劉 松 ， 樓嘉軍

(1.常州工學院 a.經(jīng)濟與管理學院，b.長三角文旅休閑產(chǎn)業(yè)研究院， 江蘇 常州 213032；2.華東師范大學 工商管理學院，上海 200241； 3.上海師范大學 旅游學院，上海 201234)

0 引言

經(jīng)濟學上一般把投資、消費和出口比喻為拉動經(jīng)濟增長的“三駕馬車”。然而，當前我國消費需求的拉動作用亟需充分發(fā)揮。2017年我國的居民恩格爾系數(shù)為29.33%，首次達到聯(lián)合國糧農(nóng)組織劃定的富足標準，居民消費結構面臨轉型升級，人們對美好生活的需要擺在了更加突出的位置。休閑消費指的是人們在閑暇時間進行的休閑產(chǎn)品和服務的消費活動，是滿足居民美好生活需要的重要內容，而休閑消費潛力是居民顯在消費需求和潛在消費意愿的綜合反映。識別影響因素且采取有力措施規(guī)避或破除不利因素的影響，進而全面釋放居民休閑消費潛力是新時代我國社會經(jīng)濟發(fā)展的重要任務。我國疆域廣闊，各地區(qū)地理環(huán)境、社會經(jīng)濟狀況和文化習俗等存在明顯差異，居民休閑消費潛力水平及各因素影響程度截然不同。因此，研究居民休閑消費潛力的影響因素，進而考察其空間異質性具有重要實踐意義和學術價值。

休閑消費研究在20世紀60年代開始得到國外學者的關注。直到90年代，伴隨5天工作制的全面落實及節(jié)假日的大幅調整，休閑消費成為我國居民生活的新時尚，休閑消費研究相應進入國內學者視野。國外學者將休閑首先界定為一種時間概念，從理論上分析休閑和消費的關系，進而探討休閑消費對經(jīng)濟增長的影響，同時將休閑消費視為一種個體活動，考察休閑消費行為的特征及其影響因素[1]。國內相關研究集中在以下方面：一是休閑消費行為。學者們主要從經(jīng)濟學和社會學兩個領域展開討論，經(jīng)濟學范疇涉及休閑和消費的決策選擇[2]、休閑和消費效用最大化的檢驗[3]等。社會學范疇涵蓋休閑消費的動機和偏好[4]、特征和趨勢[5]、體驗和質量[6]、休閑消費理論模型構建[7]、能力和結構的考察[8]等。二是休閑消費影響因素識別。尹世杰較為全面地剖析了閑暇消費的影響因素，主要有居民收入水平、消費環(huán)境、閑暇消費品及勞務供應、人的價值觀和消費觀[9]。從現(xiàn)有文獻看，學者們更多地是考察特定因素對休閑消費的影響[10-11]。三是休閑消費與經(jīng)濟增長的關系。國外學者主要針對休閑和消費的外部性展開理論討論和實證檢驗[12]，國內學者則對兩者關系進行直接性研究[13]。本研究通過構建多指標評價體系，采集1999—2019年面板數(shù)據(jù)對我國城鎮(zhèn)居民休閑消費潛力進行綜合測度，考察城鎮(zhèn)居民休閑消費潛力的影響因素及其空間異質性，提出休閑消費潛力釋放的對策建議。

1 理論分析

1.1 指標體系構建

休閑消費潛力是居民現(xiàn)實和潛在休閑消費需求的共時體現(xiàn)，可以視為由休閑消費能力、休閑消費支出和休閑消費環(huán)境組成的綜合系統(tǒng)。借鑒已有文獻[14],本研究建立由3個一級指標、9個二級指標、30個三級指標構成的測度指標體系(表1)，綜合反映和評估城鎮(zhèn)居民休閑消費潛力狀況。其中，休閑消費能力通過反映休閑消費支付能力的收入指標和反映休閑產(chǎn)品消化能力的教育指標予以體現(xiàn)。休閑消費支出水平和結構是居民休閑消費潛力的顯在指標，可直觀反映居民現(xiàn)實休閑消費需求狀況和內在構成的合理化程度。由于電視機、電腦、汽車等設備對休閑活動起重要保障作用，因此，休閑消費支出通過支出水平、支出結構和設備支出予以體現(xiàn)。休閑消費環(huán)境在很大意義上決定著居民休閑消費潛力的延展程度，本研究將經(jīng)濟、社會、自然和基礎環(huán)境等因素納入考量。

