王佳琳，游茂林

（1.中國地質(zhì)大學(xué)（武漢）體育學(xué)院，湖北 武漢 430074；2.江西師范大學(xué) 體育學(xué)院，江西 南昌 330022）

1 問題的提出

2017 年5 月9 日，國家體育總局下發(fā)《關(guān)于推動運動休閑特色小鎮(zhèn)建設(shè)工作的通知》，提出“借助運動休閑特色小鎮(zhèn)更好服務(wù)于基層經(jīng)濟社會事業(yè)、全民健身與健康事業(yè)和體育產(chǎn)業(yè)”［1］。通過精心組織遴選，同年8 月10 日國家體育總局認(rèn)定首批96個國家運動休閑特色小鎮(zhèn)［2］，引導(dǎo)它們依托所屬的特色體育資源，圍繞“體育＋”模式著力開發(fā)具有地方特色的運動休閑項目，例如浙江金華汽車運動休閑特色小鎮(zhèn)以汽車運動與汽車文化為引領(lǐng)，將休閑運動與文化旅游有機融合［3］；廣西南寧馬山古零攀巖特色小鎮(zhèn)依托自然巖壁優(yōu)勢，采用“體育＋旅游＋文化”的新發(fā)展模式打造國際級攀巖圣地、承辦了一系列大型攀巖賽事［4］。

運動休閑特色小鎮(zhèn)是指“以運動休閑為主題，具有獨特體育文化內(nèi)涵、良好體育產(chǎn)業(yè)基礎(chǔ)，集多功能于一體的全民健身平臺和體育產(chǎn)業(yè)基地”［1］，是新時期我國體育產(chǎn)業(yè)發(fā)展的新形態(tài)，包括6 種類型［5］。目前，研究者們對運動休閑特色小鎮(zhèn)的討論可分為兩類：①揭示國家運動休閑特色小鎮(zhèn)的發(fā)展路徑，主要包括利用“大產(chǎn)業(yè)鏈”發(fā)展模式推進(jìn)產(chǎn)業(yè)融合的深度和廣度［6］，通過“文創(chuàng)興鎮(zhèn)”實現(xiàn)文化與現(xiàn)代設(shè)計、智能科技的交融［7］，并立足地域特色，加強體育人才隊伍建設(shè)來激發(fā)新動能［8］；②呈現(xiàn)國家運動休閑特色小鎮(zhèn)的空間分布特征，發(fā)現(xiàn)整體空間分布受經(jīng)濟水平、地理位置和人口密度等因素的影響［9］，存在明顯的聚集性特征，多在環(huán)渤海、泛長三角和長江中下游地區(qū)［10］，至今未能查閱到有關(guān)國家運動休閑特色小鎮(zhèn)建設(shè)效果的研究報告。

近年來，國家通過強化政策支持、完善工作機制和加強監(jiān)測管理等方式推進(jìn)運動休閑特色小鎮(zhèn)高質(zhì)量發(fā)展［11］，同時各地在資金、資源上給予積極支持。例如陜西商洛通過完善基礎(chǔ)設(shè)施建設(shè)和利用文化旅游資源來助力營盤運動休閑特色小鎮(zhèn)發(fā)展［12］，山東日照依托水上運動優(yōu)勢投入20 億元建設(shè)水上運動基地等硬件條件［13］，這些舉措帶動越來越多的相關(guān)產(chǎn)業(yè)與體育融合發(fā)展，所產(chǎn)生的集群效應(yīng)為當(dāng)?shù)亟?jīng)濟建設(shè)創(chuàng)造諸多利益［14］?；谏鲜鼋ㄔO(shè)實效并結(jié)合William Arthur Lewis 的經(jīng)濟增長理論［15］，創(chuàng)建國家運動休閑特色小鎮(zhèn)具備帶動目的地經(jīng)濟發(fā)展的潛力。

