李麗梅++樓嘉軍

摘 要 基于1978～2013年上海人均生產(chǎn)總值與文化場館數(shù)量、公園景區(qū)數(shù)量的時間序列數(shù)據(jù)，通過建立向量自回歸模型，對經(jīng)濟發(fā)展和休閑設(shè)施建設(shè)的關(guān)系進行分析。研究發(fā)現(xiàn)：人均生產(chǎn)總值分別與文化場館數(shù)量、公園景區(qū)數(shù)量之間存在長期均衡關(guān)系；公園景區(qū)數(shù)量和人均生產(chǎn)總值、文化場館數(shù)量之間存在單向的格蘭杰因果關(guān)系，其他因果關(guān)系不成立；脈沖響應(yīng)分析表明公園景區(qū)數(shù)量增加有助于提升經(jīng)濟發(fā)展水平，但一定程度上會抑制文化場館的投資建設(shè)；公園景區(qū)數(shù)量增加對于人均生產(chǎn)總值變動的貢獻度，以及人均生產(chǎn)總值水平的提升對于文化場館數(shù)量貢獻度均較大。

關(guān)鍵詞 經(jīng)濟發(fā)展水平；休閑設(shè)施；向量自回歸模型；上海

[中圖分類號]C916.2；F299.24 [文獻標識碼] A [文章編號]1673-0461（2017）01-0058-08

一、引 言

隨著社會經(jīng)濟的持續(xù)高速發(fā)展，居民收入水平顯著提高，休閑欲望呈現(xiàn)不斷高漲態(tài)勢，人們希望在城市中獲取游憩、娛樂，渴望獲得鄉(xiāng)村田野式的綠地、公園，滿足精神需求。于是，作為居民工作和生活載體的城市發(fā)生了深刻的變化，主要表現(xiàn)為城市的休閑功能逐漸凸顯和不斷完善，演變?yōu)槌鞘修D(zhuǎn)型發(fā)展的一個重要特征。實際上，早在1933年，國際現(xiàn)代建筑協(xié)會發(fā)布的《雅典憲章》就明確提出休閑是城市的基本功能，該觀點至今仍對城市的轉(zhuǎn)型發(fā)展產(chǎn)生重要影響。城市的休閑功能可以理解為一個城市為滿足本地日常的休閑活動需求和外來游客的旅游活動需求所提供的服務(wù)和發(fā)揮作用的總和，從要素角度講，休閑設(shè)施是城市休閑功能的重要表現(xiàn)形式，亦是滿足本地居民和外來游客休閑旅游消費需求的重要載體。進一步，當一座城市的休閑設(shè)施日漸完善時，它所引致的休閑消費力會轉(zhuǎn)化為巨大的生產(chǎn)力，從而促進產(chǎn)業(yè)結(jié)構(gòu)的調(diào)整和經(jīng)濟增長方式的改變。顯然，經(jīng)濟發(fā)展與休閑設(shè)施建設(shè)之間存在一定的關(guān)聯(lián)，即社會經(jīng)濟的平穩(wěn)較快發(fā)展，會引發(fā)城市投資建設(shè)休閑設(shè)施；人們對休閑設(shè)施的消費和享用，會增強城市經(jīng)濟的發(fā)展活力。

目前學術(shù)界鮮有直接探討經(jīng)濟發(fā)展與休閑設(shè)施建設(shè)關(guān)系的文獻，但一些學者的觀點間接佐證了這一關(guān)系。Briggs（1969）研究指出，維多利亞女王時代中后期，隨著工作條件的改善和生活水平的提高，城市管理部門加大了休閑設(shè)施供應(yīng)的投入[1]。二戰(zhàn)后，推動休閑娛樂設(shè)施與項目大量增長的一個重要因素是國民財富的積累（Daniel D. McLean，Amy R.，Ph.D. Hurd，2004[2]）。馬惠娣、王國政（2000）認為，現(xiàn)代城市經(jīng)濟的良性循環(huán)在很大程度上越來越依賴于各種休閑需求的實現(xiàn)，而一個地區(qū)如果擁有并創(chuàng)造公園綠地、藝術(shù)場館等設(shè)施，對于今后的經(jīng)濟繁榮起著關(guān)鍵的作用[3]。而這又會進一步創(chuàng)新休閑服務(wù)供給功能，從而拉動休閑消費需求和推動休閑服務(wù)業(yè)發(fā)展（卿前龍，2006[4]）?？偟膩碚f，社會經(jīng)濟發(fā)展水平是城市休閑基礎(chǔ)環(huán)境改善、居民休閑消費能力提升、休閑產(chǎn)業(yè)結(jié)構(gòu)優(yōu)化的前提和基礎(chǔ)（樓嘉軍、李麗梅、許鵬，2015[5]）。顯然，經(jīng)濟發(fā)展與休閑設(shè)施建設(shè)的關(guān)系得到了研究者的認同，但稍顯遺憾的是，這些觀點主要建立在學術(shù)思辨和主觀判斷的基礎(chǔ)上，尚缺乏系統(tǒng)的理論依據(jù)和有力的數(shù)據(jù)支撐。

