我國省域休閑產(chǎn)業(yè)競爭力時(shí)空動態(tài)演變研究
——基于ESDA-GWR模型的實(shí)證

方遠(yuǎn)平，毛　曄

（華南師范大學(xué)旅游管理學(xué)院，廣東廣州510631）

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我國省域休閑產(chǎn)業(yè)競爭力時(shí)空動態(tài)演變研究
——基于ESDA-GWR模型的實(shí)證

方遠(yuǎn)平，毛曄

（華南師范大學(xué)旅游管理學(xué)院，廣東廣州510631）

［摘要］基于因子分析、探索性空間數(shù)據(jù)分析法研究我國省域休閑產(chǎn)業(yè)整體競爭力的空間分布及其關(guān)聯(lián)特征，可以發(fā)現(xiàn)：我國省域休閑產(chǎn)業(yè)競爭力最高的區(qū)域集聚分布于東部沿海省市，從“十五”至今地位穩(wěn)固;競爭力居于中間層次的省域分散分布于中西部地區(qū)；第三層次的省域主要分布在西部，西部省域在“十二五”期間顯著上升。從省域空間關(guān)聯(lián)性看，休閑產(chǎn)業(yè)競爭力水平呈明顯的空間依賴性，天津、江蘇、上海等較發(fā)達(dá)的東部地區(qū)位于高高集聚區(qū)，而位于低低集聚類型的大多是較不發(fā)達(dá)的中部和西部地區(qū)，在全域空間內(nèi)形成了核心-邊緣模式，而在局域空間則顯現(xiàn)出“俱樂部”效應(yīng)。采用空間常系數(shù)模型和地理加權(quán)回歸模型進(jìn)一步分析影響休閑產(chǎn)業(yè)競爭力的因素，發(fā)現(xiàn)居民消費(fèi)能力、市場購買力、政府調(diào)控與休閑產(chǎn)業(yè)競爭力呈正相關(guān)關(guān)系，其中居民消費(fèi)能力影響最顯著；失業(yè)率、人力資本以及市場化程度與休閑產(chǎn)業(yè)競爭力有負(fù)相關(guān)關(guān)系；并且各因素的影響程度隨著空間位置的移動而變化。

［關(guān)鍵詞］休閑產(chǎn)業(yè)；競爭力；空間關(guān)聯(lián)；探索性數(shù)據(jù)分析；地理加權(quán)回歸

2014年10月國務(wù)院常務(wù)會議部署推進(jìn)消費(fèi)擴(kuò)大和升級，并把旅游休閑消費(fèi)列為6大重點(diǎn)消費(fèi)領(lǐng)域之一?！笆濉币?guī)劃綱要有十五處直接提及支持休閑旅游的發(fā)展。重視休閑產(chǎn)業(yè)發(fā)展的價(jià)值不僅是經(jīng)濟(jì)效益，更是有助于解決相關(guān)區(qū)域性問題，比如收入差異化、區(qū)域資源約束問題等［1］。同時(shí)作為無煙產(chǎn)業(yè)，以及知識和勞動雙密集型的產(chǎn)業(yè)，大力發(fā)展休閑產(chǎn)業(yè)成為有效緩解城市土地壓力，增加地區(qū)環(huán)保指數(shù)的重要途徑和戰(zhàn)略性發(fā)展措施［2］。因此，如何通過提升城市休閑產(chǎn)業(yè)競爭力來助推我國經(jīng)濟(jì)發(fā)展轉(zhuǎn)型，迎合國家供給側(cè)深化改革趨勢，促進(jìn)產(chǎn)業(yè)結(jié)構(gòu)深層次調(diào)整，是當(dāng)前的重要研究課題，也是我國經(jīng)濟(jì)發(fā)展中極具現(xiàn)實(shí)意義的問題。

