行控制，以提高模型的稳健性。回归结果由表3给出。
表3 隔代照料对老年家庭休闲消费的影响
Tab.3 Effect of grandparents raising grandchildren on leisure consumption of the elderly
注：括号中为稳健标准误，下同。
表3第（1）～第（4）列和第（5）～第（8）列均分别表示老年人提供隔代照料对家庭总休闲消费、生存型休闲消费、关系型休闲消费和发展型休闲消费的影响。第（1）～第（4）列结果表明，隔代照料能够缓解老年人休闲约束，显著提高其休闲消费水平。具体而言，从第（1）列可以看出，在其他条件相同的情况下，提供隔代照料会促使老年群体家庭总休闲消费支出增加45.6%，并在1%的统计水平上显著。从第（2）～第（4）列可以看出，发展型休闲消费的增加比例最高，达到123.7%；生存型休闲消费次之，增幅为45.0%；关系型休闲消费的增幅最小，仅为19.3%，以上3个估计量均在1%水平上显著。此外，在个体特征方面，居住在城市、较为年轻、拥有较高受教育水平、拥有配偶、身体更加健康且参领基本养老金的祖父休闲消费水平提升更为明显。在家庭特征方面，与子女同住并拥有较高收入水平的老年群体家庭总休闲消费提升作用更显著，其中，家庭收入增加1%，总休闲消费水平增加0.098%。
表3 第（5）～第（8）列中分别加入了隔代照料时长与隔代照料时长的平方，实证结果表明，隔代照料时长的平方与休闲消费显著负相关，该结果说明隔代照料与老年群体休闲消费之间呈现出倒U形的曲线关系，其中，总休闲消费及其3个分项的拐点分别为12.2小时、13.2小时、11小时和12.6小时，表明休闲消费水平在该点处达到最大值，随后呈现下降态势（图2）。
图2 隔代照料时长与休闲消费倒U形关系图
Fig.2 Inverted U-shaped relationship between the length of grandparents raising grandchildren and leisure consumption
当老年人提供较低强度的隔代照料时，隔代照料对闲暇时间的替代效应较弱，且能为老年人带来更好的生理健康水平和自我效能[61]，缓解其休闲约束，因此，休闲消费呈现快速增长的趋势；而随着隔代照料时间的增加，过多的照料时间开始挤占老年人正常的闲暇时间[18]，长时间的压力和身体疲惫也对其健康状况造成不利影响，加大了老年人休闲消费约束，导致休闲消费水平降低。何庆红等的研究在一定程度上为本文结论提供了证据[18]，他们探讨了隔代照料时长与祖父母身体疼痛间的非线性关系，具体而言，祖父母身体疼痛状况随隔代照料时间增加呈先降低后升高的U形趋势，且当日隔代照料时长超过11.41小时时，祖父母承受的身体疼痛开始增加。该数值与本文极值点数值十分接近，这种一致性为确定适度隔代照料的时间边界提供了有力支持，也为家庭儿童照料决策提供了有益的参考。
3.2 异质性检验
在我国传统家庭分工背景下，女性是家庭照料的主要承担者，老年女性承担的隔代照料责任可能大于老年男性，这使得不同性别老年人在隔代照料中受到的影响可能存在差异。为此，本文按照性别将老年群体分为两组进行比较，结果如表4第（1）～第（2）列所示，不同性别老年人提供隔代照料对其家庭总休闲消费水平的影响和全样本回归结果基本一致，均具有显著的正向影响。相较于老年男性，老年女性提供隔代照料对家庭总休闲消费水平的提升幅度更大。从各分项来看，除关系型休闲消费回归结果未通过p值检验、回归结果不存在显著差异外，其余两个分项结果均具有统计意义，且结论与总体休闲消费一致。在我国传统“男主外、女主内”的家庭分工模式下，女性虽然比男性面临更多的休闲约束，但老年女性作为隔代照料的主要承担者，家庭内部的各种支持网络更可能向其倾斜[21]，从而使其拥有更多的资源和能力开展休闲消费。
表4 按性别、与子女同住、城乡类型、孙辈数量的分样本回归结果
Tab.4 Subsample regression results by gender,coresidence with children,urban and rural types,and number of grandchildren
