城镇居民休闲消费潜力影响因素及其空间异质性

刘 松 ， 楼嘉军

(1.常州工学院 a.经济与管理学院，b.长三角文旅休闲产业研究院， 江苏 常州 213032；2.华东师范大学 工商管理学院，上海 200241； 3.上海师范大学 旅游学院，上海 201234)

0 引言

经济学上一般把投资、消费和出口比喻为拉动经济增长的“三驾马车”。然而，当前我国消费需求的拉动作用亟需充分发挥。2017年我国的居民恩格尔系数为29.33%，首次达到联合国粮农组织划定的富足标准，居民消费结构面临转型升级，人们对美好生活的需要摆在了更加突出的位置。休闲消费指的是人们在闲暇时间进行的休闲产品和服务的消费活动，是满足居民美好生活需要的重要内容，而休闲消费潜力是居民显在消费需求和潜在消费意愿的综合反映。识别影响因素且采取有力措施规避或破除不利因素的影响，进而全面释放居民休闲消费潜力是新时代我国社会经济发展的重要任务。我国疆域广阔，各地区地理环境、社会经济状况和文化习俗等存在明显差异，居民休闲消费潜力水平及各因素影响程度截然不同。因此，研究居民休闲消费潜力的影响因素，进而考察其空间异质性具有重要实践意义和学术价值。

休闲消费研究在20世纪60年代开始得到国外学者的关注。直到90年代，伴随5天工作制的全面落实及节假日的大幅调整，休闲消费成为我国居民生活的新时尚，休闲消费研究相应进入国内学者视野。国外学者将休闲首先界定为一种时间概念，从理论上分析休闲和消费的关系，进而探讨休闲消费对经济增长的影响，同时将休闲消费视为一种个体活动，考察休闲消费行为的特征及其影响因素[1]。国内相关研究集中在以下方面：一是休闲消费行为。学者们主要从经济学和社会学两个领域展开讨论，经济学范畴涉及休闲和消费的决策选择[2]、休闲和消费效用最大化的检验[3]等。社会学范畴涵盖休闲消费的动机和偏好[4]、特征和趋势[5]、体验和质量[6]、休闲消费理论模型构建[7]、能力和结构的考察[8]等。二是休闲消费影响因素识别。尹世杰较为全面地剖析了闲暇消费的影响因素，主要有居民收入水平、消费环境、闲暇消费品及劳务供应、人的价值观和消费观[9]。从现有文献看，学者们更多地是考察特定因素对休闲消费的影响[10-11]。三是休闲消费与经济增长的关系。国外学者主要针对休闲和消费的外部性展开理论讨论和实证检验[12]，国内学者则对两者关系进行直接性研究[13]。本研究通过构建多指标评价体系，采集1999—2019年面板数据对我国城镇居民休闲消费潜力进行综合测度，考察城镇居民休闲消费潜力的影响因素及其空间异质性，提出休闲消费潜力释放的对策建议。

1 理论分析

1.1 指标体系构建

休闲消费潜力是居民现实和潜在休闲消费需求的共时体现，可以视为由休闲消费能力、休闲消费支出和休闲消费环境组成的综合系统。借鉴已有文献[14],本研究建立由3个一级指标、9个二级指标、30个三级指标构成的测度指标体系(表1)，综合反映和评估城镇居民休闲消费潜力状况。其中，休闲消费能力通过反映休闲消费支付能力的收入指标和反映休闲产品消化能力的教育指标予以体现。休闲消费支出水平和结构是居民休闲消费潜力的显在指标，可直观反映居民现实休闲消费需求状况和内在构成的合理化程度。由于电视机、电脑、汽车等设备对休闲活动起重要保障作用，因此，休闲消费支出通过支出水平、支出结构和设备支出予以体现。休闲消费环境在很大意义上决定着居民休闲消费潜力的延展程度，本研究将经济、社会、自然和基础环境等因素纳入考量。