但是，運動休閑特色小鎮(zhèn)在建設(shè)過程中遇到核心競爭力不足導(dǎo)致品牌效應(yīng)薄弱、文化建設(shè)缺乏創(chuàng)新導(dǎo)致同質(zhì)化現(xiàn)象普遍［16］，以及基礎(chǔ)設(shè)施不完備、產(chǎn)業(yè)結(jié)構(gòu)不均衡嚴(yán)重制約產(chǎn)業(yè)集群發(fā)展［17］等問題。而政府作為相關(guān)建設(shè)工作的領(lǐng)導(dǎo)者，無論是政策糾偏還是多方管理上仍存在著履責(zé)能力低、治理主體模糊的問題［18］，同時還存在偷換概念和虛報進(jìn)度的“虛假小鎮(zhèn)”，或是借小鎮(zhèn)之名進(jìn)行房地產(chǎn)開發(fā)的情況［19］，致使419 個運動休閑小鎮(zhèn)需要整改、淘汰［20］。雖然運動休閑特色小鎮(zhèn)是當(dāng)前體育產(chǎn)業(yè)發(fā)展的重要部署，但與之不符的行政手段和投資力度會限制小鎮(zhèn)建設(shè)所產(chǎn)生的輻射效應(yīng)［21］，所以創(chuàng)建國家運動休閑特色小鎮(zhèn)對目的地經(jīng)濟的推動作用可能存在“運動式治理”的短期效應(yīng)，缺乏長效性。本文基于上述理論分析，最終形成國家運動休閑特色小鎮(zhèn)對目的地經(jīng)濟發(fā)展的影響機理（圖1）。

圖1 國家運動休閑特色小鎮(zhèn)對目的地經(jīng)濟發(fā)展的影響機理Figure 1 Influence mechanism of national sports and leisure characteristic towns on the local economy

鑒于各地經(jīng)濟基礎(chǔ)、產(chǎn)業(yè)結(jié)構(gòu)、文化觀念等方面的差異，政策效應(yīng)可能存在異質(zhì)性?？紤]到邊際效應(yīng)遞減規(guī)律和經(jīng)濟增長收斂性，落后城市經(jīng)濟增速遠(yuǎn)高于發(fā)達(dá)城市，在無其他外生變量沖擊的條件下，較為落后的中西部地區(qū)產(chǎn)生的政策效應(yīng)高于經(jīng)濟發(fā)達(dá)的東部地區(qū)［22］。除此，政策效應(yīng)或因城市規(guī)模產(chǎn)生差異，大城市現(xiàn)有的更大規(guī)模的人才資源能為小鎮(zhèn)建設(shè)帶來包括技術(shù)、制度、市場在內(nèi)的各方面創(chuàng)新，大大提高對經(jīng)濟發(fā)展的貢獻(xiàn)率［23］。這意味著中西部地區(qū)和大城市創(chuàng)建國家運動休閑特色小鎮(zhèn)的經(jīng)濟效應(yīng)可能高于東部地區(qū)和中小城市。

截至目前，首批國家運動休閑特色小鎮(zhèn)已經(jīng)經(jīng)過5 年的創(chuàng)建，而在2020 年國家體育總局將遴選運動休閑特色小鎮(zhèn)的權(quán)力下放到省級政府部門，這引起我們思考在中央政府部門繼續(xù)遴選多種國家級體育單位（如國家體育旅游示范基地）時下放該項工作權(quán)力是否受到建設(shè)成效的影響。當(dāng)研究者評估政策或事件的影響時，通常做法是構(gòu)建“相似”的控制組，觀察潛在結(jié)果的變化趨向，比較樣本在事實與反事實狀態(tài)下的差異［24］。例如，李海杰等利用傾向匹配雙重差分法評估國家體育產(chǎn)業(yè)示范基地的經(jīng)濟效應(yīng)［25］；史瑞應(yīng)等采用回歸合成法分析2022 年北京冬奧會帶來的旅游影響效應(yīng)［26］；周正宏采用合成控制法研究國務(wù)院46 號《文件》對體育產(chǎn)業(yè)聚集和增長的影響［27］。因此，本研究基于2010—2021 年中國274 個地級市的面板數(shù)據(jù)，利用雙重差分法（DID）識別國家運動休閑特色小鎮(zhèn)的政策效應(yīng)及影響機制，并通過異質(zhì)性檢驗來評估該項工作在不同地區(qū)產(chǎn)生的效果及差異，旨在客觀評判授予國家運動休閑特色小鎮(zhèn)等國家級體育單位稱號是否有助于目的地經(jīng)濟發(fā)展，以期為后續(xù)開展類似評選工作提供參考。

