轉(zhuǎn)型期中國(guó)省域休閑經(jīng)濟(jì)發(fā)展水平與城鎮(zhèn)化質(zhì)量關(guān)系

張廣海，劉金宏

(中國(guó)海洋大學(xué) 管理學(xué)院，山東 青島 266100)

一、問題提出和文獻(xiàn)回顧

目前，中國(guó)整體已進(jìn)入工業(yè)化中后期，居民閑暇時(shí)間的增加、生活水平的提高以及休閑消費(fèi)需求的增長(zhǎng)，使得區(qū)域休閑產(chǎn)業(yè)持續(xù)發(fā)展，特別是隨著中國(guó)經(jīng)濟(jì)社會(huì)轉(zhuǎn)型的快速推進(jìn)，休閑經(jīng)濟(jì)逐漸成為推動(dòng)區(qū)域經(jīng)濟(jì)增長(zhǎng)方式轉(zhuǎn)變的新動(dòng)力。據(jù)統(tǒng)計(jì)，2012年，城鎮(zhèn)居民國(guó)內(nèi)旅游出游人數(shù)達(dá)16.9億人次，出游花費(fèi)為17678億元，出游率為253.5%，比2011年提高了7.5%;城鎮(zhèn)居民國(guó)內(nèi)旅游出游人均花費(fèi)914.5元，農(nóng)村居民國(guó)內(nèi)旅游出游人均花費(fèi)491元，均高于歷史上全年最高水平。此外，2012年中國(guó)旅游業(yè)總收入達(dá)2.59萬億元，較2000年相比，增長(zhǎng)473.14%，其收入總額占第三產(chǎn)業(yè)增加值的11.19%，占GDP的4.99%。休閑經(jīng)濟(jì)作為工業(yè)化社會(huì)高度發(fā)達(dá)的產(chǎn)物，對(duì)于深化產(chǎn)業(yè)結(jié)構(gòu)調(diào)整、刺激居民消費(fèi)、協(xié)調(diào)區(qū)域分工以及繁榮市場(chǎng)經(jīng)濟(jì)發(fā)揮著舉足輕重的作用。中國(guó)當(dāng)前處于一個(gè)全面轉(zhuǎn)型的關(guān)鍵時(shí)期，資源優(yōu)化配置、產(chǎn)業(yè)結(jié)構(gòu)調(diào)整、信息技術(shù)提升、創(chuàng)新能力優(yōu)化、新型城鎮(zhèn)化建設(shè)等一系列問題亟待得以科學(xué)、合理解決。其中，扭轉(zhuǎn)城鎮(zhèn)化質(zhì)量與城鎮(zhèn)化效率發(fā)展不均衡局面、實(shí)現(xiàn)城鄉(xiāng)一體化協(xié)調(diào)發(fā)展，成為近年來理論界和政府層面持續(xù)關(guān)注的焦點(diǎn)。黨的十八大報(bào)告則明確提出“城鎮(zhèn)化質(zhì)量明顯提高”、“推進(jìn)城鎮(zhèn)化和農(nóng)業(yè)現(xiàn)代化相互協(xié)調(diào)”的新要求。由此可見，大力發(fā)展區(qū)域休閑產(chǎn)業(yè)、充分發(fā)揮休閑經(jīng)濟(jì)的地域集聚與產(chǎn)業(yè)關(guān)聯(lián)效應(yīng)，將成為提高城鎮(zhèn)化質(zhì)量、推進(jìn)城鎮(zhèn)化效率以及促進(jìn)城鄉(xiāng)協(xié)調(diào)發(fā)展的有效路徑選擇。因此，對(duì)區(qū)域休閑經(jīng)濟(jì)與城鎮(zhèn)化質(zhì)量的內(nèi)在關(guān)聯(lián)性進(jìn)行深入研究，有利于緩解中國(guó)當(dāng)前城鄉(xiāng)結(jié)構(gòu)性供需矛盾、優(yōu)化城鄉(xiāng)產(chǎn)業(yè)結(jié)構(gòu)，對(duì)于實(shí)現(xiàn)新型城鎮(zhèn)化建設(shè)、引導(dǎo)城鎮(zhèn)化以質(zhì)量為導(dǎo)向健康發(fā)展具有重要意義。

近年來，休閑經(jīng)濟(jì)作為經(jīng)濟(jì)學(xué)視野中較新的研究領(lǐng)域，被國(guó)內(nèi)外學(xué)者廣泛關(guān)注［1－5］。休閑經(jīng)濟(jì)是生產(chǎn)與消費(fèi)的有機(jī)統(tǒng)一體，休閑產(chǎn)業(yè)既具有勞動(dòng)密集型產(chǎn)業(yè)的特征，同時(shí)體現(xiàn)資金密集性和技術(shù)密集性。區(qū)域經(jīng)濟(jì)要素和休閑產(chǎn)業(yè)要素的空間流動(dòng)性非常強(qiáng)，休閑經(jīng)濟(jì)活動(dòng)的地理集中效應(yīng)則更有利于進(jìn)一步促進(jìn)區(qū)域經(jīng)濟(jì)的增長(zhǎng)以及城市化水平提高，但目前對(duì)于休閑經(jīng)濟(jì)的研究缺少對(duì)空間因素的分析。引入空間因素分析休閑經(jīng)濟(jì)的產(chǎn)生、形成、發(fā)展以及休閑產(chǎn)業(yè)的輻射效應(yīng)，是休閑經(jīng)濟(jì)問題研究的新趨向［6－12］。

