李天戈，李 琳，劉湲湲，謝麗娜

（1.湖南應(yīng)用技術(shù)學(xué)院體育與健康教學(xué)研究部，湖南 常德 415000：2.湖南涉外經(jīng)濟(jì)學(xué)院體育學(xué)院，湖南 長(zhǎng)沙 410000；3.武漢工程科技學(xué)院體育學(xué)院，湖北 武漢 430000）

2019 年國(guó)務(wù)院辦公廳發(fā)布 《體育強(qiáng)國(guó)建設(shè)綱要》 指出要“充分發(fā)揮體育在建設(shè)社會(huì)主義現(xiàn)代化強(qiáng)國(guó)新征程中的重要作用”，同時(shí)“十四五”規(guī)劃中14 次提及體育，可見體育產(chǎn)業(yè)是推動(dòng)國(guó)民經(jīng)濟(jì)發(fā)展的重要力量， 是現(xiàn)代產(chǎn)業(yè)不可或缺的組成部分。近年來，體育產(chǎn)業(yè)實(shí)現(xiàn)長(zhǎng)足發(fā)展。2020 年底，我國(guó)體育產(chǎn)業(yè)增加值達(dá)1.735 億元， 相較于2008 年的1 554.97 億元，年均增速高達(dá)17.5%。 同時(shí)， 體育產(chǎn)業(yè)從業(yè)人員規(guī)模也從2008年的317.09 萬人增加至2019 年的505.1 萬人，增長(zhǎng)幅度高達(dá)59.29%， 可見體育產(chǎn)業(yè)的綜合發(fā)展有效吸納了新增勞動(dòng)力資源，體育產(chǎn)業(yè)發(fā)展韌性增強(qiáng)，具備增長(zhǎng)潛力。 體育產(chǎn)業(yè)集聚主要指體育產(chǎn)業(yè)的集聚發(fā)展和集群演化， 其集聚水平的提升是優(yōu)化區(qū)域體育產(chǎn)業(yè)發(fā)展的必然選擇， 繼而推動(dòng)我國(guó)體育產(chǎn)業(yè)的轉(zhuǎn)型發(fā)展［1］。 然而，我國(guó)體育產(chǎn)業(yè)集聚呈現(xiàn)顯著的區(qū)域差異性［2］，這受到一系列經(jīng)濟(jì)因素的影響?；诖?，研究體育產(chǎn)業(yè)集聚的空間特征就顯得十分有必要。 采用數(shù)據(jù)包絡(luò)分析和區(qū)位熵的方法測(cè)算體育產(chǎn)業(yè)集聚相關(guān)指標(biāo)［3］，繼而在空間計(jì)量模型的作用下發(fā)現(xiàn)其在空間上存在顯著的集聚現(xiàn)象［4-5］。 導(dǎo)致體育產(chǎn)業(yè)在空間視角下產(chǎn)生集聚效應(yīng)的因素有很多， 如經(jīng)濟(jì)發(fā)展水平、基礎(chǔ)設(shè)施建設(shè)、人力資源、區(qū)位條件、產(chǎn)業(yè)價(jià)值鏈等［6］。

近年來，我國(guó)城鎮(zhèn)化建設(shè)也取得新成效。 2021 年，我國(guó)年末常住人口城鎮(zhèn)化率達(dá)到64.72%，是加快推進(jìn)人口轉(zhuǎn)移的體現(xiàn)，由此增強(qiáng)城市群和都市圈承載能力，為城市高質(zhì)量建設(shè)提供有力支撐。 同時(shí)，城鎮(zhèn)化水平的推進(jìn)有利于縮小城鄉(xiāng)居民收入差距，構(gòu)建真正意義上的新型城鎮(zhèn)化發(fā)展戰(zhàn)略。 新型城鎮(zhèn)化發(fā)展有利于改善居民生活，實(shí)現(xiàn)共同富裕以及現(xiàn)代化，能夠集中更多的優(yōu)勢(shì)資源集中發(fā)展經(jīng)濟(jì)。 體育產(chǎn)業(yè)發(fā)展過程中需要更多的資源支持， 新型城鎮(zhèn)化建設(shè)是否能夠?qū)w育產(chǎn)業(yè)發(fā)展產(chǎn)生積極的影響作用成為學(xué)者關(guān)注的話題。 在市場(chǎng)經(jīng)濟(jì)的發(fā)展背景下，市場(chǎng)是資源配置有效發(fā)揮的基礎(chǔ)，城鎮(zhèn)化建設(shè)是優(yōu)化資源配置的必經(jīng)之路［7］，然而新型城鎮(zhèn)化的發(fā)展在各區(qū)域間存在較大差異，且增長(zhǎng)幅度的空間差異大［8］，城鎮(zhèn)化差異呈現(xiàn)“東高西低”局面［9］。通過構(gòu)建內(nèi)源動(dòng)力、外向動(dòng)力、市場(chǎng)動(dòng)力和政府動(dòng)力4 大動(dòng)力因素［10］，采用空間計(jì)量方法發(fā)現(xiàn)廣東省城鎮(zhèn)化水平存在顯著的空間依賴特征。 導(dǎo)致這種空間差異性、空間依賴性特征的因素可能有人口老齡化［11］、財(cái)政分權(quán)［12］。 由此可見，我國(guó)新型城鎮(zhèn)化發(fā)展依然存在空間特征，在研究其對(duì)體育產(chǎn)業(yè)集聚的影響時(shí)，亦不可忽略其所具備的空間特征。

