帽子效益：国家运动休闲特色小镇对目的地经济发展的影响

王佳琳，游茂林

（1.中国地质大学（武汉）体育学院，湖北 武汉 430074；2.江西师范大学 体育学院，江西 南昌 330022）

1 问题的提出

2017 年5 月9 日，国家体育总局下发《关于推动运动休闲特色小镇建设工作的通知》，提出“借助运动休闲特色小镇更好服务于基层经济社会事业、全民健身与健康事业和体育产业”［1］。通过精心组织遴选，同年8 月10 日国家体育总局认定首批96个国家运动休闲特色小镇［2］，引导它们依托所属的特色体育资源，围绕“体育＋”模式着力开发具有地方特色的运动休闲项目，例如浙江金华汽车运动休闲特色小镇以汽车运动与汽车文化为引领，将休闲运动与文化旅游有机融合［3］；广西南宁马山古零攀岩特色小镇依托自然岩壁优势，采用“体育＋旅游＋文化”的新发展模式打造国际级攀岩圣地、承办了一系列大型攀岩赛事［4］。

运动休闲特色小镇是指“以运动休闲为主题，具有独特体育文化内涵、良好体育产业基础，集多功能于一体的全民健身平台和体育产业基地”［1］，是新时期我国体育产业发展的新形态，包括6 种类型［5］。目前，研究者们对运动休闲特色小镇的讨论可分为两类：①揭示国家运动休闲特色小镇的发展路径，主要包括利用“大产业链”发展模式推进产业融合的深度和广度［6］，通过“文创兴镇”实现文化与现代设计、智能科技的交融［7］，并立足地域特色，加强体育人才队伍建设来激发新动能［8］；②呈现国家运动休闲特色小镇的空间分布特征，发现整体空间分布受经济水平、地理位置和人口密度等因素的影响［9］，存在明显的聚集性特征，多在环渤海、泛长三角和长江中下游地区［10］，至今未能查阅到有关国家运动休闲特色小镇建设效果的研究报告。

近年来，国家通过强化政策支持、完善工作机制和加强监测管理等方式推进运动休闲特色小镇高质量发展［11］，同时各地在资金、资源上给予积极支持。例如陕西商洛通过完善基础设施建设和利用文化旅游资源来助力营盘运动休闲特色小镇发展［12］，山东日照依托水上运动优势投入20 亿元建设水上运动基地等硬件条件［13］，这些举措带动越来越多的相关产业与体育融合发展，所产生的集群效应为当地经济建设创造诸多利益［14］。基于上述建设实效并结合William Arthur Lewis 的经济增长理论［15］，创建国家运动休闲特色小镇具备带动目的地经济发展的潜力。

但是，运动休闲特色小镇在建设过程中遇到核心竞争力不足导致品牌效应薄弱、文化建设缺乏创新导致同质化现象普遍［16］，以及基础设施不完备、产业结构不均衡严重制约产业集群发展［17］等问题。而政府作为相关建设工作的领导者，无论是政策纠偏还是多方管理上仍存在着履责能力低、治理主体模糊的问题［18］，同时还存在偷换概念和虚报进度的“虚假小镇”，或是借小镇之名进行房地产开发的情况［19］，致使419 个运动休闲小镇需要整改、淘汰［20］。虽然运动休闲特色小镇是当前体育产业发展的重要部署，但与之不符的行政手段和投资力度会限制小镇建设所产生的辐射效应［21］，所以创建国家运动休闲特色小镇对目的地经济的推动作用可能存在“运动式治理”的短期效应，缺乏长效性。本文基于上述理论分析，最终形成国家运动休闲特色小镇对目的地经济发展的影响机理（图1）。

图1 国家运动休闲特色小镇对目的地经济发展的影响机理Figure 1 Influence mechanism of national sports and leisure characteristic towns on the local economy

鉴于各地经济基础、产业结构、文化观念等方面的差异，政策效应可能存在异质性。考虑到边际效应递减规律和经济增长收敛性，落后城市经济增速远高于发达城市，在无其他外生变量冲击的条件下，较为落后的中西部地区产生的政策效应高于经济发达的东部地区［22］。除此，政策效应或因城市规模产生差异，大城市现有的更大规模的人才资源能为小镇建设带来包括技术、制度、市场在内的各方面创新，大大提高对经济发展的贡献率［23］。这意味着中西部地区和大城市创建国家运动休闲特色小镇的经济效应可能高于东部地区和中小城市。