休閑產(chǎn)業(yè)已經(jīng)成為西方發(fā)達(dá)國家很重要的產(chǎn)業(yè)，政府和學(xué)術(shù)界對休閑產(chǎn)業(yè)的發(fā)展給予了足夠的關(guān)注，研究主題較多集中在休閑活動的定義和分類、休閑不同行為主體活動以及組織管理等相關(guān)內(nèi)容上［3］；也有學(xué)者探討了休閑產(chǎn)業(yè)將對國民經(jīng)濟(jì)造成的影響［4］。值得注意的是肯·羅伯特（Ken·Roberts，2009）將研究重點(diǎn)放在休閑產(chǎn)業(yè)的三方供給者上，對政府和非營利組織以及商業(yè)部門進(jìn)行了分析。西方學(xué)者對休閑產(chǎn)業(yè)競爭力以及相關(guān)內(nèi)容的關(guān)注度不夠，更多的是從國家層面進(jìn)行產(chǎn)業(yè)競爭力的分析。國內(nèi)學(xué)者馬惠娣［5］、金雪芬［6］等對休閑的定義、休閑產(chǎn)業(yè)、休閑經(jīng)濟(jì)和休閑消費(fèi)進(jìn)行了探討?？偟膩碚f國內(nèi)近年休閑產(chǎn)業(yè)的相關(guān)研究側(cè)重定性分析，且側(cè)重于微觀層面，如藍(lán)慶新［7］、汪德根［8］等都是研究了休閑產(chǎn)業(yè)的某一具體領(lǐng)域及相關(guān)內(nèi)容，像文化休閑產(chǎn)業(yè)的競爭力、旅游業(yè)的空間結(jié)構(gòu)等。結(jié)合空間計(jì)量模型對休閑產(chǎn)業(yè)競爭力方面進(jìn)行研究的并不多見，而針對休閑產(chǎn)業(yè)的相關(guān)計(jì)量研究都未涉及空間效應(yīng)。因此有必要從空間計(jì)量的角度探討我國休閑產(chǎn)業(yè)競爭力的空間效應(yīng)及其影響因素。

一、省域休閑產(chǎn)業(yè)影響因素的指標(biāo)體系構(gòu)建

邁克爾·波特的經(jīng)典“鉆石模型”是評估產(chǎn)業(yè)經(jīng)濟(jì)競爭力的重要理論依據(jù)。從現(xiàn)實(shí)情況與理論發(fā)展的角度看，該理論仍存在探索空間，但用于分析國內(nèi)區(qū)域間的產(chǎn)業(yè)競爭力，“鉆石模型”無疑是適用的［9］。本研究將參考“鉆石模型”，結(jié)合國民經(jīng)濟(jì)中的行業(yè)分類將休閑產(chǎn)業(yè)劃分為旅游產(chǎn)業(yè)、餐飲產(chǎn)業(yè)、文化娛樂產(chǎn)業(yè)和體育健身產(chǎn)業(yè)四大模塊，結(jié)合四大模塊的不同結(jié)構(gòu)特點(diǎn)選取指標(biāo)，構(gòu)建休閑產(chǎn)業(yè)整體競爭力模型，進(jìn)行綜合分析。

（一）休閑產(chǎn)業(yè)生產(chǎn)要素休閑產(chǎn)業(yè)與城市化之間的緊密關(guān)系已經(jīng)得到了許多驗(yàn)證［10］。同制造業(yè)相比，它同樣具有聚集效應(yīng)，且更明顯。聚集的誘因是為了獲取更好的人力資本、基礎(chǔ)設(shè)施、技術(shù)進(jìn)步與外溢效應(yīng)等。信息化為休閑產(chǎn)業(yè)的發(fā)展提供了關(guān)鍵支撐［11］。休閑產(chǎn)業(yè)的產(chǎn)出中有大量人力資本和知識資本服務(wù)，使用人力資本和知識資本作為主要的投入要素也就成了應(yīng)有之義［12］。而因休閑產(chǎn)業(yè)與第三產(chǎn)業(yè)間關(guān)系緊密，也必須考慮產(chǎn)業(yè)結(jié)構(gòu)的具體構(gòu)成情況［13］。必要的固定資產(chǎn)支撐對于休閑產(chǎn)業(yè)的發(fā)展則具有重要的基礎(chǔ)性作用。

（二）需求條件只有經(jīng)濟(jì)發(fā)展達(dá)到一定程度，才會有休閑產(chǎn)業(yè)的發(fā)展，經(jīng)濟(jì)發(fā)展水平對休閑產(chǎn)業(yè)的巨大推動作用，主要表現(xiàn)在它的直接和間接的“雙效應(yīng)”。同時(shí)，居民的消費(fèi)能力和社會購買力的大小，會直接影響居民的消費(fèi)欲望［14］，以及社會對于休閑產(chǎn)品總量的需求。而社會總體失業(yè)率則會對休閑產(chǎn)業(yè)人力資本補(bǔ)給和社會消費(fèi)力產(chǎn)生雙向影響。