2012 年中央經(jīng)濟(jì)工作會(huì)議首次正式提出把 “生態(tài)文明理念和原則全面融入城鎮(zhèn)化全過程，走集約、智能、綠色、低碳的新型城鎮(zhèn)化道路”。 事實(shí)上，“新型城鎮(zhèn)化”是在“城鎮(zhèn)化”概念的基礎(chǔ)上進(jìn)一步展開的，屬于“城鎮(zhèn)化”的繼承和發(fā)展。 其在人口積聚、非農(nóng)產(chǎn)業(yè)擴(kuò)大、城鎮(zhèn)空間擴(kuò)張和城鎮(zhèn)觀念意識(shí)轉(zhuǎn)化這4 個(gè)方面與“傳統(tǒng)的”城鎮(zhèn)化概念并無顯著性差異，但在實(shí)現(xiàn)這種過程的內(nèi)涵、目標(biāo)、內(nèi)容于方式上有所不同。 所謂新型城鎮(zhèn)化是以民生、可持續(xù)發(fā)展和質(zhì)量為內(nèi)涵，以追求平等、幸福、轉(zhuǎn)型、綠色、健康和集約為核心目標(biāo)，以實(shí)現(xiàn)區(qū)域統(tǒng)籌與協(xié)調(diào)一體、產(chǎn)業(yè)升級(jí)與低碳轉(zhuǎn)型、生態(tài)文明和集約高效、制度改革和體制創(chuàng)新為重點(diǎn)內(nèi)容的嶄新的城鎮(zhèn)化過程［13］。

新型城鎮(zhèn)化的發(fā)展能夠通過“選擇效應(yīng)”優(yōu)化產(chǎn)業(yè)結(jié)構(gòu)、提高企業(yè)生產(chǎn)效率，進(jìn)而促進(jìn)經(jīng)濟(jì)增長(zhǎng)［14］，帶來的這種促進(jìn)作用會(huì)逐漸增強(qiáng)。 同時(shí)，城鎮(zhèn)化發(fā)展在產(chǎn)業(yè)發(fā)展中的作用也逐漸凸顯：高新技術(shù)產(chǎn)業(yè)集聚助推城鎮(zhèn)化的理論機(jī)制中，倒逼出口導(dǎo)向型產(chǎn)業(yè)結(jié)構(gòu)升級(jí)助力城鎮(zhèn)化發(fā)展最為有效［15］；良性發(fā)展的城鎮(zhèn)化能夠促進(jìn)工業(yè)化轉(zhuǎn)型升級(jí)， 有助于實(shí)現(xiàn)城鎮(zhèn)和產(chǎn)業(yè)融合發(fā)展［16］。 進(jìn)一步，城鎮(zhèn)化發(fā)展對(duì)體育產(chǎn)業(yè)發(fā)展存在正向影響， 城市化水平的提高對(duì)體育產(chǎn)業(yè)發(fā)展具有6.641 9%的正向推動(dòng)作用［17-18］。 因此，在新型城鎮(zhèn)化背景下，體育產(chǎn)業(yè)發(fā)展應(yīng)當(dāng)注重培養(yǎng)體育復(fù)合型人才，加快體育中心城市建設(shè)等［19］。

有鑒于此， 本文以新型城鎮(zhèn)化發(fā)展影響體育產(chǎn)業(yè)集聚為研究對(duì)象，采用動(dòng)態(tài)空間回歸模型進(jìn)行實(shí)證分析，以明確體育產(chǎn)業(yè)發(fā)展著力點(diǎn)， 為當(dāng)前體育產(chǎn)業(yè)和城鎮(zhèn)化建設(shè)的協(xié)同進(jìn)步提供借鑒和參考。

1 研究對(duì)象與方法

1.1 研究對(duì)象

本文以動(dòng)態(tài)SDM 模型實(shí)證分析的新型城鎮(zhèn)化發(fā)展對(duì)體育產(chǎn)業(yè)集聚的影響為研究對(duì)象。

1.2 指標(biāo)選取與數(shù)據(jù)來源

1.2.1 被解釋變量

體育產(chǎn)業(yè)集聚（SIG），該指標(biāo)主要用于反映體育行業(yè)資源集中程度。 當(dāng)前對(duì)該指標(biāo)的測(cè)度有區(qū)域熵、空間基尼系數(shù)等方法，但考慮到本文研究的樣本主要是省域數(shù)據(jù)而非微觀數(shù)據(jù)，以上測(cè)度方法需以企業(yè)發(fā)展等微觀數(shù)據(jù)為基礎(chǔ)才得以實(shí)現(xiàn)，因此本文借鑒陳林華等［18］、姚松伯和劉穎［20］等學(xué)者的方法，利用體育產(chǎn)業(yè)增加值形成的產(chǎn)業(yè)比重法對(duì)省域體育產(chǎn)業(yè)集聚程度進(jìn)行測(cè)度。 考慮到體育產(chǎn)業(yè)發(fā)展是一個(gè)廣義概念，其發(fā)展水平是文化、體育和娛樂的集中體現(xiàn)其中，因此體育產(chǎn)業(yè)增加值選用第三產(chǎn)業(yè)中文化、 體育和娛樂業(yè)以及制造業(yè)中文教、工美、體育和娛樂用品增加值之和代替［20］。 體育產(chǎn)業(yè)集聚水平具體計(jì)算公式如下所示：

其中，SIG為體育產(chǎn)業(yè)集聚水平，TVA為體育產(chǎn)業(yè)增加值，該指標(biāo)越大，表示省份體育產(chǎn)業(yè)集聚水平越高。

