城鎮(zhèn)居民休閑消費(fèi)潛力影響因素及其空間異質(zhì)性

劉 松 ， 樓嘉軍

(1.常州工學(xué)院 a.經(jīng)濟(jì)與管理學(xué)院，b.長三角文旅休閑產(chǎn)業(yè)研究院， 江蘇 常州 213032；2.華東師范大學(xué) 工商管理學(xué)院，上海 200241； 3.上海師范大學(xué) 旅游學(xué)院，上海 201234)

0 引言

經(jīng)濟(jì)學(xué)上一般把投資、消費(fèi)和出口比喻為拉動(dòng)經(jīng)濟(jì)增長的“三駕馬車”。然而，當(dāng)前我國消費(fèi)需求的拉動(dòng)作用亟需充分發(fā)揮。2017年我國的居民恩格爾系數(shù)為29.33%，首次達(dá)到聯(lián)合國糧農(nóng)組織劃定的富足標(biāo)準(zhǔn)，居民消費(fèi)結(jié)構(gòu)面臨轉(zhuǎn)型升級(jí)，人們對(duì)美好生活的需要擺在了更加突出的位置。休閑消費(fèi)指的是人們?cè)陂e暇時(shí)間進(jìn)行的休閑產(chǎn)品和服務(wù)的消費(fèi)活動(dòng)，是滿足居民美好生活需要的重要內(nèi)容，而休閑消費(fèi)潛力是居民顯在消費(fèi)需求和潛在消費(fèi)意愿的綜合反映。識(shí)別影響因素且采取有力措施規(guī)避或破除不利因素的影響，進(jìn)而全面釋放居民休閑消費(fèi)潛力是新時(shí)代我國社會(huì)經(jīng)濟(jì)發(fā)展的重要任務(wù)。我國疆域廣闊，各地區(qū)地理環(huán)境、社會(huì)經(jīng)濟(jì)狀況和文化習(xí)俗等存在明顯差異，居民休閑消費(fèi)潛力水平及各因素影響程度截然不同。因此，研究居民休閑消費(fèi)潛力的影響因素，進(jìn)而考察其空間異質(zhì)性具有重要實(shí)踐意義和學(xué)術(shù)價(jià)值。

休閑消費(fèi)研究在20世紀(jì)60年代開始得到國外學(xué)者的關(guān)注。直到90年代，伴隨5天工作制的全面落實(shí)及節(jié)假日的大幅調(diào)整，休閑消費(fèi)成為我國居民生活的新時(shí)尚，休閑消費(fèi)研究相應(yīng)進(jìn)入國內(nèi)學(xué)者視野。國外學(xué)者將休閑首先界定為一種時(shí)間概念，從理論上分析休閑和消費(fèi)的關(guān)系，進(jìn)而探討休閑消費(fèi)對(duì)經(jīng)濟(jì)增長的影響，同時(shí)將休閑消費(fèi)視為一種個(gè)體活動(dòng)，考察休閑消費(fèi)行為的特征及其影響因素[1]。國內(nèi)相關(guān)研究集中在以下方面：一是休閑消費(fèi)行為。學(xué)者們主要從經(jīng)濟(jì)學(xué)和社會(huì)學(xué)兩個(gè)領(lǐng)域展開討論，經(jīng)濟(jì)學(xué)范疇涉及休閑和消費(fèi)的決策選擇[2]、休閑和消費(fèi)效用最大化的檢驗(yàn)[3]等。社會(huì)學(xué)范疇涵蓋休閑消費(fèi)的動(dòng)機(jī)和偏好[4]、特征和趨勢(shì)[5]、體驗(yàn)和質(zhì)量[6]、休閑消費(fèi)理論模型構(gòu)建[7]、能力和結(jié)構(gòu)的考察[8]等。二是休閑消費(fèi)影響因素識(shí)別。尹世杰較為全面地剖析了閑暇消費(fèi)的影響因素，主要有居民收入水平、消費(fèi)環(huán)境、閑暇消費(fèi)品及勞務(wù)供應(yīng)、人的價(jià)值觀和消費(fèi)觀[9]。從現(xiàn)有文獻(xiàn)看，學(xué)者們更多地是考察特定因素對(duì)休閑消費(fèi)的影響[10-11]。三是休閑消費(fèi)與經(jīng)濟(jì)增長的關(guān)系。國外學(xué)者主要針對(duì)休閑和消費(fèi)的外部性展開理論討論和實(shí)證檢驗(yàn)[12]，國內(nèi)學(xué)者則對(duì)兩者關(guān)系進(jìn)行直接性研究[13]。本研究通過構(gòu)建多指標(biāo)評(píng)價(jià)體系，采集1999—2019年面板數(shù)據(jù)對(duì)我國城鎮(zhèn)居民休閑消費(fèi)潛力進(jìn)行綜合測(cè)度，考察城鎮(zhèn)居民休閑消費(fèi)潛力的影響因素及其空間異質(zhì)性，提出休閑消費(fèi)潛力釋放的對(duì)策建議。

