中国城市休闲化影响机理研究及动态演进分析

张广海，刘金宏

（中国海洋大学 管理学院，山东 青岛266100）

一、引 言

近年来，中国城市化发展步伐不断加快，开始由人口转移型城市化逐步向结构转移型城市化过渡，而社会经济水平的提高以及居民休闲消费需求的增长，使得城市休闲产业、休闲经济持续快速发展，成为推动中国城市转型发展的强大动力。

目前，城市休闲化研究已成为国内外学者研究的热门话题。在国外，对城市休闲化的研究主要集中于城市休闲的理论性分析、居民休闲需求与消费关系探讨、城市休闲产业与休闲经济发展研究以及城市休闲公共 服务管理研究等 方 面［1］［2］58－60［3］。国外学者对于城市休闲相关理论系统深入的探讨，为中国城市休闲化研究提供了一定的借鉴意义。然而，国内对于城市休闲化研究仍处于初级探索阶段，且主要表现在对城市休闲系统的理论分析、城市休闲化评估指标体系构建与综合评价等方面。其中，魏小安等依据系统理论，分别从居民休闲需求、居民休闲行为特征、城市休闲产业发展、城市休闲空间规划与管理等角度对休闲系统中的供给、需求与媒介子系统的主要影响要素进行分析研究［4－8］。在城市休闲化发展评价与量化测度方面，郑胜华构建了由城市休闲发展实力系统、城市休闲发展能力系统、城市休闲发展动力系统和城市休闲发展魅力系统组成的城市休闲发展评估体系［9］。曹新向等运用因子分析方法对北京、上海、杭州等15个城市的休闲发展水平与实力进行了量化评价与空间布局研究［10］。楼嘉军从公共基础、消费能力、产业能力和特色资源等4个方面构建城市休闲化质量评价体系，并运用变量集聚评价模型对中国36个主要城市进行量化测度及等级划分［11］。由此可看出，国内学者对于城市休闲化研究主要以定性分析与评价为主，对于休闲化影响要素的深入探讨与内在关联机理的系统研究相对缺乏，同时，主要以静态分析为主，缺少对中国城市休闲化发展水平的动态演进分析与判断。

综上，本文在借鉴现有理论研究的基础上，构建了反映城市休闲化影响机理的结构方程模型与假设，并采用实证分析予以验证，同时，对中国城市休闲化发展进行动态演进分析，以期为提升中国城市休闲化质量、提高城市化水平以及推动城市全面可持续发展提供理论依据与决策参考。

二、研究假设与概念模型

（一）理论分析与研究假设

城市休闲化，作为一种新的城市发展趋势，目前，学术研究中对于其尚未有明确、统一的界定。吕宁等认为城市休闲化是城市发展、转型与变迁的过程，它使城市由现有属性向休闲城市（城市发展的高级阶段）发展演变，是既包括硬件结构又包括软件结构的更替与升级［12］。本文认为城市休闲化作为未来城市发展的趋势与目标，是一个全面、系统、动态的发展过程，其主要特征表现为三个方面：第一，以提高本地居民生活质量与幸福指数为出发点，同时满足本地居民及外来游客的城市休闲消费需求，提升城市知名度与美誉度。第二，依托丰富的休闲资源与设施，打造多样化休闲产品，发展休闲产业，提高城市休闲经济水平，推进城市产业结构优化升级。第三，通过完善城市公共服务体系及相关配套服务设施、优化城市休闲环境、转变居民休闲方式，实现城市和谐发展。同时，城市休闲化的运行与发展又是一个由各种城市休闲要素有机结合在一起的复杂系统，该系统通过要素间因果关联关系来表现城市发展过程中人与自然、经济、社会和谐相处的状态。其包括休闲供给、休闲需求、休闲媒介以及休闲功能四大部分，以居民休闲需求满足为核心，以城市综合实力发展为基础，以休闲环境优化为保障，通过休闲产业服务能力和休闲经济实力来反映城市休闲化运行状况，由城市发展支撑子系统、居民休闲需求子系统、休闲环境保障子系统以及休闲产业运行子系统等4大子系统组成。