1.2.2 解釋變量

一般而言， 眾多學(xué)者對(duì)城鎮(zhèn)化發(fā)展水平的衡量采用人口城鎮(zhèn)化指標(biāo)，即城鎮(zhèn)人口占總?cè)丝诘谋戎亍?然而，隨著我國(guó)經(jīng)濟(jì)水平的不斷上升，新型城鎮(zhèn)化發(fā)展不僅是人口流動(dòng)的體現(xiàn)，更多的蘊(yùn)含了經(jīng)濟(jì)水平變動(dòng)帶來的人口流動(dòng)。 因此，對(duì)于新型城鎮(zhèn)化水平的衡量應(yīng)當(dāng)包含人口因素和經(jīng)濟(jì)因素。 鑒于此，本文借鑒陳林華等［18］、穆懷中和吳鵬［7］的做法，將城鎮(zhèn)化水平分為人口城鎮(zhèn)化和經(jīng)濟(jì)城鎮(zhèn)化。 其中，人口城鎮(zhèn)化（RURB）以城鎮(zhèn)人口占總?cè)丝诘谋戎乇硎荆?jīng)濟(jì)城鎮(zhèn)化（EURB）以二三產(chǎn)業(yè)增加與區(qū)域GDP 比值表示。

1.2.3 控制變量

影響體育產(chǎn)業(yè)集聚水平的因素很多，本文納入以下因素：人均GDP（PGDP）以GDP 總量與總?cè)丝诘谋戎当硎?，政府扶持力度（GS）以文化、體育、傳媒支出在總財(cái)政支出的比重表示，產(chǎn)業(yè)結(jié)構(gòu)（IS）以第三產(chǎn)業(yè)增加值與GDP 比值表示。

本文以我國(guó)30 個(gè)省份為觀察對(duì)象（考慮數(shù)據(jù)可得性和有效性，剔除香港、澳門、臺(tái)灣及西藏地區(qū)），所有數(shù)據(jù)時(shí)間范圍為2008—2019 年，數(shù)據(jù)來源包含《中國(guó)統(tǒng)計(jì)年鑒》、國(guó)家統(tǒng)計(jì)局官網(wǎng)、前瞻數(shù)據(jù)庫等。

1.3 空間權(quán)重矩陣選擇

空間權(quán)重矩陣是描述各研究樣本空間布局的重要工具，是進(jìn)行空間實(shí)證分析的基礎(chǔ)。 一般而言，空間權(quán)重矩陣分為3種類型：0—1 鄰接矩陣、地理距離矩陣、經(jīng)濟(jì)距離矩陣。 其中，0—1 鄰接矩陣主要考察省份之間是否存在相鄰關(guān)系， 存在相鄰關(guān)系即為1，反之為0。 該矩陣認(rèn)為，省份之間只要存在相鄰關(guān)系，彼此之間的發(fā)展活動(dòng)就會(huì)受到影響；地理距離矩陣重點(diǎn)考察省份之間地理距離的遠(yuǎn)近， 認(rèn)為距離遠(yuǎn)近是關(guān)系雙方是否會(huì)彼此影響的重要因素。 該矩陣基于各省份的經(jīng)緯度計(jì)算彼此之間的距離，并由距離平方的倒數(shù)構(gòu)建成權(quán)重矩陣；經(jīng)濟(jì)距離矩陣主要考察各省份之間的經(jīng)濟(jì)發(fā)展水平差異， 以各省份人均GDP 水平差異的倒數(shù)構(gòu)建空間權(quán)重矩陣，認(rèn)為經(jīng)濟(jì)發(fā)展水平差異是影響各省份彼此之間交流與合作的重要因素。

考慮到以下因素， 本文采用經(jīng)濟(jì)距離矩陣作為衡量新型城鎮(zhèn)化發(fā)展影響體育產(chǎn)業(yè)集聚的空間權(quán)重矩陣：第一，各省份間城鎮(zhèn)化發(fā)展水平是否會(huì)相互影響， 在很大程度上取決于各省的經(jīng)濟(jì)發(fā)展水平。 當(dāng)一省的城鎮(zhèn)化水平上升帶動(dòng)相鄰省份城鎮(zhèn)化水平提高時(shí)， 其前提條件勢(shì)必是該省經(jīng)濟(jì)發(fā)展水平可以催生其城鎮(zhèn)化水平上升，否則也是徒勞；第二，體育產(chǎn)業(yè)集聚注重對(duì)體育資源的集中， 省份之間單純的相鄰或者距離遠(yuǎn)近不會(huì)帶來資源聚集， 相反經(jīng)濟(jì)發(fā)展水平的涌進(jìn)會(huì)催生產(chǎn)業(yè)資源的集中；第三，不管是城鎮(zhèn)化發(fā)展還是體育產(chǎn)業(yè)的發(fā)展，其背后的重要推動(dòng)力量更多的應(yīng)當(dāng)是經(jīng)濟(jì)發(fā)展， 而非地理距離。 隨著互聯(lián)網(wǎng)經(jīng)濟(jì)的蓬勃發(fā)展，地理距離在其中的影響會(huì)更加弱化。

因此， 本文設(shè)定的經(jīng)濟(jì)距離空間權(quán)重矩陣的計(jì)算方式如下所示：

其中Wij表示2 省份之間的經(jīng)濟(jì)距離，Yi和Yj分別表示2省份的人均GDP。

1.4 空間計(jì)量模型設(shè)定

1.4.1 全局空間相關(guān)性模型設(shè)定

為檢驗(yàn)新型城鎮(zhèn)化水平在空間視角下對(duì)體育產(chǎn)業(yè)集聚的影響，需要先對(duì)我國(guó)城鎮(zhèn)化水平、體育產(chǎn)業(yè)集聚是否存在空間相關(guān)性進(jìn)行檢驗(yàn)。 只有當(dāng)2 者均存在空間相關(guān)性時(shí)，才有必要對(duì)2 者進(jìn)行空間關(guān)系檢驗(yàn)，否則空間關(guān)系檢驗(yàn)不成立。