（三）相關(guān)和支持產(chǎn)業(yè)和休閑產(chǎn)業(yè)休戚相關(guān)的行業(yè)，如文化產(chǎn)業(yè)、旅游產(chǎn)業(yè)，其發(fā)展水平對休閑產(chǎn)業(yè)競爭力具有一定的影響，在文化產(chǎn)業(yè)中，選取文藝表演產(chǎn)所數(shù)量作為評價(jià)指標(biāo)，旅游業(yè)則以外匯收入作為衡量標(biāo)準(zhǔn)［15］。同時(shí)休閑產(chǎn)業(yè)對整體環(huán)境的要求較高，相應(yīng)的環(huán)境基礎(chǔ)設(shè)施也是需要考慮的因素［16］。

（四）政府和機(jī)遇資源稟賦只不過是產(chǎn)業(yè)優(yōu)勢之一，這在新貿(mào)易理論已經(jīng)驗(yàn)證過。此外制度因素也影響著休閑產(chǎn)業(yè)的競爭力，而研究的難點(diǎn)是如何納入實(shí)證分析框架。同時(shí)，市場化水平與企業(yè)間的競爭有密切關(guān)系，其水平的高低將影響休閑產(chǎn)業(yè)的有效供給和需求。羅幼喜等［17］指出，政府稅收和財(cái)政支出是政府支配資源的主要渠道（非市場方式）。財(cái)政收入比重的高低直接影響著政府對經(jīng)濟(jì)的干預(yù)程度，故采用市場化程度這一指標(biāo)①用當(dāng)年GDP數(shù)額減去當(dāng)年國家財(cái)政收入后占當(dāng)年GDP的份額表示市場化程度。。

已有學(xué)者探討產(chǎn)業(yè)區(qū)域性競爭力指標(biāo)的相關(guān)問題，如左繼宏、胡樹華提出指標(biāo)體系中包含區(qū)域經(jīng)濟(jì)總量、產(chǎn)業(yè)結(jié)構(gòu)、資本競爭力，以及基礎(chǔ)設(shè)施建設(shè)等［18］。一些學(xué)者提出了區(qū)域競爭力定義［19］。因此，根據(jù)目的性、科學(xué)性、統(tǒng)一性、系統(tǒng)性、可比性原則，結(jié)合休閑產(chǎn)業(yè)的生產(chǎn)要素、需求條件、相關(guān)和支持產(chǎn)業(yè)及政府和機(jī)遇來評價(jià)我國各地區(qū)休閑產(chǎn)業(yè)的發(fā)展水平，具體從“鉆石模型”層面考慮構(gòu)建二級指標(biāo)：

（表1）　休閑產(chǎn)業(yè)競爭力水平評價(jià)指標(biāo)

本研究采用的空間樣本為大陸31個省級行政單位②不包括我國香港、臺灣和澳門特別行政區(qū)。。研究年份為2003—2012年，橫越“十五”、“十一五”、“十二五”三個階段。城市化指標(biāo)數(shù)據(jù)來自于《中國城市統(tǒng)計(jì)年鑒》，其余指標(biāo)數(shù)據(jù)源自歷年的《中國統(tǒng)計(jì)年鑒》、《中國旅游統(tǒng)計(jì)年鑒》、《中國信息年鑒》及各省市的統(tǒng)計(jì)年鑒。

二、省域休閑產(chǎn)業(yè)競爭力因子分析

將表1中的14個重要影響因素納入研究框架，構(gòu)建起休閑產(chǎn)業(yè)LC和影響因素城市化CSH、信息化XXH、人力資本RLZB、產(chǎn)業(yè)結(jié)構(gòu)CYJG、省域資本SYZB、省域經(jīng)濟(jì)總量SYJJZL、居民消費(fèi)能力JMXFNL、市場購買力SCGML、就業(yè)情況JYQK、文化產(chǎn)業(yè)WHCY、旅游業(yè)產(chǎn)值LYYCZ、基建環(huán)保JJHB、市場化程度SCHCD、政府調(diào)控能力ZFTK的半對數(shù)的多元線性回歸模型，來測度各個因素對休閑產(chǎn)業(yè)發(fā)展的影響程度。