表1 休閑消費潛力測度指標體系

1.2 影響因素分析

基于傳統(tǒng)消費函數(shù)理論，沿著收入-消費關系主線，分析影響休閑消費潛力的內外因素，有助于尋求休閑消費潛力釋放的切入點和突破口。(1)居民收入水平。休閑消費具有發(fā)展型和享受型特點，對收入依賴程度較高。在居民收入水平較低情況下，休閑消費潛力受到極大約束。伴隨居民生活質量的提高，休閑消費需求得以凸顯，休閑消費范圍不斷擴大，盡管如此，收入水平可能會對休閑消費潛力產(chǎn)生影響。(2)居民生活成本。居民消費包含生活型支出和休閑消費。生活型支出通常具有一定剛性，生活成本變化會使生活型支出發(fā)生同方向調整，進而對休閑消費產(chǎn)生反方向影響。從外部因素來看，物價上漲和家庭結構變化等對居民生活成本帶來直接影響，住房消費對于多數(shù)居民屬于剛性需求，導致生活成本變化。(3)家庭固定資產(chǎn)。隨著城鎮(zhèn)化進程持續(xù)加快和住房價格不斷攀升，住房資產(chǎn)在居民固定資產(chǎn)中所占比重明顯加大。現(xiàn)金、儲蓄存款等金融資產(chǎn)規(guī)模很大程度上受到收入水平的影響，而固定資產(chǎn)尤其是住房資產(chǎn)規(guī)模對居民休閑消費傾向和結構具有明顯促進或約束作用，進而對居民休閑消費潛力發(fā)揮作用。(4)居民家庭負擔。收入水平提升和家庭財富增加為居民休閑消費潛力拓寬了空間，家庭負擔的加重會對居民休閑消費潛力提升帶來約束。其中，人口年齡結構變動尤其是撫養(yǎng)比的不斷上漲很大程度上加重了居民家庭生活負擔，對休閑消費潛力的影響并非單方向。(5)休閑消費意愿。居民休閑消費潛力除了受上述客觀因素影響外，主觀休閑消費意愿也是重要影響因素。休閑消費意愿是一種復雜的心理過程，受到內外因素制約，其中消費習慣、消費觀念和文化等與居民休閑消費意愿緊密相關(圖1)。

圖1 休閑消費潛力影響因素分析

由圖1可知，居民收入水平和家庭固定資產(chǎn)為休閑消費潛力提供物質條件和重要基礎，休閑消費意愿在主觀層面制約休閑消費的規(guī)模和結構，進而對休閑消費潛力產(chǎn)生作用。休閑供給水平是休閑消費的必要條件和基本門檻，一定程度上決定休閑消費潛力的上限，休閑消費環(huán)境、社會保障水平等外部因素也會間接影響休閑消費潛力。值得關注的是，人口年齡結構調整帶來的家庭負擔變化及住房價格上漲導致的居民生活成本增加對休閑消費潛力產(chǎn)生差異性影響。住房價格通過兩種渠道對居民休閑消費潛力發(fā)揮作用，一是房價上漲帶來家庭財富增加，影響居民消費結構的調整，具有“財富效應”；二是房價上漲導致住房成本增加，居民可能會選擇減少休閑消費，產(chǎn)生“擠出效應”。人口年齡結構決定居民休閑消費結構，子女數(shù)量增減對休閑消費潛力產(chǎn)生影響。人口撫養(yǎng)比與房價之間不存在顯著關系，少兒撫養(yǎng)比與居民消費呈顯著負相關，老年撫養(yǎng)比對居民消費影響并不顯著[15]。然而，由于樣本選取和研究方法等差異，相關研究結論尚未達成一致，因此，仍需進一步檢驗。我國現(xiàn)階段人口政策出現(xiàn)重要調整，老齡化進程不斷加快，教育醫(yī)療等社會保障制度日趨健全，考慮到社會經(jīng)濟發(fā)展實際，本研究重點考察住房價格和人口年齡結構對居民休閑消費潛力的影響效應。

2 研究區(qū)域、研究方法與數(shù)據(jù)來源

2.1 研究區(qū)域

本研究覆蓋中國內地31個省、直轄市和自治區(qū)，通過采集1999—2019年城鎮(zhèn)居民教育文化娛樂、交通通訊、醫(yī)療保健、生活用品及服務等休閑消費相關數(shù)據(jù)，對休閑消費潛力影響因素及其空間異質性展開研究。