結(jié)合上文設(shè)定的經(jīng)濟(jì)距離空間權(quán)重矩陣， 本文采用最常見的莫蘭指數(shù)作為全局空間自相關(guān)檢驗(yàn)的模型， 即Moran I。該指數(shù)取值范圍在-1 至1 之間， 當(dāng)Moran I＜0 時(shí)說明檢驗(yàn)指標(biāo)在全國(guó)范圍內(nèi)存在負(fù)相關(guān)，Moran I＞0 時(shí)存在正相關(guān)， 否則不存在相關(guān)性。 其具體計(jì)算公式如下：

1.4.2 構(gòu)建空間面板回歸模型

空間面板回歸模型是考慮了地理距離矩陣的面板回歸模型，即涵蓋了新型城鎮(zhèn)化發(fā)展對(duì)體育產(chǎn)業(yè)集聚的數(shù)量化影響，也納入了省份之間的空間影響要素。 一般而言，空間面板回歸模型包括空間滯后模型、空間誤差模型和空間杜賓模型。 其中空間杜賓模型是2 者的一般形式， 由于研究樣本數(shù)據(jù)特征的不同，3 種模型存在不同的適用性， 因此在進(jìn)行實(shí)證分析前需要根據(jù)數(shù)據(jù)特征篩選出最適合的模型。 本文在模型構(gòu)建時(shí)，先以最一般的空間杜賓模型為例。

此外， 考慮到體育產(chǎn)業(yè)集聚可能在縱向發(fā)展時(shí)存在時(shí)間上的累積態(tài)勢(shì)， 即本期的體育產(chǎn)業(yè)集聚水平對(duì)下一期的發(fā)展水平有較大影響。 因此本文在構(gòu)建模型時(shí)納入體育產(chǎn)業(yè)集聚的滯后一期，即形成具有動(dòng)態(tài)特征的空間杜賓模型：

SIGi，t=α1SIGi，t-1+α2RURBi，t+α3EURBi，t+α4PGDPi，t+α5GSi，t+α6ISi，t+α7W×SIGi，t+α8W×SIGi，t-1+α9W×RURBi，t+α10W×EURBi，t+α11W×PGDPi，t+α12W×GSi，t+α13W×ISi，t

其中，α7表示鄰近省份體育產(chǎn)業(yè)集聚對(duì)本省份體育產(chǎn)業(yè)集聚的影響，即體育產(chǎn)業(yè)集聚是否存在空間溢出效應(yīng)；α8表示相鄰省份滯后一期的SIG 對(duì)本省份SIG 的影響水平， 這一系數(shù)既考慮了空間影響也考慮了時(shí)間上的動(dòng)態(tài)影響；α9和α10則分別表示人口城鎮(zhèn)化和經(jīng)濟(jì)城鎮(zhèn)化對(duì)體育產(chǎn)業(yè)集聚的空間溢出效應(yīng)。 若以上系數(shù)存在0 的情況，則說明不存在空間溢出效應(yīng)。

2 新型城鎮(zhèn)化發(fā)展影響體育產(chǎn)業(yè)集聚的實(shí)證檢驗(yàn)

2.1 全局空間相關(guān)性檢驗(yàn)

基于本文構(gòu)建的經(jīng)濟(jì)距離矩陣， 采用莫蘭指數(shù)法對(duì)城鎮(zhèn)化水平和體育產(chǎn)業(yè)集聚指標(biāo)進(jìn)行全局空間相關(guān)性檢驗(yàn)， 具體檢驗(yàn)結(jié)果如表1 所示。

表1 城鎮(zhèn)化水平與體育產(chǎn)業(yè)集聚全局空間相關(guān)性檢驗(yàn)結(jié)果統(tǒng)計(jì)表

由表1 可知，第一，2008—2019 年，我國(guó)省域體育產(chǎn)業(yè)集聚、人口城鎮(zhèn)化、經(jīng)濟(jì)城鎮(zhèn)化水平在全局莫蘭指數(shù)均為正數(shù)，且通過了顯著性水平檢驗(yàn)， 說明這3 項(xiàng)指標(biāo)在全局范圍內(nèi)具有正向的空間集聚趨勢(shì)；第二，體育產(chǎn)業(yè)集聚的莫蘭指數(shù)整體呈現(xiàn)下降—上升—下降的發(fā)展趨勢(shì)， 表明我國(guó)體育產(chǎn)業(yè)的空間集聚水平在時(shí)間上具有波動(dòng)發(fā)展的趨勢(shì)， 研究影響其發(fā)展的影響因素對(duì)促進(jìn)體育產(chǎn)業(yè)集聚穩(wěn)定發(fā)展是十分有必要的；第三，人口城鎮(zhèn)化的莫蘭指數(shù)均在0.73 以上，可見我國(guó)省域間人口城鎮(zhèn)化的空間集聚水平較高，省份之間的影響程度高，說明研究人口城鎮(zhèn)化發(fā)展時(shí)空間因素是必不可少的；第四，經(jīng)濟(jì)城鎮(zhèn)化的莫蘭指數(shù)為正且通過顯著性檢驗(yàn)， 但空間集聚水平相較人口城鎮(zhèn)化有一定差距， 且莫蘭指數(shù)本身呈現(xiàn)正U 型走勢(shì)，但后期的上升水平較弱。 說明我國(guó)省域間經(jīng)濟(jì)城鎮(zhèn)化水平在2011—2018 年間的空間集聚效應(yīng)下降，但近2 年有上升的趨勢(shì)， 可見空間角度的經(jīng)濟(jì)城鎮(zhèn)化發(fā)展水平在當(dāng)前的研究中不能夠被忽視。