表1 休闲消费潜力测度指标体系

1.2 影响因素分析

基于传统消费函数理论，沿着收入-消费关系主线，分析影响休闲消费潜力的内外因素，有助于寻求休闲消费潜力释放的切入点和突破口。(1)居民收入水平。休闲消费具有发展型和享受型特点，对收入依赖程度较高。在居民收入水平较低情况下，休闲消费潜力受到极大约束。伴随居民生活质量的提高，休闲消费需求得以凸显，休闲消费范围不断扩大，尽管如此，收入水平可能会对休闲消费潜力产生影响。(2)居民生活成本。居民消费包含生活型支出和休闲消费。生活型支出通常具有一定刚性，生活成本变化会使生活型支出发生同方向调整，进而对休闲消费产生反方向影响。从外部因素来看，物价上涨和家庭结构变化等对居民生活成本带来直接影响，住房消费对于多数居民属于刚性需求，导致生活成本变化。(3)家庭固定资产。随着城镇化进程持续加快和住房价格不断攀升，住房资产在居民固定资产中所占比重明显加大。现金、储蓄存款等金融资产规模很大程度上受到收入水平的影响，而固定资产尤其是住房资产规模对居民休闲消费倾向和结构具有明显促进或约束作用，进而对居民休闲消费潜力发挥作用。(4)居民家庭负担。收入水平提升和家庭财富增加为居民休闲消费潜力拓宽了空间，家庭负担的加重会对居民休闲消费潜力提升带来约束。其中，人口年龄结构变动尤其是抚养比的不断上涨很大程度上加重了居民家庭生活负担，对休闲消费潜力的影响并非单方向。(5)休闲消费意愿。居民休闲消费潜力除了受上述客观因素影响外，主观休闲消费意愿也是重要影响因素。休闲消费意愿是一种复杂的心理过程，受到内外因素制约，其中消费习惯、消费观念和文化等与居民休闲消费意愿紧密相关(图1)。

图1 休闲消费潜力影响因素分析

由图1可知，居民收入水平和家庭固定资产为休闲消费潜力提供物质条件和重要基础，休闲消费意愿在主观层面制约休闲消费的规模和结构，进而对休闲消费潜力产生作用。休闲供给水平是休闲消费的必要条件和基本门槛，一定程度上决定休闲消费潜力的上限，休闲消费环境、社会保障水平等外部因素也会间接影响休闲消费潜力。值得关注的是，人口年龄结构调整带来的家庭负担变化及住房价格上涨导致的居民生活成本增加对休闲消费潜力产生差异性影响。住房价格通过两种渠道对居民休闲消费潜力发挥作用，一是房价上涨带来家庭财富增加，影响居民消费结构的调整，具有“财富效应”；二是房价上涨导致住房成本增加，居民可能会选择减少休闲消费，产生“挤出效应”。人口年龄结构决定居民休闲消费结构，子女数量增减对休闲消费潜力产生影响。人口抚养比与房价之间不存在显著关系，少儿抚养比与居民消费呈显著负相关，老年抚养比对居民消费影响并不显著[15]。然而，由于样本选取和研究方法等差异，相关研究结论尚未达成一致，因此，仍需进一步检验。我国现阶段人口政策出现重要调整，老龄化进程不断加快，教育医疗等社会保障制度日趋健全，考虑到社会经济发展实际，本研究重点考察住房价格和人口年龄结构对居民休闲消费潜力的影响效应。

2 研究区域、研究方法与数据来源

2.1 研究区域

本研究覆盖中国内地31个省、直辖市和自治区，通过采集1999—2019年城镇居民教育文化娱乐、交通通讯、医疗保健、生活用品及服务等休闲消费相关数据，对休闲消费潜力影响因素及其空间异质性展开研究。

2.2 研究方法

2.2.1测度模型。指标经数据无量纲化处理以及信息熵权重赋值，计算城镇居民休闲消费潜力综合测度指数，计算公式为：

2.2.2空间自相关。W.A.Tobler提出地理学第一定律，认为任何东西与别的东西之间都是相关的，但近处的东西比远处的东西相关性更强[16]。Moran’sI用来衡量属性在空间范围内的相互依赖程度，介于-1～1，越接近于0表示空间自相关性越弱，越接近于1或-1表示空间自相关性越强。