注：*、**、***分别表示10%、5%和1%水平下显著；括号中为稳健标准误。
已有研究表明，相较远离子女的老年人，与子女同住或相邻而居的老年人能够通过隔代照料获得更高的生活满意度[46]，这可能导致隔代照料对休闲消费的影响产生差异。表4第（3）～第（4）列回归结果显示，在不同居住安排情况下，隔代照料对家庭总休闲消费的影响均显著为正，与全样本保持一致。相比于未与子女同住的样本，与子女同住的老年人提供隔代照料对其家庭总休闲消费的影响程度更大。从各分项看，发展型休闲消费与总休闲消费的结论保持一致，关系型休闲消费中仅与子女同住的样本得到显著结论，而生存型休闲消费所得结论与总休闲消费结论相反。其原因为，老年人与年轻子女由于成长环境、价值观念等存在差异，两代人对照料者角色认知存在差异，当老年人单独照料孙辈时，更倾向于遵循传统的育儿观念，认为孩子只要吃饱穿暖、平安健康就万事大吉[62]。因此，更注重孙辈食品、衣着等生存型休闲消费支出。
农村地区无论休闲观念、公共服务和基础设施等都与城市地区存在较大差距[63]，这使得农村地区休闲消费始终处于弱势地位。隔代照料作为一种社会经济活动和代际交换行为，所产生的资源与信息流动可能会改善农村地区的休闲消费现状，从而缩小城乡间的休闲不平等。为此，本文按照居住地将老年群体分为城市和农村两个样本，比较两者之间的系数差异。回归结果如表4第（5）～第（6）列所示，不同居住地老年人提供隔代照料对家庭总休闲消费的影响与全样本回归结果保持一致，均具有显著的正向影响。与城市老年人相比，农村老年人提供隔代照料对家庭总休闲消费水平的影响程度更大。从各分项来看，生存型和发展型休闲消费所得结论与总休闲消费基本一致，关系型休闲消费水平在农村老年群体样本中显著提升，而在城市老年群体中并不显著。关系型休闲消费包含与亲密联系人维持关系的相关消费活动[60]，但受限于数据范围，相关题项中只涉及邮电、通讯等品类的消费支出，对结果可能造成影响。农村整体文化形态依然是乡土性很浓的农耕文化[63]，社会互动以邻里互动为主[64]，在此环境中，人们的社交范围较为狭窄，对邮电、通讯工具的使用程度相对较低[65]。隔代照料能够扩大和强化农村老年人的社交网络联系，使其突破传统的乡土人际网络，从而增加邮电、通讯工具的使用频率，进而增加相关消费支出；相比之下，由于城市老年人在日常生活中的社交范围更广[64]，对手机、互联网等通讯工具本身就存在更大的需求，因此，隔代照料对其相关消费增加的影响可能并不显著。
随着我国生育政策的调整，许多家庭将面临孩子数量增多的问题，孙辈数量的增加必然会对老年人的隔代照料决策产生影响[66]。因此，本文参考邹红等的做法[66]，依据孙辈数量将样本分为≤2个和＞2个两个子样本，回归结果如表4第（7）～第（8）列所示，不同孙辈数量的老年人提供隔代照料对其家庭总休闲消费水平的影响和全样本回归结果基本一致，均具有显著的正向影响。从整体来看，隔代照料对休闲消费的正向影响在老年人有两个及以下孙辈的情况下更明显。当孙辈的数量增多时，隔代照料的需求加大，老年人承受的压力也更大[67]，这会增强老年人的个体内在制约，从而降低其休闲消费水平。但从各分项来看，所得结果却存在差异，除生存型休闲消费与总休闲消费的结论保持一致外，关系型和发展型休闲消费所得结论均与总休闲消费不同。可能的解释为，尽管隔代照料需求的增长会给老年人带来更大的精神压力，但这也可能促使子女更多地关心和补偿老年人的精神需求。关系型和发展型休闲活动对满足老年人的精神需求具有重要作用，可以有效缓解老年人因隔代照料产生的精神压力。因此，随着隔代照料需求的增加，老年人在这两类休闲活动上的消费水平得到更大地提升。