為求得休閑產(chǎn)業(yè)發(fā)展水平綜合得分，欲采用因子分析法。經(jīng)過分析，KMO以及巴特萊特球體檢驗(yàn)都符合要求，采用因子分析法計(jì)算出了最終得分②由于版面關(guān)系，因子分析全過程的多個表格被省略，如有需要，可與作者聯(lián)系。。從空間可視化的角度考慮，通過Arcgis軟件繪出了休閑產(chǎn)業(yè)發(fā)展水平的空間分布情況，可以分為三個梯度。按我國三大經(jīng)濟(jì)地域的劃分③地區(qū)劃分依據(jù)《中國城市統(tǒng)計(jì)年鑒》的劃分方法:東部地區(qū)包括北京、天津、河北、遼寧、上海、江蘇、浙江、福建、山東、廣東、廣西、海南12個省市區(qū)；中部地區(qū)包括山西、內(nèi)蒙古、吉林、黑龍江、江西、安徽、河南、湖北、湖南9個省市區(qū)；西部地區(qū)包括重慶、四川、貴州、云南、陜西、寧夏、青海、甘肅、新疆、西藏10個省市區(qū)。，分別選取“十五”期間的2003年、“十一五”期間的2008年和“十二五”期間的2012年來具體分析。在“十五”期間（2003年），位于第一梯度的是北京、上海、廣東、浙江、江蘇等東部沿海省份；第二梯度包括東部地區(qū)的福建、山東、天津，東北三省，中部的湖南、湖北、河南，以及西部地區(qū)的四川與新疆；位于第三梯度的有西部地區(qū)的廣西、云南、貴州、重慶、甘肅、青海和西藏，中部地區(qū)的江西、安徽、陜西、山西、寧夏和內(nèi)蒙古，以及最南端的海南地區(qū)。在“十一五”期間（2008年），休閑產(chǎn)業(yè)競爭力水平位于最高層次的省域基本沒有變動，山東躋身于第一梯度。山西、內(nèi)蒙古等上升到第二梯度，而四川則退居到第三梯度?？傮w而言，經(jīng)過“十五”時(shí)期的發(fā)展，全國不同區(qū)域的休閑產(chǎn)業(yè)競爭力有升有降，整體處于上升水平?！笆濉逼陂g（2012年），最高水平的省域仍保持穩(wěn)定，并且與相鄰地區(qū)的差距逐漸拉大，分值懸殊。四川、陜西和西藏跨入第二梯度，而湖南、山西和吉林則下降到第三梯度。河北、福建是東部沿海高值區(qū)的洼地，休閑產(chǎn)業(yè)發(fā)展水平低于相鄰地區(qū)。需要關(guān)注的是，新疆一直處于第二梯度，高于西北地區(qū)各省區(qū)，如西藏、青海、甘肅和內(nèi)蒙古的休閑產(chǎn)業(yè)競爭力因子得分較新疆有不小的差距。內(nèi)蒙古也從“十五”期間（2003年）的第三梯度進(jìn)階到“十一五”期間（2008年）的第二梯度且隨后保持穩(wěn)定。西藏的休閑產(chǎn)業(yè)也得到一定的發(fā)展，而甘肅、青海則一直在低位徘徊。

（圖1）　全國休閑產(chǎn)業(yè)競爭力空間分布圖

三、省域休閑產(chǎn)業(yè)競爭力的空間關(guān)聯(lián)分析

為了描述屬性值的空間特征，引入了空間自相關(guān)概念，我們用空間自相關(guān)指數(shù)Moran′s I來檢驗(yàn)區(qū)域經(jīng)濟(jì)變量的空間相關(guān)性，公式為：

采用人工重新定義的方法消除海南省在鄰近矩陣中的“孤島現(xiàn)象”，創(chuàng)建海南與廣東、廣西連接的空間權(quán)重矩陣。Moran′s I的值在給定的顯著性水平時(shí)，其值介于-1到1之間，以正負(fù)來判定區(qū)域的集聚情況。若指數(shù)為正，則表示空間上存在顯著集聚現(xiàn)象；若指數(shù)為負(fù)，則說明有著顯著的空間差異；若指數(shù)為零，則是隨機(jī)分布。