2 研究方法

2.1 模型設(shè)定

本研究以首批國家運動休閑特色小鎮(zhèn)獲批時間2017 年為政策沖擊時點，將研究期內(nèi)的各年份設(shè)定為“實驗前”和“實驗后”，即將2017 年以前的年份t賦值為0、2017 年及以后的年份t賦值為1。同時將獲批國家運動休閑特色小鎮(zhèn)的城市（以下簡稱“特色小鎮(zhèn)城市”）列為“實驗組”，未獲批國家運動休閑特色小鎮(zhèn)的城市（以下簡稱“非特色小鎮(zhèn)城市”）列為“控制組”，最終構(gòu)建以下雙向固定模型：

式中：被解釋變量Yit反映i 城市在t 年的經(jīng)濟發(fā)展?fàn)顩r，交互項TOWNYEARit為核心解釋變量。Xit為控制變量，包括政府財政支出、固定資產(chǎn)投資、產(chǎn)業(yè)結(jié)構(gòu)高級化、總儲蓄率、國內(nèi)貿(mào)易和對外開放度；γt、μi分別為時間固定效應(yīng)和個體固定效應(yīng)；εit為隨機誤差項。

為進(jìn)一步識別特色小鎮(zhèn)的動態(tài)效應(yīng)，設(shè)置時間虛 擬 變 量 YEAR2018、YEAR2019、YEAR2020 和YEAR2021，分別在2018、2019、2020、2021 年，即設(shè)立小鎮(zhèn)后的第1 年、第2 年、第3 年和第4 年取1，其余年份取0，再將其與政策虛擬變量的交互項納入模型（2），系數(shù)用于反映試點各年內(nèi)特色小鎮(zhèn)對地區(qū)經(jīng)濟發(fā)展的動態(tài)影響效應(yīng)。最終模型如下：

2.2 變量設(shè)置

被解釋變量：本研究的被解釋變量為經(jīng)濟發(fā)展水平，文獻(xiàn)中一般用地區(qū)人均GDP 的對數(shù)值（LNPERGDPit）來表示［28］。為消除通貨膨脹對經(jīng)濟數(shù)據(jù)的影響，利用各市名義人均GDP除以各市所屬省份的人均GDP平減指數(shù)進(jìn)行計算并作對數(shù)化處理以消除異方差［29］，平減指數(shù)計算時以2010 年為基年（表1）。

表1 相關(guān)變量及其計算方法Table 1 Variables and calculation methods

核心解釋變量：核心解釋變量（TOWNYEARit）是特色小鎮(zhèn)虛擬變量和時間虛擬變量的交互項。如果某一城市當(dāng)年設(shè)立或已經(jīng)設(shè)立國家運動休閑特色小鎮(zhèn)，則賦值為1，否則賦值為0，并用系數(shù)α1表征特色小鎮(zhèn)對經(jīng)濟發(fā)展的政策凈效應(yīng)，若α1顯著為正，則表明創(chuàng)建工作能有效促進(jìn)各地的經(jīng)濟發(fā)展，反之則表明起到抑制作用。動態(tài)效應(yīng)檢驗的原理同上。

控制變量：為準(zhǔn)確地評估國家運動休閑特色小鎮(zhèn)建設(shè)對目的地經(jīng)濟發(fā)展的作用，同時考慮到運動休閑特色小鎮(zhèn)創(chuàng)建的影響因素，本文選取包括政府財政支出、固定資產(chǎn)投資、產(chǎn)業(yè)結(jié)構(gòu)高度化、總儲蓄率、國內(nèi)貿(mào)易和對外開放度（變量實際利用外商直接投資額的數(shù)據(jù)由《中國城市統(tǒng)計年鑒》中的原始數(shù)據(jù)根據(jù)中國人民銀行每年度公布的平均美元兌人民幣匯率進(jìn)行換算）在內(nèi)的6 個系列變量作為控制變量［30，31］，其具體計算方式如表1 所示。通過選取上述控制變量，既能降低共線性帶來的偏差，又能反映地區(qū)財政收支、資本積累、開放程度對地區(qū)經(jīng)濟發(fā)展的影響。