有鑒于此，本文嘗試通過1978～2013年上海經(jīng)濟發(fā)展水平與休閑設(shè)施建設(shè)的時間序列數(shù)據(jù)建立VAR模型，來系統(tǒng)考察二者之間的關(guān)系。之所以選擇上海作為研究對象，原因有三：一是上海城市休閑發(fā)展周期相對較長，統(tǒng)計數(shù)據(jù)比較完整。對上海經(jīng)濟發(fā)展與休閑設(shè)施建設(shè)關(guān)系進行考察和分析，有助于提煉出具有代表性的規(guī)律。二是上海人均生產(chǎn)總值已從1978年的1 445美元上升到2013年的14 547美元，居民生活狀態(tài)明顯改善，與此同時，居民用于休閑或休閑相關(guān)的消費對社會經(jīng)濟的影響力與日劇增。探討上海經(jīng)濟發(fā)展與休閑設(shè)施建設(shè)之間關(guān)系，得出的規(guī)律性特征將對國內(nèi)諸多城市的休閑發(fā)展產(chǎn)生重要影響。三是上海是全國最大的工商業(yè)城市，休閑設(shè)施配置相對完善和成熟，這使得研究不僅在理論層面加深對經(jīng)濟發(fā)展與休閑設(shè)施關(guān)系的科學認識，而且能夠在實踐層面為經(jīng)濟發(fā)展新常態(tài)下我國城市休閑的深化發(fā)展提供經(jīng)驗借鑒。

二、上海休閑設(shè)施建設(shè)概況

（一）休閑設(shè)施分類

從一般意義上講，所謂休閑設(shè)施主要是指由政府管理部門或者社會力量建設(shè)和舉辦的，用于滿足人們休閑娛樂活動需求的經(jīng)營性和公益性的場館、場地、景區(qū)、設(shè)備等。顯而易見，休閑設(shè)施是由一定的空間要素與設(shè)施要素共同構(gòu)成的一個可供人們從事休閑活動的物質(zhì)空間[6]。根據(jù)休閑設(shè)施功能，可將休閑設(shè)施大致分為以下五類 （見表1）。

考慮到規(guī)范的量化研究成為可能，要求相關(guān)統(tǒng)計數(shù)據(jù)較為系統(tǒng)和完備，本文在休閑設(shè)施分類基礎(chǔ)上，選擇文化館、博物館、圖書館、劇場/影劇院等文化場館和國家4A級以上景區(qū)、國家地質(zhì)公園、國家森林公園、城市公園等公園景區(qū)兩類休閑設(shè)施作為研究對象。

（二）上海休閑設(shè)施發(fā)展歷程及特征

基于以上分析，本文將通過文化場館、公園景區(qū)數(shù)量的變化，來反映上海休閑設(shè)施的發(fā)展歷程。由圖1和圖2可知，第一，改革開放以來，上海文化場館中劇場/影劇院始終保持較大規(guī)模，其發(fā)展軌跡呈現(xiàn)“N”型曲線；第二，從2000年起，博物館數(shù)量上升趨勢明顯，并于2011年超過文化館和圖書館；第三，文化館和圖書館數(shù)量經(jīng)歷了相似的發(fā)展軌跡，即先升后降；第四，公園景區(qū)中城市公園規(guī)模相對較大，且呈現(xiàn)快速上升態(tài)勢；第五，2001年起，國家4A級以上景區(qū)數(shù)量不斷增長，這主要源于1999年開始國家旅游局制定實施的《旅游景區(qū)質(zhì)量等級的劃分與評定》，促進了各地加快景區(qū)等級評定工作；第六，國家地質(zhì)公園和國家森林公園數(shù)量始終處于較低的規(guī)模水平。