通過檢驗(yàn)休閑產(chǎn)業(yè)在各個省域地理空間上的相關(guān)性（見表2），發(fā)現(xiàn)Moran指數(shù)I均大于零，且通過顯著性水平檢驗(yàn)（5％），可以說明休閑產(chǎn)業(yè)發(fā)展水平呈現(xiàn)出較為顯著的聚集和空間依賴，并且傾向于高高與低低聚集。在選取的時(shí)間維度里，Moran指數(shù)高低起伏顯示了不同的聚集程度，如指數(shù)在2005年由2004年的0.3507下降到了0.2634，隨后保持相對平穩(wěn)，直到2009年開始上升，之后仍處于波動性發(fā)展。

（表2）　中國2003—2012年省域休閑產(chǎn)業(yè)發(fā)展水平的Moran′s I及其顯著性

單純的全局自相關(guān)只能夠反映空間上的集聚程度，更進(jìn)一步的分析需要局部自相關(guān)分析，主要采用Moran散點(diǎn)圖作為分析工具。Moran散點(diǎn)圖的橫軸和縱軸分別為觀測值向量（Z）和空間滯后量（Wz）。通過Moran散點(diǎn)圖，圖形顯示大多數(shù)的省市分布于正相關(guān)區(qū)域，屬于高高或低低聚集區(qū)。少數(shù)省域具有空間異質(zhì)，也就是散點(diǎn)圖中的高低（HL）和低高（LH）象限?！笆濉逼陂g（2003年），北京、天津、山東、江蘇、浙江、上海、福建屬于高高聚集區(qū)。位于低高集聚區(qū)的有海南、河北、江西、安徽、吉林，其周邊環(huán)繞省域的休閑產(chǎn)業(yè)競爭力水平都較高。而廣東、遼寧則與海南等地截然相反，其休閑產(chǎn)業(yè)競爭力水平高于周邊地區(qū)。其余地區(qū)則屬于低低聚集區(qū)，包括中西部的大部分地區(qū)，形成了一個休閑產(chǎn)業(yè)競爭力的“洼地”?！笆晃濉逼陂g（2008年）沒有明顯的變化，說明這一時(shí)期的休閑產(chǎn)業(yè)發(fā)展保持平穩(wěn)。到了“十二五”期間（2012年），位于低低（LL）象限的省域比重為55％。吉林和福建的休閑產(chǎn)業(yè)競爭力水平有明顯滑坡，吉林由HL降為LL象限，福建則由高高（HH）移為LH象限。而河北跨入了HH象限。高低集聚的省市較少，只有廣東、遼寧一直位于該象限，新疆由先前LL移入該象限，河南有移入該象限的趨勢。遼寧則因?yàn)槠鋬?yōu)越的地理位置，在東北地區(qū)“獨(dú)占鰲頭”，但帶動能力不足?？傮w上，三個五年規(guī)劃期間休閑產(chǎn)業(yè)競爭力的發(fā)展并不均衡，東部沿海省域與中西部大部分省域有著明顯的差距，這與其自身的經(jīng)濟(jì)基礎(chǔ)環(huán)境有很大的關(guān)聯(lián)。

（圖2）　我國省域休閑產(chǎn)業(yè)發(fā)展水平的Moran散點(diǎn)圖（2003、2008、2012年）

四、休閑產(chǎn)業(yè)競爭力影響因素空間差異分析

采用空間滯后模型（SLM）、空間誤差模型（SEM）和地理加權(quán)回歸模型（GWR）進(jìn)行空間計(jì)量分析?？臻g滯后模型（Spatial Lag Model，SLM），主要進(jìn)行相鄰地區(qū)對整個系統(tǒng)內(nèi)其他地區(qū)影響的探究，判斷休閑產(chǎn)業(yè)在某一地區(qū)是否有空間溢出效應(yīng)。

空間誤差模型（Spatial Error Model，SEM），可以度量鄰近地區(qū)因變量誤差的變動，用此模型測量本地區(qū)相應(yīng)值的受影響程度，空間關(guān)聯(lián)作用使此模型中無法避免誤差項(xiàng)。

地理加權(quán)回歸模型（Geographical Weighted Regression），是在回歸參數(shù)中結(jié)合數(shù)據(jù)具體的地理空間，并在每一個局部空間內(nèi)進(jìn)行回歸分析，不同的空間單元具有不同的回歸系數(shù)。通過2012年的截面數(shù)據(jù)分析，對休閑產(chǎn)業(yè)發(fā)展水平進(jìn)行OLS回歸，R2值較大且F值也顯然大于F（14，16）0.005，模型擬合程度符合要求且總體線性關(guān)系顯著（德賓-瓦特遜檢驗(yàn)值接近2）。運(yùn)用逐步回歸法解決回歸分析中的指標(biāo)多重共線性，回歸后R2=0.954，F(xiàn)=102.67，且不同變量均通過顯著性檢驗(yàn)（5％）。