截至目前，首批国家运动休闲特色小镇已经经过5 年的创建，而在2020 年国家体育总局将遴选运动休闲特色小镇的权力下放到省级政府部门，这引起我们思考在中央政府部门继续遴选多种国家级体育单位（如国家体育旅游示范基地）时下放该项工作权力是否受到建设成效的影响。当研究者评估政策或事件的影响时，通常做法是构建“相似”的控制组，观察潜在结果的变化趋向，比较样本在事实与反事实状态下的差异［24］。例如，李海杰等利用倾向匹配双重差分法评估国家体育产业示范基地的经济效应［25］；史瑞应等采用回归合成法分析2022 年北京冬奥会带来的旅游影响效应［26］；周正宏采用合成控制法研究国务院46 号《文件》对体育产业聚集和增长的影响［27］。因此，本研究基于2010—2021 年中国274 个地级市的面板数据，利用双重差分法（DID）识别国家运动休闲特色小镇的政策效应及影响机制，并通过异质性检验来评估该项工作在不同地区产生的效果及差异，旨在客观评判授予国家运动休闲特色小镇等国家级体育单位称号是否有助于目的地经济发展，以期为后续开展类似评选工作提供参考。

2 研究方法

2.1 模型设定

本研究以首批国家运动休闲特色小镇获批时间2017 年为政策冲击时点，将研究期内的各年份设定为“实验前”和“实验后”，即将2017 年以前的年份t赋值为0、2017 年及以后的年份t赋值为1。同时将获批国家运动休闲特色小镇的城市（以下简称“特色小镇城市”）列为“实验组”，未获批国家运动休闲特色小镇的城市（以下简称“非特色小镇城市”）列为“控制组”，最终构建以下双向固定模型：

式中：被解释变量Yit反映i 城市在t 年的经济发展状况，交互项TOWNYEARit为核心解释变量。Xit为控制变量，包括政府财政支出、固定资产投资、产业结构高级化、总储蓄率、国内贸易和对外开放度；γt、μi分别为时间固定效应和个体固定效应；εit为随机误差项。

为进一步识别特色小镇的动态效应，设置时间虚 拟 变 量 YEAR2018、YEAR2019、YEAR2020 和YEAR2021，分别在2018、2019、2020、2021 年，即设立小镇后的第1 年、第2 年、第3 年和第4 年取1，其余年份取0，再将其与政策虚拟变量的交互项纳入模型（2），系数用于反映试点各年内特色小镇对地区经济发展的动态影响效应。最终模型如下：

2.2 变量设置

被解释变量：本研究的被解释变量为经济发展水平，文献中一般用地区人均GDP 的对数值（LNPERGDPit）来表示［28］。为消除通货膨胀对经济数据的影响，利用各市名义人均GDP除以各市所属省份的人均GDP平减指数进行计算并作对数化处理以消除异方差［29］，平减指数计算时以2010 年为基年（表1）。

表1 相关变量及其计算方法Table 1 Variables and calculation methods

核心解释变量：核心解释变量（TOWNYEARit）是特色小镇虚拟变量和时间虚拟变量的交互项。如果某一城市当年设立或已经设立国家运动休闲特色小镇，则赋值为1，否则赋值为0，并用系数α1表征特色小镇对经济发展的政策净效应，若α1显著为正，则表明创建工作能有效促进各地的经济发展，反之则表明起到抑制作用。动态效应检验的原理同上。

控制变量：为准确地评估国家运动休闲特色小镇建设对目的地经济发展的作用，同时考虑到运动休闲特色小镇创建的影响因素，本文选取包括政府财政支出、固定资产投资、产业结构高度化、总储蓄率、国内贸易和对外开放度（变量实际利用外商直接投资额的数据由《中国城市统计年鉴》中的原始数据根据中国人民银行每年度公布的平均美元兑人民币汇率进行换算）在内的6 个系列变量作为控制变量［30，31］，其具体计算方式如表1 所示。通过选取上述控制变量，既能降低共线性带来的偏差，又能反映地区财政收支、资本积累、开放程度对地区经济发展的影响。