可以看出，上海休閑設(shè)施的配置中，劇場/影劇院和城市公園發(fā)展規(guī)模較大。一方面，從市民角度講，劇場/影劇院本身的娛樂性比較強，成為本地居民樂于選擇的一種休閑場所。據(jù)一項調(diào)查顯示，上海市民對劇場/影劇院等娛樂場所的選擇比例要高于圖書館、博物館①，這說明上海市民對圖書館、博物館等一些文化性較強的場館選擇要略微低于娛樂性較強的場館，這也間接反映了上海劇場/影劇院的數(shù)量規(guī)模較大的原因。另一方面，從城市發(fā)展角度講，城市公園是城市綠地系統(tǒng)的重要組成部分，發(fā)揮著巨大的生態(tài)效益和社會效益。改革開放以來，為適應(yīng)城市政治經(jīng)濟的發(fā)展，上海的城市公園得到空前發(fā)展，并于2003年成功創(chuàng)建“國家園林城市”。目前，上海共有城市公園161座，其中142座公園實行免費開放，年游客接待量超過2億人次。相比旅游景區(qū)，城市公園在滿足本地居民戶外休閑游憩活動需求方面的職能更為顯著，在推動城市經(jīng)濟和社會發(fā)展方面的作用也更為明顯，相應(yīng)地城市公園的規(guī)模要高于旅游景區(qū)。

進一步，由圖3可知，1978～2013年上海的人均生產(chǎn)總值水平大幅度提升。1978年為1 445美元，1997年后突破3 000美元，2008年后超過10 000美元，2013年達到14 547美元。同一時期，上海的文化場館數(shù)量呈現(xiàn)波動性發(fā)展，2003年達到最大值后下降明顯，下降到2010年之后又開始回升；而公園景區(qū)數(shù)量則呈平穩(wěn)發(fā)展態(tài)勢，并與文化場館數(shù)量之間的差距漸小。

三、變量選擇與數(shù)據(jù)說明

本文運用向量自回歸（VAR）模型來探究經(jīng)濟發(fā)展與休閑設(shè)施建設(shè)的關(guān)系，原因有三：一是將所有變量視為系統(tǒng)的內(nèi)生變量，由此避免了以回歸分析為基礎(chǔ)的研究方法可能存在的內(nèi)生性問題；二是解釋變量均為滯后變量，從而利于刻畫變量之間的動態(tài)關(guān)系；三是基于VAR模型可對變量間的格蘭杰（Granger）因果關(guān)系進行檢驗，并進行脈沖響應(yīng)分析。

本文選取1978～2013年上海人均生產(chǎn)總值、文化場館數(shù)量、公園景區(qū)數(shù)量這三個變量來分析經(jīng)濟發(fā)展與休閑設(shè)施建設(shè)之間的關(guān)系。相關(guān)數(shù)據(jù)來自三個方面，一是《上海市國民經(jīng)濟和社會發(fā)展歷史統(tǒng)計資料（1949-2000年）》；二是1997～2013年的《上海市國民經(jīng)濟和社會發(fā)展統(tǒng)計公報》；三是1998～2014年的《上海統(tǒng)計年鑒》。為減少異方差性的影響及實現(xiàn)非線性關(guān)系的線性化處理，分別對原始數(shù)據(jù)進行自然對數(shù)處理，記為logPERCAPITA、logCULVENUES和logPARKSCENIC。本文使用的軟件為Stata SE 12.0。

四、經(jīng)濟發(fā)展與休閑設(shè)施建設(shè)的協(xié)整及因果關(guān)系檢驗

為了分析上海經(jīng)濟發(fā)展與休閑設(shè)施建設(shè)之間的關(guān)系，需要對時間序列數(shù)據(jù)進行協(xié)整檢驗。協(xié)整理論主要用于尋找兩個或多個非平穩(wěn)變量之間的均衡關(guān)系，如果某兩個或多個同階時間序列向量的某種線性組合可以得到一個平穩(wěn)的誤差序列，則這些非平穩(wěn)的時間序列之間存在長期均衡關(guān)系，即具有協(xié)整性。