相比而言，目前國(guó)內(nèi)對(duì)于休閑經(jīng)濟(jì)發(fā)展與城鎮(zhèn)化質(zhì)量的關(guān)系、內(nèi)在關(guān)聯(lián)機(jī)理等方面的研究相對(duì)滯后，且以定性分析為主，缺乏定量分析與實(shí)證檢驗(yàn)［13－14］。對(duì)于休閑經(jīng)濟(jì)與城鎮(zhèn)化質(zhì)量關(guān)系的理論研究與實(shí)證檢驗(yàn)相對(duì)較少，同時(shí)，忽略其空間效應(yīng) (空間相關(guān)性和空間異質(zhì)性)的作用，然而區(qū)域休閑經(jīng)濟(jì)發(fā)展所產(chǎn)生的“擴(kuò)散—回波”效應(yīng)客觀存在，且對(duì)城鎮(zhèn)化發(fā)展具有重要影響。本文基于空間計(jì)量經(jīng)濟(jì)學(xué)的研究視角，在檢驗(yàn)中國(guó)省域休閑經(jīng)濟(jì)與城鎮(zhèn)化質(zhì)量空間依賴性的基礎(chǔ)上，構(gòu)建了空間計(jì)量模型，分析休閑經(jīng)濟(jì)發(fā)展各要素對(duì)城鎮(zhèn)化質(zhì)量的影響，并證實(shí)了鄰近省域休閑經(jīng)濟(jì)發(fā)展對(duì)城鎮(zhèn)化質(zhì)量提高具有較為顯著的溢出效應(yīng);在此基礎(chǔ)上，進(jìn)一步考慮了空間異質(zhì)性，運(yùn)用地理加權(quán)回歸方法對(duì)二者內(nèi)在機(jī)制的局部集聚差異性進(jìn)行了分析研究，以期能夠在新形勢(shì)下為充分發(fā)揮休閑產(chǎn)業(yè)的經(jīng)濟(jì)關(guān)聯(lián)效應(yīng)，推動(dòng)區(qū)域城鎮(zhèn)化健康、可持續(xù)發(fā)展提供一定的決策參考。

二、指標(biāo)構(gòu)建與數(shù)據(jù)來源

(一)休閑經(jīng)濟(jì)發(fā)展水平測(cè)度指標(biāo)

休閑經(jīng)濟(jì)是知識(shí)經(jīng)濟(jì)社會(huì)發(fā)展到一定階段的產(chǎn)物，它是建立在休閑大眾化的基礎(chǔ)之上，由居民休閑消費(fèi)需求和休閑產(chǎn)品市場(chǎng)供給所組成的經(jīng)濟(jì)，一方面，體現(xiàn)著人們?cè)陂e暇時(shí)間的休閑消費(fèi)活動(dòng);另一方面，也體現(xiàn)出休閑產(chǎn)業(yè)對(duì)休閑消費(fèi)品的生產(chǎn)活動(dòng)［15］。本文選取休閑產(chǎn)業(yè)績(jī)效 (LIP)、休閑消費(fèi)需求(LCD)以及市場(chǎng)開放程度 (MOD)三個(gè)指標(biāo)對(duì)省域休閑經(jīng)濟(jì)發(fā)展水平加以表征。其中，休閑產(chǎn)業(yè)績(jī)效反映了休閑產(chǎn)業(yè)自身發(fā)展的規(guī)模狀況以及省域休閑產(chǎn)業(yè)能力，這里采用休閑企業(yè)營(yíng)業(yè)收入與各省域總?cè)丝跀?shù)來測(cè)算。考慮到數(shù)據(jù)的客觀性、代表性和可得性，休閑企業(yè)營(yíng)業(yè)收入以旅游企業(yè)營(yíng)業(yè)收入、限額以上餐飲企業(yè)營(yíng)業(yè)收入以及文化企業(yè)營(yíng)業(yè)收入加權(quán)求和得到。休閑消費(fèi)需求體現(xiàn)區(qū)域居民休閑消費(fèi)理念與消費(fèi)能力，以居民人均休閑花費(fèi)占居民家庭平均每人消費(fèi)性支出的比重來表示。居民休閑花費(fèi)以城鎮(zhèn)居民人均教育文化娛樂服務(wù)消費(fèi)、交通通信消費(fèi)、醫(yī)療保健消費(fèi)、觀光游覽消費(fèi)支出總和計(jì)算得出。市場(chǎng)開放程度表征市場(chǎng)化競(jìng)爭(zhēng)水平以及休閑經(jīng)濟(jì)發(fā)展的市場(chǎng)環(huán)境狀況，這里采用外商直接投資占全社會(huì)總投資的比重來表示。通過多目標(biāo)線性加權(quán)求和對(duì)以上三個(gè)指標(biāo)加以綜合測(cè)算，得到休閑經(jīng)濟(jì)發(fā)展指數(shù)，以此來反映中國(guó)省域休閑經(jīng)濟(jì)發(fā)展整體水平。指標(biāo)權(quán)重運(yùn)用專家打分法以及層次分析方法獲得。此外，為消除各指標(biāo)的量綱差異，運(yùn)用最大元素基準(zhǔn)法對(duì)原始數(shù)據(jù)進(jìn)行無量綱化處理，其公式為:

(二)城鎮(zhèn)化質(zhì)量測(cè)度指標(biāo)

城鎮(zhèn)化質(zhì)量是一個(gè)內(nèi)涵豐富的綜合性概念，能夠全面反映城鎮(zhèn)化發(fā)展進(jìn)程［16］，它包含城鎮(zhèn)化各組成要素的自身發(fā)展質(zhì)量、要素間的協(xié)調(diào)程度以及城鎮(zhèn)化可持續(xù)發(fā)展能力三個(gè)方面。本文選取人均第三產(chǎn)業(yè)生產(chǎn)總值、城鎮(zhèn)居民人均可支配收入、城鄉(xiāng)居民人均可支配收入之比、地方財(cái)政預(yù)算收入、人均公共綠地面積等主要指標(biāo)來反映區(qū)域城鎮(zhèn)化發(fā)展中的經(jīng)濟(jì)發(fā)展質(zhì)量、居民生活質(zhì)量、城鄉(xiāng)協(xié)調(diào)發(fā)展質(zhì)量、政府行政管理質(zhì)量以及生態(tài)環(huán)境質(zhì)量。同時(shí)，為了系統(tǒng)、全面反映中國(guó)省域城鎮(zhèn)化質(zhì)量綜合水平，采用專家打分法以及層次分析方法獲取指標(biāo)權(quán)重，運(yùn)用最大元素基準(zhǔn)法進(jìn)行指標(biāo)數(shù)據(jù)標(biāo)準(zhǔn)化處理，最后通過多目標(biāo)線性加權(quán)求和模型對(duì)以上指標(biāo)進(jìn)行綜合測(cè)算，得到城鎮(zhèn)化質(zhì)量指數(shù) (UQI)。