此外，本文在基准回归的基础上，进一步将隔代照料分为单独照料和共同照料两种情况，其中，单独照料表示祖父母双方仅有一人参与隔代照料，共同照料表示祖父母两人均参与隔代照料行为。根据问卷中“过去一年，您或您的配偶大约花几周，每周花多少时间来照看孙子女”的相关数据，本文将“过去一年，您或您的配偶是否花时间照看了您的孙子女以及外孙子女”中回答“是”且老年人及其配偶的照料周数均不等于0的样本定义为“共同照料”，将老年人及其配偶任意一方照料周数为0的样本定义为“单独照料”，双方均为0则不提供隔代照料。回归结果如表5所示，单独照料和共同照料均显著提升了老年人休闲消费水平，且相较于单独照料，共同照料对休闲消费具有更强的促进作用。祖辈双方共同进行隔代照料在一定程度上缓解了单人照料的压力，使单个老年人得以从繁重的照料活动中抽身，减轻了老年人的休闲消费约束，使其有更为充足的时间和精力开展休闲消费活动。
表5 隔代照料安排回归结果
Tab.5 Regression results of grandparents raising grandchildren arrangements
注：*、**、***分别表示10%、5%和1%水平下显著；括号中为稳健标准误。
3.3 稳健性检验
3.3.1 工具变量法
由于遗漏变量问题的影响，隔代照料变量可能存在内生性问题从而使得估计系数有偏。具体表现为，老年人是否提供隔代照料，还可能受到个人家庭观念、地区文化传统、社会经济状况等无法观测特征的影响。
针对以上可能出现的内生性问题，本文拟采用工具变量法来解决。有效工具变量需要满足两个前提假设：一是工具变量需要与隔代照料变量相关（相关性），二是工具变量在模型中是外生的（外生性）。基于此，本文参考相关文献，选取同社区、同年龄段其他受访者的隔代照料比率作为工具变量。年龄段的划分为60～70岁和70～80岁，样本共包含450个不同的社区。选用该工具变量的原因如下。其一，在同一社区内，同年龄段的老年群体拥有更为相近的隔代照料行为偏好，老年人在进行隔代照料决策时也更加容易受到同年龄段其他老年人的影响；同等条件下，其他老年群体的隔代照料比率越高时，受访者进行隔代照料的概率也会越大，满足工具变量的相关性假设。其二，由于本文剔除了受访者自身是否参与隔代照料的信息，同社区、同年龄段的其他老年人的隔代照料比率不会直接影响受访者自身的休闲消费水平，避免与其扰动项相关，满足了工具变量的外生性假设。因此，本文选取同社区、同年龄段其他受访者的隔代照料比率作为工具变量是合适的。
检验结果如表6所示，工具变量与隔代照料的回归系数在1%统计水平上显著，且F统计量为29.64，超过经验阈值10，因此，不存在弱工具变量问题。Wald检验系数分别为22.99、10.26、29.52、4.77，且均在5%统计水平上显著，因而可以拒绝隔代照料为外生变量的原假设。第一阶段社区同年龄段隔代照料比对隔代照料的影响显著为正，第二阶段在控制了内生性后，隔代照料对家庭总休闲消费及其各分项的估计系数在1%的水平上显著为正，表明之前关于隔代照料正向影响老年人休闲消费的结论依然存在，本文结论是可信的①。
表6 工具变量检验结果
Tab.6 Results of Instrumental variable
注：括号中为t统计量。
3.3.2 倾向性得分匹配法
由于老年人提供隔代照料是一种自主选择行为，不满足随机性抽样，存在自选择偏差问题。因此，该部分进一步采用倾向得分匹配估计模型（propensity score matching, PSM）来减少观测数据的偏差。在引入基准回归控制变量的基础上，通过Bootstrap重复500次，分别选取近邻匹配、半径匹配、核匹配和对数似然比匹配4种方法进行匹配，并将匹配后样本重新加入回归模型，结果显示，不同匹配方式下隔代照料的估计系数均在1%的水平上显著为正，表明经过倾向性得分匹配缓解内生性后，本文结论依然稳健②。
3.3.3 改变样本容量法
调整样本容量是对主效应估计结果进行稳健性检验的一种有效途径，如果样本容量改变后的主效应估计结果仍然显著，则证明原主效应估计结果稳健。本文将样本总体按调查年份拆分为2015年和2018年两个子样本，并分别进行主效应回归。从2018年子样本回归结果看，回归的参数系数以及统计显著性与主样本回归没有明显变化；2015年子样本回归结果的显著性有所下降，但参数系数方向仍与主样本保持一致，证明了原主效应回归结果的稳健性③。
3.4 机制检验
3.4.1 生活信心机制