2.3 數(shù)據(jù)來源與處理

本文選擇的研究對象為國家體育總局認(rèn)定的首批運動休閑特色小鎮(zhèn)，盡管其覆蓋范圍多為縣級單位，但考慮到區(qū)域從屬關(guān)系和經(jīng)濟輻射范圍，故而選用市域經(jīng)濟發(fā)展數(shù)據(jù)。在剔除位于直轄市、自治州、盟以及《中國城市統(tǒng)計年鑒》中數(shù)據(jù)缺失嚴(yán)重的城市后，發(fā)現(xiàn)2010—2021 年中國多地重新劃分行政管轄區(qū)，例如2011 年安徽省撤銷巢湖市，轄區(qū)劃歸合肥市、蕪湖市和馬鞍山市；2016 年四川省將原屬資陽市的簡陽市劃歸成都市；2019 年山東省將萊蕪市劃歸濟南市；2020 年吉林省將原屬四平市的公主嶺市劃歸長春市。為統(tǒng)一研究樣本口徑，避免行政管轄區(qū)變動造成干擾影響，遂將上述城市全部剔除，最終保留樣本城市274 個，其中實驗組70 個，控制組204 個。

研究所需數(shù)據(jù)從《中國統(tǒng)計年鑒》《中國城市統(tǒng)計年鑒》和各省市的統(tǒng)計公報、統(tǒng)計年鑒中獲得，部分缺失值采用線性插值法進(jìn)行補充。

各變量的基本情況如表2 所示。

表2 各變量的描述性統(tǒng)計Table 2 Descriptive statistics for variables

3 結(jié)果及分析

3.1 國家運動休閑特色小鎮(zhèn)的平均效應(yīng)

由表3 可見，模型1 在控制時間固定效應(yīng)、個體固定效應(yīng)和系列控制變量后，交互項系數(shù)為負(fù)值但不顯著，表明研究期內(nèi)國家運動休閑特色小鎮(zhèn)未能推動目的地經(jīng)濟增長但抑制作用并不強。然而在政策實施下，固定資產(chǎn)投資、產(chǎn)業(yè)結(jié)構(gòu)高級化和對外開放度均對當(dāng)?shù)亟?jīng)濟產(chǎn)生了顯著的正向變化，而總儲蓄率和國內(nèi)貿(mào)易則出現(xiàn)顯著的負(fù)向變化，可能緣于：①政府加大體育產(chǎn)業(yè)投資后，為社會帶來大量的體育產(chǎn)品，導(dǎo)致經(jīng)濟收入的增加［32］，同時隨著開放程度的不斷深化，區(qū)域連通為各地經(jīng)濟發(fā)展輸入了更多的資本、技術(shù)和知識，不管是從長期還是短期效應(yīng)上來看，對平衡產(chǎn)業(yè)結(jié)構(gòu)具有較大的促進(jìn)作用［33］，最后通過勞動生產(chǎn)率、生產(chǎn)要素和居民消費等方式作用于區(qū)域經(jīng)濟的協(xié)調(diào)發(fā)展［34］。②我國居民普遍接受低風(fēng)險的儲蓄作為人民幣保值方式，但仍有部分高儲蓄率城市產(chǎn)生擠出效應(yīng)，導(dǎo)致體育產(chǎn)業(yè)投資和個人活動資產(chǎn)縮減［25］，致使人們實際購買力下降、體育產(chǎn)業(yè)消費額縮水，最終表現(xiàn)為社會整體消費水平下降，繼而影響地區(qū)經(jīng)濟發(fā)展。

表3 國家運動休閑特色小鎮(zhèn)的平均效應(yīng)Table 3 Average impact of national sports and leisure characteristic towns