(三)數(shù)據(jù)來源

本文以31個(gè)省、市、自治區(qū)為研究對(duì)象，省域休閑經(jīng)濟(jì)發(fā)展水平各測(cè)度指標(biāo)原始數(shù)據(jù)來源于2000～2011年《中國(guó)文化文物統(tǒng)計(jì)年鑒》《中國(guó)區(qū)域經(jīng)濟(jì)統(tǒng)計(jì)年鑒》《中國(guó)旅游統(tǒng)計(jì)年鑒副本》等，城鎮(zhèn)化質(zhì)量測(cè)度指標(biāo)原始數(shù)據(jù)來源于2000～2011年《中國(guó)統(tǒng)計(jì)年鑒》《新中國(guó)60年統(tǒng)計(jì)資料匯編》等，此外，有些省域在某些年份所缺乏數(shù)據(jù)來源于各省、市、自治區(qū)相關(guān)行政管理部門的公開出版物或官方網(wǎng)站公開發(fā)布的統(tǒng)計(jì)數(shù)據(jù)。

三、省域休閑經(jīng)濟(jì)發(fā)展水平的空間集聚特征分析

(一)Kernel分布估計(jì)分析

近年來，中國(guó)休閑產(chǎn)業(yè)能力的不斷增強(qiáng)，大大推動(dòng)了休閑產(chǎn)業(yè)要素間的協(xié)同發(fā)展以及空間流動(dòng)，不僅使得中國(guó)省域休閑經(jīng)濟(jì)發(fā)展水平持續(xù)提高，同時(shí)，使省域休閑經(jīng)濟(jì)發(fā)展水平的空間集聚特征日趨明顯。這里采用Kernel分布估計(jì)模型來反映2000～2011年中國(guó)31個(gè)省域休閑經(jīng)濟(jì)發(fā)展水平的演進(jìn)軌跡和空間集中分布狀況，從整體上考察區(qū)域休閑經(jīng)濟(jì)發(fā)展的空間集聚態(tài)勢(shì)。其中，Kernel分布估計(jì)是一種非參數(shù)估計(jì)方法，主要用于對(duì)隨機(jī)變量的概率密度進(jìn)行估計(jì)分析［17］。與參數(shù)估計(jì)模型相比，Kernel分布估計(jì)克服了其函數(shù)形式設(shè)定的主觀性，而針對(duì)數(shù)據(jù)本身來體現(xiàn)其分布特征，使結(jié)論更具有普遍性和客觀性。其基本公式為:

其中，n為觀測(cè)值個(gè)數(shù);Ui為省域休閑經(jīng)濟(jì)發(fā)展指數(shù);U為平均值;h為帶寬，即平滑參數(shù)，用來控制密度估計(jì)的平滑度。K(?)為核函數(shù)，本文采用高斯正態(tài)分布核函數(shù)對(duì)中國(guó)省域休閑經(jīng)濟(jì)發(fā)展水平的空間集聚趨勢(shì)進(jìn)行整體分析。

如圖1所示，2000～2011年，中國(guó)省域休閑經(jīng)濟(jì)發(fā)展指數(shù)分布曲線均呈現(xiàn)“雙峰”趨勢(shì)，且主峰峰值與小的波峰峰值差距較大，大部分地區(qū)主要集中于主峰極點(diǎn)附近，并且這種分布形態(tài)在考察期內(nèi)具有穩(wěn)定性。由此表明，中國(guó)省域休閑經(jīng)濟(jì)發(fā)展一直伴隨有顯著的空間集聚態(tài)勢(shì)，并隨著休閑經(jīng)濟(jì)的持續(xù)發(fā)展，高值集聚區(qū)域與低值集聚區(qū)域差距不斷擴(kuò)大，此外，省域休閑經(jīng)濟(jì)發(fā)展在整體上存在較為明顯的俱樂部收斂趨勢(shì)。

圖1 2000～2011年中國(guó)省域休閑經(jīng)濟(jì)發(fā)展指數(shù)的Kernel分布估計(jì)

(二)空間集聚差異分析

中國(guó)省域休閑經(jīng)濟(jì)發(fā)展水平不僅在整體上呈現(xiàn)空間集聚特征，同時(shí)受資源稟賦、交通區(qū)位、經(jīng)濟(jì)社會(huì)發(fā)展、文化差異等諸多因素影響，在局域上表現(xiàn)出顯著的空間差異特征。本文以2000年、2005年和2011年為觀察對(duì)象，以省域休閑經(jīng)濟(jì)發(fā)展指數(shù)為衡量指標(biāo)，分別繪制反映區(qū)域休閑經(jīng)濟(jì)發(fā)展水平的空間分布差異趨勢(shì)四分圖。如圖2所示，顏色深淺分別代表區(qū)域休閑經(jīng)濟(jì)發(fā)展水平的高低，顏色越深，其休閑經(jīng)濟(jì)發(fā)展水平越高，反之越低。由圖可知，中國(guó)區(qū)域休閑經(jīng)濟(jì)發(fā)展存在較為明顯的空間分布不均衡現(xiàn)象，大體上呈現(xiàn)由東向西階梯遞減趨勢(shì)，而鄰近省域的休閑經(jīng)濟(jì)發(fā)展程度基本相近。此外，2000～2011年中國(guó)東部地區(qū)休閑經(jīng)濟(jì)發(fā)展保持相對(duì)穩(wěn)定的空間布局，且發(fā)展水平較高，相比而言，中、西部地區(qū)休閑經(jīng)濟(jì)發(fā)展在空間布局上表現(xiàn)出一定的波動(dòng)性。由此表明，中國(guó)東部地區(qū)休閑產(chǎn)業(yè)發(fā)展相對(duì)成熟，休閑經(jīng)濟(jì)發(fā)展水平持續(xù)平穩(wěn)提高。

圖2 2000～2011年中國(guó)省域休閑經(jīng)濟(jì)發(fā)展指數(shù)的空間分布四分圖

四、省域城鎮(zhèn)化質(zhì)量的空間相關(guān)性分析

空間相關(guān)性是指不同地理位置的觀測(cè)值在空間分布上具有非獨(dú)立性。本文運(yùn)用空間自相關(guān)分析方法對(duì)中國(guó)區(qū)域城鎮(zhèn)化質(zhì)量的空間分布特征及其地區(qū)差異進(jìn)行分析，以此來考察中國(guó)省域城鎮(zhèn)化質(zhì)量與鄰近空間位置上的區(qū)域城鎮(zhèn)化質(zhì)量是否存在顯著的相關(guān)性，并利用Moran散點(diǎn)圖和LISA進(jìn)一步分析區(qū)域城鎮(zhèn)化質(zhì)量的地理空間集聚效應(yīng)及其局部差異性。