（一）模型回歸結(jié)果分析

LC=-14.51+0.869 LNJMXFNL+0.598 LNSCGML+0.997LNZFTK-1.345 LNJYQK-0.384 LNRLZB

（2.70）（0.287）（0.087）（0.180）（0.252）（0.184）

Moran′s I檢驗(yàn)結(jié)果表明了我國休閑產(chǎn)業(yè)較強(qiáng)的空間相關(guān)性，忽視空間效應(yīng)而直接采用OLS進(jìn)行估計(jì)分析會存在研究的偏差。經(jīng)過兩個拉格朗日乘數(shù)檢驗(yàn)，LMLAG的P值為0.0239，小于LMERR的P值（0.0615），并且穩(wěn)健估計(jì)R-LMLAG值為0.0643，而R-LMERR值為0.1775，因此選擇空間滯后模型（SLM）。在回歸模型中考慮空間效應(yīng)，分別進(jìn)行OLS、SLM和SEM的擬合，在R2值這一項(xiàng)上，SLM數(shù)值最大（如表3）也驗(yàn)證了選擇空間滯后模型的科學(xué)性。

（表3?。LS、SLM和SEM模型的估計(jì)結(jié)果

SLM模型的回歸結(jié)果顯示，居民消費(fèi)能力的回歸系數(shù)是1.089，在三個正相關(guān)的指標(biāo)系數(shù)中數(shù)值最大，說明居民消費(fèi)能力的正相關(guān)性最明顯。當(dāng)居民消費(fèi)能力水平（對數(shù)）提升1％時(shí)，休閑產(chǎn)業(yè)發(fā)展水平將提升1.089％。市場購買力水平估計(jì)系數(shù)顯示，市場購買力水平（對數(shù)）每提高1％，休閑產(chǎn)業(yè)發(fā)展水平將提升約0.594％。從人口基數(shù)、購買力和購買欲望三個角度考慮市場規(guī)模因素，城市化進(jìn)程的不斷加快使得城市人口及對休閑產(chǎn)品的需求呈現(xiàn)爆炸式增長。政府調(diào)控估計(jì)系數(shù)在1％的顯著性檢驗(yàn)下為1.009，表明政府調(diào)控與休閑產(chǎn)業(yè)發(fā)展水平之間相關(guān)性同樣為正。失業(yè)率與人力資本的估計(jì)系數(shù)則顯著為負(fù)，2012年我國勞動年齡人口首次減少，勞動力開始出現(xiàn)供不應(yīng)求的現(xiàn)象，每年絕對量的缺口數(shù)以千萬計(jì)。這相反的統(tǒng)計(jì)結(jié)果表明伴隨著我國人才市場結(jié)構(gòu)優(yōu)化的推進(jìn)，休閑產(chǎn)業(yè)對于“低端”勞動力的需求正在急劇減少，其他行業(yè)失業(yè)的人力增量并沒有被休閑產(chǎn)業(yè)過多吸收。

空間滯后模型的自回歸系數(shù)為負(fù)數(shù)，這表明鄰近地區(qū)的休閑產(chǎn)業(yè)對本地區(qū)不具有溢出效應(yīng)，空間誤差系數(shù)為-0.522，即鄰近地區(qū)的休閑產(chǎn)業(yè)發(fā)展水平每上升1％，本地區(qū)的休閑產(chǎn)業(yè)發(fā)展水平將下降0.52％。這是地區(qū)間“極化”效應(yīng)的直接體現(xiàn)。

（二）地理加權(quán)回歸分析作為空間常系數(shù)模型的SLM和SEM模型，沒有基于不同地區(qū)分析不同影響因素的空間作用。基于此，我們使用空間變系數(shù)模型-地理加權(quán)回歸來探討自變量對不同地區(qū)的影響。