2.3 数据来源与处理

本文选择的研究对象为国家体育总局认定的首批运动休闲特色小镇，尽管其覆盖范围多为县级单位，但考虑到区域从属关系和经济辐射范围，故而选用市域经济发展数据。在剔除位于直辖市、自治州、盟以及《中国城市统计年鉴》中数据缺失严重的城市后，发现2010—2021 年中国多地重新划分行政管辖区，例如2011 年安徽省撤销巢湖市，辖区划归合肥市、芜湖市和马鞍山市；2016 年四川省将原属资阳市的简阳市划归成都市；2019 年山东省将莱芜市划归济南市；2020 年吉林省将原属四平市的公主岭市划归长春市。为统一研究样本口径，避免行政管辖区变动造成干扰影响，遂将上述城市全部剔除，最终保留样本城市274 个，其中实验组70 个，控制组204 个。

研究所需数据从《中国统计年鉴》《中国城市统计年鉴》和各省市的统计公报、统计年鉴中获得，部分缺失值采用线性插值法进行补充。

各变量的基本情况如表2 所示。

表2 各变量的描述性统计Table 2 Descriptive statistics for variables

3 结果及分析

3.1 国家运动休闲特色小镇的平均效应

由表3 可见，模型1 在控制时间固定效应、个体固定效应和系列控制变量后，交互项系数为负值但不显著，表明研究期内国家运动休闲特色小镇未能推动目的地经济增长但抑制作用并不强。然而在政策实施下，固定资产投资、产业结构高级化和对外开放度均对当地经济产生了显著的正向变化，而总储蓄率和国内贸易则出现显著的负向变化，可能缘于：①政府加大体育产业投资后，为社会带来大量的体育产品，导致经济收入的增加［32］，同时随着开放程度的不断深化，区域连通为各地经济发展输入了更多的资本、技术和知识，不管是从长期还是短期效应上来看，对平衡产业结构具有较大的促进作用［33］，最后通过劳动生产率、生产要素和居民消费等方式作用于区域经济的协调发展［34］。②我国居民普遍接受低风险的储蓄作为人民币保值方式，但仍有部分高储蓄率城市产生挤出效应，导致体育产业投资和个人活动资产缩减［25］，致使人们实际购买力下降、体育产业消费额缩水，最终表现为社会整体消费水平下降，继而影响地区经济发展。

表3 国家运动休闲特色小镇的平均效应Table 3 Average impact of national sports and leisure characteristic towns

运动休闲特色小镇试点项目开始于2017 年，在同一时段内我国政府也进行了其他类似的评选活动（如国家体育旅游示范基地、国家体育产业示范基地）。由于这些政策同时实施可能对目的地经济发展造成一定的复合影响，从而导致对运动休闲特色小镇的政策效应评估产生偏差，所以本研究通过剔除国家体育旅游示范基地、体育产业示范基地与运动休闲特色小镇重叠的城市以排除其他政策的干扰，最终保留243 个样本，其中实验组57 个、控制组186 个。模型2 显示，排除其他城市样本后的结果与模型1 基本一致，被解释变量系数仍为负，证明模型1 的结论可靠（表3），后文均以模型1 的原始数据进行回归分析。

3.2 国家运动休闲特色小镇的动态效应

上述分析仅能识别2010—2021 年创建国家运动休闲特色小镇的平均影响效应，而无法评估短期政策效果，即设立特色小镇可能在短期内对地区经济发展存在正向的动态影响。模型3 和模型4 分别是未加入控制变量和加入控制变量的模型（表4）。

表4 国家运动休闲特色小镇的动态效应Table 4 Dynamic impact of national sports and leisure characteristic towns

由表4 可知，特色小镇在创建初期未对地区经济发展产生显著的负向影响，但政策实施后第3 年小镇对经济的负效应不减反增，抑制作用更加明显。因政府投资不当、管理不善等问题导致小镇的建设工作放缓［20］，治理主体未能持续推进小镇的建设成效，基本验证了假设2。但考虑到呈负向作用的产业政策普遍存在若干年的滞后期［24］，因此猜测特色小镇可能会随着时间的推移逐渐产生正向作用。为此，中央不断落实定期评估复查的考核机制，加大项目投资力度，部分景区通过完善道路、电信和住宿餐饮等基础设施建设来推动小镇运动休闲体育产业的发展［35］，同时进一步落实相关政策（表5），促使小镇设立后第4 年负效应开始降低，第5 年将迎来正效应。

表5 2019—2022 年关于运动休闲特色小镇的政策文件Table 5 Policy document on national sports and leisure characteristic towns，2019 -2022