2.2 研究方法

2.2.1測度模型。指標經(jīng)數(shù)據(jù)無量綱化處理以及信息熵權重賦值，計算城鎮(zhèn)居民休閑消費潛力綜合測度指數(shù)，計算公式為：

2.2.2空間自相關。W.A.Tobler提出地理學第一定律，認為任何東西與別的東西之間都是相關的，但近處的東西比遠處的東西相關性更強[16]。Moran’sI用來衡量屬性在空間范圍內的相互依賴程度，介于-1～1，越接近于0表示空間自相關性越弱，越接近于1或-1表示空間自相關性越強。

2.2.3標準差橢圓。標準差橢圓反映的是地理現(xiàn)象空間分布在各個方向上的離散程度，用來判斷要素分布是否具有特定方向，有3個主要元素：轉角θ，長半軸和短半軸。轉角θ表示數(shù)據(jù)分布的方向角度，橢圓的長半軸表示數(shù)據(jù)分布的方向，短半軸表示數(shù)據(jù)分布的范圍。長短半軸的值差距越大(扁率越大)，表示數(shù)據(jù)的方向性越明顯；反之，長短半軸越接近表示方向性越不明顯。

2.2.4地理加權回歸模型。地理加權回歸(GWR)模型是一種改進的空間線性回歸模型，它通過將全域參數(shù)轉變?yōu)榫钟騾?shù)從而對傳統(tǒng)回歸模型進行擴展[17]，使用每個區(qū)域的經(jīng)緯度坐標作為地理加權最小二乘回歸中的目標點，估計出觀測值各個參數(shù)向量的值。地理加權回歸計量模型設定為：

Lit=β0+β1h_pit+β2c_rit+β3o_rit+φXit+εit。

式中：Lit為i省份t年份的城鎮(zhèn)居民休閑消費潛力；β0為常數(shù)項；h_pit為i省份t年份的房價；c_rit為i省份t年份的少兒撫養(yǎng)比；o_rit為i省份t年份的老年撫養(yǎng)比；β1，β2，β3分別為房價、少兒撫養(yǎng)比、老年撫養(yǎng)比的回歸系數(shù)；Xit為一組控制變量；φ為控制變量的回歸系數(shù)；εit為誤差項。

2.3 數(shù)據(jù)來源

城鎮(zhèn)居民休閑消費潛力由前述綜合測度得到；少兒撫養(yǎng)比、老年撫養(yǎng)比數(shù)據(jù)來源于2000—2020年《中國統(tǒng)計年鑒》《中國城市統(tǒng)計年鑒》；住房價格、住房資產(chǎn)價值數(shù)據(jù)來源于2000—2020年《中國房地產(chǎn)統(tǒng)計年鑒》；其他變量數(shù)據(jù)來源于2000—2020年《中國統(tǒng)計年鑒》《中國城市統(tǒng)計年鑒》、中國經(jīng)濟社會發(fā)展統(tǒng)計數(shù)據(jù)庫、各省份統(tǒng)計年鑒以及相關行政管理部門公開出版或官方網(wǎng)站發(fā)布的統(tǒng)計數(shù)據(jù)，部分變量數(shù)據(jù)經(jīng)過計算得到。

3 結果與分析

3.1 休閑消費潛力空間分布特征

根據(jù)均勻分布準則，選取1999年、2009年、2019年3個時間節(jié)點分析城鎮(zhèn)居民休閑消費潛力的空間分布特征及其依賴性。采用最佳自然斷裂法將城鎮(zhèn)居民休閑消費潛力劃分為5個梯度，結果發(fā)現(xiàn)城鎮(zhèn)居民休閑消費潛力存在較為明顯的省際空間差異，第一、二梯度省份數(shù)量1999年為7個、2009年9個、2019年10個，省份數(shù)量有所增加。由于最佳自然斷裂法梯度劃分標準中相同梯度的區(qū)間值伴隨時間推進出現(xiàn)整體提升，因此，城鎮(zhèn)居民休閑消費潛力呈明顯增長態(tài)勢。