運動休閑特色小鎮(zhèn)試點項目開始于2017 年，在同一時段內(nèi)我國政府也進(jìn)行了其他類似的評選活動（如國家體育旅游示范基地、國家體育產(chǎn)業(yè)示范基地）。由于這些政策同時實施可能對目的地經(jīng)濟發(fā)展造成一定的復(fù)合影響，從而導(dǎo)致對運動休閑特色小鎮(zhèn)的政策效應(yīng)評估產(chǎn)生偏差，所以本研究通過剔除國家體育旅游示范基地、體育產(chǎn)業(yè)示范基地與運動休閑特色小鎮(zhèn)重疊的城市以排除其他政策的干擾，最終保留243 個樣本，其中實驗組57 個、控制組186 個。模型2 顯示，排除其他城市樣本后的結(jié)果與模型1 基本一致，被解釋變量系數(shù)仍為負(fù)，證明模型1 的結(jié)論可靠（表3），后文均以模型1 的原始數(shù)據(jù)進(jìn)行回歸分析。

3.2 國家運動休閑特色小鎮(zhèn)的動態(tài)效應(yīng)

上述分析僅能識別2010—2021 年創(chuàng)建國家運動休閑特色小鎮(zhèn)的平均影響效應(yīng)，而無法評估短期政策效果，即設(shè)立特色小鎮(zhèn)可能在短期內(nèi)對地區(qū)經(jīng)濟發(fā)展存在正向的動態(tài)影響。模型3 和模型4 分別是未加入控制變量和加入控制變量的模型（表4）。

表4 國家運動休閑特色小鎮(zhèn)的動態(tài)效應(yīng)Table 4 Dynamic impact of national sports and leisure characteristic towns

由表4 可知，特色小鎮(zhèn)在創(chuàng)建初期未對地區(qū)經(jīng)濟發(fā)展產(chǎn)生顯著的負(fù)向影響，但政策實施后第3 年小鎮(zhèn)對經(jīng)濟的負(fù)效應(yīng)不減反增，抑制作用更加明顯。因政府投資不當(dāng)、管理不善等問題導(dǎo)致小鎮(zhèn)的建設(shè)工作放緩［20］，治理主體未能持續(xù)推進(jìn)小鎮(zhèn)的建設(shè)成效，基本驗證了假設(shè)2。但考慮到呈負(fù)向作用的產(chǎn)業(yè)政策普遍存在若干年的滯后期［24］，因此猜測特色小鎮(zhèn)可能會隨著時間的推移逐漸產(chǎn)生正向作用。為此，中央不斷落實定期評估復(fù)查的考核機制，加大項目投資力度，部分景區(qū)通過完善道路、電信和住宿餐飲等基礎(chǔ)設(shè)施建設(shè)來推動小鎮(zhèn)運動休閑體育產(chǎn)業(yè)的發(fā)展［35］，同時進(jìn)一步落實相關(guān)政策（表5），促使小鎮(zhèn)設(shè)立后第4 年負(fù)效應(yīng)開始降低，第5 年將迎來正效應(yīng)。

表5 2019—2022 年關(guān)于運動休閑特色小鎮(zhèn)的政策文件Table 5 Policy document on national sports and leisure characteristic towns，2019 -2022

3.3 國家運動休閑特色小鎮(zhèn)的影響機制

借鑒劉瑞明等的研究方法［36］，引入TOWNYEAR與EXP、INV、AIS、SAV、RET 和OPEN 等各變量的交互項，檢驗國家運動休閑特色小鎮(zhèn)產(chǎn)生的經(jīng)濟效應(yīng)對上述變量的依賴程度，如果交互項系數(shù)顯著為正，則表明高度依賴（表6）。由表6 可知，國家運動休閑特色小鎮(zhèn)對地區(qū)經(jīng)濟發(fā)展的影響效應(yīng)未顯示出明顯的經(jīng)濟促進(jìn)作用，同時與EXP、INV和AIS 的交互項系數(shù)顯著為正，與RET和OPEN的交互項系數(shù)均不顯著。這進(jìn)一步證實創(chuàng)建國家運動休閑特色小鎮(zhèn)對地區(qū)經(jīng)濟發(fā)展無顯著正效應(yīng)，其所產(chǎn)生的經(jīng)濟效應(yīng)高度依賴于政府財政支出、固定資產(chǎn)投資和產(chǎn)業(yè)結(jié)構(gòu)高級化等指標(biāo)。

表6 加入TOWNYEAR和各變量交互項后的回歸結(jié)果Table 6 Regression result after adding interaction term between TOWNYEAR and variables