（1）城市发展支撑子系统

该子系统主要反映城市经济与社会环境，表现为经济社会发展、产业结构优化与城市基本功能三个方面。其中，经济社会发展水平既体现城市的经济实力，同时又反映政府政策与城市社会环境的基本保障能力。城市经济社会发展水平的高低对于城市经济结构与产业结构调整以及城市基本功能体系与公共服务体系完善具有较大的影响。正如肖亮指出，政府资金的支持与政策性引导有助于城市休闲服务条件的改善以及休闲公共服务环境的改造［13］。同时，城市经济实力对居民休闲需求的满足以及休闲消费能力的提高有一定的推动作用。D.Crawford和Godlbey在其休闲障碍的概念化研究中提出，经济收入水平对于居民休闲需求的影响属于结构性障碍，是制约居民休闲消费需求得以满足的主要外在因素［14］。俞晟等认为休闲游憩需求受社会因素的综合影响，并取决于城市经济发展的总体水平［15］。除经济社会发展因素外，城市产业结构的优化升级，特别是第三产业的合理持续发展，有助于城市休闲资源的开发管理、休闲产品的规划设计以及休闲空间与设施的规范使用。加强城市基础设施建设以及完善配套服务设施则对城市生态环境质量保护与休闲环境质量改善具有积极的影响作用。基于上述分析，本文提出如下假设：

H1：城市经济社会发展对产业结构优化、城市基本功能、居民休闲消费需求、休闲公共服务与环境质量呈显著正相关关系。

H1－1：城市经济社会发展对产业结构优化有直接的正向影响；

H1－2：城市经济社会发展对城市基本功能有直接的正向影响；

H1－3：城市经济社会发展对居民休闲消费能力有直接的正向影响；

H1－4：城市经济社会发展对休闲公共服务与环境质量有直接的正向影响。

H2：产业结构优化对休闲资源与设施呈显著的正相关关系。

H3：城市基本功能对休闲公共服务与环境质量呈显著的正相关关系。

（2）居民休闲需求子系统

居民休闲需求子系统是城市休闲系统的核心，激发本地居民与外来游客的休闲消费潜力、满足其休闲需求是城市休闲化发展的本质体现。居民休闲需求的满足受个体、时间、经济、社会等城市休闲发展因素的影响，同时，居民休闲消费能力的提高又对城市休闲化发展具有一定的推动力量。何建民从休闲需求结构与行为角度出发，通过对不同国家、地区的居民与外来游客的消费行为和休闲需求结构进行分析，探究城市休闲产业与产品的发展导向问题，从而得出居民休闲消费需求结构与消费能力的转变将会引导休闲产品结构与休闲产业结构的变动，且居民休闲消费能力的提高将会促进休闲资源设施与休闲产品的多样化、丰富化［16］。除此之外，居民休闲消费质量的提高与消费品质的提升，能够更好地丰富城市休闲功能，形成包括商务会展、主题体验、康体宜居、购物娱乐、文教科研、旅游度假等在内的多种休闲功能板块，促进休闲经济增长，推动休闲产业多元化、集聚式发展。正如苗建军认为，当休闲成为一种大众化、具有商业价值的消费需求时，满足休闲消费需求的供给就开始趋于产业化［17］。据此，本文提出如下假设：

H4：居民休闲消费能力对休闲资源与设施、休闲产业能力呈显著正相关关系。

H4－1：居民休闲消费能力对休闲资源与设施有直接的正向影响；

H4－2：居民休闲消费能力对休闲产业服务能力有直接的正向影响。

（3）休闲环境保障子系统

休闲环境保障子系统是城市休闲化发展的供给系统。吕宁认为城市休闲环境是城市休闲化发展最大的吸引力和最重要的体现［18］。休闲环境保障子系统不仅包括休闲资源与休闲产品，也包括为居民休闲活动提供支持的公共服务以及自然、文化、社会环境。一方面，城市休闲资源与产品的文化融合性和产业关联性，有利于提升休闲产品的市场竞争力、促进休闲产业结构优化调整；另一方面，城市公共服务配套设施建设以及自然生态环境和社会文化环境的改善，为本地居民和外来旅游者开展大规模的休闲活动提供了有力的环境支持，为休闲产业的融合发展提供了外在条件保障。蔡飞在对中国中等城市休闲产业发展障碍的分析中得出，城市公共服务管理的欠缺与文化环境的匮乏严重影响休闲经济新空间的拓展，制约休闲产业的健康发展［19］。基于上述分析，本文提出如下假设：