1999年城鎮(zhèn)居民休閑消費潛力值處于第一梯度的有北京、上海和廣東，占總數(shù)的9.7%；處于第二梯度的有天津、山東、江蘇、浙江，占總數(shù)的12.9%。2009年，浙江躍居第一梯度，省份數(shù)量增加為4個，占到總數(shù)的12.9%；安徽、福建躍居第二梯度，第二梯度省份數(shù)量為5個，占到總數(shù)的16.1%。2019年，江蘇、安徽和福建躍居第一梯度，省份數(shù)量增加為7個，占到總數(shù)的22.6%；海南躍居第二梯度，省份數(shù)量為3個，占到總數(shù)的9.7%。不難發(fā)現(xiàn)，第一梯度的省份數(shù)量明顯增加，處于第三、第四梯度的省份一直占據(jù)多數(shù)，說明城鎮(zhèn)居民休閑消費潛力尚存較大提升空間。

從空間格局來看，主要呈現(xiàn)以下特點：第一，我國東部尤其是東南沿海地區(qū)城鎮(zhèn)居民休閑消費潛力處于明顯優(yōu)勢地位。由于我國東南沿海省市的經(jīng)濟社會發(fā)展程度較高，城鎮(zhèn)居民休閑消費支付能力較強，休閑消費需求相對旺盛，城市休閑產(chǎn)業(yè)供給水平較高，休閑消費環(huán)境和氛圍營造得到較好重視，因此，城鎮(zhèn)居民休閑消費潛力處于較高水平。第二，城鎮(zhèn)居民休閑消費潛力空間格局由“川”字型向“三”字型轉變。1999年城鎮(zhèn)居民休閑消費潛力處于前3個梯度的省份在我國東南部區(qū)域呈“川”字型聚集，2009年則開始向北部延伸且呈現(xiàn)“三”字型格局，城鎮(zhèn)居民休閑消費潛力空間格局變中趨穩(wěn)。盡管多數(shù)省份休閑消費潛力梯度等級發(fā)生一定變化，但是2009年和2019年梯度空間布局漸趨穩(wěn)定，各省份城鎮(zhèn)居民休閑消費潛力得以同步提升。

3.2 休閑消費潛力空間分布的方向性

標準差橢圓可以反映我國城鎮(zhèn)居民休閑消費潛力在空間分布上的方向性[18]。結果顯示：第一，從轉角的變化來看，1999年的θ角為20.86°，略呈東北—西南走向；2009年的θ角為20.13°，發(fā)生逆時針小幅度偏轉；2019年的θ角為17.56°，進一步逆時針偏轉，更加呈現(xiàn)南北走向，表明我國南北走向省份城鎮(zhèn)居民休閑消費潛力的變化要快于東北—西南走向的省份。第二，從X軸(長半軸)和Y軸(短半軸)數(shù)值的差距來看，與1999年和2019年相比，2009年的差距(扁率)更大，說明該年度城鎮(zhèn)居民休閑消費潛力空間分布的方向性相對明顯，東北—西南走向省份在城鎮(zhèn)居民休閑消費潛力提升的重要性相對較大。第三，從Y軸長度變化來看，1999年Y軸長度相對較短，說明數(shù)據(jù)呈現(xiàn)的向心力相對較強；與之相反，2009年和2019年短半軸長度相對較長，說明數(shù)據(jù)分布的離散程度較大，城鎮(zhèn)居民休閑消費潛力呈現(xiàn)出更大變化。

3.3 休閑消費潛力空間自相關分析

運用GeoDa空間計量軟件計算1999—2019年我國城鎮(zhèn)居民休閑消費潛力的全局Moran’sI值及其顯著性(表2)。不難發(fā)現(xiàn)，城鎮(zhèn)居民休閑消費潛力全局Moran’sI值均為正，除2001年外，1999—2019年在顯著性水平p<0.05上均通過檢驗。表明城鎮(zhèn)居民休閑消費潛力在空間分布上并不是完全隨機的，而是具有明顯的空間依賴和空間集聚特征。

表2 1999—2019年城鎮(zhèn)居民 休閑消費潛力全局Moran’s I統(tǒng)計量

從變化趨勢來看，1999—2019年城鎮(zhèn)居民休閑消費潛力全局Moran’sI值呈波動上升態(tài)勢。值得注意的是，2007年以前全局Moran’sI值的上升速率較快，表明城鎮(zhèn)居民休閑消費潛力的空間集聚效應顯著增強。2007年以后全局Moran’sI值的上升速率放緩，但是依然維持在一定水平，說明城鎮(zhèn)居民休閑消費潛力的空間依賴特征依然存在，需要進一步識別和分析。