1 理論分析

1.1 指標(biāo)體系構(gòu)建

休閑消費(fèi)潛力是居民現(xiàn)實(shí)和潛在休閑消費(fèi)需求的共時(shí)體現(xiàn)，可以視為由休閑消費(fèi)能力、休閑消費(fèi)支出和休閑消費(fèi)環(huán)境組成的綜合系統(tǒng)。借鑒已有文獻(xiàn)[14],本研究建立由3個(gè)一級(jí)指標(biāo)、9個(gè)二級(jí)指標(biāo)、30個(gè)三級(jí)指標(biāo)構(gòu)成的測(cè)度指標(biāo)體系(表1)，綜合反映和評(píng)估城鎮(zhèn)居民休閑消費(fèi)潛力狀況。其中，休閑消費(fèi)能力通過反映休閑消費(fèi)支付能力的收入指標(biāo)和反映休閑產(chǎn)品消化能力的教育指標(biāo)予以體現(xiàn)。休閑消費(fèi)支出水平和結(jié)構(gòu)是居民休閑消費(fèi)潛力的顯在指標(biāo)，可直觀反映居民現(xiàn)實(shí)休閑消費(fèi)需求狀況和內(nèi)在構(gòu)成的合理化程度。由于電視機(jī)、電腦、汽車等設(shè)備對(duì)休閑活動(dòng)起重要保障作用，因此，休閑消費(fèi)支出通過支出水平、支出結(jié)構(gòu)和設(shè)備支出予以體現(xiàn)。休閑消費(fèi)環(huán)境在很大意義上決定著居民休閑消費(fèi)潛力的延展程度，本研究將經(jīng)濟(jì)、社會(huì)、自然和基礎(chǔ)環(huán)境等因素納入考量。

表1 休閑消費(fèi)潛力測(cè)度指標(biāo)體系

1.2 影響因素分析

基于傳統(tǒng)消費(fèi)函數(shù)理論，沿著收入-消費(fèi)關(guān)系主線，分析影響休閑消費(fèi)潛力的內(nèi)外因素，有助于尋求休閑消費(fèi)潛力釋放的切入點(diǎn)和突破口。(1)居民收入水平。休閑消費(fèi)具有發(fā)展型和享受型特點(diǎn)，對(duì)收入依賴程度較高。在居民收入水平較低情況下，休閑消費(fèi)潛力受到極大約束。伴隨居民生活質(zhì)量的提高，休閑消費(fèi)需求得以凸顯，休閑消費(fèi)范圍不斷擴(kuò)大，盡管如此，收入水平可能會(huì)對(duì)休閑消費(fèi)潛力產(chǎn)生影響。(2)居民生活成本。居民消費(fèi)包含生活型支出和休閑消費(fèi)。生活型支出通常具有一定剛性，生活成本變化會(huì)使生活型支出發(fā)生同方向調(diào)整，進(jìn)而對(duì)休閑消費(fèi)產(chǎn)生反方向影響。從外部因素來看，物價(jià)上漲和家庭結(jié)構(gòu)變化等對(duì)居民生活成本帶來直接影響，住房消費(fèi)對(duì)于多數(shù)居民屬于剛性需求，導(dǎo)致生活成本變化。(3)家庭固定資產(chǎn)。隨著城鎮(zhèn)化進(jìn)程持續(xù)加快和住房價(jià)格不斷攀升，住房資產(chǎn)在居民固定資產(chǎn)中所占比重明顯加大?，F(xiàn)金、儲(chǔ)蓄存款等金融資產(chǎn)規(guī)模很大程度上受到收入水平的影響，而固定資產(chǎn)尤其是住房資產(chǎn)規(guī)模對(duì)居民休閑消費(fèi)傾向和結(jié)構(gòu)具有明顯促進(jìn)或約束作用，進(jìn)而對(duì)居民休閑消費(fèi)潛力發(fā)揮作用。(4)居民家庭負(fù)擔(dān)。收入水平提升和家庭財(cái)富增加為居民休閑消費(fèi)潛力拓寬了空間，家庭負(fù)擔(dān)的加重會(huì)對(duì)居民休閑消費(fèi)潛力提升帶來約束。其中，人口年齡結(jié)構(gòu)變動(dòng)尤其是撫養(yǎng)比的不斷上漲很大程度上加重了居民家庭生活負(fù)擔(dān)，對(duì)休閑消費(fèi)潛力的影響并非單方向。(5)休閑消費(fèi)意愿。居民休閑消費(fèi)潛力除了受上述客觀因素影響外，主觀休閑消費(fèi)意愿也是重要影響因素。休閑消費(fèi)意愿是一種復(fù)雜的心理過程，受到內(nèi)外因素制約，其中消費(fèi)習(xí)慣、消費(fèi)觀念和文化等與居民休閑消費(fèi)意愿緊密相關(guān)(圖1)。