(一)全局空間自相關(guān)分析

采用全局Moran's I指數(shù)檢驗(yàn)區(qū)域城鎮(zhèn)化質(zhì)量的空間相關(guān) (依賴性)存在與否，以此來反映區(qū)域城鎮(zhèn)化質(zhì)量的全局空間相關(guān)性。該指數(shù)定義為:

依據(jù)上述原理，對(duì)中國(guó)31個(gè)省域城鎮(zhèn)化質(zhì)量在地理空間上的空間依賴性進(jìn)行Moran's I統(tǒng)計(jì)檢驗(yàn)，結(jié)果如表1。由表1可看出，2000～2011年，中國(guó)省域城鎮(zhèn)化質(zhì)量的Moran's I指數(shù)在0.3911～0.4555之間，并均通過了顯著性水平為5%的蒙特卡洛模擬999次顯著性檢驗(yàn)。由此表明，中國(guó)省域城鎮(zhèn)化質(zhì)量在整體上存在顯著的空間正相關(guān)性，即各省域城鎮(zhèn)化質(zhì)量的高低會(huì)受相鄰地區(qū)城鎮(zhèn)化質(zhì)量的影響，呈現(xiàn)出空間依賴性和地域集聚性，具體表現(xiàn)為城鎮(zhèn)化質(zhì)量較高的地區(qū)相互鄰近、城鎮(zhèn)化質(zhì)量較低的地區(qū)相互鄰近的空間結(jié)構(gòu)。同時(shí)，這種空間集聚性也間接反映出中國(guó)城鎮(zhèn)化質(zhì)量地區(qū)分布的非均衡性。

表1 2000～2011年中國(guó)省域城鎮(zhèn)化質(zhì)量的Moran's I指數(shù)統(tǒng)計(jì)值

(二)局部空間自相關(guān)分析

由于Moran's I指數(shù)在全局空間自相關(guān)分析中無法反映區(qū)域城鎮(zhèn)化質(zhì)量的局域空間自相關(guān)性和集聚性的趨勢(shì)特征，而城鎮(zhèn)化質(zhì)量在地區(qū)與地區(qū)之間的溢出或回流效應(yīng)并不完全局限于有共同邊界的相鄰省級(jí)區(qū)域間，因此，這里運(yùn)用Moran's I散點(diǎn)圖和空間相關(guān)的局域指標(biāo)集群 (LISA)分析法進(jìn)一步分析每個(gè)地區(qū)與其周邊地區(qū)之間的城鎮(zhèn)化質(zhì)量的空間差異性。其中，Local Moran's I統(tǒng)計(jì)量是Global Moran's I統(tǒng)計(jì)量的分解形式，可用來度量某一地區(qū)與其周邊地區(qū)的城鎮(zhèn)化質(zhì)量在空間分布上的差異程度和顯著性［18］。該統(tǒng)計(jì)量的具體公式為:

其中，Zi=(Yi－)/σ是Yi的標(biāo)準(zhǔn)化量值;Zj=(Yj*)是與第i區(qū)域相鄰接的屬性標(biāo)準(zhǔn)化值;W'ij是標(biāo)準(zhǔn)化后的權(quán)重矩陣。

同時(shí)，為了將局部空間自相關(guān)系數(shù)所描述的空間依賴性與異質(zhì)性更加直觀地表現(xiàn)出來，本文運(yùn)用Moran's I散點(diǎn)圖來實(shí)現(xiàn)。它將各省域城鎮(zhèn)化質(zhì)量劃分為四個(gè)象限的集聚模式:第一象限 (HH)表示城鎮(zhèn)化質(zhì)量高的地區(qū)被鄰近的其他城鎮(zhèn)化質(zhì)量高的地區(qū)包圍;第二象限 (LH)表示城鎮(zhèn)化質(zhì)量低的地區(qū)被鄰近的其他的城鎮(zhèn)化質(zhì)量高的地區(qū)包圍;第三象限 (LL)表示城鎮(zhèn)化質(zhì)量低的地區(qū)被鄰近的其他的城鎮(zhèn)化質(zhì)量低的地區(qū)包圍;第四象限 (HL)表示城鎮(zhèn)化質(zhì)量高的地區(qū)被鄰近的其他的城鎮(zhèn)化質(zhì)量低的地區(qū)包圍。因此，第一和第三象限表示正的空間相關(guān)性，即均質(zhì)性;第二和第四象限表示負(fù)的空間相關(guān)性，即異質(zhì)性。

依據(jù)上述原理，繪制2011年中國(guó)31個(gè)省份城鎮(zhèn)化質(zhì)量指數(shù)的Moran's I散點(diǎn)圖 (見圖3)，由圖3可知，位于第一和第三象限的省份分別為7個(gè)和15個(gè)，占全國(guó)總量的70.97%，表明中國(guó)多數(shù)省份城鎮(zhèn)化質(zhì)量在空間分布上為正相關(guān)，局域空間集聚性明顯。同時(shí)，分布于第一象限 (HH)的省份均在東部地區(qū)，而第三象限 (LL)的省份均在中西部地區(qū)，由此表明中國(guó)區(qū)域城鎮(zhèn)化質(zhì)量在空間上表現(xiàn)為顯著的空間異質(zhì)性，“兩極化”特征突出。

綜合以上分析，中國(guó)區(qū)域城鎮(zhèn)化質(zhì)量表現(xiàn)為顯著的局域空間依賴性和集聚性，且城鎮(zhèn)化質(zhì)量較高的區(qū)域集中在東部地區(qū)，而城鎮(zhèn)化質(zhì)量較低的區(qū)域集中于中、西部地區(qū)，這與我國(guó)區(qū)域休閑經(jīng)濟(jì)發(fā)展水平的局域空間分布態(tài)勢(shì)具有相似性。因此，本文基于空間計(jì)量研究視角，進(jìn)一步分析區(qū)域休閑經(jīng)濟(jì)發(fā)展水平與城鎮(zhèn)化質(zhì)量的內(nèi)在關(guān)聯(lián)性。