（一）平穩(wěn)性檢驗

在運用協(xié)整理論對時間序列數(shù)據(jù)進行分析之前，需要對序列中各變量進行單位根檢驗，以考察序列的平穩(wěn)性。本文采用ADF檢驗法來檢驗變量的平穩(wěn)性。以PERCAPITA表示人均生產(chǎn)總值水平，CULVENUES表示文化場館數(shù)量，PARKS-CENIC表示公園景區(qū)數(shù)量，D.logPERCAPITA、

D.logCULVENUES、D.logPARKSCENIC分別表示各自的一階差分。檢驗結(jié)果顯示，PERCAPITA、CULVENUES、PARKSCENIC在10%的顯著水平上均不平穩(wěn)，而D.logPERCAPITA、D.logCULVENUES、D.logPARKSCENIC在1%的檢驗水平上均是平穩(wěn)序列，這說明PERCAPITA、CULVENUES、PARKSCENIC均是一階單整序列，符合協(xié)整檢驗的要求（見表2）。從協(xié)整檢驗趨勢圖（見圖4）也可以看出，經(jīng)過差分處理后，原有的時間序列不存在自相關(guān)問題。

（二）協(xié)整檢驗

本文采用基于VAR模型的Johansen協(xié)整檢驗法進行檢驗。在協(xié)整檢驗前，首先需要選擇VAR模型的滯后期。從表3可看出，VAR模型的滯后期是1；其次判斷VAR模型是否穩(wěn)定。由圖5可知，VAR模型的全部特征根均小于1，且在單位圓內(nèi)，因此該VAR模型是一個穩(wěn)定的系統(tǒng)。

進一步，通過協(xié)整秩跡檢驗（Trace statistic）結(jié)果表明，只有一個線性無關(guān)的協(xié)整向量，而最大特征值檢驗（Max statistic）也表明，可以在5%的水平上拒絕“協(xié)整秩為0”的原假設(shè)，但無法拒絕“協(xié)整秩為1”的原假設(shè)。這說明，人均生產(chǎn)總值、文化場館數(shù)量、公園景區(qū)數(shù)量之間存在長期穩(wěn)定關(guān)系（見表4）。

（三）格蘭杰因果檢驗

Johansen協(xié)整檢驗結(jié)果顯示，上海人均生產(chǎn)總值、文化設(shè)施數(shù)量、公園景區(qū)數(shù)量之間存在著長期穩(wěn)定的均衡關(guān)系。可通過格蘭杰因果檢驗進一步確認三變量之間的均衡關(guān)系是否存在因果關(guān)系（見表5）。

表5的檢驗結(jié)果表明，第一，公園景區(qū)數(shù)量增加是導(dǎo)致人均生產(chǎn)總值水平提升的格蘭杰原因，說明公園景區(qū)建設(shè)能夠推動城市經(jīng)濟發(fā)展；第二，公園景區(qū)數(shù)量增加是導(dǎo)致文化場館數(shù)量增加的格蘭杰原因，說明城市公園景區(qū)建設(shè)能夠帶動主要滿足本地居民休閑娛樂的場館數(shù)量的建設(shè)；第三，人均生產(chǎn)總值水平和文化場館規(guī)模并不是導(dǎo)致公園景區(qū)數(shù)量增加的格蘭杰原因，說明可能存在其他未納入模型的、與公園景區(qū)數(shù)量建設(shè)之間有更明顯的因果關(guān)系的變量。

綜上所述，公園景區(qū)數(shù)量和人均生產(chǎn)總值、文化場館數(shù)量之間存在單向的格蘭杰因果關(guān)系。一方面，公園景區(qū)建設(shè)能夠推動城市經(jīng)濟發(fā)展水平，但經(jīng)濟發(fā)展水平的提升并不能導(dǎo)致公園景區(qū)數(shù)量增加；另一方面，城市公園景區(qū)的規(guī)?；l(fā)展有助于文化場館的投資建設(shè)。

（四）向量誤差修正模型

格蘭杰因果檢驗只給出了變量的相互影響關(guān)系，但并沒有對變量之間的影響程度給出定量分析。因此，在因果檢驗基礎(chǔ)上，本文進一步對所有變量做向量誤差修正模型（VECM），該模型是用Johansen的最大似然估計（MLE）方法估計的向量誤差修正模型，可在施加長期均衡約束的情況下，用來分析變量間的短期關(guān)系。誤差修正模型的結(jié)果為：