圖1 休閑消費(fèi)潛力影響因素分析

由圖1可知，居民收入水平和家庭固定資產(chǎn)為休閑消費(fèi)潛力提供物質(zhì)條件和重要基礎(chǔ)，休閑消費(fèi)意愿在主觀層面制約休閑消費(fèi)的規(guī)模和結(jié)構(gòu)，進(jìn)而對(duì)休閑消費(fèi)潛力產(chǎn)生作用。休閑供給水平是休閑消費(fèi)的必要條件和基本門檻，一定程度上決定休閑消費(fèi)潛力的上限，休閑消費(fèi)環(huán)境、社會(huì)保障水平等外部因素也會(huì)間接影響休閑消費(fèi)潛力。值得關(guān)注的是，人口年齡結(jié)構(gòu)調(diào)整帶來的家庭負(fù)擔(dān)變化及住房價(jià)格上漲導(dǎo)致的居民生活成本增加對(duì)休閑消費(fèi)潛力產(chǎn)生差異性影響。住房價(jià)格通過兩種渠道對(duì)居民休閑消費(fèi)潛力發(fā)揮作用，一是房價(jià)上漲帶來家庭財(cái)富增加，影響居民消費(fèi)結(jié)構(gòu)的調(diào)整，具有“財(cái)富效應(yīng)”；二是房價(jià)上漲導(dǎo)致住房成本增加，居民可能會(huì)選擇減少休閑消費(fèi)，產(chǎn)生“擠出效應(yīng)”。人口年齡結(jié)構(gòu)決定居民休閑消費(fèi)結(jié)構(gòu)，子女?dāng)?shù)量增減對(duì)休閑消費(fèi)潛力產(chǎn)生影響。人口撫養(yǎng)比與房價(jià)之間不存在顯著關(guān)系，少兒撫養(yǎng)比與居民消費(fèi)呈顯著負(fù)相關(guān)，老年撫養(yǎng)比對(duì)居民消費(fèi)影響并不顯著[15]。然而，由于樣本選取和研究方法等差異，相關(guān)研究結(jié)論尚未達(dá)成一致，因此，仍需進(jìn)一步檢驗(yàn)。我國現(xiàn)階段人口政策出現(xiàn)重要調(diào)整，老齡化進(jìn)程不斷加快，教育醫(yī)療等社會(huì)保障制度日趨健全，考慮到社會(huì)經(jīng)濟(jì)發(fā)展實(shí)際，本研究重點(diǎn)考察住房價(jià)格和人口年齡結(jié)構(gòu)對(duì)居民休閑消費(fèi)潛力的影響效應(yīng)。

2 研究區(qū)域、研究方法與數(shù)據(jù)來源

2.1 研究區(qū)域

本研究覆蓋中國內(nèi)地31個(gè)省、直轄市和自治區(qū)，通過采集1999—2019年城鎮(zhèn)居民教育文化娛樂、交通通訊、醫(yī)療保健、生活用品及服務(wù)等休閑消費(fèi)相關(guān)數(shù)據(jù)，對(duì)休閑消費(fèi)潛力影響因素及其空間異質(zhì)性展開研究。