為進(jìn)一步解釋創(chuàng)建國家運動休閑特色小鎮(zhèn)未達(dá)到預(yù)期效果的原因，還需要驗證特色小鎮(zhèn)對上述變量的影響，因此本研究以TOWNYEAR為核心解釋變量，EXP、INV、AIS、SAV、RET和OPEN為被解釋變量進(jìn)行回歸分析（表7）。由表7 可知，控制時間固定效應(yīng)和個體固定效應(yīng)后，創(chuàng)建國家運動休閑特色小鎮(zhèn)對兩個高依賴度的變量（政府財政支出和固定資產(chǎn)投資）均具有負(fù)向影響，而對兩個低依賴度的變量（社會消費品總額和對外開放度）均表現(xiàn)出顯著的負(fù)向影響（p ＜0.1），表明創(chuàng)建國家運動休閑特色小鎮(zhèn)未能有效提升當(dāng)?shù)氐恼С鲆?guī)模、基礎(chǔ)設(shè)施水平、社會消費水平和對外開放程度，而這些變量正是充分發(fā)揮特色小鎮(zhèn)帶動目的地經(jīng)濟發(fā)展的關(guān)鍵因素，所以相關(guān)結(jié)果可以解釋國家運動休閑特色小鎮(zhèn)未起到經(jīng)濟推動作用的原因。

表7 國家運動休閑特色小鎮(zhèn)對各控制變量的影響效應(yīng)Table 7 Impact of national sports and leisure characteristic towns on control variables

3.4 穩(wěn)健性檢驗

穩(wěn)健性檢驗旨在驗證評價方法、指標(biāo)解釋能力的強健性和回歸結(jié)論的穩(wěn)定性［37］，本研究通過平行趨勢檢驗來檢查樣本數(shù)據(jù)是否滿足雙重差分法的應(yīng)用要求，如果創(chuàng)建國家運動休閑特色小鎮(zhèn)前各地的經(jīng)濟指標(biāo)不存在系統(tǒng)性差異，即BEFORE3、BEFORE2和BEFORE1的系數(shù)均不顯著，則滿足平行趨勢設(shè)定，穩(wěn)健性檢驗的回歸結(jié)果如表8 所示。由表8 可知，創(chuàng)建國家運動休閑特色小鎮(zhèn)前，實驗組與控制組樣本的系數(shù)均不顯著，可見政策沖擊前各地經(jīng)濟指標(biāo)不存在系統(tǒng)性差異，滿足平行趨勢設(shè)定（模型17）。

表8 穩(wěn)健性檢驗的回歸結(jié)果Table 8 Regression results of robustness tests

為避免極端值對國家運動休閑特色小鎮(zhèn)的政策評估造成偏誤，本文進(jìn)行了1%、2%和5%的縮尾處理［36］，然后進(jìn)行回歸分析。結(jié)果顯示，縮尾處理后的回歸系數(shù)與基礎(chǔ)回歸結(jié)果僅大小存在差異，仍為負(fù)值（模型18—20）。

此外，本文為進(jìn)一步識別創(chuàng)建國家運動休閑特色小鎮(zhèn)的經(jīng)濟效應(yīng)，將被解釋變量進(jìn)行增長率換算后再次進(jìn)行回歸分析［公式為：（當(dāng)期人均實際GDP-前期人均實際GDP］/前期人均實際GDP）。結(jié)果顯示，增長率換算后的回歸系數(shù)為負(fù)值且達(dá)到顯著性（p ＜0.05），表明特色小鎮(zhèn)在一定程度上抑制了當(dāng)?shù)亟?jīng)濟增長，進(jìn)一步驗證了前述結(jié)論（模型21）。