2.2 空間面板回歸模型篩選

在進(jìn)行動(dòng)態(tài)空間回歸之前， 需要根據(jù)數(shù)據(jù)的內(nèi)在特征確定具體的空間計(jì)量模型。 首先， 對(duì)模型進(jìn)行效應(yīng)驗(yàn)證， 采用Hausman 統(tǒng)計(jì)量的顯著性確定結(jié)果， 當(dāng)檢驗(yàn)結(jié)果通過顯著性檢驗(yàn)時(shí)采用固定效應(yīng)模型，反之采用隨機(jī)效應(yīng)模型；其次，LR檢驗(yàn)確定空間視角還是時(shí)間視角的固定效應(yīng)， 利用LM 檢驗(yàn)確定空間滯后模型的解釋變量、 被解釋變量與空間誤差模型中的解釋變量、被解釋變量間的相關(guān)性；最后，利用Wald 檢驗(yàn)確定空間杜賓模型是否可以被簡(jiǎn)化。 模型篩選的各項(xiàng)統(tǒng)計(jì)量結(jié)果如表2 所示。

表2 動(dòng)態(tài)空間面板回歸模型篩選統(tǒng)計(jì)量結(jié)果

表2 統(tǒng)計(jì)結(jié)果顯示，第一，豪斯曼檢驗(yàn)統(tǒng)計(jì)量為66.698 4，且通過了1%水平下的顯著性檢驗(yàn)，說明應(yīng)當(dāng)選擇固定效應(yīng)模型； 第二，LR 統(tǒng)計(jì)量在空間固定效應(yīng)和時(shí)間固定效應(yīng)上的檢驗(yàn)統(tǒng)計(jì)量分別為84.302 3 和86.791 0， 均通過1%顯著性檢驗(yàn)，說明應(yīng)當(dāng)拒絕原假設(shè)，模型設(shè)定應(yīng)當(dāng)涵蓋時(shí)間效應(yīng)和空間效應(yīng)；第三，LM 檢驗(yàn)結(jié)果中空間誤差模型的LM 統(tǒng)計(jì)量和robust LM 統(tǒng)計(jì)量均大于空間滯后模型中的統(tǒng)計(jì)量 （32.299 2＞18.231 1，18.100 3＞4.032 2），因此應(yīng)當(dāng)先選定空間誤差模型；第四，Wald 檢驗(yàn)統(tǒng)計(jì)量中， 空間誤差模型和空間滯后模型的統(tǒng)計(jì)量均通過了顯著性檢驗(yàn)，說明應(yīng)當(dāng)拒絕原假設(shè)，即空間杜賓模型不可簡(jiǎn)化為空間誤差模型或空間滯后模型。 基于此，本研究應(yīng)當(dāng)選定具有時(shí)空雙固定效應(yīng)的空間杜賓模型進(jìn)行實(shí)證檢驗(yàn)。

2.3 動(dòng)態(tài)SDM 模型回歸估計(jì)

在構(gòu)建的具有時(shí)空雙固定的動(dòng)態(tài)空間杜賓模型的基礎(chǔ)上，采用STATA 軟件進(jìn)行實(shí)證分析，所得結(jié)果如表3 所示。 其中，回歸（1）是僅考慮核心解釋變量（RURB、EURB）的回歸結(jié)果，回歸（2）是考慮了經(jīng)濟(jì)城鎮(zhèn)化指標(biāo)和所有控制變量的回歸結(jié)果，回歸（3）考慮了人口城鎮(zhèn)化和所有控制變量的回歸結(jié)果，回歸（4）是納入所有變量的綜合回歸結(jié)果，納入體育產(chǎn)業(yè)集聚的滯后一期（L.SIG）以體現(xiàn)動(dòng)態(tài)特征。 同時(shí)各項(xiàng)回歸結(jié)果的擬合優(yōu)度均大于0.9， 說明模型回歸具有較好的解釋力度，各類回歸均對(duì)時(shí)間效應(yīng)和個(gè)體效應(yīng)進(jìn)行了控制。

表3 動(dòng)態(tài)空間杜賓模型回歸結(jié)果

由表3 顯示的結(jié)果可以得到以下內(nèi)容：

1）基于動(dòng)態(tài)空間的角度：首先從動(dòng)態(tài)角度出發(fā)，從回歸（1）到回歸（4）滯后一期的體育產(chǎn)業(yè)集聚水平回歸系數(shù)保持在0.61 左右，且均通過了1%水平的顯著性檢驗(yàn)，說明前期體育產(chǎn)業(yè)集聚水平的上升有利于促進(jìn)下一期的進(jìn)一步增加， 表明我國(guó)省域體育產(chǎn)業(yè)集聚水平具有時(shí)間上的累積態(tài)勢(shì)。 因此，保持體育產(chǎn)業(yè)集聚的長(zhǎng)期發(fā)展有利于促進(jìn)體育產(chǎn)業(yè)水平的持續(xù)上升。 其次，從空間的角度出發(fā)，W*SIG指標(biāo)的回歸系數(shù)均保持在-1.55 左右，且在1%的水平下通過顯著性檢驗(yàn)，說明相鄰省份的體育產(chǎn)業(yè)集聚對(duì)本省份具有抑制作用， 即存在負(fù)的空間外溢效應(yīng)。 一方面，從前文對(duì)體育產(chǎn)業(yè)集聚進(jìn)行全局空間相關(guān)性檢驗(yàn)的結(jié)果來看，2008—2019 年SIG 的莫蘭指數(shù)呈現(xiàn)曲線式發(fā)展趨勢(shì)，且指數(shù)值基本保持在0.1～0.2 之間，可見體育產(chǎn)業(yè)發(fā)展過程中的集聚效應(yīng)較弱。 因此，若想實(shí)現(xiàn)區(qū)域間體育產(chǎn)業(yè)的共同發(fā)展，還需要先提高本省份體育產(chǎn)業(yè)水平；另一方面， 體育產(chǎn)業(yè)集聚的空間外溢效應(yīng)得益于體育資源的擴(kuò)散和共享，本研究結(jié)果呈現(xiàn)負(fù)的空間外溢效應(yīng)，說明各省份在同一時(shí)期下體育資源擴(kuò)散和共享需要進(jìn)一步加強(qiáng)。 再者，從動(dòng)態(tài)空間的角度出發(fā)，W*L.SIG的回歸系數(shù)在1%的顯著性水平下保持在1.2 左右，表明相鄰省份上一期體育產(chǎn)業(yè)集聚水平每上升1%，就能夠促進(jìn)本省份體育產(chǎn)業(yè)集聚水平上升1.2%，即存在正向的動(dòng)態(tài)空間外溢效應(yīng)， 可見體育產(chǎn)業(yè)集聚在動(dòng)態(tài)空間視角下會(huì)產(chǎn)生“倍數(shù)效應(yīng)”。 這是因?yàn)?，?dāng)相鄰省份體育產(chǎn)業(yè)集聚水平已經(jīng)出現(xiàn)上升后， 本省份才會(huì)采納其已經(jīng)實(shí)施的體育產(chǎn)業(yè)政策、可以共享的體育產(chǎn)業(yè)資源等，說明我國(guó)省域體育產(chǎn)業(yè)發(fā)展存在“觀望”態(tài)勢(shì)。 國(guó)家大力支持和推動(dòng)體育產(chǎn)業(yè)的發(fā)展，但具體實(shí)施過程中需要大量資源支撐， 且我國(guó)體育產(chǎn)業(yè)在2008 年之后才得以實(shí)現(xiàn)快速發(fā)展，因此還處于發(fā)展的初期，實(shí)現(xiàn)資源的有效利用、體育產(chǎn)業(yè)創(chuàng)新等還需進(jìn)一步提高。