2.2 研究方法

2.2.1測(cè)度模型。指標(biāo)經(jīng)數(shù)據(jù)無量綱化處理以及信息熵權(quán)重賦值，計(jì)算城鎮(zhèn)居民休閑消費(fèi)潛力綜合測(cè)度指數(shù)，計(jì)算公式為：

2.2.2空間自相關(guān)。W.A.Tobler提出地理學(xué)第一定律，認(rèn)為任何東西與別的東西之間都是相關(guān)的，但近處的東西比遠(yuǎn)處的東西相關(guān)性更強(qiáng)[16]。Moran’sI用來衡量屬性在空間范圍內(nèi)的相互依賴程度，介于-1～1，越接近于0表示空間自相關(guān)性越弱，越接近于1或-1表示空間自相關(guān)性越強(qiáng)。

2.2.3標(biāo)準(zhǔn)差橢圓。標(biāo)準(zhǔn)差橢圓反映的是地理現(xiàn)象空間分布在各個(gè)方向上的離散程度，用來判斷要素分布是否具有特定方向，有3個(gè)主要元素：轉(zhuǎn)角θ，長半軸和短半軸。轉(zhuǎn)角θ表示數(shù)據(jù)分布的方向角度，橢圓的長半軸表示數(shù)據(jù)分布的方向，短半軸表示數(shù)據(jù)分布的范圍。長短半軸的值差距越大(扁率越大)，表示數(shù)據(jù)的方向性越明顯；反之，長短半軸越接近表示方向性越不明顯。

2.2.4地理加權(quán)回歸模型。地理加權(quán)回歸(GWR)模型是一種改進(jìn)的空間線性回歸模型，它通過將全域參數(shù)轉(zhuǎn)變?yōu)榫钟騾?shù)從而對(duì)傳統(tǒng)回歸模型進(jìn)行擴(kuò)展[17]，使用每個(gè)區(qū)域的經(jīng)緯度坐標(biāo)作為地理加權(quán)最小二乘回歸中的目標(biāo)點(diǎn)，估計(jì)出觀測(cè)值各個(gè)參數(shù)向量的值。地理加權(quán)回歸計(jì)量模型設(shè)定為：

Lit=β0+β1h_pit+β2c_rit+β3o_rit+φXit+εit。

式中：Lit為i省份t年份的城鎮(zhèn)居民休閑消費(fèi)潛力；β0為常數(shù)項(xiàng)；h_pit為i省份t年份的房價(jià)；c_rit為i省份t年份的少兒撫養(yǎng)比；o_rit為i省份t年份的老年撫養(yǎng)比；β1，β2，β3分別為房價(jià)、少兒撫養(yǎng)比、老年撫養(yǎng)比的回歸系數(shù)；Xit為一組控制變量；φ為控制變量的回歸系數(shù)；εit為誤差項(xiàng)。

2.3 數(shù)據(jù)來源

城鎮(zhèn)居民休閑消費(fèi)潛力由前述綜合測(cè)度得到；少兒撫養(yǎng)比、老年撫養(yǎng)比數(shù)據(jù)來源于2000—2020年《中國統(tǒng)計(jì)年鑒》《中國城市統(tǒng)計(jì)年鑒》；住房價(jià)格、住房資產(chǎn)價(jià)值數(shù)據(jù)來源于2000—2020年《中國房地產(chǎn)統(tǒng)計(jì)年鑒》；其他變量數(shù)據(jù)來源于2000—2020年《中國統(tǒng)計(jì)年鑒》《中國城市統(tǒng)計(jì)年鑒》、中國經(jīng)濟(jì)社會(huì)發(fā)展統(tǒng)計(jì)數(shù)據(jù)庫、各省份統(tǒng)計(jì)年鑒以及相關(guān)行政管理部門公開出版或官方網(wǎng)站發(fā)布的統(tǒng)計(jì)數(shù)據(jù)，部分變量數(shù)據(jù)經(jīng)過計(jì)算得到。