3.3 国家运动休闲特色小镇的影响机制

借鉴刘瑞明等的研究方法［36］，引入TOWNYEAR与EXP、INV、AIS、SAV、RET 和OPEN 等各变量的交互项，检验国家运动休闲特色小镇产生的经济效应对上述变量的依赖程度，如果交互项系数显著为正，则表明高度依赖（表6）。由表6 可知，国家运动休闲特色小镇对地区经济发展的影响效应未显示出明显的经济促进作用，同时与EXP、INV和AIS 的交互项系数显著为正，与RET和OPEN的交互项系数均不显著。这进一步证实创建国家运动休闲特色小镇对地区经济发展无显著正效应，其所产生的经济效应高度依赖于政府财政支出、固定资产投资和产业结构高级化等指标。

表6 加入TOWNYEAR和各变量交互项后的回归结果Table 6 Regression result after adding interaction term between TOWNYEAR and variables

为进一步解释创建国家运动休闲特色小镇未达到预期效果的原因，还需要验证特色小镇对上述变量的影响，因此本研究以TOWNYEAR为核心解释变量，EXP、INV、AIS、SAV、RET和OPEN为被解释变量进行回归分析（表7）。由表7 可知，控制时间固定效应和个体固定效应后，创建国家运动休闲特色小镇对两个高依赖度的变量（政府财政支出和固定资产投资）均具有负向影响，而对两个低依赖度的变量（社会消费品总额和对外开放度）均表现出显著的负向影响（p ＜0.1），表明创建国家运动休闲特色小镇未能有效提升当地的政府支出规模、基础设施水平、社会消费水平和对外开放程度，而这些变量正是充分发挥特色小镇带动目的地经济发展的关键因素，所以相关结果可以解释国家运动休闲特色小镇未起到经济推动作用的原因。

表7 国家运动休闲特色小镇对各控制变量的影响效应Table 7 Impact of national sports and leisure characteristic towns on control variables

3.4 稳健性检验

稳健性检验旨在验证评价方法、指标解释能力的强健性和回归结论的稳定性［37］，本研究通过平行趋势检验来检查样本数据是否满足双重差分法的应用要求，如果创建国家运动休闲特色小镇前各地的经济指标不存在系统性差异，即BEFORE3、BEFORE2和BEFORE1的系数均不显著，则满足平行趋势设定，稳健性检验的回归结果如表8 所示。由表8 可知，创建国家运动休闲特色小镇前，实验组与控制组样本的系数均不显著，可见政策冲击前各地经济指标不存在系统性差异，满足平行趋势设定（模型17）。

表8 稳健性检验的回归结果Table 8 Regression results of robustness tests

为避免极端值对国家运动休闲特色小镇的政策评估造成偏误，本文进行了1%、2%和5%的缩尾处理［36］，然后进行回归分析。结果显示，缩尾处理后的回归系数与基础回归结果仅大小存在差异，仍为负值（模型18—20）。

此外，本文为进一步识别创建国家运动休闲特色小镇的经济效应，将被解释变量进行增长率换算后再次进行回归分析［公式为：（当期人均实际GDP-前期人均实际GDP］/前期人均实际GDP）。结果显示，增长率换算后的回归系数为负值且达到显著性（p ＜0.05），表明特色小镇在一定程度上抑制了当地经济增长，进一步验证了前述结论（模型21）。

为有效解决DID可能导致的样本选择难题，本文在上述检验的基础上结合Rosenbaum和Rubin提出的倾向得分匹配法（PSM）来进一步验证研究结论的稳健性［37］。具体步骤为：先通过Logit 模型计算倾向分值，再利用一阶最近邻匹配法选出实验组与控制组得分值在共同取值范围内的样本，将其分别设置为实验组和控制组。由于PSM 要求匹配后实验组和控制组间的各控制变量不存在显著差异，所以匹配后需要进行平衡性检验，如果匹配后标准化偏差的绝对值均小于20%或p 值大于0.1，则表明在控制变量上不存在显著差异，选取的匹配方法是可靠的。由表9 可知，匹配后的实验组和控制组在EXP、AIS、SAV 和OPEN 等变量上的偏差大幅降低，各变量的偏差绝对值均小于10%，且除RET外的其他变量p值都明显大于0.1，说明匹配后的两组样本间不存在显著性差异，符合相关要求。在此基础上重新对国家运动休闲特色小镇的经济效应进行估计，发现效应系数较基础回归结果提高了0.006 8，但仍为负值，表明匹配后的城市样本对目的地经济发展仍存在负向影响，同样能验证研究结论的稳健性（模型22）。