D.logPERCAPITA=-0.3447L1.cel+

0.1279LD.logPERCAPITA+0.1481LD.logCULVENUES+

0.0455LD.logPARKSCENIC+0.0016

D.logCULVENUES=0.2047L1.cel+

0.0529LD.logPERCAPITA-0.0366LD.logCULVENUES+

0.6369LD.logPARKSCENIC+0.0063

D.logPARKSCENIC=-0.0030L1.cel-

0.1275LD.logPERCAPITA+0.0927LD.logCULVENUES-0.1791LD.logPARKSCENIC+0.0242

D.logPERCAPITA方程中，L1.cel=-0.3447表明，如果人均生產(chǎn)總值水平提升，則短期內(nèi)，文化設(shè)施數(shù)量和公園景區(qū)數(shù)量會減少；D.logCUL-VENUES方程中，L1.cel=0.2047表明，如果文化場館數(shù)量增加，則短期內(nèi)，人均生產(chǎn)總值水平和公園景區(qū)數(shù)量都會上升；D.logPARKSCENIC方程中，L1.cel=-0.0030表明，如果公園景區(qū)數(shù)量增加，則短期內(nèi)，人均生產(chǎn)總值和文化場館數(shù)量會減少。

進一步，通過協(xié)整方程，可以得到人均生產(chǎn)總值、文化娛樂場館數(shù)量、公園景區(qū)數(shù)量之間的長期均衡關(guān)系：

logPERCAPITA=-12.2099+

3.4066logCULVENUES+3.8574logPARKSCENIC

長期看來，文化場館數(shù)量對上海人均生產(chǎn)總值的彈性為3.4066，而對公園景區(qū)數(shù)量的彈性是3.8574，這表明，首先，公園景區(qū)建設(shè)對經(jīng)濟發(fā)展水平的正向作用更為明顯，而且在統(tǒng)計上是顯著的；其次，文化場館數(shù)量雖然在長期內(nèi)與人均生產(chǎn)總值水平的正向關(guān)系稍弱于公園景區(qū)數(shù)量，但在統(tǒng)計上卻是不顯著的。

五、經(jīng)濟發(fā)展與休閑設(shè)施建設(shè)的脈沖響應(yīng)及方差分解

（一）脈沖響應(yīng)函數(shù)

脈沖響應(yīng)函數(shù)描繪的是特定變量對各種沖擊的反應(yīng)軌跡。以下部分基于VAR模型的脈沖響應(yīng)函數(shù)，進一步刻畫人均生產(chǎn)總值、文化場館數(shù)量、公園景區(qū)數(shù)量之間相互影響的關(guān)系。

以最長期為20期來考察人均生產(chǎn)總值、文化場館數(shù)量、公園景區(qū)數(shù)量的響應(yīng)軌跡（見圖6）?？梢钥闯觯紫?，在本期給logCULVENUES一個標準差沖擊后，文化場館自身受到的是負向響應(yīng)；公園景區(qū)在第1期受到正向響應(yīng)，然后保持平穩(wěn)發(fā)展態(tài)勢；人均生產(chǎn)總值在前3期受到負向響應(yīng)，隨后則表現(xiàn)為上升趨勢。其次，在本期給logPARKSCENIC一個標準差沖擊后，文化場館數(shù)量在第1期的增長響應(yīng)明顯，第2期開始逐步下降；公園景區(qū)數(shù)量受到自身的沖擊后，在第1期受到負向響應(yīng)，隨后保持平穩(wěn)發(fā)展態(tài)勢；而人均生產(chǎn)總值水平表現(xiàn)為明顯的正向波動。這說明，城市通過投資建設(shè)文化場館、公園景區(qū)等休閑設(shè)施，可以帶動經(jīng)濟發(fā)展水平的提升。最后，在本期給logPERCAPITA一個標準差沖擊后，文化場館數(shù)量在前2期受到的是負向響應(yīng)，第3期開始表現(xiàn)為正向波動，但波動速度較緩；公園景區(qū)數(shù)量在第1期受到負向響應(yīng)，隨后保持穩(wěn)定發(fā)展態(tài)勢；而人均生產(chǎn)總值受到自身沖擊后，一直產(chǎn)生負向響應(yīng)。以上結(jié)果說明，第一，文化場館數(shù)量和人均生產(chǎn)總值之間存在雙向關(guān)系，從長期看文化場館數(shù)量的增加對人均生產(chǎn)總值的提升更為明顯；第二，文化場館數(shù)量和公園景區(qū)數(shù)量之間存在單向關(guān)系，長期看公園景區(qū)數(shù)量的增加會導(dǎo)致文化場館建設(shè)力度降低，但文化場館數(shù)量增加對公園景區(qū)建設(shè)力度的抑制作用微乎其微，這一定程度上反映出城市休閑產(chǎn)業(yè)的發(fā)展一定程度上有利于旅游業(yè)的發(fā)展，但城市在大力推進旅游業(yè)發(fā)展過程中，有可能會忽視了主要滿足本地居民的休閑設(shè)施的投資建設(shè)；第三，公園景區(qū)數(shù)量和人均生產(chǎn)總值之間存在單項關(guān)系，長期看公園景區(qū)建設(shè)能夠提升城市的經(jīng)濟發(fā)展水平，但經(jīng)濟發(fā)展水平對公園景區(qū)建設(shè)的推動作用不明顯。