3 結(jié)果與分析

3.1 休閑消費(fèi)潛力空間分布特征

根據(jù)均勻分布準(zhǔn)則，選取1999年、2009年、2019年3個(gè)時(shí)間節(jié)點(diǎn)分析城鎮(zhèn)居民休閑消費(fèi)潛力的空間分布特征及其依賴性。采用最佳自然斷裂法將城鎮(zhèn)居民休閑消費(fèi)潛力劃分為5個(gè)梯度，結(jié)果發(fā)現(xiàn)城鎮(zhèn)居民休閑消費(fèi)潛力存在較為明顯的省際空間差異，第一、二梯度省份數(shù)量1999年為7個(gè)、2009年9個(gè)、2019年10個(gè)，省份數(shù)量有所增加。由于最佳自然斷裂法梯度劃分標(biāo)準(zhǔn)中相同梯度的區(qū)間值伴隨時(shí)間推進(jìn)出現(xiàn)整體提升，因此，城鎮(zhèn)居民休閑消費(fèi)潛力呈明顯增長態(tài)勢(shì)。

1999年城鎮(zhèn)居民休閑消費(fèi)潛力值處于第一梯度的有北京、上海和廣東，占總數(shù)的9.7%；處于第二梯度的有天津、山東、江蘇、浙江，占總數(shù)的12.9%。2009年，浙江躍居第一梯度，省份數(shù)量增加為4個(gè)，占到總數(shù)的12.9%；安徽、福建躍居第二梯度，第二梯度省份數(shù)量為5個(gè)，占到總數(shù)的16.1%。2019年，江蘇、安徽和福建躍居第一梯度，省份數(shù)量增加為7個(gè)，占到總數(shù)的22.6%；海南躍居第二梯度，省份數(shù)量為3個(gè)，占到總數(shù)的9.7%。不難發(fā)現(xiàn)，第一梯度的省份數(shù)量明顯增加，處于第三、第四梯度的省份一直占據(jù)多數(shù)，說明城鎮(zhèn)居民休閑消費(fèi)潛力尚存較大提升空間。

從空間格局來看，主要呈現(xiàn)以下特點(diǎn)：第一，我國東部尤其是東南沿海地區(qū)城鎮(zhèn)居民休閑消費(fèi)潛力處于明顯優(yōu)勢(shì)地位。由于我國東南沿海省市的經(jīng)濟(jì)社會(huì)發(fā)展程度較高，城鎮(zhèn)居民休閑消費(fèi)支付能力較強(qiáng)，休閑消費(fèi)需求相對(duì)旺盛，城市休閑產(chǎn)業(yè)供給水平較高，休閑消費(fèi)環(huán)境和氛圍營造得到較好重視，因此，城鎮(zhèn)居民休閑消費(fèi)潛力處于較高水平。第二，城鎮(zhèn)居民休閑消費(fèi)潛力空間格局由“川”字型向“三”字型轉(zhuǎn)變。1999年城鎮(zhèn)居民休閑消費(fèi)潛力處于前3個(gè)梯度的省份在我國東南部區(qū)域呈“川”字型聚集，2009年則開始向北部延伸且呈現(xiàn)“三”字型格局，城鎮(zhèn)居民休閑消費(fèi)潛力空間格局變中趨穩(wěn)。盡管多數(shù)省份休閑消費(fèi)潛力梯度等級(jí)發(fā)生一定變化，但是2009年和2019年梯度空間布局漸趨穩(wěn)定，各省份城鎮(zhèn)居民休閑消費(fèi)潛力得以同步提升。

3.2 休閑消費(fèi)潛力空間分布的方向性

標(biāo)準(zhǔn)差橢圓可以反映我國城鎮(zhèn)居民休閑消費(fèi)潛力在空間分布上的方向性[18]。結(jié)果顯示：第一，從轉(zhuǎn)角的變化來看，1999年的θ角為20.86°，略呈東北—西南走向；2009年的θ角為20.13°，發(fā)生逆時(shí)針小幅度偏轉(zhuǎn)；2019年的θ角為17.56°，進(jìn)一步逆時(shí)針偏轉(zhuǎn)，更加呈現(xiàn)南北走向，表明我國南北走向省份城鎮(zhèn)居民休閑消費(fèi)潛力的變化要快于東北—西南走向的省份。第二，從X軸(長半軸)和Y軸(短半軸)數(shù)值的差距來看，與1999年和2019年相比，2009年的差距(扁率)更大，說明該年度城鎮(zhèn)居民休閑消費(fèi)潛力空間分布的方向性相對(duì)明顯，東北—西南走向省份在城鎮(zhèn)居民休閑消費(fèi)潛力提升的重要性相對(duì)較大。第三，從Y軸長度變化來看，1999年Y軸長度相對(duì)較短，說明數(shù)據(jù)呈現(xiàn)的向心力相對(duì)較強(qiáng)；與之相反，2009年和2019年短半軸長度相對(duì)較長，說明數(shù)據(jù)分布的離散程度較大，城鎮(zhèn)居民休閑消費(fèi)潛力呈現(xiàn)出更大變化。