回歸擬合之后，GWR模型的決定系數(shù)為0.9796，高于OLS模型、SLM模型和SEM模型的R2值（分別為0.9540、0.9558、0.9556），效果符合預(yù)期。R2、常數(shù)項(xiàng)和不同解釋變量的影響程度在模型中隨空間單元的變化而變化，“值”隨“位”變，我們稱之為地帶階梯性。與此同時(shí)各個解釋變量展現(xiàn)出了很強(qiáng)的解釋能力。

居民消費(fèi)能力估計(jì)系數(shù)的高值區(qū)為北京、浙江、江蘇、廣東和新疆，它們大部分分布在經(jīng)濟(jì)發(fā)達(dá)的東部沿海。并且居民消費(fèi)能力估計(jì)系數(shù)由中部地區(qū)向南北方向逐漸遞減。在東部沿海和大部分中部地區(qū)的休閑產(chǎn)業(yè)發(fā)展中，居民消費(fèi)能力發(fā)揮明顯的正相關(guān)效應(yīng)，可以直觀的從圖中顯現(xiàn)（見圖3）。但是除了廣東和海南之外的廣大南部地區(qū)，估計(jì)系數(shù)值都為負(fù)，說明這部分地區(qū)存在消費(fèi)能力與消費(fèi)水平不匹配的情況，或是存在居民消費(fèi)的經(jīng)濟(jì)漏損，如國內(nèi)旅游甚至出境旅游。至于數(shù)值最低的寧夏、重慶和福建地區(qū)，效果的不明顯，可能跟它們特殊的地理位置有關(guān)，有些潛在的因素抑制休閑產(chǎn)業(yè)的發(fā)展。政府調(diào)控的影響程度則是新疆最為顯著，其次是北京、上海等直轄市和廣東、海南等經(jīng)濟(jì)特區(qū)，再隨之是中部地區(qū)。所以整體影響程度呈“山”字形，西部邊疆地區(qū)、中部地區(qū)和東部沿海地區(qū)高。市場購買力估計(jì)系數(shù)的影響程度則是除新疆外，從東往西逐步遞減。值得注意的是其對位于東北的吉林休閑產(chǎn)業(yè)發(fā)展水平影響程度最低。人力資本對休閑產(chǎn)業(yè)發(fā)展水平的影響由沿邊沿海區(qū)域向中部區(qū)域逐漸減弱，對東部沿海地區(qū)和西部地區(qū)影響最大。而省域失業(yè)率估計(jì)系數(shù)則呈犬牙交錯狀分布，產(chǎn)生負(fù)向影響較大的是大多數(shù)的中部和西部地區(qū)，加上東北的吉林，這些地區(qū)在閑置的勞動產(chǎn)能轉(zhuǎn)化為休閑產(chǎn)業(yè)生產(chǎn)力中可能存在阻滯。

（圖3）　影響因素地理加權(quán)回歸結(jié)果的省際差異

五、結(jié)論與討論

通過研究發(fā)現(xiàn)，我國休閑產(chǎn)業(yè)區(qū)域發(fā)展在三個經(jīng)濟(jì)發(fā)展五年規(guī)劃期間具有明顯的地區(qū)性“失衡”，呈現(xiàn)出顯著的區(qū)域?qū)哟涡蕴卣鳎咛荻染奂跂|部沿海地區(qū)，其他區(qū)域與該區(qū)域差距顯著。東北部及中部位于高值區(qū)和低值區(qū)之間，居于第二層次。西部大部分地區(qū)競爭力水平處于末端，但西部地區(qū)休閑產(chǎn)業(yè)競爭力水平正在快速接近中部地區(qū)。排除個別省份的特殊情況，從空間上看，休閑產(chǎn)業(yè)競爭力水平最高的省市分布在東部沿海地區(qū)（福建除外）；競爭力水平居于中間位置的省區(qū)分散分布于西南、西北、華北、東北和華中等省區(qū)；競爭力水平較低的省區(qū)主要分布在西南、中南和西北部分省區(qū)。總體看，東部省區(qū)競爭力地位穩(wěn)固，中部省份競爭力略有下滑，西部省區(qū)競爭力顯著上升。這樣的空間布局使全國不論是在橫向上還是縱向上，整體的休閑產(chǎn)業(yè)發(fā)展始終處于一種失衡的狀態(tài)。這也是“十三五”期間休閑產(chǎn)業(yè)發(fā)展需要著重解決的問題之一。