H5：休闲资源与设施对休闲产业服务能力呈显著正相关关系。

H6：休闲公共服务与环境质量对居民休闲消费能力、休闲产业服务能力呈显著正相关关系。

H6－1：休闲公共服务与环境质量对居民休闲消费能力有直接的正向影响；

H6－2：休闲公共服务与环境质量对休闲产业服务能力有直接的正向影响。

（4）休闲产业运行子系统

作为工业社会高度发达的产物，休闲产业是一项复杂的社会系统工程，它的发展需要休闲系统各个环节的配合与协调，同时休闲产业的发展又对其他相关产业发展产生联动作用，推动产业深度融合与集群化发展，促进城市休闲经济的快速增长，保障城市经济结构的优化升级。因此，城市休闲化系统的有效运转、休闲化水平的持续提升依赖于休闲产业运行子系统，并通过休闲产业服务能力来反映城市休闲化发展程度。

（二）概念模型

根据上述假设，本文在概念界定以及基本理论回顾与分析的基础上，构建由经济社会发展、城市基本功能、产业结构优化、居民休闲消费能力、休闲资源与设施、公共服务与环境质量、休闲产业服务能力等7个潜变量所组成的概念模型，探讨中国城市休闲化影响机理。其中，除经济社会发展为外生潜变量外，其余均为内生潜变量，同时，休闲化运行能力为因变量，其余6个潜变量为自变量。其概念模型如图1所示。

图1 城市休闲化影响机理研究概念模型图

三、研究样本与数据分析

（一）样本与观测变量选取

本文选取了中国26个省会城市（拉萨市除外）、4个直辖市、5个计划单列市共35个城市2005—2011年城市休闲化发展相关数据作为研究样本，这35个大中城市城市化水平较高，产业结构较为合理，居民休闲需求旺盛，以旅游业为代表的休闲产业发展迅速。2011年，35个大中城市城市化率平均为70.61%，人均 GDP为62 105.94元，城镇居民人均国内出游花费为1 228.94元，与全国城镇居民人均国内出游花费相比，高出351.14元。2011年35个大中城市共接待海外游客总数达211 684.3万人次，实现旅游总收入24 952.86亿元，占35个城市第三产业增加值总和的25.5%。因此选取其作为研究样本具有代表性。

文章中观测变量的选取主要依据现有的理论基础与相关文献研究，并通过参考专家意见以及进行探索性因子分析最终确定，共19个观测量指标（见表1），其中，居民休闲花费以城镇居民人均教育文化娱乐服务消费、交通通信消费、医疗保健消费、观光游览消费支出总和来表示；休闲产业收入采用旅游业收入、限额以上批发零售业销售总额与限额以上住宿和餐饮业营业总额用加权求和来计算；休闲产业关联度表示休闲市场产业地位，为城市旅游业总收入占第三产业增加值的比重；休闲产业规模优势度反映各城市休闲产业发展状况以及休闲产业服务能力，用旅游收入区位熵来表示。

（二）数据来源与处理

在数据选取过程中，为确保数据的客观性与代表性，数据均来源于2005—2011年《中国区域经济统计年鉴》、《中国城市统计年鉴》、《中国城市建设统计年鉴》、《中国旅游统计年鉴》、《旅游抽样调查资料》、《中国城市（镇）生活与价格年鉴》以及各城市相关行政管理部门公开出版或官方网站公开发布的统计数据。

为消除各观测变量指标量纲和数量级差异对研究结果的影响，使指标具有一致性和可比性，需要对原始数据进行标准化处理，这里采用最大元素基准法对数据进行无量纲化处理，其公式为：Yij＝

（三）信度与效度分析

（1）信度检验。在对城市休闲化影响要素结构模型进行评价与检验之前，需对所得数据进行信度分析，即确保数据的可靠性和稳定性。这里采用SPSS17.0软件中的可靠性分析对数据进行信度检验。依据相关参考文献，Cronbach’s a大于0.7可认为数据达到信度标准的要求［20］。检验结果显示，模型中7个潜变量的Cronbach’s a系数均大于0.7（见表1），说明结构模型中潜变量的观测量数据具有良好的一致性、可靠性和稳定性，适合做进一步的验证分析。