2）基于人口城鎮(zhèn)化指標(biāo)的回歸結(jié)果：人口城鎮(zhèn)化回歸系數(shù)均通過了顯著性檢驗(yàn)并顯著為正，以完整回歸（4）為例，省域人口城鎮(zhèn)化水平每上升1%，就會(huì)帶動(dòng)體育產(chǎn)業(yè)集聚水平上升0.026 1%， 說明人口城鎮(zhèn)化水平對(duì)體育產(chǎn)業(yè)集聚具有積極的影響。 一方面， 人口城鎮(zhèn)化水平的提升有利于推動(dòng)生產(chǎn)方式、生活方式城鎮(zhèn)化以及文明素養(yǎng)提升，以發(fā)揮人的主體性，繼而在體育產(chǎn)業(yè)建設(shè)和發(fā)展中才能形成有效路徑［21］；另一方面，群眾體育是我國(guó)體育產(chǎn)業(yè)發(fā)展的重要推動(dòng)力，在加快城鎮(zhèn)化進(jìn)程的情況下有利于增強(qiáng)城鎮(zhèn)公共體育服務(wù)的供給能力，推動(dòng)體育產(chǎn)業(yè)集聚［22］。 此外，人口城鎮(zhèn)化的空間回歸系數(shù)均為正，但未通過顯著性水平的檢驗(yàn)，表明相鄰省份人口城鎮(zhèn)化水平的提升能夠促進(jìn)本省份體育產(chǎn)業(yè)集聚增強(qiáng)， 但影響效果被弱化。 當(dāng)前，雖然我國(guó)人口城鎮(zhèn)化水平較高，但其帶來的生活方式、生產(chǎn)方式城鎮(zhèn)化水平等還有待提升，因此尚未產(chǎn)生顯著的空間外溢性。

3） 基于經(jīng)濟(jì)城鎮(zhèn)化指標(biāo)的回歸結(jié)果，EURB回歸系數(shù)為正但未通過顯著性檢驗(yàn)， 表明經(jīng)濟(jì)城鎮(zhèn)化對(duì)體育產(chǎn)業(yè)集聚的正向影響被弱化。 首先，體育產(chǎn)業(yè)作為附加值需求較高的第三產(chǎn)業(yè)，需要對(duì)產(chǎn)業(yè)鏈各環(huán)節(jié)進(jìn)行有效整合，而我國(guó)體育產(chǎn)業(yè)鏈整合能力不強(qiáng)，呈現(xiàn)縱向整合能力弱化、環(huán)節(jié)差距大等特點(diǎn)，因此經(jīng)濟(jì)城鎮(zhèn)化對(duì)其的影響效果還未顯現(xiàn)出來， 加強(qiáng)體育產(chǎn)業(yè)自身發(fā)展和融合十分關(guān)鍵。此外，W*EURB的回歸系數(shù)均顯著為負(fù)， 說明相鄰省份經(jīng)濟(jì)城鎮(zhèn)化水平對(duì)產(chǎn)業(yè)集聚存在顯著的負(fù)的空間外溢效應(yīng)。 原因可能在于：我國(guó)的體育產(chǎn)業(yè)還處于初步發(fā)展階段， 由于資源的有限性導(dǎo)致資源朝向某個(gè)省份聚集， 因此導(dǎo)致其他省份在體育產(chǎn)業(yè)發(fā)展過程中出現(xiàn)資源不足的現(xiàn)象，即產(chǎn)生“虹吸效應(yīng)”，資源支持與合理利用在促進(jìn)體育產(chǎn)業(yè)發(fā)展時(shí)就顯得尤為重要。