圖3 中國(guó)省域城鎮(zhèn)化質(zhì)量指數(shù)的局部Moran's I散點(diǎn)圖和對(duì)應(yīng)省份分布圖

五、省域休閑經(jīng)濟(jì)發(fā)展水平與城鎮(zhèn)化質(zhì)量關(guān)系的空間計(jì)量分析

(一)全域空間相關(guān)性分析

首先，不考慮空間效應(yīng)，構(gòu)建反映中國(guó)省域休閑經(jīng)濟(jì)發(fā)展水平與城鎮(zhèn)化質(zhì)量關(guān)系的經(jīng)典計(jì)量經(jīng)濟(jì)學(xué)回歸模型:

其中，UQI為省域城鎮(zhèn)化質(zhì)量指數(shù)，為被解釋變量;LIP、LCD與MOD分別為省域休閑經(jīng)濟(jì)發(fā)展指數(shù)中的休閑產(chǎn)業(yè)績(jī)效、休閑消費(fèi)需求和市場(chǎng)開放程度三個(gè)評(píng)價(jià)指標(biāo)，為解釋變量;α為常數(shù)項(xiàng)，β1、β2、β3為回歸系數(shù)，ε為隨機(jī)誤差項(xiàng)。此外，這里以31個(gè)省份2011年橫截面數(shù)據(jù)為樣本，同時(shí)，為消除原始數(shù)據(jù)的異方差現(xiàn)象，保證原始變量之間的變化趨勢(shì)不變，對(duì)各變量數(shù)據(jù)進(jìn)行取對(duì)數(shù)處理。該基本模型尚未考慮中國(guó)區(qū)域休閑經(jīng)濟(jì)發(fā)展水平與城鎮(zhèn)化質(zhì)量之間的空間聯(lián)系與相互影響。安森林和格里菲特 (Anselin和Griffith，1988)則認(rèn)為當(dāng)區(qū)域經(jīng)濟(jì)之間的行為存在著空間聯(lián)系和交互作用 (空間效應(yīng))時(shí)，運(yùn)用普通最小二乘法 (OLS)回歸模型進(jìn)行估計(jì)，會(huì)導(dǎo)致系數(shù)估計(jì)值有偏或無效［19］。并且當(dāng)對(duì)經(jīng)典計(jì)量回歸模型考慮空間效應(yīng)時(shí)，某一省域休閑經(jīng)濟(jì)不僅對(duì)該省域城鎮(zhèn)化質(zhì)量產(chǎn)生影響，同時(shí)可能對(duì)其鄰近省域城鎮(zhèn)化質(zhì)量的提高產(chǎn)生溢出效應(yīng)。因此，本文采用空間計(jì)量模型中的空間滯后模型和空間誤差模型來深入分析休閑經(jīng)濟(jì)發(fā)展水平與城鎮(zhèn)化質(zhì)量關(guān)系間的空間溢出效應(yīng)和空間依賴性。

空間滯后模型 (Spatial Lag Model，SLM)主要探討各變量在某一地區(qū)是否存在擴(kuò)散現(xiàn)象，即溢出效應(yīng)，這里主要用于反映某一地區(qū)休閑經(jīng)濟(jì)發(fā)展對(duì)本地區(qū)城鎮(zhèn)化質(zhì)量提高的影響以及對(duì)其鄰近區(qū)域城鎮(zhèn)化質(zhì)量提高所產(chǎn)生的影響。其模型表達(dá)式為:

其中，ρ為空間滯后自回歸系數(shù);W為空間權(quán)重矩陣;α為常數(shù)項(xiàng);β1、β2、β3為回歸系數(shù);ε為隨機(jī)誤差項(xiàng)。

空間誤差模型 (Spatial Error Model，SEM)主要用以度量某一地區(qū)的鄰近區(qū)域被解釋變量的誤差沖擊對(duì)該地區(qū)觀測(cè)值的影響程度。由于SLM模型只考慮了休閑產(chǎn)業(yè)績(jī)效、居民休閑需求以及市場(chǎng)開放程度這三個(gè)變量對(duì)于城鎮(zhèn)化質(zhì)量的影響，而事實(shí)上還存在其他未被考慮的相關(guān)變量對(duì)其產(chǎn)生影響作用，且可能在地理上存在空間相關(guān)性，因此，這里采用空間誤差模型，用來考察中國(guó)某一省份的鄰近區(qū)域休閑經(jīng)濟(jì)發(fā)展中要素的誤差項(xiàng)對(duì)于該地區(qū)城鎮(zhèn)化質(zhì)量的影響。其模型表達(dá)式為:

其中，λ為空間誤差自回歸系數(shù);W為空間權(quán)重矩陣;α為常數(shù)項(xiàng);β1、β2、β3為回歸系數(shù);ε為隨機(jī)誤差項(xiàng);μ為正態(tài)分布隨機(jī)誤差項(xiàng)。

(二)空間計(jì)量模型的選擇

對(duì)于SLM與SEM的選擇，一般依據(jù)空間效應(yīng)檢驗(yàn)來實(shí)現(xiàn)，包括Moran's I檢驗(yàn)、極大似然LM－Error檢驗(yàn)以及極大似然LM－Lag檢驗(yàn)等，當(dāng)LM(Lag)較LM(error)在統(tǒng)計(jì)上更加顯著，且Robust LM(lag)顯著而Robust LM(error)不顯著時(shí)，則宜采用SLM;相反，當(dāng)LM(error)較LM(Lag)在統(tǒng)計(jì)上更加顯著，且Robust LM(error)顯著而Robust LM(lag)不顯著時(shí)，則宜采用SEM［20］。此外，對(duì)于OLS、SLM以及SEM的選擇還可依據(jù)擬合優(yōu)度R2檢驗(yàn)、似然率LR檢驗(yàn)顯著，自然對(duì)數(shù)似然函數(shù)值 (Log likehood，LogL)最大，施瓦茨信息值SC、赤池信息值A(chǔ)IC最小等方法來判斷哪個(gè)模型更適合。