3.4 影響因素空間異質性分析

3.4.1參數(shù)估計結果。通過構建住房價格和人口年齡結構對城鎮(zhèn)居民休閑消費潛力影響的GWR模型，并使用GWR 4軟件進行空間計量分析。結果顯示，模型回歸的校正可決系數(shù)為0.633，擬合優(yōu)度較為理想，說明地理加權回歸模型很好地擬合了城鎮(zhèn)居民休閑消費潛力與住房價格、人口年齡結構及控制變量間的關系(表3)。

表3 GWR模型回歸結果

由于GWR模型針對每一區(qū)域都給出了各解釋變量對休閑消費潛力的影響系數(shù)，為便于分析，提出全部區(qū)域影響系數(shù)的最小值、25%分位數(shù)、中位數(shù)、75%分位數(shù)和最大值。住房價格對休閑消費潛力的影響為正，影響程度在0.147～0.830；個別省份少兒撫養(yǎng)比對休閑消費潛力的影響為負，影響程度在-0.023～0.334；老年撫養(yǎng)比對休閑消費潛力的影響為正，影響程度在0.411～0.787。

3.4.2空間異質性分析。采用最佳自然斷裂法，將2019年住房價格、少兒撫養(yǎng)比、老年撫養(yǎng)比對城鎮(zhèn)居民休閑消費潛力影響的回歸系數(shù)劃分為7個等級。

(1)住房價格影響程度的空間異質性分析。住房價格回歸系數(shù)劃分為(0.000,0.172)，[0.172,0.375)，[0.375,0.439)，[0.439,0.480)，[0.480,0.606)，[0.606,0.708)，[0.708,0.836) 7個等級，從各省份住房價格回歸系數(shù)等級看，大致表現(xiàn)出由南向北依次遞減的規(guī)律。住房價格對城鎮(zhèn)居民休閑消費潛力的影響系數(shù)均為正，影響系數(shù)極值的差距在6倍左右，表明尚存在明顯的空間異質性。值得注意的是，影響系數(shù)的較大值和較小值均出現(xiàn)在“胡煥庸線”以西省份，而東部省份因城鎮(zhèn)居民支付能力相對較強，休閑消費潛力對住房價格的敏感程度反而偏弱。另外，影響系數(shù)依次遞減的規(guī)律性，也印證了城鎮(zhèn)居民休閑消費潛力存在空間的相互作用，即住房價格的影響在相鄰省份間具有傳遞性。

(2)少兒撫養(yǎng)比影響程度的空間異質性分析。少兒撫養(yǎng)比回歸系數(shù)劃分為(-0.029,0.000)，[0.000,0.070)，[0.070,0.120)，[0.120,0.212)，[0.212,0.258)，[0.258,0.303)，[0.303,0.340)7個等級，從各省份少兒撫養(yǎng)比回歸系數(shù)所處等級來看，大致呈現(xiàn)由東北向西南遞減的態(tài)勢。① 各省份間影響系數(shù)的差距相對較小，說明少兒撫養(yǎng)比對城鎮(zhèn)居民休閑消費潛力影響的空間異質性并不明顯。進一步分析認為，由于休閑消費逐漸成為人們現(xiàn)代生活方式的重要內容，各地城鎮(zhèn)居民的休閑消費觀念呈現(xiàn)趨同化傾向。② 東北地區(qū)居民追求“面子”和時尚，具有一定超前消費傾向，同時,北方“養(yǎng)兒防老”觀念的盛行使得少兒撫養(yǎng)比增加反而對城鎮(zhèn)居民休閑消費起到促進作用。因此，少兒撫養(yǎng)比對休閑消費潛力的影響相對較大。西部省份影響程度較小，盡管如四川、重慶具有良好休閑氛圍，然而子女增加帶來的生活成本上升會對城鎮(zhèn)居民休閑消費潛力產(chǎn)生明顯的擠出效應。