（二）方差分解

為了進一步了解各變量對于其他變量的貢獻程度，通過基于VAR模型的方差分解，評價各內(nèi)生變量對預(yù)測方差的貢獻度。

表5顯示，第一，對上海人均生產(chǎn)總值水平進行向前一年的預(yù)測，其預(yù)測方差完全來自于本身。但如果作20年預(yù)測，則人均生產(chǎn)總值的預(yù)測方差有72.7333%來自于公園景區(qū)，17.9275%來自于人均生產(chǎn)總值本身，其余9.3392%來自文化場館。這表明，公園景區(qū)數(shù)量對人均生產(chǎn)總值水平有較大影響。第二，對上海文化場館數(shù)量進行向前一年的預(yù)測，其預(yù)測方差主要來自于文化場館本身。即便向前作20年的預(yù)測，也依然有68.0147%的預(yù)測方差來自文化場館本身，其余的15.2363%與1.6749%分別來自人均生產(chǎn)總值與公園景區(qū)。這表明，文化場館數(shù)量主要受到自身的影響，人均生產(chǎn)總值和公園景區(qū)的作用較小。第三，對上海公園景區(qū)數(shù)量進行向前一年的預(yù)測，其預(yù)測方差主要來自于公園景區(qū)本身，即便向前作20年的預(yù)測，也依然有69.9412%的預(yù)測方差來自公園景區(qū)本身，其余的8.1001%與21.9586%分別來自人均生產(chǎn)總值與文化場館。這意味著，公園景區(qū)數(shù)量主要受到自身的影響，人均生產(chǎn)總值和文化場館的作用較小。

以上結(jié)果進一步印證了人均生產(chǎn)總值與文化場館數(shù)量、公園景區(qū)數(shù)量之間互動力量不平衡的關(guān)系，其中，公園景區(qū)數(shù)量增加對人均生產(chǎn)總值水平的推動作用要大于人均生產(chǎn)總值對公園景區(qū)的貢獻度；人均生產(chǎn)總值水平對文化場館建設(shè)的推動作用要大于文化場館對人均生產(chǎn)總值的貢獻度（見表6）。

六、結(jié)論與啟示

（一）結(jié)論

本文利用上海1978～2013年的時間序列數(shù)據(jù)，通過建立向量自回歸模型，將經(jīng)濟發(fā)展和休閑設(shè)施納入統(tǒng)一框架下來考察其關(guān)系，得到如下結(jié)論：

第一，經(jīng)濟發(fā)展水平與休閑設(shè)施之間存在協(xié)整關(guān)系，表現(xiàn)為人均生產(chǎn)總值水平與文化場館數(shù)量、公園景區(qū)數(shù)量之間均呈現(xiàn)正相關(guān)的關(guān)系。

第二，公園景區(qū)數(shù)量和人均生產(chǎn)總值水平、文化場館數(shù)量之間均存在單向的格蘭杰因果關(guān)系，公園景區(qū)建設(shè)有助于促進城市經(jīng)濟發(fā)展水平提升和文化場館建設(shè)，但經(jīng)濟發(fā)展水平的提高和文化場館的建設(shè)并不能帶來城市公園景區(qū)數(shù)量的增加。