3.3 休閑消費(fèi)潛力空間自相關(guān)分析

運(yùn)用GeoDa空間計(jì)量軟件計(jì)算1999—2019年我國城鎮(zhèn)居民休閑消費(fèi)潛力的全局Moran’sI值及其顯著性(表2)。不難發(fā)現(xiàn)，城鎮(zhèn)居民休閑消費(fèi)潛力全局Moran’sI值均為正，除2001年外，1999—2019年在顯著性水平p<0.05上均通過檢驗(yàn)。表明城鎮(zhèn)居民休閑消費(fèi)潛力在空間分布上并不是完全隨機(jī)的，而是具有明顯的空間依賴和空間集聚特征。

表2 1999—2019年城鎮(zhèn)居民 休閑消費(fèi)潛力全局Moran’s I統(tǒng)計(jì)量

從變化趨勢(shì)來看，1999—2019年城鎮(zhèn)居民休閑消費(fèi)潛力全局Moran’sI值呈波動(dòng)上升態(tài)勢(shì)。值得注意的是，2007年以前全局Moran’sI值的上升速率較快，表明城鎮(zhèn)居民休閑消費(fèi)潛力的空間集聚效應(yīng)顯著增強(qiáng)。2007年以后全局Moran’sI值的上升速率放緩，但是依然維持在一定水平，說明城鎮(zhèn)居民休閑消費(fèi)潛力的空間依賴特征依然存在，需要進(jìn)一步識(shí)別和分析。

3.4 影響因素空間異質(zhì)性分析

3.4.1參數(shù)估計(jì)結(jié)果。通過構(gòu)建住房價(jià)格和人口年齡結(jié)構(gòu)對(duì)城鎮(zhèn)居民休閑消費(fèi)潛力影響的GWR模型，并使用GWR 4軟件進(jìn)行空間計(jì)量分析。結(jié)果顯示，模型回歸的校正可決系數(shù)為0.633，擬合優(yōu)度較為理想，說明地理加權(quán)回歸模型很好地?cái)M合了城鎮(zhèn)居民休閑消費(fèi)潛力與住房價(jià)格、人口年齡結(jié)構(gòu)及控制變量間的關(guān)系(表3)。

表3 GWR模型回歸結(jié)果

由于GWR模型針對(duì)每一區(qū)域都給出了各解釋變量對(duì)休閑消費(fèi)潛力的影響系數(shù)，為便于分析，提出全部區(qū)域影響系數(shù)的最小值、25%分位數(shù)、中位數(shù)、75%分位數(shù)和最大值。住房價(jià)格對(duì)休閑消費(fèi)潛力的影響為正，影響程度在0.147～0.830；個(gè)別省份少兒撫養(yǎng)比對(duì)休閑消費(fèi)潛力的影響為負(fù)，影響程度在-0.023～0.334；老年撫養(yǎng)比對(duì)休閑消費(fèi)潛力的影響為正，影響程度在0.411～0.787。

3.4.2空間異質(zhì)性分析。采用最佳自然斷裂法，將2019年住房價(jià)格、少兒撫養(yǎng)比、老年撫養(yǎng)比對(duì)城鎮(zhèn)居民休閑消費(fèi)潛力影響的回歸系數(shù)劃分為7個(gè)等級(jí)。