表9 平衡性检验的回归结果Table 9 Regression results of balance tests

3.5 异质性检验

3.5.1 区域异质性检验

国家运动休闲特色小镇覆盖了除我国北京市、上海市、天津市、重庆市、香港特别行政区、澳门特别行政区和台湾地区以外的27 个省份，考虑到不同地区的地理位置、资源特征、产业基础等因素可能对当地经济发展产生不同影响，所以本研究进行区域异质性检验，依据《关于西部大开发若干政策措施的实施意见》《关于促进中部地区崛起的若干意见》［38］将274 个样本城市按照所在区位分为178 个中西部地区城市和96 个东部地区城市，并对模型（1）进行扩展：

式中：cityposition 为中西部地区和东部地区城市的区位分类变量；α1用于表征不同区位城市样本对目的地经济发展的影响。当考察中西部地区样本的经济效应时，设定East -city 为0、Mid -west city为1；当考察东部地区样本的经济效应时，设定East-city为1、Mid-west city为0。

由表10 可知，中西部地区样本对经济发展呈现负向影响，而东部地区样本的经济影响效应虽不显著但为正，表明创建国家运动休闲特色小镇所产生的经济效应存在区域差异，东部地区已经获得正向推动作用。这可能源于：东部地区拥有更为丰富集中的资源来支持小镇建设，加大了中西部地区各城市的经济带动作用不强［39］。

表10 区域异质性和规模异质性检验的回归结果Table 10 Regression results of regional and scale heterogeneity tests

3.5.2 规模异质性检验

相较于中小城市，大城市拥有更多的人力资本，两者间的差异对经济发展的影响也不尽相同。为验证前文假设，本研究依据《关于调整城市规模划分标准的通知》《中国人口普查分县资料》，将所有样本城市按人口数量分为中小城市和大城市后进行规模异质性检验，其中大城市93 个、中小城市181 个，最终构建扩展模型（4）：

模型（4）中：citysize 为中小城市和大城市的规模分类变量；α1则表征不同规模城市样本对目的地经济发展的影响。当识别中小城市样本的经济效应时，设定Mid-small city为1、Big city为0；当识别大城市样本的经济效应时，设定Mid -small city 为0、Big city为1。

由表10 可知，位于中小城市的样本对当地经济具有正向作用但并不显著，而大城市样本则产生了负效应，表明中小城市获得的经济效应要优于大城市，特色小镇的经济效应存在规模异质性，这可能源于大城市拥有庞大的人口规模，在形成人力资本优势的同时所附带的拥挤效应对城市格局、资源和设施等方面造成更多浪费，使得小镇建设物资无法满足，同时影响环境绿化和服务设施条件的迭代更新［40］，导致城市经济无法得到持续化发展。

4 结论与建议

本文利用2010—2021 年274 个地级市的面板数据，借助双重差分法探讨国家运动休闲特色小镇对目的地经济发展的影响。主要结论如下：①研究期内，创建国家运动休闲特色小镇并未推动目的地经济发展，该结果具有稳健性。因部分地区管理方式、建设范式上的不当，加之挤出效应对体育产业投资的减少导致设施条件不够完备，严重滞缓特色小镇的创建工作，使得经济效应难以趋于正向。②国家运动休闲特色小镇催生的经济效应缺乏即时性和存在滞后性，政策实施后的三年内负向影响不断增强；但随着考核机制的介入，对经济的负向影响随时间推移有所减弱。③国家运动休闲特色小镇主要通过政府财政支出、基础设施建设和产业结构升级等途径作用于目的地经济的发展。④国家运动休闲特色小镇的经济效应存在区域异质性和规模异质性，对东部地区城市和中小城市的经济推动作用要优于中西部地区城市和大城市。

基于研究结论，提出如下建议：①地方政府应给予合理的行政干预和政策支持，根据特色小镇实际情况对症下药，构建明确的治理体系，并根据区域特点完善基础设施建设，打造多体系、多业态、多层次的体育特色产品。②鉴于运动式治理的实际现状和动态效应检验结果，小镇建设者应树立可持续发展观，着眼于长期发展，杜绝形式主义和虚假建镇。③位于不同区位、不同规模城市的特色小镇，其发展基础存在差异，因此各地之间应加强产业协作与资源共享，实现要素与信息的自由流通。