（2）效度检验。效度分析是反映结构模型中测量结果与所测内容的吻合程度，本文对测量结果进行探索性因子分析，通过研究各观测变量的因子载荷情况来进一步对测量数据效度进行验证。由表1数据可看出，观测变量因子载荷都大于0.5的临界标准值，除测量指标休闲产业规模优势度（0.533）、每万人国际互联网用户数（0.538）的因子载荷较低外，其他测量指标因子载荷均在0.65以上，由此表明，结构模型中各潜变量的观测量具有较好的收敛效度。

表1 模型变量以及信度与效度分析结果表

四、模型检验与结果分析

（一）模型拟合检验

通过对数据进行信度与效度检验分析，可得知对结构模型可以进行下一步的整体拟合评价与假设检验分析。本文利用极大似然值法对样本数据进行参数估计，运用结构方程模型软件Amos 16.0对模型进行路径系数回归分析与模型拟合检验。对样本数据与概念模型进行拟合度检验的相关评价指标包括绝对适配度指标、增值适配度指标和简约适配度指标3种，并具有相应的评判标准，只有当模型满足其拟合评价标准时，才具有较好的拟合性，其具体指标内容与判断标准见表2。文章首先对初始模型进行相关参数估计与拟合检验，其次根据初始模型产生的修正指标（MI指数），对模型进行调整与修正，并在不违背理论基础的前提下，建立对应的相关变量关系，从而减少卡方值，使模型得到进一步优化。通过模型修正，最终得到表2模型拟合结果，除GFI＝0.848，达到可接受范围（GFI＞0.8），但未达到理想范围（GFI＞0.9）外，其他适配度指标均达到理想拟合标准，故模型整体拟合度较好，可以用于检验模型假设。

表2 结构模型拟合指标情况表

（二）模型假设检验与结果分析

模型假设检验主要用于判断概念模型假设条件是否成立，其依据假设检验结果中标准化路径系数的显著性。一般来说，标准化路径系数越大，表明变量之间越具有较为紧密的相关性关系，则其影响越大。由结构模型最终检验结果（见表3）可看出，结构模型中的标准化路径系数在－0.337至1.109之间，且多数系数的p值在0.001的水平上达到显著。此外，观测变量对于潜变量的标准化路径系数在0.316至0.992之间，其路径系数的p值均小于0.001，具有较好的显著性。根据假设检验结果和最终路径系数图（见图2）分析发现：

图2 最终结构模型标准化路径系数图

H1：城市经济社会发展对产业结构优化、城市基本功能、居民休闲消费能力、休闲公共服务与环境质量有显著正向作用。其路径标准化系数分别为W11＝1.000（C.R＝6.440，p＜0.001）；W12＝0.171（C.R＝2.472，p＜0.05）；W13＝0.506（C.R＝11.153，p＜0.001）；W14＝0.161（C.R＝3.678，p＜0.001），均为正向影响，且达到显著水平，因此假设成立，当城市经济社会发展水平提高时，会推动城市产业结构优化升级、城市基本功能完善、居民休闲消费能力提高以及休闲公共服务环境优化。

H2：产业结构优化对休闲资源与设施有显著正向影响，C.R＝6.120，p＜0.001，达到显著水平，假设成立，即城市产业结构越合理，其休闲资源价值利用越充分，休闲设施越完备，休闲产品越趋于丰富化与多元化。

H3：城市基本功能对休闲公共服务与环境质量有显著正向影响。其标准化路径系数为0.960，C.R＝7.167，p＜0.001，达到显著水平，因此，假设成立，即城市基本功能越完善、基础配套设施越齐全，城市休闲公共服务环境质量越好。

H4：居民休闲消费能力对休闲资源与设施、休闲产业服务能力呈显著正向作用。其中，居民休闲消费能力对休闲资源与设施的标准化路径系数为－0.337，为负向影响，C.R＝－4.236（其绝对值大于1.96），p＜0.001，达到显著水平；居民休闲消费能力对休闲产业能力的标准化系数为0.488，C.R＝3.437，p＜0.001，为正向影响，且达到显著水平。因此，假设部分成立，即居民休闲消费能力的提高对休闲经济增长、休闲产业发展有正向促进作用，但由于目前中国城市休闲化发展仍处于初级阶段，居民休闲消费主要依赖于丰富多样的休闲资源和良好的城市接待环境，而通过居民休闲消费来引导休闲资源合理开发以及休闲产品多元化发展的趋势尚不明显，由此使得居民休闲消费能力的提高对于促进城市休闲资源与设施持续发展的作用不显著。