(三)空間計(jì)量結(jié)果分析

首先，依據(jù)經(jīng)典回歸模型和相關(guān)變量數(shù)據(jù)，進(jìn)行普通最小二乘法 (OLS)估計(jì)，結(jié)果如表2所示?？煽闯?，中國(guó)區(qū)域休閑經(jīng)濟(jì)發(fā)展水平與城鎮(zhèn)化質(zhì)量OLS估計(jì)模型的擬合優(yōu)度為81.45%，F(xiàn)統(tǒng)計(jì)值為39.5209，模型整體上通過了1%水平的顯著性檢驗(yàn);LIP、LCD與MOD三個(gè)解釋變量分別通過了1%、5%、1%水平的變量顯著性檢驗(yàn)，且估計(jì)系數(shù)均為正數(shù)，表明區(qū)域休閑經(jīng)濟(jì)發(fā)展水平的提高對(duì)于城鎮(zhèn)化質(zhì)量的改善與提升有正向促進(jìn)作用。OLS模型估計(jì)結(jié)果在一定程度上能夠反映休閑經(jīng)濟(jì)發(fā)展各要素對(duì)城鎮(zhèn)化質(zhì)量的正效應(yīng)，但其未考慮區(qū)域休閑經(jīng)濟(jì)發(fā)展與城鎮(zhèn)化質(zhì)量關(guān)系的空間相關(guān)性，這可能使得估計(jì)結(jié)果存在一定偏差，從而影響其分析的準(zhǔn)確性和客觀性。

表2 休閑經(jīng)濟(jì)發(fā)展水平與城鎮(zhèn)化質(zhì)量經(jīng)典回歸模型OLS估計(jì)結(jié)果

為進(jìn)一步驗(yàn)證空間自相關(guān)性的存在，將地理空間因素引入回歸模型中，對(duì)普通最小二乘法 (OLS)估計(jì)的殘差進(jìn)行空間依賴性檢驗(yàn)。由表2可知，LM(Lag)與Robust LM(lag)均通過了5%水平的顯著性檢驗(yàn)，而LM(error)與Robust LM(error)未通過10%水平的顯著性檢驗(yàn)，因此，根據(jù)Anselin提出的判別準(zhǔn)則，選擇空間滯后模型更為適合。此外，采用極大似然法 (ML)對(duì)空間滯后模型 (SLM)與空間誤差模型 (SEM)進(jìn)行估計(jì)，結(jié)果如表3所示，SLM擬合優(yōu)度R2為0.852787，Log L值為24.34100，均高于OLS與SEM模型，而AIC值與SC值均小于OLS與SEM模型，同時(shí)，SLM模型中LR通過1%水平的顯著性檢驗(yàn)，而SEM模型中LR未通過顯著性檢驗(yàn)。由此可看出，一方面，基于OLS法的經(jīng)典回歸模型由于忽略空間相關(guān)性而設(shè)定模型不夠恰當(dāng)，從而影響其分析結(jié)果的準(zhǔn)確性和可靠性。另一方面，將空間效應(yīng)引入經(jīng)典回歸模型中，運(yùn)用空間滯后模型 (SLM)來分析休閑經(jīng)濟(jì)發(fā)展水平與城鎮(zhèn)化質(zhì)量關(guān)系，其模型更為適合，并且解釋能力顯著增強(qiáng)。

表3 休閑經(jīng)濟(jì)發(fā)展水平與城鎮(zhèn)化質(zhì)量關(guān)系的SLM和SEM估計(jì)結(jié)果

由表3的空間計(jì)量分析結(jié)果顯示，SLM的空間滯后參數(shù)ρ通過0.44%的顯著性檢驗(yàn)，表明中國(guó)省域休閑經(jīng)濟(jì)發(fā)展對(duì)城鎮(zhèn)化質(zhì)量的影響在地理空間的鄰近區(qū)域表現(xiàn)出較強(qiáng)的溢出效應(yīng);SEM的空間誤差估計(jì)參數(shù)λ通過了1.46%的顯著性檢驗(yàn)，表明中國(guó)省域之間休閑經(jīng)濟(jì)發(fā)展對(duì)其城鎮(zhèn)化質(zhì)量的提高具有較強(qiáng)的空間依賴作用，同時(shí)，被忽略掉的相關(guān)因素如閑暇時(shí)間、休閑產(chǎn)品多樣性等通過誤差項(xiàng)對(duì)區(qū)域城鎮(zhèn)化質(zhì)量提高也產(chǎn)生著一定的作用。由此反映出中國(guó)省域休閑經(jīng)濟(jì)發(fā)展對(duì)城鎮(zhèn)化質(zhì)量提高的促進(jìn)作用具有空間上的相互影響，并可以通過鄰近區(qū)域相互傳遞。其次，進(jìn)一步對(duì)空間滯后模型 (SLM)估計(jì)系數(shù)進(jìn)行分析可知，LIP、LCD與MOD三個(gè)變量的回歸系數(shù)均為正，并分別通過了1%、5%、1%水平的顯著性檢驗(yàn)，同經(jīng)典回歸模型最小二乘 (OLS)估計(jì)相比，除休閑消費(fèi)需求變量外其他變量系數(shù)的顯著性程度均有明顯提高，表明區(qū)域休閑經(jīng)濟(jì)發(fā)展對(duì)城鎮(zhèn)化質(zhì)量提高有顯著的正向影響。而根據(jù)解釋變量的回歸系數(shù)估計(jì)可知，在保持其他條件不變的情況下，LIP、LCD與MOD每增長(zhǎng)1%，區(qū)域城鎮(zhèn)化質(zhì)量指數(shù)分別提高0.1973%、0.4683%和0.0980%，其中，居民休閑消費(fèi)需求對(duì)城鎮(zhèn)化質(zhì)量提高的影響力最大。

六、結(jié)論及建議

基于中國(guó)省域休閑經(jīng)濟(jì)發(fā)展水平與城鎮(zhèn)化質(zhì)量在地理空間分布上存在相關(guān)性與異質(zhì)性特征，將空間效應(yīng)引入反映二者相互關(guān)系與作用機(jī)制的函數(shù)模型中，運(yùn)用空間計(jì)量模型考察中國(guó)31個(gè)省域休閑經(jīng)濟(jì)發(fā)展各要素對(duì)提高城鎮(zhèn)化質(zhì)量貢獻(xiàn)度的地理溢出效應(yīng)以及影響系數(shù)的局域差異性。研究表明:

1.中國(guó)省域休閑經(jīng)濟(jì)發(fā)展一直伴隨有空間集聚過程，并表現(xiàn)為較高的空間集聚分布特征。同時(shí)，受資源稟賦、地理區(qū)位、經(jīng)濟(jì)社會(huì)發(fā)展水平、產(chǎn)業(yè)結(jié)構(gòu)等因素影響，局域休閑經(jīng)濟(jì)發(fā)展不均衡，呈現(xiàn)由東向西梯度遞減的空間分布格局。

2.中國(guó)省域城鎮(zhèn)化質(zhì)量存在顯著的空間自相關(guān)性，不但從整體上表現(xiàn)出明顯的空間集聚特征，而且在局域上反映出空間集聚性，表現(xiàn)為鄰近省域的城鎮(zhèn)化水平具有顯著的相似性。由此，為了避免因忽略空間因素而產(chǎn)生回歸模型設(shè)定與估計(jì)出現(xiàn)偏差，本文運(yùn)用納入空間效應(yīng)的空間滯后模型較好地?cái)M合了休閑經(jīng)濟(jì)發(fā)展與城鎮(zhèn)化質(zhì)量間的相互關(guān)系，更為準(zhǔn)確地揭示了區(qū)域休閑經(jīng)濟(jì)發(fā)展對(duì)城鎮(zhèn)化質(zhì)量的提高具有顯著的空間溢出效應(yīng)。這種溢出效應(yīng)主要表現(xiàn)為省域休閑產(chǎn)業(yè)結(jié)構(gòu)的合理調(diào)整、休閑消費(fèi)需求的快速增長(zhǎng)以及休閑市場(chǎng)環(huán)境的優(yōu)化升級(jí)不僅對(duì)本地區(qū)城鎮(zhèn)化質(zhì)量的提高具有正向的促進(jìn)作用，還通過空間傳導(dǎo)機(jī)制對(duì)鄰近省域城鎮(zhèn)化的合理、健康發(fā)展產(chǎn)生推動(dòng)作用。此外，休閑消費(fèi)需求持續(xù)增長(zhǎng)所表現(xiàn)出來的區(qū)域溢出效應(yīng)通過刺激居民消費(fèi)、調(diào)整城鄉(xiāng)供需結(jié)構(gòu)與消費(fèi)結(jié)構(gòu)等方式對(duì)改善城鄉(xiāng)居民生活質(zhì)量、實(shí)現(xiàn)城鄉(xiāng)協(xié)調(diào)發(fā)展的影響力更為顯著。

3.中國(guó)省域休閑經(jīng)濟(jì)發(fā)展對(duì)城鎮(zhèn)化質(zhì)量提高的促進(jìn)作用不僅表現(xiàn)為空間溢出效應(yīng)，同時(shí)，還具有顯著的局域異質(zhì)性，即不同區(qū)域休閑經(jīng)濟(jì)發(fā)展各要素對(duì)城鎮(zhèn)化質(zhì)量提高的影響系數(shù)估計(jì)值具有空間變異性。具體表現(xiàn)為，在經(jīng)濟(jì)發(fā)達(dá)的東部地區(qū)，休閑產(chǎn)業(yè)發(fā)展較為成熟，居民消費(fèi)需求旺盛，且東部地區(qū)市場(chǎng)化程度較高，使得城鄉(xiāng)需求結(jié)構(gòu)的調(diào)整、資源的合理配置與協(xié)調(diào)發(fā)展以及城鎮(zhèn)公共服務(wù)能力的提高等更為容易通過休閑經(jīng)濟(jì)市場(chǎng)作用于城鎮(zhèn)化建設(shè)與發(fā)展中，從而更有利于促進(jìn)城鎮(zhèn)化的健康發(fā)展;而東部地區(qū)經(jīng)濟(jì)社會(huì)發(fā)展速度逐漸平穩(wěn)化，產(chǎn)業(yè)結(jié)構(gòu)較為合理，促進(jìn)產(chǎn)業(yè)結(jié)構(gòu)轉(zhuǎn)型升級(jí)方式更具有多樣性，因此，通過休閑產(chǎn)業(yè)結(jié)構(gòu)的優(yōu)化與產(chǎn)業(yè)績(jī)效的提升來實(shí)現(xiàn)產(chǎn)業(yè)城鎮(zhèn)化方式轉(zhuǎn)變，其作用并不明顯。與之相反，在經(jīng)濟(jì)欠發(fā)達(dá)的中、西部地區(qū)，居民消費(fèi)能力較低，休閑消費(fèi)觀念落后，同時(shí)，市場(chǎng)化程度相對(duì)不足，使得城鄉(xiāng)消費(fèi)結(jié)構(gòu)的轉(zhuǎn)變升級(jí)、資源一體化配置的有效實(shí)現(xiàn)等通過休閑經(jīng)濟(jì)市場(chǎng)發(fā)揮其促進(jìn)作用并不顯著;但由于中、西部地區(qū)促進(jìn)產(chǎn)業(yè)結(jié)構(gòu)高級(jí)化的基礎(chǔ)水平較差，產(chǎn)業(yè)結(jié)構(gòu)亟待得以合理調(diào)整，而中、西部地區(qū)休閑資源豐富、休閑產(chǎn)品獨(dú)特，具有發(fā)展休閑產(chǎn)業(yè)的后發(fā)優(yōu)勢(shì)，因此，充分發(fā)揮休閑經(jīng)濟(jì)的產(chǎn)業(yè)關(guān)聯(lián)效應(yīng)對(duì)其轉(zhuǎn)變城鎮(zhèn)經(jīng)濟(jì)結(jié)構(gòu)、實(shí)現(xiàn)城鄉(xiāng)經(jīng)濟(jì)融合發(fā)展更具有明顯的促進(jìn)作用。

依據(jù)上述結(jié)論，提出如下建議:

1.充分利用中國(guó)省域休閑經(jīng)濟(jì)發(fā)展的空間集聚效應(yīng)，積極發(fā)揮休閑產(chǎn)業(yè)績(jī)效、居民休閑需求以及休閑市場(chǎng)化程度等要素對(duì)城鎮(zhèn)化質(zhì)量提高的顯著促進(jìn)作用，不斷優(yōu)化中國(guó)區(qū)域休閑產(chǎn)業(yè)結(jié)構(gòu)，擴(kuò)大城鄉(xiāng)休閑市場(chǎng)規(guī)模，推動(dòng)休閑產(chǎn)業(yè)與其相關(guān)產(chǎn)業(yè)的融合發(fā)展。特別是對(duì)于經(jīng)濟(jì)欠發(fā)達(dá)的中、西部地區(qū)，把發(fā)展休閑產(chǎn)業(yè)作為其經(jīng)濟(jì)發(fā)展的一個(gè)突破口，把休閑經(jīng)濟(jì)作為推動(dòng)城鄉(xiāng)經(jīng)濟(jì)社會(huì)一體化發(fā)展的有效途徑之一，創(chuàng)造新的休閑方式和消費(fèi)模式，為促進(jìn)城鄉(xiāng)經(jīng)濟(jì)融合發(fā)展、提高城鎮(zhèn)化質(zhì)量創(chuàng)造新的動(dòng)力。

2.中國(guó)區(qū)域休閑經(jīng)濟(jì)發(fā)展對(duì)城鎮(zhèn)化質(zhì)量提高的促進(jìn)作用表現(xiàn)出了顯著的空間溢出效應(yīng)，因此，各省域在休閑市場(chǎng)開發(fā)和休閑產(chǎn)業(yè)規(guī)劃發(fā)展的相關(guān)政策制定過程中，應(yīng)更加注重休閑產(chǎn)業(yè)的深化整合、產(chǎn)業(yè)鏈協(xié)同發(fā)展以及鄰近省域的合作開發(fā)，從而實(shí)現(xiàn)不同區(qū)域資源的合理配置與協(xié)調(diào)發(fā)展，實(shí)現(xiàn)省域互動(dòng)共贏。此外，高度重視休閑消費(fèi)需求持續(xù)增長(zhǎng)對(duì)推動(dòng)城鎮(zhèn)化發(fā)展的空間溢出效應(yīng)，通過創(chuàng)新休閑產(chǎn)品、完善休閑公共服務(wù)體系等方式，增加市場(chǎng)有效供給范圍，激發(fā)城鄉(xiāng)居民休閑消費(fèi)需求，從而合理緩解中國(guó)城鄉(xiāng)結(jié)構(gòu)性供需矛盾，科學(xué)優(yōu)化城鄉(xiāng)居民需求結(jié)構(gòu)，提高城鄉(xiāng)居民生活質(zhì)量。

［1］伊安·威爾遜.休閑經(jīng)濟(jì)學(xué)［M］.方穎，譯.北京:機(jī)械工業(yè)出版社，2009.

［2］原梅生.休閑經(jīng)濟(jì)與休閑產(chǎn)業(yè)［J］.山西財(cái)經(jīng)大學(xué)學(xué)報(bào)，2001，23(5):35－37.

［3］付達(dá)院.我國(guó)城市休閑經(jīng)濟(jì)規(guī)模發(fā)展及產(chǎn)業(yè)化趨勢(shì)［J］.學(xué)術(shù)交流，2011，(6):132－135.

［4］申廣斯.休閑經(jīng)濟(jì)與轉(zhuǎn)變經(jīng)濟(jì)發(fā)展方式［J］.山西財(cái)經(jīng)大學(xué)學(xué)報(bào)，2009，31(1):19－20.

［5］郭魯芳.休閑消費(fèi)的經(jīng)濟(jì)分析［D］.浙江大學(xué)，2004.

［6］United Nations Human Habitat.The State of the World’s Cities Report 2001［R］.New York:United Nations Publications，2002:116－118.

［7］United Nations Human Habitat.Urban Indicators Guideliners［C］//United Nations Human Settlement Programme.New York:United Nations Publications，2004:8 － 9.

［8］張春梅，等.發(fā)達(dá)地區(qū)城鎮(zhèn)化質(zhì)量的測(cè)度及其提升對(duì)策—以江蘇省為例［J］.經(jīng)濟(jì)地理，2012，32(7):50－55.

［9］朱洪祥.山東省城鎮(zhèn)化發(fā)展質(zhì)量測(cè)度研究［J］.城市發(fā)展研究，2007，(5):37－44.

［10］何平，倪蘋.中國(guó)城鎮(zhèn)化質(zhì)量研究［J］.統(tǒng)計(jì)研究，2013，30(6):11 －18.

［11］藍(lán)慶新，等.我國(guó)人口城鎮(zhèn)化質(zhì)量發(fā)展的空間差異研究［J］.社會(huì)科學(xué)，2013(9):50－61.

［12］蔣偉.中國(guó)省域城市化水平影響因素的空間計(jì)量分析［J］.經(jīng)濟(jì)地理，2009，29(4):613－617.

［13］孫曉霞.休閑產(chǎn)業(yè):城市發(fā)展的新動(dòng)力［J］.華東經(jīng)濟(jì)管理，2007，21(3):48－50.

［14］郭俊華.以休閑經(jīng)濟(jì)作為推動(dòng)城鄉(xiāng)經(jīng)濟(jì)社會(huì)一體化發(fā)展的途徑之一［J］.經(jīng)濟(jì)縱橫，2013，(7):60－63.

［15］王琪延.休閑經(jīng)濟(jì)［M］.北京:中國(guó)人民大學(xué)出版社，2005.

［16］張春梅，等.城鎮(zhèn)化質(zhì)量與城鎮(zhèn)化規(guī)模的協(xié)調(diào)性研究—以江蘇省為例［J］.地理科學(xué)，2013，33(1):16－22.

［17］何江，張馨之.中國(guó)省區(qū)收入分布演進(jìn)的空間—時(shí)間分析［J］.南方經(jīng)濟(jì)，2007，(1):64－77.

［18］張燕等.基于ESDA－GIS的城市旅游者空間分異［J］.地域研究與開發(fā)，2010，29(4):99－103.

［19］Anselin L，Griffith D.Do spatial effects really matter in regression analysis?［J］.Papers of the Regional Science Association，1988，(65):11－34.

［20］Anselin L.Local Indicators of Spatial Association － LISA［J］.Geographical Analysis，1995，(27):93 －115.

［21］Fotheringham S，Brunsdon C，Charlton M.Geographically Weighted Regression:The Analysis of Spatially Varying Relationships［M］.New York:John Wiley ＆ Sons，2002:27 －64.

［22］Fotheringham A S，Charlton M，Brunsdon C.The Geographically of Parameter Space:An Investigation of Spatial Non—Stationary［J］.International Journal of Geographical Information Systems，1996，(5):605 －627.