根据前文提出的个体内在制约假设，选取老年人生活信心来探讨隔代照料对老年群体休闲消费的影响机制。根据CHARLS数据库中题项“在过去一周中，我对未来充满希望”来衡量老年人的生活信心。按照受访者的回答将“很少或者根本没有（＜1天）”赋值为0，“不太多（1～2天）”赋值为1，“有时或者说有一半的时间（3～4天）”赋值为2，“大多数的时间（5～7天）”赋值为3。本文分别运用两步回归法和Sobel检验对中介机制进行检验。研究结果如表7第一部分所示，第（1）列在1%统计水平上验证了隔代照料对老年人生活信心的正向影响，第（4）～第（7）列报告了生活信心对老年人各项休闲消费都具有促进作用，隔代照料的估计系数有所下降，且在1%水平上显著，从而证明了生活信心对模型的部分中介效应。同时，为了进一步说明该中介效应的存在，在两步回归的检验基础上再进行原假设H0：间接效应=0的Sobel检验，结果拒绝原假设（p=0.00＜0.05），即认为该中介效应成立。
表7 机制检验结果
Tab.7 Results of mechanism test
在西方文化背景下，老年人更倾向于寻求自身利益的满足，享受退休后带来的闲暇与乐趣，当其不得不为孙辈提供隔代照料时，突如其来的照料责任和经济压力往往会打破他们原有的生活规划，使其生活满意度降低[68]；而在中国传统语境下，“三代同堂、儿孙绕膝”往往是中国人幸福家庭的完美写照，对家族延续和血脉传承的重视使老年人自觉承担起照料儿孙的责任和义务[17]，并从中获得满足感和认同感，提升日常生活信心。老年人的生活态度则在一定程度上影响其休闲消费。任明丽等指出，相较于身体状况，老年人的心理状况影响其休闲旅游参与概率，表现出心态越积极、对未来越充满信心、参与概率越高的特征[69]，为本文结论提供了有力的经验证据。当老年人为孙辈提供隔代照料时，幸福感与生活信心的提升会促使其更加积极地参与休闲活动，从而实现休闲消费水平的提高。
3.4.2 社会参与机制
依据前文人际间制约假设，选取老年人社会参与活跃度作为代理变量。通过CHARLS数据库中题项“您过去一个月是否进行了下列社交活动”构建“社会参与活跃度”变量，按照受访者的回答将“不经常”赋值为1，“每周”赋值为2，“每天”赋值为3。其后参考杨雪和王瑜龙提供的解决方案，将社会活动参与与其对应的参与频率进行累乘[70]，以全面衡量老年人的社会参与水平。对变量进行1%的缩尾处理，以消除极端值对结果的影响，表7中第二部分显示了社会参与机制的检验结果。第（2）列检验了隔代照料对老年人社会参与的正向影响，第（4）～第（7）列汇报了社会参与活跃度对各项休闲消费的正向影响。其中，社会参与活跃度每增加1个单位，家庭总休闲消费增加17.9%，并在1%的统计水平上显著，同时隔代照料系数有所降低，证明了社会参与的部分中介作用。Sobel检验统计量均在5%水平上显著为正，进一步验证了社会参与活跃度具有正向中介效应。同伴离世是老年群体在晚年面临的最重要的休闲约束之一[45]，其意味着老年人原有社交网络的瓦解与休闲同伴的丧失，降低了老年人休闲参与的动力和能力。隔代照料在一定程度上能够缓解这一约束。通过照料孙子女，老年人能够接触不同类型的社会群体，修补和更新其日渐萎缩的社交网络，从而获得新的休闲参与同伴和休闲消费信息，提升其休闲消费水平。
3.4.3 经济支持机制
本文选取子女对老年人的经济支持作为结构性约束假设的代理变量。根据受访者对CHARLS问卷中“过去一年，在子女不和您住在一起时，您或您的配偶从子女那里收到过多少经济支持”的回答，构建老年人经济支持变量，并取对数①。检验结果如表7中第三部分所示，第（3）列检验了隔代照料对获得子女经济支持的影响，提供隔代照料会促使子女对老年人经济支持增加29.3%。第（4）～第（7）列报告了经济支持对老年人各项休闲消费的正向影响，隔代照料的估计系数有所降低，且在1%统计水平上显著，从而证明部分中介的结果成立。同时，第（4）～第（7）列还报告了Sobel 检验的结果，发现Z统计量均显著大于5%水平上的临界值，这进一步验证了中介效应的稳健性。