2.2.3标准差椭圆。标准差椭圆反映的是地理现象空间分布在各个方向上的离散程度，用来判断要素分布是否具有特定方向，有3个主要元素：转角θ，长半轴和短半轴。转角θ表示数据分布的方向角度，椭圆的长半轴表示数据分布的方向，短半轴表示数据分布的范围。长短半轴的值差距越大(扁率越大)，表示数据的方向性越明显；反之，长短半轴越接近表示方向性越不明显。

2.2.4地理加权回归模型。地理加权回归(GWR)模型是一种改进的空间线性回归模型，它通过将全域参数转变为局域参数从而对传统回归模型进行扩展[17]，使用每个区域的经纬度坐标作为地理加权最小二乘回归中的目标点，估计出观测值各个参数向量的值。地理加权回归计量模型设定为：

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

式中：Lit为i省份t年份的城镇居民休闲消费潜力；β0为常数项；h_pit为i省份t年份的房价；c_rit为i省份t年份的少儿抚养比；o_rit为i省份t年份的老年抚养比；β1，β2，β3分别为房价、少儿抚养比、老年抚养比的回归系数；Xit为一组控制变量；φ为控制变量的回归系数；εit为误差项。

2.3 数据来源

城镇居民休闲消费潜力由前述综合测度得到；少儿抚养比、老年抚养比数据来源于2000—2020年《中国统计年鉴》《中国城市统计年鉴》；住房价格、住房资产价值数据来源于2000—2020年《中国房地产统计年鉴》；其他变量数据来源于2000—2020年《中国统计年鉴》《中国城市统计年鉴》、中国经济社会发展统计数据库、各省份统计年鉴以及相关行政管理部门公开出版或官方网站发布的统计数据，部分变量数据经过计算得到。

3 结果与分析

3.1 休闲消费潜力空间分布特征

根据均匀分布准则，选取1999年、2009年、2019年3个时间节点分析城镇居民休闲消费潜力的空间分布特征及其依赖性。采用最佳自然断裂法将城镇居民休闲消费潜力划分为5个梯度，结果发现城镇居民休闲消费潜力存在较为明显的省际空间差异，第一、二梯度省份数量1999年为7个、2009年9个、2019年10个，省份数量有所增加。由于最佳自然断裂法梯度划分标准中相同梯度的区间值伴随时间推进出现整体提升，因此，城镇居民休闲消费潜力呈明显增长态势。

1999年城镇居民休闲消费潜力值处于第一梯度的有北京、上海和广东，占总数的9.7%；处于第二梯度的有天津、山东、江苏、浙江，占总数的12.9%。2009年，浙江跃居第一梯度，省份数量增加为4个，占到总数的12.9%；安徽、福建跃居第二梯度，第二梯度省份数量为5个，占到总数的16.1%。2019年，江苏、安徽和福建跃居第一梯度，省份数量增加为7个，占到总数的22.6%；海南跃居第二梯度，省份数量为3个，占到总数的9.7%。不难发现，第一梯度的省份数量明显增加，处于第三、第四梯度的省份一直占据多数，说明城镇居民休闲消费潜力尚存较大提升空间。

从空间格局来看，主要呈现以下特点：第一，我国东部尤其是东南沿海地区城镇居民休闲消费潜力处于明显优势地位。由于我国东南沿海省市的经济社会发展程度较高，城镇居民休闲消费支付能力较强，休闲消费需求相对旺盛，城市休闲产业供给水平较高，休闲消费环境和氛围营造得到较好重视，因此，城镇居民休闲消费潜力处于较高水平。第二，城镇居民休闲消费潜力空间格局由“川”字型向“三”字型转变。1999年城镇居民休闲消费潜力处于前3个梯度的省份在我国东南部区域呈“川”字型聚集，2009年则开始向北部延伸且呈现“三”字型格局，城镇居民休闲消费潜力空间格局变中趋稳。尽管多数省份休闲消费潜力梯度等级发生一定变化，但是2009年和2019年梯度空间布局渐趋稳定，各省份城镇居民休闲消费潜力得以同步提升。