H5：休闲资源与设施对休闲产业服务能力有显著正向影响。其标准化路径系数为0.847，C.R＝4.797，P＜0.001，为正向影响，达到显著水平，假设成立，即城市休闲资源越丰富，休闲服务配套设施越齐全，休闲产品越呈现多元化与综合性，休闲产业发展越成熟。

H6：休闲公共服务与环境质量对居民休闲消费能力、休闲产业服务能力有显著正向影响。其中，休闲公共服务与环境质量对居民休闲消费能力的标准化路径系数为0.543，C.R＝6.270，p＜0.001，为正向影响，且达到显著水平；对于休闲产业服务能力的标准化路径系数为－0.105，C.R＝－2.238，p＜0.05，为负向影响。因此，假设部分成立，即休闲公共服务环境的优化对于居民休闲消费能力的提升作用显著，但对于休闲产业的促进作用尚不明显，由此反映出中国城市休闲化发展亟待完善城市休闲管理体制，建立规范、完整的城市休闲公共服务综合管理体系，同时，加强城市文化创意产业发展，营造文化氛围，改善城市生态、社会、文化环境，推动休闲产业良性发展。

综上分析，结构模型中各变量对于城市休闲化发展影响系数存在一定差异。其中，经济社会发展、产业结构优化及城市基本功能对于休闲产业能力产生间接正向影响，影响效应分别为1.130 5、0.938 2和0.155 0；休闲资源与设施对休闲产业服务能力产生直接正向影响，其影响效应为0.846；居民休闲消费能力对休闲产业服务能力直接影响效应为0.488，间接影响效应为－0.286 8，综合影响效应为0.201 2；休闲公共服务与环境质量对休闲产业服务能力直接影响效应为－0.104，间接影响效应为0.265 5，综合影响效应为0.161 5。由此表明，目前中国城市休闲化发展中，城市经济社会发展、产业结构优化以及城市休闲资源与设施对于休闲产业服务能力影响较大，而居民休闲消费能力与休闲公共服务环境对于休闲产业服务能力影响显著性较低。

表3 结构模型假设检验结果

五、城市休闲化发展的动态演进分析

为进一步分析中国城市休闲化发展的分布演进态势，这里采用非参数核密度估计模型进行深入探讨。核密度分布是一种非参数估计方法，主要从数据本身出发对随机变量的概率密度进行估计，克服了参数估计模型中函数形式设定的主观性，使研究结论更具有普遍性与客观性［21］。同时，核密度估计是通过平滑方法，用连续的密度曲线代替非参数估计中的直方图，从而更好地描述变量的整体分布状态。其函数基本形式为：

其中n为观测值个数；Xi为城市休闲化指数，各城市分别在2005－2011年的休闲化发展指数，这里运用多目标线性加权求和模型，将结构方程模型中测算得出的各潜变量与观测变量的标准化系数作为权重，以35个城市各观测变量的标准化数据作为单一项的评分数值，经过加权求和综合测算中国城市2005－2011年的休闲化发展指数；X为平均值；h为带宽，即平滑参数，用来控制密度估计的平滑度，K（· ）为核函数，本文采用高斯正态分布核函数，运用Eviews软件对中国城市休闲化的动态发展趋势进行估计［22］。

图3 中国城市休闲化发展动态演进图

由图3可看出，从2005—2011年，分布曲线整体位置逐步向右移动，波峰所对应的城市休闲化指数值不断增大，曲线右翼向右边大幅延展，并保持了较长的右拖尾翼。由此表明，随着中国城市化进程的加快、城市经济社会持续快速发展，城市休闲化水平不断提高，且呈现出较大的发展潜力。但分布密集区主要集中于20～50区间段，而高值区间段分布密度较低，同时，主峰与其他小的波峰对应的休闲化指数数值间差距呈扩大趋势，可看出中国35个大中城市中，其休闲化发展状况仍处于中低水平，仅有沿海经济发达地区少数核心城市休闲化水平达到较高值，且城市化水平高值与低值间差距有进一步拉大趋势。此外，分布曲线波峰峰值逐渐降低，其中，主峰峰值由4.5下降到2，其它小的波峰峰值也相应有所降低，并且，2005—2011年各分布曲线波峰宽度由窄变宽，同时，曲线形式由“双峰”向“单峰”趋势转变。上述特征表明中国城市休闲化发展呈现出由两级分化、高度集中向均衡化发展态势，但同时，受经济基础、交通区位、资源条件、政策支持等因素影响，仍存在一定的“俱乐部”收敛趋势，广大的城市休闲化中低水平地区与少数的休闲化较高水平地区将长期并存。