我國休閑產(chǎn)業(yè)發(fā)展水平表現(xiàn)出明顯的空間依賴性，一、三象限（HH、LL）省域單元多，二、四象限（HL、LH）省域單元較少。東部發(fā)達(dá)地區(qū)屬于高高集聚，在典型區(qū)中低低聚集區(qū)反而涵蓋了大多數(shù)中西部省域，體現(xiàn)出東部沿海與中西部地區(qū)之間巨大的差距。此外，相鄰地區(qū)空間效應(yīng)使地區(qū)之間的休閑產(chǎn)業(yè)發(fā)展存在“極化”與“被極化”效應(yīng)?？偟膩碚f，就是在全域空間內(nèi)形成了核心-邊緣模式，而在局域空間則顯現(xiàn)出“俱樂部”效應(yīng)。

回歸結(jié)果顯示，居民消費(fèi)能力和政府調(diào)控是目前我國休閑產(chǎn)業(yè)競爭力增長的主要動力。城市化水平、信息化程度、產(chǎn)業(yè)結(jié)構(gòu)、省域經(jīng)濟(jì)總量、文化產(chǎn)業(yè)、旅游業(yè)產(chǎn)值、基建環(huán)保、省域資本等指標(biāo)，與我國休閑產(chǎn)業(yè)有不同程度的正相關(guān)關(guān)系，但并沒有達(dá)到顯著程度。而市場化程度的回歸系數(shù)為負(fù)，表明現(xiàn)階段我國休閑產(chǎn)業(yè)的發(fā)展離不開政府“有形的手”。居民消費(fèi)能力呈現(xiàn)出最大正關(guān)聯(lián)。

不同地區(qū)在不同影響因素的作用下，都呈現(xiàn)出了不同的空間差異，同一影響因素在不同地區(qū)也表現(xiàn)出不同的影響強(qiáng)度。居民消費(fèi)能力的正向影響在全國大部分地區(qū)都比較顯著，對直轄市、經(jīng)濟(jì)特區(qū)及西藏地區(qū)休閑產(chǎn)業(yè)發(fā)展的影響最大，表明了這些地區(qū)休閑產(chǎn)業(yè)發(fā)展對居民消費(fèi)能力的敏感度較高。這也說明在“十三五”期間提升該地區(qū)的居民收入水平、引導(dǎo)健康休閑消費(fèi)，對休閑產(chǎn)業(yè)競爭力發(fā)展具有促進(jìn)作用。對東部沿海地區(qū)及西部少數(shù)民族聚居地區(qū)作用較明顯的是政府調(diào)控的作用。市場購買力因素對除新疆、四川及東部沿海省份之外的全國大部分地區(qū)都呈現(xiàn)出負(fù)向影響，說明我國居民的消費(fèi)結(jié)構(gòu)仍存在一些問題，而以休閑消費(fèi)為主的消費(fèi)觀念尚未形成，需要經(jīng)濟(jì)發(fā)展的支撐。人力資本因素對于廣大的中部、西部（內(nèi)蒙古）和東北地區(qū)呈現(xiàn)負(fù)向影響，說明上述省域的人力資源知識程度比較低，且沒有得到高效的配置。就失業(yè)率因素而言，可以發(fā)現(xiàn)低層次的失業(yè)人口已經(jīng)不能作為休閑產(chǎn)業(yè)的有效補(bǔ)充。地理加權(quán)回歸嵌入空間分析是對空間滯后模型和空間誤差模型的有效補(bǔ)充，能夠在空間計(jì)量分析中研究不同地理空間不同因素的影響差異。

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［責(zé)任編輯：黃文紅］

［中圖分類號］F592

［文獻(xiàn)標(biāo)志碼］A

［文章編號］1001－4799（2016）03－0137－07

［收稿日期］2015-12-20

［基金項(xiàng)目］國家自然科學(xué)基金資助項(xiàng)目：41471106；廣東省自然科學(xué)基金資助項(xiàng)目：S2013010013695；廣東省哲學(xué)社會科學(xué)十二五規(guī)劃資助項(xiàng)目：G13CYJ07

［作者簡介］方遠(yuǎn)平（1974-），男，湖南桂東人，華南師范大學(xué)旅游管理學(xué)院教授，理學(xué)博士，主要從事服務(wù)經(jīng)濟(jì)、旅游管理研究；毛曄（1990-），男，湖北咸寧人，華南師范大學(xué)旅游管理學(xué)院2013級碩士研究生。