3.2 休闲消费潜力空间分布的方向性

标准差椭圆可以反映我国城镇居民休闲消费潜力在空间分布上的方向性[18]。结果显示：第一，从转角的变化来看，1999年的θ角为20.86°，略呈东北—西南走向；2009年的θ角为20.13°，发生逆时针小幅度偏转；2019年的θ角为17.56°，进一步逆时针偏转，更加呈现南北走向，表明我国南北走向省份城镇居民休闲消费潜力的变化要快于东北—西南走向的省份。第二，从X轴(长半轴)和Y轴(短半轴)数值的差距来看，与1999年和2019年相比，2009年的差距(扁率)更大，说明该年度城镇居民休闲消费潜力空间分布的方向性相对明显，东北—西南走向省份在城镇居民休闲消费潜力提升的重要性相对较大。第三，从Y轴长度变化来看，1999年Y轴长度相对较短，说明数据呈现的向心力相对较强；与之相反，2009年和2019年短半轴长度相对较长，说明数据分布的离散程度较大，城镇居民休闲消费潜力呈现出更大变化。

3.3 休闲消费潜力空间自相关分析

运用GeoDa空间计量软件计算1999—2019年我国城镇居民休闲消费潜力的全局Moran’sI值及其显著性(表2)。不难发现，城镇居民休闲消费潜力全局Moran’sI值均为正，除2001年外，1999—2019年在显著性水平p<0.05上均通过检验。表明城镇居民休闲消费潜力在空间分布上并不是完全随机的，而是具有明显的空间依赖和空间集聚特征。

表2 1999—2019年城镇居民 休闲消费潜力全局Moran’s I统计量

从变化趋势来看，1999—2019年城镇居民休闲消费潜力全局Moran’sI值呈波动上升态势。值得注意的是，2007年以前全局Moran’sI值的上升速率较快，表明城镇居民休闲消费潜力的空间集聚效应显著增强。2007年以后全局Moran’sI值的上升速率放缓，但是依然维持在一定水平，说明城镇居民休闲消费潜力的空间依赖特征依然存在，需要进一步识别和分析。

3.4 影响因素空间异质性分析

3.4.1参数估计结果。通过构建住房价格和人口年龄结构对城镇居民休闲消费潜力影响的GWR模型，并使用GWR 4软件进行空间计量分析。结果显示，模型回归的校正可决系数为0.633，拟合优度较为理想，说明地理加权回归模型很好地拟合了城镇居民休闲消费潜力与住房价格、人口年龄结构及控制变量间的关系(表3)。

表3 GWR模型回归结果

由于GWR模型针对每一区域都给出了各解释变量对休闲消费潜力的影响系数，为便于分析，提出全部区域影响系数的最小值、25%分位数、中位数、75%分位数和最大值。住房价格对休闲消费潜力的影响为正，影响程度在0.147～0.830；个别省份少儿抚养比对休闲消费潜力的影响为负，影响程度在-0.023～0.334；老年抚养比对休闲消费潜力的影响为正，影响程度在0.411～0.787。

3.4.2空间异质性分析。采用最佳自然断裂法，将2019年住房价格、少儿抚养比、老年抚养比对城镇居民休闲消费潜力影响的回归系数划分为7个等级。

(1)住房价格影响程度的空间异质性分析。住房价格回归系数划分为(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个等级，从各省份住房价格回归系数等级看，大致表现出由南向北依次递减的规律。住房价格对城镇居民休闲消费潜力的影响系数均为正，影响系数极值的差距在6倍左右，表明尚存在明显的空间异质性。值得注意的是，影响系数的较大值和较小值均出现在“胡焕庸线”以西省份，而东部省份因城镇居民支付能力相对较强，休闲消费潜力对住房价格的敏感程度反而偏弱。另外，影响系数依次递减的规律性，也印证了城镇居民休闲消费潜力存在空间的相互作用，即住房价格的影响在相邻省份间具有传递性。