為有效解決DID可能導(dǎo)致的樣本選擇難題，本文在上述檢驗的基礎(chǔ)上結(jié)合Rosenbaum和Rubin提出的傾向得分匹配法（PSM）來進(jìn)一步驗證研究結(jié)論的穩(wěn)健性［37］。具體步驟為：先通過Logit 模型計算傾向分值，再利用一階最近鄰匹配法選出實驗組與控制組得分值在共同取值范圍內(nèi)的樣本，將其分別設(shè)置為實驗組和控制組。由于PSM 要求匹配后實驗組和控制組間的各控制變量不存在顯著差異，所以匹配后需要進(jìn)行平衡性檢驗，如果匹配后標(biāo)準(zhǔn)化偏差的絕對值均小于20%或p 值大于0.1，則表明在控制變量上不存在顯著差異，選取的匹配方法是可靠的。由表9 可知，匹配后的實驗組和控制組在EXP、AIS、SAV 和OPEN 等變量上的偏差大幅降低，各變量的偏差絕對值均小于10%，且除RET外的其他變量p值都明顯大于0.1，說明匹配后的兩組樣本間不存在顯著性差異，符合相關(guān)要求。在此基礎(chǔ)上重新對國家運動休閑特色小鎮(zhèn)的經(jīng)濟效應(yīng)進(jìn)行估計，發(fā)現(xiàn)效應(yīng)系數(shù)較基礎(chǔ)回歸結(jié)果提高了0.006 8，但仍為負(fù)值，表明匹配后的城市樣本對目的地經(jīng)濟發(fā)展仍存在負(fù)向影響，同樣能驗證研究結(jié)論的穩(wěn)健性（模型22）。

表9 平衡性檢驗的回歸結(jié)果Table 9 Regression results of balance tests

3.5 異質(zhì)性檢驗

3.5.1 區(qū)域異質(zhì)性檢驗

國家運動休閑特色小鎮(zhèn)覆蓋了除我國北京市、上海市、天津市、重慶市、香港特別行政區(qū)、澳門特別行政區(qū)和臺灣地區(qū)以外的27 個省份，考慮到不同地區(qū)的地理位置、資源特征、產(chǎn)業(yè)基礎(chǔ)等因素可能對當(dāng)?shù)亟?jīng)濟發(fā)展產(chǎn)生不同影響，所以本研究進(jìn)行區(qū)域異質(zhì)性檢驗，依據(jù)《關(guān)于西部大開發(fā)若干政策措施的實施意見》《關(guān)于促進(jìn)中部地區(qū)崛起的若干意見》［38］將274 個樣本城市按照所在區(qū)位分為178 個中西部地區(qū)城市和96 個東部地區(qū)城市，并對模型（1）進(jìn)行擴展：

式中：cityposition 為中西部地區(qū)和東部地區(qū)城市的區(qū)位分類變量；α1用于表征不同區(qū)位城市樣本對目的地經(jīng)濟發(fā)展的影響。當(dāng)考察中西部地區(qū)樣本的經(jīng)濟效應(yīng)時，設(shè)定East -city 為0、Mid -west city為1；當(dāng)考察東部地區(qū)樣本的經(jīng)濟效應(yīng)時，設(shè)定East-city為1、Mid-west city為0。

由表10 可知，中西部地區(qū)樣本對經(jīng)濟發(fā)展呈現(xiàn)負(fù)向影響，而東部地區(qū)樣本的經(jīng)濟影響效應(yīng)雖不顯著但為正，表明創(chuàng)建國家運動休閑特色小鎮(zhèn)所產(chǎn)生的經(jīng)濟效應(yīng)存在區(qū)域差異，東部地區(qū)已經(jīng)獲得正向推動作用。這可能源于：東部地區(qū)擁有更為豐富集中的資源來支持小鎮(zhèn)建設(shè)，加大了中西部地區(qū)各城市的經(jīng)濟帶動作用不強［39］。

表10 區(qū)域異質(zhì)性和規(guī)模異質(zhì)性檢驗的回歸結(jié)果Table 10 Regression results of regional and scale heterogeneity tests

3.5.2 規(guī)模異質(zhì)性檢驗

相較于中小城市，大城市擁有更多的人力資本，兩者間的差異對經(jīng)濟發(fā)展的影響也不盡相同。為驗證前文假設(shè)，本研究依據(jù)《關(guān)于調(diào)整城市規(guī)模劃分標(biāo)準(zhǔn)的通知》《中國人口普查分縣資料》，將所有樣本城市按人口數(shù)量分為中小城市和大城市后進(jìn)行規(guī)模異質(zhì)性檢驗，其中大城市93 個、中小城市181 個，最終構(gòu)建擴展模型（4）：