我国传统亲子关系是一种双向交流、均衡互惠的反馈模式，亲代对子代有照料义务，子代对亲代也有赡养责任。但这种模式已无法完全解释当前中国家庭所面临的代际关系与隔代照料问题，隔代照料打破了两代之间的代际传递模式，将亲代的照料义务向下延伸到孙代，即老年人代替子女承担了部分的照料责任，为了重新回到均衡，年轻子女在原有基础上增加了对亲代的赡养，由此形成二重反馈机制[22]。具体表现为老年人期望通过隔代照料进一步巩固亲子关系，以换取子女更加稳定的经济支持和养老保障。现有研究已验证隔代照料对子女经济支持的正向影响。同时，收入水平作为休闲消费的关键要素，同样受到老年休闲约束研究的关注。McGuire等指出，虽然到了晚年金钱的重要性有所下降，但其作为休闲参与的基本条件在整个生命周期中从未改变[45]，本文结果也证实了此观点。在老年人提供隔代照料的情况下，子女会通过增加经济支持，对老年人的付出给予补偿，此举能够使老年人在短期内获得更为充裕的收入，缓解其结构性约束，为提升休闲消费水平提供了物质保障。
4 结论与讨论
在我国社会托育制度尚未完善的背景下，隔代照料作为传统家庭照料模式仍将长期存在，探讨其对老年休闲消费的影响及其路径机制无论对当下还是未来都具有重要意义。本文根据中国健康与养老追踪调查2015年和2018年数据，运用Tobit回归模型，考察隔代照料对老年休闲消费的影响，并探讨这种影响在不同老年群体之间的异质性及其内在机制。从研究结果来看，可以得出以下结论。
第一，提供隔代照料能够有效缓解老年人晚年的休闲约束，对其休闲消费水平提高产生显著的正向影响，这一结论对3个分项依然成立。具体来看，老年人提供隔代照料能够促使其家庭总休闲消费支出增加45.5%。从分项来看，发展型休闲消费增长幅度最大，生存型休闲消费次之，关系型休闲消费的增幅最小。第二，本文检验了隔代照料强度与老年人休闲消费增长之间的倒U形关系，即隔代照料强度对老年人休闲消费的正向影响呈现出先升后降的趋势。第三，异质性分析发现，女性、与子女同住、身处农村、孙辈数量较少的老年群体提供隔代照料对休闲消费的影响程度更大。第四，中介机制检验发现，隔代照料通过增强老年人生活信心，提高社会参与水平和子女对其经济支持，缓解其个体、人际和结构性制约，从而提升老年群体休闲消费水平。
在我国传统“家”文化背景下，“三代同堂、儿孙绕膝”往往是中国人幸福家庭的完美写照，隔代照料也更多地被赋予了家族延续和血脉传承的特殊内涵，这使得隔代照料行为在中国拥有更加积极的意义。然而，正如文中倒U形关系图所展示的，当隔代照料时长越过拐点，即日隔代照料时间超过12.2小时时，隔代照料对休闲消费的积极影响将迅速减弱。其原因一方面在于照料时间对闲暇时间的替代效应，挤占了老年人原有的休闲消费时间，加大其结构性约束；另一方面是因为过多的隔代照料对老年人的身心健康存在消极影响[18]，其不仅可能导致老年人身体状况恶化，还会增加老年人的抑郁风险[71]。任明丽等通过实证研究指出，老年人的基本日常活动能力与心理状况显著影响老年人的出游意愿[69]。过度隔代照料带来的身心健康恶化，不仅会使老年人因“变成他人负担”而产生低自我效能感[72]，增大其个人内在约束，也会切实导致其精力衰减而形成新的结构性制约，进而降低老年人的休闲消费水平。此结论不仅有利于优化家庭内部分工决策，也为我国推动积极老龄化提供了有利证据。
本文的建议如下。从政府层面看，政府应该通过育儿、养老、就业等政策的有机联动，确保家庭照料能力的整体提升，以减轻家庭年轻成员面临的育儿和养老双重压力。同时，政府应加强对老年人休闲福利的政策支持，重点关注农村、女性照料者等弱势群体，积极引导企业、社区及其他社会组织开发更加优质的适老化、亲子化休闲服务，满足广大老年群体的休闲需求。从企业层面看，休闲企业应立足我国隔代照料现状，充分把握老年群体实际休闲需求，为老年人提供质量更高的多样化休闲产品或服务，提高老年人的休闲效用。从家庭层面看，家庭内部应对幼儿抚育的相关责任进行明确划分，父母作为幼儿成长的第一责任人，应主动承担幼儿抚育主要责任，不应过分依赖隔代照料带来的便利。此外，家庭应充分发挥其养老功能，在为老年人提供养老支持的同时，也应保障老年人的日常休闲参与，使老年人既能尽享天伦之乐，也能拥有幸福、满足的晚年生活。
图片来源于微信公众平台AI配图
扫码加入北京旅游学会
编辑| 许琪
审核| 张慧英 王政红
北京旅游学会