(2)少儿抚养比影响程度的空间异质性分析。少儿抚养比回归系数划分为(-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个等级，从各省份少儿抚养比回归系数所处等级来看，大致呈现由东北向西南递减的态势。① 各省份间影响系数的差距相对较小，说明少儿抚养比对城镇居民休闲消费潜力影响的空间异质性并不明显。进一步分析认为，由于休闲消费逐渐成为人们现代生活方式的重要内容，各地城镇居民的休闲消费观念呈现趋同化倾向。② 东北地区居民追求“面子”和时尚，具有一定超前消费倾向，同时,北方“养儿防老”观念的盛行使得少儿抚养比增加反而对城镇居民休闲消费起到促进作用。因此，少儿抚养比对休闲消费潜力的影响相对较大。西部省份影响程度较小，尽管如四川、重庆具有良好休闲氛围，然而子女增加带来的生活成本上升会对城镇居民休闲消费潜力产生明显的挤出效应。

(3)老年抚养比影响程度的空间异质性分析。老年抚养比回归系数划分为(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个等级，从各省份老年抚养比回归系数所处等级来看，大致呈现由北向南依次递减的规律。① 老年抚养比对城镇居民休闲消费潜力的影响均为正，说明伴随城镇居民收入提高和休闲消费引领加强，老年人口增加对城镇居民休闲消费潜力提升发挥重要作用。省份间老年抚养比影响系数差距较小，老年抚养比对城镇居民休闲消费潜力影响的空间异质性不明显，但仍表现出空间上的渐次变化，且相邻省份间存在交叉作用。② 老年抚养比对休闲消费潜力影响呈现北高南低的空间特征，福建、广东和浙江等影响程度较小，原因在于各年龄阶段居民休闲消费需求相对均衡，老年人口增加对休闲消费潜力的影响有限。西部、西北和东北区域老年人医疗保健等休闲消费仍具有一定刚性，老年人口增加对休闲消费潜力的拉动效应较为显著。

4 结论与建议

4.1 结论

新时代我国社会主要矛盾发生重要转变，全面释放休闲消费潜力是居民消费结构转型升级的必然要求，同时也是满足人们美好生活需要的有益途径。我国城镇居民休闲消费潜力存在省际空间差异，东部尤其是东南沿海地区处于优势地位，空间格局由“川”字型向“三”字型转变，但存在变中趋稳态势。从空间分布的方向性来看，南北走向省份的变化要快于东北—西南走向省份，同时存在一定空间集聚效应，省份间相互作用较为明显。空间异质性分析发现，住房价格和老年抚养比对城镇居民休闲消费潜力的影响为正，影响程度由北向南依次递减。除西藏和云南外，其他省份少儿抚养比正向影响休闲消费潜力的影响程度由东北向西南递减。

4.2 建议

(1)有效推进三孩生育政策，着力扩大居民休闲消费规模。自“单独二孩”到“全面二孩”政策实施以来，我国少儿抚养比并未出现明显提升，由2013年的 22.2%提高到2019年的23.8%，近5年少儿抚养比仅提升1.2百分点。生育率的降低和社会人力资本的长期匮乏不利于经济增长动能的激发。

(2)充分认识人口老龄化问题，精心开发老年消费市场。老年人口数量的增加意味着对养老设施、养老服务需求的扩大，应大力发展老龄产业，通过“银发经济”形成新的消费增长点。充分重视对老年人口的赡养，确保衣食住行等基本需求的满足；客观看待老年医疗保健消费需求，提供充足的基本医疗保障，大力促进老年健康消费；积极发展老年休闲产业，培育新兴消费市场，如老年照料与护理、老年教育、银发旅游休闲等。

(3)加强区域一体化发展，增加居民休闲消费。目前我国区域经济一体化发展成效显著，长江中游城市群、哈长城市群、成渝城市群、长三角城市群等发展规划相继落地。在城市群规划建设和区域合作一体化发展过程中，居民休闲消费的协调互动亟需纳入统筹考虑。

(4)确保政策措施全面配套，实现地区间良性互动。在制定房地产政策、落实社会保障制度、落实人口政策、制定城镇化发展规划中，应加强沟通、协调、借鉴和参考。住房政策、人口政策以及城市休闲供给、产业规划等对释放居民休闲消费潜力均起到关键作用[19]，地区间的政策效果存在相互促进或抑制作用，需要各地区在政策制定前加强沟通，政策实施中加强协调，共同促进居民消费结构转型升级和地区经济持续增长。