模型（4）中：citysize 為中小城市和大城市的規(guī)模分類變量；α1則表征不同規(guī)模城市樣本對目的地經(jīng)濟發(fā)展的影響。當(dāng)識別中小城市樣本的經(jīng)濟效應(yīng)時，設(shè)定Mid-small city為1、Big city為0；當(dāng)識別大城市樣本的經(jīng)濟效應(yīng)時，設(shè)定Mid -small city 為0、Big city為1。

由表10 可知，位于中小城市的樣本對當(dāng)?shù)亟?jīng)濟具有正向作用但并不顯著，而大城市樣本則產(chǎn)生了負(fù)效應(yīng)，表明中小城市獲得的經(jīng)濟效應(yīng)要優(yōu)于大城市，特色小鎮(zhèn)的經(jīng)濟效應(yīng)存在規(guī)模異質(zhì)性，這可能源于大城市擁有龐大的人口規(guī)模，在形成人力資本優(yōu)勢的同時所附帶的擁擠效應(yīng)對城市格局、資源和設(shè)施等方面造成更多浪費，使得小鎮(zhèn)建設(shè)物資無法滿足，同時影響環(huán)境綠化和服務(wù)設(shè)施條件的迭代更新［40］，導(dǎo)致城市經(jīng)濟無法得到持續(xù)化發(fā)展。

4 結(jié)論與建議

本文利用2010—2021 年274 個地級市的面板數(shù)據(jù)，借助雙重差分法探討國家運動休閑特色小鎮(zhèn)對目的地經(jīng)濟發(fā)展的影響。主要結(jié)論如下：①研究期內(nèi)，創(chuàng)建國家運動休閑特色小鎮(zhèn)并未推動目的地經(jīng)濟發(fā)展，該結(jié)果具有穩(wěn)健性。因部分地區(qū)管理方式、建設(shè)范式上的不當(dāng)，加之?dāng)D出效應(yīng)對體育產(chǎn)業(yè)投資的減少導(dǎo)致設(shè)施條件不夠完備，嚴(yán)重滯緩特色小鎮(zhèn)的創(chuàng)建工作，使得經(jīng)濟效應(yīng)難以趨于正向。②國家運動休閑特色小鎮(zhèn)催生的經(jīng)濟效應(yīng)缺乏即時性和存在滯后性，政策實施后的三年內(nèi)負(fù)向影響不斷增強；但隨著考核機制的介入，對經(jīng)濟的負(fù)向影響隨時間推移有所減弱。③國家運動休閑特色小鎮(zhèn)主要通過政府財政支出、基礎(chǔ)設(shè)施建設(shè)和產(chǎn)業(yè)結(jié)構(gòu)升級等途徑作用于目的地經(jīng)濟的發(fā)展。④國家運動休閑特色小鎮(zhèn)的經(jīng)濟效應(yīng)存在區(qū)域異質(zhì)性和規(guī)模異質(zhì)性，對東部地區(qū)城市和中小城市的經(jīng)濟推動作用要優(yōu)于中西部地區(qū)城市和大城市。

基于研究結(jié)論，提出如下建議：①地方政府應(yīng)給予合理的行政干預(yù)和政策支持，根據(jù)特色小鎮(zhèn)實際情況對癥下藥，構(gòu)建明確的治理體系，并根據(jù)區(qū)域特點完善基礎(chǔ)設(shè)施建設(shè)，打造多體系、多業(yè)態(tài)、多層次的體育特色產(chǎn)品。②鑒于運動式治理的實際現(xiàn)狀和動態(tài)效應(yīng)檢驗結(jié)果，小鎮(zhèn)建設(shè)者應(yīng)樹立可持續(xù)發(fā)展觀，著眼于長期發(fā)展，杜絕形式主義和虛假建鎮(zhèn)。③位于不同區(qū)位、不同規(guī)模城市的特色小鎮(zhèn)，其發(fā)展基礎(chǔ)存在差異，因此各地之間應(yīng)加強產(chǎn)業(yè)協(xié)作與資源共享，實現(xiàn)要素與信息的自由流通。