(3)老年撫養(yǎng)比影響程度的空間異質性分析。老年撫養(yǎng)比回歸系數(shù)劃分為(0.000,0.100)，[0.100,0.453)，[0.453,0.487)，[0.487,0.570)，[0.570,0.642)，[0.642,0.694)，[0.694,0.781)7個等級，從各省份老年撫養(yǎng)比回歸系數(shù)所處等級來看，大致呈現(xiàn)由北向南依次遞減的規(guī)律。① 老年撫養(yǎng)比對城鎮(zhèn)居民休閑消費潛力的影響均為正，說明伴隨城鎮(zhèn)居民收入提高和休閑消費引領加強，老年人口增加對城鎮(zhèn)居民休閑消費潛力提升發(fā)揮重要作用。省份間老年撫養(yǎng)比影響系數(shù)差距較小，老年撫養(yǎng)比對城鎮(zhèn)居民休閑消費潛力影響的空間異質性不明顯，但仍表現(xiàn)出空間上的漸次變化，且相鄰省份間存在交叉作用。② 老年撫養(yǎng)比對休閑消費潛力影響呈現(xiàn)北高南低的空間特征，福建、廣東和浙江等影響程度較小，原因在于各年齡階段居民休閑消費需求相對均衡，老年人口增加對休閑消費潛力的影響有限。西部、西北和東北區(qū)域老年人醫(yī)療保健等休閑消費仍具有一定剛性，老年人口增加對休閑消費潛力的拉動效應較為顯著。

4 結論與建議

4.1 結論

新時代我國社會主要矛盾發(fā)生重要轉變，全面釋放休閑消費潛力是居民消費結構轉型升級的必然要求，同時也是滿足人們美好生活需要的有益途徑。我國城鎮(zhèn)居民休閑消費潛力存在省際空間差異，東部尤其是東南沿海地區(qū)處于優(yōu)勢地位，空間格局由“川”字型向“三”字型轉變，但存在變中趨穩(wěn)態(tài)勢。從空間分布的方向性來看，南北走向省份的變化要快于東北—西南走向省份，同時存在一定空間集聚效應，省份間相互作用較為明顯。空間異質性分析發(fā)現(xiàn)，住房價格和老年撫養(yǎng)比對城鎮(zhèn)居民休閑消費潛力的影響為正，影響程度由北向南依次遞減。除西藏和云南外，其他省份少兒撫養(yǎng)比正向影響休閑消費潛力的影響程度由東北向西南遞減。

4.2 建議

(1)有效推進三孩生育政策，著力擴大居民休閑消費規(guī)模。自“單獨二孩”到“全面二孩”政策實施以來，我國少兒撫養(yǎng)比并未出現(xiàn)明顯提升，由2013年的 22.2%提高到2019年的23.8%，近5年少兒撫養(yǎng)比僅提升1.2百分點。生育率的降低和社會人力資本的長期匱乏不利于經(jīng)濟增長動能的激發(fā)。

(2)充分認識人口老齡化問題，精心開發(fā)老年消費市場。老年人口數(shù)量的增加意味著對養(yǎng)老設施、養(yǎng)老服務需求的擴大，應大力發(fā)展老齡產(chǎn)業(yè)，通過“銀發(fā)經(jīng)濟”形成新的消費增長點。充分重視對老年人口的贍養(yǎng)，確保衣食住行等基本需求的滿足；客觀看待老年醫(yī)療保健消費需求，提供充足的基本醫(yī)療保障，大力促進老年健康消費；積極發(fā)展老年休閑產(chǎn)業(yè)，培育新興消費市場，如老年照料與護理、老年教育、銀發(fā)旅游休閑等。

(3)加強區(qū)域一體化發(fā)展，增加居民休閑消費。目前我國區(qū)域經(jīng)濟一體化發(fā)展成效顯著，長江中游城市群、哈長城市群、成渝城市群、長三角城市群等發(fā)展規(guī)劃相繼落地。在城市群規(guī)劃建設和區(qū)域合作一體化發(fā)展過程中，居民休閑消費的協(xié)調互動亟需納入統(tǒng)籌考慮。

(4)確保政策措施全面配套，實現(xiàn)地區(qū)間良性互動。在制定房地產(chǎn)政策、落實社會保障制度、落實人口政策、制定城鎮(zhèn)化發(fā)展規(guī)劃中，應加強溝通、協(xié)調、借鑒和參考。住房政策、人口政策以及城市休閑供給、產(chǎn)業(yè)規(guī)劃等對釋放居民休閑消費潛力均起到關鍵作用[19]，地區(qū)間的政策效果存在相互促進或抑制作用，需要各地區(qū)在政策制定前加強溝通，政策實施中加強協(xié)調，共同促進居民消費結構轉型升級和地區(qū)經(jīng)濟持續(xù)增長。