(1)住房價(jià)格影響程度的空間異質(zhì)性分析。住房價(jià)格回歸系數(shù)劃分為(0.000,0.172)，[0.172,0.375)，[0.375,0.439)，[0.439,0.480)，[0.480,0.606)，[0.606,0.708)，[0.708,0.836) 7個(gè)等級(jí)，從各省份住房價(jià)格回歸系數(shù)等級(jí)看，大致表現(xiàn)出由南向北依次遞減的規(guī)律。住房價(jià)格對(duì)城鎮(zhèn)居民休閑消費(fèi)潛力的影響系數(shù)均為正，影響系數(shù)極值的差距在6倍左右，表明尚存在明顯的空間異質(zhì)性。值得注意的是，影響系數(shù)的較大值和較小值均出現(xiàn)在“胡煥庸線”以西省份，而東部省份因城鎮(zhèn)居民支付能力相對(duì)較強(qiáng)，休閑消費(fèi)潛力對(duì)住房價(jià)格的敏感程度反而偏弱。另外，影響系數(shù)依次遞減的規(guī)律性，也印證了城鎮(zhèn)居民休閑消費(fèi)潛力存在空間的相互作用，即住房價(jià)格的影響在相鄰省份間具有傳遞性。

(2)少兒撫養(yǎng)比影響程度的空間異質(zhì)性分析。少兒撫養(yǎng)比回歸系數(shù)劃分為(-0.029,0.000)，[0.000,0.070)，[0.070,0.120)，[0.120,0.212)，[0.212,0.258)，[0.258,0.303)，[0.303,0.340)7個(gè)等級(jí)，從各省份少兒撫養(yǎng)比回歸系數(shù)所處等級(jí)來看，大致呈現(xiàn)由東北向西南遞減的態(tài)勢(shì)。① 各省份間影響系數(shù)的差距相對(duì)較小，說明少兒撫養(yǎng)比對(duì)城鎮(zhèn)居民休閑消費(fèi)潛力影響的空間異質(zhì)性并不明顯。進(jìn)一步分析認(rèn)為，由于休閑消費(fèi)逐漸成為人們現(xiàn)代生活方式的重要內(nèi)容，各地城鎮(zhèn)居民的休閑消費(fèi)觀念呈現(xiàn)趨同化傾向。② 東北地區(qū)居民追求“面子”和時(shí)尚，具有一定超前消費(fèi)傾向，同時(shí),北方“養(yǎng)兒防老”觀念的盛行使得少兒撫養(yǎng)比增加反而對(duì)城鎮(zhèn)居民休閑消費(fèi)起到促進(jìn)作用。因此，少兒撫養(yǎng)比對(duì)休閑消費(fèi)潛力的影響相對(duì)較大。西部省份影響程度較小，盡管如四川、重慶具有良好休閑氛圍，然而子女增加帶來的生活成本上升會(huì)對(duì)城鎮(zhèn)居民休閑消費(fèi)潛力產(chǎn)生明顯的擠出效應(yīng)。

(3)老年撫養(yǎng)比影響程度的空間異質(zhì)性分析。老年撫養(yǎng)比回歸系數(shù)劃分為(0.000,0.100)，[0.100,0.453)，[0.453,0.487)，[0.487,0.570)，[0.570,0.642)，[0.642,0.694)，[0.694,0.781)7個(gè)等級(jí)，從各省份老年撫養(yǎng)比回歸系數(shù)所處等級(jí)來看，大致呈現(xiàn)由北向南依次遞減的規(guī)律。① 老年撫養(yǎng)比對(duì)城鎮(zhèn)居民休閑消費(fèi)潛力的影響均為正，說明伴隨城鎮(zhèn)居民收入提高和休閑消費(fèi)引領(lǐng)加強(qiáng)，老年人口增加對(duì)城鎮(zhèn)居民休閑消費(fèi)潛力提升發(fā)揮重要作用。省份間老年撫養(yǎng)比影響系數(shù)差距較小，老年撫養(yǎng)比對(duì)城鎮(zhèn)居民休閑消費(fèi)潛力影響的空間異質(zhì)性不明顯，但仍表現(xiàn)出空間上的漸次變化，且相鄰省份間存在交叉作用。② 老年撫養(yǎng)比對(duì)休閑消費(fèi)潛力影響呈現(xiàn)北高南低的空間特征，福建、廣東和浙江等影響程度較小，原因在于各年齡階段居民休閑消費(fèi)需求相對(duì)均衡，老年人口增加對(duì)休閑消費(fèi)潛力的影響有限。西部、西北和東北區(qū)域老年人醫(yī)療保健等休閑消費(fèi)仍具有一定剛性，老年人口增加對(duì)休閑消費(fèi)潛力的拉動(dòng)效應(yīng)較為顯著。