第三，脈沖響應(yīng)分析表明，首先，文化場館數(shù)量和公園景區(qū)數(shù)量增加有助于提升經(jīng)濟發(fā)展水平，從長期看，這種促進作用會逐漸增強；其次，短期內(nèi)公園景區(qū)數(shù)量增加會促進文化場館投資的需求，但長期看，公園景區(qū)數(shù)量增加會抑制文化場館的投資建設(shè)，而且這種抑制作用會逐步增強；再次，短期看經(jīng)濟發(fā)展水平提升會抑制文化場館數(shù)量和公園景區(qū)數(shù)量的增加，但長期看，經(jīng)濟發(fā)展水平提升會有助于文化場館和公園景區(qū)的投資建設(shè)，并且對文化場館數(shù)量增加的促動作用更為明顯。

第四，方差分解結(jié)果表明，公園景區(qū)數(shù)量增加對于人均生產(chǎn)總值變動的貢獻度，以及人均生產(chǎn)總值水平的提升對于文化場館數(shù)量貢獻度均較大。

（二）啟示

首先，投資建設(shè)公園景區(qū)有利于推進城市經(jīng)濟發(fā)展水平。一方面，城市公園和旅游景區(qū)的建設(shè)有利于休閑產(chǎn)業(yè)的發(fā)展，這會改善經(jīng)濟發(fā)展所依賴的投資環(huán)境，從而促進城市經(jīng)濟結(jié)構(gòu)的調(diào)整和合理化，增強城市經(jīng)濟發(fā)展的活力。另一方面，隨著城市公園和旅游景區(qū)的開發(fā)規(guī)劃，帶動了周邊地區(qū)房地產(chǎn)、商業(yè)和文化娛樂業(yè)等相關(guān)產(chǎn)業(yè)的發(fā)展和興旺，從而有利于促進經(jīng)濟發(fā)展水平的提升。

其次，投資建設(shè)公園景區(qū)一定程度上會抑制城市文化場館的投入。城市公園和旅游景區(qū)主要承擔著滿足本地居民和外來游客的戶外休閑游憩活動需求的職能，而文化場館是提供室內(nèi)休閑娛樂活動的場所，二者理應(yīng)成為相互呼應(yīng)的發(fā)展格局。但是，城市在發(fā)展過程中，可能會為了增強旅游吸引力、完善城市綠地系統(tǒng)等目標，以及城市居民對生態(tài)休閑、體育休閑、低碳休閑等需求的渴望，導(dǎo)致公園和旅游景區(qū)的投資建設(shè)力度較大，而室內(nèi)文化休閑場所數(shù)量往往跟不上其建設(shè)步伐。《全球城市公共文化服務(wù)發(fā)展報告》研究顯示，盡管上海劇院、影院的數(shù)量較多，但博物館、圖書館等的數(shù)量較少，尤其是與歐美發(fā)達國家的文化中心城市相比，上海室內(nèi)的文化休閑場所數(shù)量是其短板。[7]

最后，休閑設(shè)施建設(shè)是培育城市休閑產(chǎn)業(yè)發(fā)展的一項重要內(nèi)容，因此經(jīng)濟發(fā)展與城市休閑設(shè)施建設(shè)之間的關(guān)系可以進一步深化理解為經(jīng)濟發(fā)展與城市休閑產(chǎn)業(yè)之間的關(guān)系。從歐美發(fā)達國家經(jīng)驗看，休閑產(chǎn)業(yè)對社會經(jīng)濟發(fā)展的影響力與日俱增，目前已占GDP總量的50%～60%左右。美國學者莫里托（1999）認為，從世界范圍看，歐美發(fā)達國家將于2015年前后率先進入休閑時代，并堅信休閑將成為21世紀推動全球經(jīng)濟增長的第一動力。與此同時，經(jīng)濟增長過程中，不斷提升的居民收入水平以及逐漸完善的休假制度，確保了居民消費中蘊藏的巨大休閑消費潛力會不斷地轉(zhuǎn)化為現(xiàn)實的消費需求，從而推動休閑產(chǎn)業(yè)的大力發(fā)展。

[參考文獻]

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[7] 文匯報. 全球城市公共文化服務(wù)發(fā)展報告：上海博物館太少[EB/OL].[2004-11-12]. http：//www.ce.cn/culture/gd/201411/12/t201411

12_3886296.shtml.