4）基于控制變量的回歸結(jié)果：第一，人均GDP 在1%的顯著性水平下的回歸系數(shù)為正， 即經(jīng)濟(jì)水平的發(fā)展勢(shì)必會(huì)對(duì)體育產(chǎn)業(yè)集聚產(chǎn)生正向影響， 且我國(guó)體育產(chǎn)業(yè)發(fā)展處于初級(jí)階段，資源投入等需要經(jīng)濟(jì)總量提升才得以實(shí)現(xiàn)；第二，政府扶持（GS）的回歸系數(shù)為正，但未通過顯著性檢驗(yàn)。雖然我國(guó)政府在政策制定、財(cái)政支出上大力支持體育產(chǎn)業(yè)發(fā)展，但還未出現(xiàn)顯著影響；第三，產(chǎn)業(yè)結(jié)構(gòu)升級(jí)對(duì)體育產(chǎn)業(yè)的影響程度較小，但未通過顯著性檢驗(yàn)，這與體育產(chǎn)業(yè)處于初步發(fā)展階段有關(guān)。此外，體育產(chǎn)業(yè)與其他產(chǎn)業(yè)存在不同，其蘊(yùn)含了更多的人文因素，因此產(chǎn)業(yè)結(jié)構(gòu)升級(jí)對(duì)其的影響應(yīng)當(dāng)是長(zhǎng)遠(yuǎn)且深入的，在體育產(chǎn)業(yè)發(fā)展初期不易被體現(xiàn)。 第四，人均GDP 對(duì)體育產(chǎn)業(yè)產(chǎn)生負(fù)的空間外溢效應(yīng)， 即相鄰省份經(jīng)濟(jì)水平上升不利于本省份體育產(chǎn)業(yè)發(fā)展，可以用“虹吸效應(yīng)”解釋。 政府扶持和產(chǎn)業(yè)結(jié)構(gòu)產(chǎn)生了正向不顯著的空間外溢效應(yīng)，因此政府政策制定、財(cái)政投入、體育產(chǎn)業(yè)發(fā)展等還有待提升。

進(jìn)一步， 人口城鎮(zhèn)化和經(jīng)濟(jì)城鎮(zhèn)化本身會(huì)存在相互影響的過程，一方面人口城鎮(zhèn)化是經(jīng)濟(jì)發(fā)展的一種結(jié)果和現(xiàn)象，另一方面人口城鎮(zhèn)化可以使得經(jīng)濟(jì)增長(zhǎng)要素得到有效聚集，進(jìn)而對(duì)經(jīng)濟(jì)發(fā)展產(chǎn)生良好的傳導(dǎo)效果［23］。 因此在分析城鎮(zhèn)化水平對(duì)體育產(chǎn)業(yè)集聚的影響效果時(shí)， 不可忽略人口與經(jīng)濟(jì)的協(xié)同作用，即需要驗(yàn)證在經(jīng)濟(jì)城鎮(zhèn)化水平較高時(shí)，人口城鎮(zhèn)化對(duì)體育產(chǎn)業(yè)集聚的作用效果，抑或人口城鎮(zhèn)化水平較高時(shí)，經(jīng)濟(jì)城鎮(zhèn)化對(duì)體育產(chǎn)業(yè)集聚的作用程度。 有鑒于此，本文在構(gòu)建的動(dòng)態(tài)空間杜賓模型基礎(chǔ)上考慮人口城鎮(zhèn)化和經(jīng)濟(jì)城鎮(zhèn)化的交互項(xiàng)（以RE 表示），以綜合考察新型城鎮(zhèn)化水平對(duì)體育產(chǎn)業(yè)集聚的空間影響。 具體回歸結(jié)果如表4 所示。 其中回歸（5）未考慮控制變量的回歸結(jié)果，回歸（6）則納入了所有變量，其擬合優(yōu)度分別為0.974 7 和0.952 7，說明回歸可信度較高，可以進(jìn)行分析。

表4 城鎮(zhèn)化水平交互項(xiàng)動(dòng)態(tài)空間杜賓模型回歸結(jié)果

通過表4 可知，首先，L.SIG、W*SIG、W*L.SIG的回歸系數(shù)均通過顯著性檢驗(yàn)，且與表3 回歸結(jié)果中的作用方向、系數(shù)大小基本相同， 即更改核心變量后依然未改變動(dòng)態(tài)空間的影響效果，說明模型設(shè)定及回歸結(jié)果是合理可信的；其次，人口城鎮(zhèn)化和經(jīng)濟(jì)城鎮(zhèn)化交互項(xiàng)系數(shù)顯著為正， 說明2 者任意一方的發(fā)展都能夠推動(dòng)另一方對(duì)體育產(chǎn)業(yè)集聚產(chǎn)生積極的促進(jìn)作用， 因此實(shí)現(xiàn)人口城鎮(zhèn)化和經(jīng)濟(jì)城鎮(zhèn)化的共同發(fā)展對(duì)加快體育產(chǎn)業(yè)集聚有積極影響； 再者，RE 在空間視角下對(duì)體育產(chǎn)業(yè)集聚會(huì)產(chǎn)生負(fù)的空間外溢性， 即相鄰省份人口城鎮(zhèn)化和經(jīng)濟(jì)城鎮(zhèn)化的共同發(fā)展不利于本省份體育產(chǎn)業(yè)集聚水平的提高，可利用“虹吸效應(yīng)”進(jìn)行解釋。

2.4 穩(wěn)健性檢驗(yàn)

為驗(yàn)證模型設(shè)定和指標(biāo)選取的合理性， 本文通過更換空間權(quán)重矩陣的方法對(duì)其進(jìn)行穩(wěn)健性檢驗(yàn)， 采用經(jīng)濟(jì)地理權(quán)重矩陣進(jìn)行回歸分析。 經(jīng)濟(jì)地理空間權(quán)重矩陣將經(jīng)濟(jì)距離矩陣和地理距離矩陣相結(jié)合， 并分別賦予50%的權(quán)重以構(gòu)建新的空間權(quán)重， 既考慮了省份之間的經(jīng)濟(jì)差異又涵蓋了地理位置差異。

從表5 報(bào)告的信息可知，在更換空間權(quán)重矩陣后，各變量回歸結(jié)果及顯著性情況與采用經(jīng)濟(jì)距離矩陣時(shí)的結(jié)果基本一樣，因此模型設(shè)定是合理的，動(dòng)態(tài)空間面板模型的回歸結(jié)果是可信的，即通過了穩(wěn)健性檢驗(yàn)。