六、结论与讨论

文章依据现有相关理论分析，在尝试构建反映中国城市休闲化影响要素间因果关联关系的概念模型基础上，运用结构方程模型，对中国城市休闲化影响机理进行实证分析与验证，旨在从过程与结构角度，探讨中国城市休闲化发展动态与未来趋势。研究结果表明：

1.从系统论角度出发，城市休闲化发展是一个以人为中心，由自然、经济、社会等休闲要素所组成的休闲功能完善的复合系统，且系统中各要素间存在着较为明显的因果关联关系。

2.城市休闲化系统中各要素对于休闲化发展水平的影响具有非均衡性，其中，城市经济社会发展、产业结构优化、休闲资源与设施对休闲产业服务能力影响系数较大，特别是休闲资源与设施因素，其综合影响系数仅次于经济社会发展因素与产业结构优化因素。这也说明目前城市休闲资源、设施与休闲空间对中国城市休闲化发展作用显著，应该予以高度重视。在充分发挥城市休闲资源丰富多样的优势前提下，着重突出城市休闲资源与休闲空间的多样体验性与文化创意性，提高休闲服务水平，实现休闲产品的深度开发与设计。相比而言，休闲公共服务与环境质量因素以及居民消费能力因素对于休闲产业能力影响显著性较低，表明中国城市休闲化发展亟待完善城市公共服务体制，优化自然、社会与文化环境，实现城市休闲经济增长与生态环境协调发展，同时，不断激发居民休闲消费潜力，引导居民休闲方式转变，调整休闲消费结构，实现城市休闲需求持续快速增长。城市经济社会发展、产业结构优化以及城市基本功能等要素对休闲产业服务能力并未产生直接的正向影响，而是通过休闲产品、休闲环境以及休闲需求来推动休闲产业服务能力的提高。因此表明，城市休闲化发展关键在于发展城市休闲经济，完善城市休闲功能，以此来构建城市复合休闲功能体系。同时，也表明中国经济欠发达地区同样可依托自身休闲资源丰富、休闲空间独特、休闲环境优美等优势条件，在服务本地居民生活的基础上，吸引外地游客，发展具有地方特色的休闲产业，并通过区域合作等方式，形成休闲产业集聚效应，实现城市休闲化跨越式发展。除此之外，由于城市休闲化发展影响要素较为系统、复杂，且要素间关联性较强，加之各城市间城市化水平存在较大差异，使得中国城市休闲化发展需要分层次、分步骤、多种模式逐步推进。

3.中国城市休闲化发展呈现出较为显著的动态演进趋势，其表现为：一方面，中国城市休闲化水平呈现整体上升态势，且发展潜力较大，但目前主要处于中低水平，较高水平仅存在于沿海经济发达地区核心城市，同时，各城市休闲化水平高值与低值间差距有进一步拉大趋势；另一方面，休闲化发展呈现出由两级分化向均衡化发展态势，但仍存在一定的“俱乐部”趋同现象。由此，未来中国城市休闲化发展仍然面临一定挑战，亟需不断完善和优化城市休闲系统，转变发展模式，加强区域合作，推进休闲产业集群化发展，以此提升中国城市整体休闲化水平。

当然，由于受研究范围与实证数据的限制，本文对于城市休闲化影响机理研究还有待进一步深入，所涉及影响因素主要为反映经济、社会、休闲功能等客观条件因素，而对于城市居民满意度、幸福指数、城市文化氛围、城市品牌形象等主观因素尚未考虑。未来，对于城市休闲化影响机理研究将会细化相关中介变量，同时，可针对影响要素关联作用的差异性，探讨不同类型城市休闲化发展模式，为中国城市休闲产业要素合理布局以及构建宜居、休闲城市提供对策性建议。

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