4 結(jié)論與建議

4.1 結(jié)論

新時(shí)代我國社會(huì)主要矛盾發(fā)生重要轉(zhuǎn)變，全面釋放休閑消費(fèi)潛力是居民消費(fèi)結(jié)構(gòu)轉(zhuǎn)型升級(jí)的必然要求，同時(shí)也是滿足人們美好生活需要的有益途徑。我國城鎮(zhèn)居民休閑消費(fèi)潛力存在省際空間差異，東部尤其是東南沿海地區(qū)處于優(yōu)勢(shì)地位，空間格局由“川”字型向“三”字型轉(zhuǎn)變，但存在變中趨穩(wěn)態(tài)勢(shì)。從空間分布的方向性來看，南北走向省份的變化要快于東北—西南走向省份，同時(shí)存在一定空間集聚效應(yīng)，省份間相互作用較為明顯?？臻g異質(zhì)性分析發(fā)現(xiàn)，住房價(jià)格和老年撫養(yǎng)比對(duì)城鎮(zhèn)居民休閑消費(fèi)潛力的影響為正，影響程度由北向南依次遞減。除西藏和云南外，其他省份少兒撫養(yǎng)比正向影響休閑消費(fèi)潛力的影響程度由東北向西南遞減。

4.2 建議

(1)有效推進(jìn)三孩生育政策，著力擴(kuò)大居民休閑消費(fèi)規(guī)模。自“單獨(dú)二孩”到“全面二孩”政策實(shí)施以來，我國少兒撫養(yǎng)比并未出現(xiàn)明顯提升，由2013年的 22.2%提高到2019年的23.8%，近5年少兒撫養(yǎng)比僅提升1.2百分點(diǎn)。生育率的降低和社會(huì)人力資本的長期匱乏不利于經(jīng)濟(jì)增長動(dòng)能的激發(fā)。

(2)充分認(rèn)識(shí)人口老齡化問題，精心開發(fā)老年消費(fèi)市場(chǎng)。老年人口數(shù)量的增加意味著對(duì)養(yǎng)老設(shè)施、養(yǎng)老服務(wù)需求的擴(kuò)大，應(yīng)大力發(fā)展老齡產(chǎn)業(yè)，通過“銀發(fā)經(jīng)濟(jì)”形成新的消費(fèi)增長點(diǎn)。充分重視對(duì)老年人口的贍養(yǎng)，確保衣食住行等基本需求的滿足；客觀看待老年醫(yī)療保健消費(fèi)需求，提供充足的基本醫(yī)療保障，大力促進(jìn)老年健康消費(fèi)；積極發(fā)展老年休閑產(chǎn)業(yè)，培育新興消費(fèi)市場(chǎng)，如老年照料與護(hù)理、老年教育、銀發(fā)旅游休閑等。

(3)加強(qiáng)區(qū)域一體化發(fā)展，增加居民休閑消費(fèi)。目前我國區(qū)域經(jīng)濟(jì)一體化發(fā)展成效顯著，長江中游城市群、哈長城市群、成渝城市群、長三角城市群等發(fā)展規(guī)劃相繼落地。在城市群規(guī)劃建設(shè)和區(qū)域合作一體化發(fā)展過程中，居民休閑消費(fèi)的協(xié)調(diào)互動(dòng)亟需納入統(tǒng)籌考慮。

(4)確保政策措施全面配套，實(shí)現(xiàn)地區(qū)間良性互動(dòng)。在制定房地產(chǎn)政策、落實(shí)社會(huì)保障制度、落實(shí)人口政策、制定城鎮(zhèn)化發(fā)展規(guī)劃中，應(yīng)加強(qiáng)溝通、協(xié)調(diào)、借鑒和參考。住房政策、人口政策以及城市休閑供給、產(chǎn)業(yè)規(guī)劃等對(duì)釋放居民休閑消費(fèi)潛力均起到關(guān)鍵作用[19]，地區(qū)間的政策效果存在相互促進(jìn)或抑制作用，需要各地區(qū)在政策制定前加強(qiáng)溝通，政策實(shí)施中加強(qiáng)協(xié)調(diào)，共同促進(jìn)居民消費(fèi)結(jié)構(gòu)轉(zhuǎn)型升級(jí)和地區(qū)經(jīng)濟(jì)持續(xù)增長。