表5 穩(wěn)健性檢驗(yàn)結(jié)果

3 結(jié)論與建議

3.1 結(jié)論

1）2008—2019 年我國(guó)省域人口城鎮(zhèn)化、 經(jīng)濟(jì)城鎮(zhèn)化和體育產(chǎn)業(yè)集聚均具有正向的空間集聚效應(yīng)；

2） 體育產(chǎn)業(yè)集聚的發(fā)展水平具有時(shí)間上的累積態(tài)勢(shì)、空間上的負(fù)外溢效應(yīng)， 但在動(dòng)態(tài)空間視角下會(huì)產(chǎn)生正向的倍數(shù)效應(yīng)，說明我國(guó)省域體育產(chǎn)業(yè)發(fā)展存在“觀望”態(tài)勢(shì)；

3） 人口城鎮(zhèn)化水平對(duì)體育產(chǎn)業(yè)集聚具有積極的影響，但尚未產(chǎn)生顯著的空間外溢性；

4） 經(jīng)濟(jì)城鎮(zhèn)化水平對(duì)體育產(chǎn)業(yè)集聚產(chǎn)生正向不顯著影響，但空間視角下由于“虹吸效應(yīng)”的存在導(dǎo)致帶來負(fù)的空間外溢性；

5）城鎮(zhèn)化水平的交互項(xiàng)系數(shù)為正，即城鎮(zhèn)化水平的綜合發(fā)展對(duì)加快體育產(chǎn)業(yè)集聚有積極影響， 但空間外溢性上依然存在“虹吸效應(yīng)”。

3.2 建議

加快新型城鎮(zhèn)化建設(shè)，推動(dòng)體育產(chǎn)業(yè)高質(zhì)量發(fā)展。 新型城鎮(zhèn)化為體育產(chǎn)業(yè)的發(fā)展提供優(yōu)秀的環(huán)境， 同時(shí)也能加速體育產(chǎn)業(yè)內(nèi)部結(jié)構(gòu)升級(jí)。 而體育產(chǎn)業(yè)作為新型城鎮(zhèn)化的綠色引擎推動(dòng)城市發(fā)展。 針對(duì)加快新型城鎮(zhèn)化建設(shè)可以從3 方面入手：第一，加強(qiáng)復(fù)合型人才培養(yǎng)，建立“以人為本”的城鎮(zhèn)化。 新型城鎮(zhèn)化背景下，高校依然占據(jù)中心地位。 高校充分發(fā)揮教育資源優(yōu)勢(shì)，定期舉辦與企業(yè)管理人員、技術(shù)人員的知識(shí)培訓(xùn)和專題講座，同時(shí)讓學(xué)生參與企業(yè)業(yè)務(wù)，做到理論與實(shí)踐相結(jié)合。加大體育產(chǎn)業(yè)緊缺人才的引進(jìn)力度， 同時(shí)鼓勵(lì)教師外出深造和學(xué)習(xí)，增強(qiáng)相關(guān)學(xué)科和教師隊(duì)伍建設(shè)，加大學(xué)科創(chuàng)新力度，推動(dòng)體育產(chǎn)業(yè)學(xué)科理論建設(shè)。 第二，完善體育新基建，我國(guó)公共體育場(chǎng)地設(shè)施、公民體育健身產(chǎn)品等供給相對(duì)不平衡。 依托新基建全面收集群眾體育需求大數(shù)據(jù)， 由各地方政府整合并確定各地區(qū)公共體育服務(wù)基本原則， 搭建公共體育服務(wù)支撐平臺(tái)。 政府選擇智慧體育綜合體的創(chuàng)新發(fā)展之路，通過新基建搭建一站式信息網(wǎng)絡(luò)平臺(tái)，匯集區(qū)域內(nèi)服務(wù)市場(chǎng)、社會(huì)組織等信息內(nèi)容，打破傳統(tǒng)各部門功能分割、條塊分離、各自為政的現(xiàn)象，將分散政府職能和公共體育服務(wù)資源，展開服務(wù)集聚整合和標(biāo)準(zhǔn)化設(shè)置，為公眾供給無縫隙的整體服務(wù)，以全域全過程控制推動(dòng)公共體育服務(wù)效率提高。 第三，提升人口文化軟實(shí)力，加強(qiáng)體育文化城鎮(zhèn)化的建設(shè)，培養(yǎng)城市體育文化，形成獨(dú)特的人文精神，從而影響城市居民的價(jià)值觀念、思維方式和經(jīng)營(yíng)理念，為體育產(chǎn)業(yè)的可持續(xù)發(fā)展提供源頭上的動(dòng)力。

增強(qiáng)體育產(chǎn)業(yè)的跨區(qū)域合作和交流。 實(shí)證檢驗(yàn)結(jié)果顯示，體育產(chǎn)業(yè)集聚水平存在負(fù)的空間外溢性， 體育資源擴(kuò)散和共享局面尚未打開。 因此政府可以加強(qiáng)常態(tài)化制度的引領(lǐng)功能，出臺(tái)針對(duì)體育產(chǎn)業(yè)融合、區(qū)域交流合作的專項(xiàng)政策，以要素投入為重點(diǎn)、以政策體系支持為核心，支持全局體育產(chǎn)業(yè)的進(jìn)一步發(fā)展。 具體而言， 可以構(gòu)建區(qū)域間健全暢通的溝通聯(lián)絡(luò)機(jī)制，制定體育產(chǎn)業(yè)融合發(fā)展規(guī)劃；打造區(qū)域體育產(chǎn)業(yè)融合的示范項(xiàng)目，樹立區(qū)域體育產(chǎn)業(yè)融合標(biāo)桿，發(fā)揮省份間體育產(chǎn)業(yè)的示范和引領(lǐng)作用。