帽子效益：國家運動休閑特色小鎮(zhèn)對目的地經濟發(fā)展的影響

王佳琳，游茂林

（1.中國地質大學（武漢）體育學院，湖北 武漢 430074；2.江西師范大學 體育學院，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)《關于推動運動休閑特色小鎮(zhèn)建設工作的通知》，提出“借助運動休閑特色小鎮(zhèn)更好服務于基層經濟社會事業(yè)、全民健身與健康事業(yè)和體育產業(yè)”［1］。通過精心組織遴選，同年8 月10 日國家體育總局認定首批96個國家運動休閑特色小鎮(zhèn)［2］，引導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，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涵、良好體育產業(yè)基礎，集多功能于一體的全民健身平臺和體育產業(yè)基地”［1］，是新時期我國體育產業(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“大產業(yè)鏈”發(fā)展模式推進產業(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國家運動休閑特色小鎮(zhèn)建設效果的研究報告。

近年來，國家通過強化政策支持、完善工作機制和加強監(jiān)測管理等方式推進運動休閑特色小鎮(zhèn)高質量發(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設施建設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產業(yè)與體育融合發(fā)展，所產生的集群效應為當?shù)亟洕ㄔO創(chuàng)造諸多利益［14］。基于上述建設實效并結合William Arthur Lewis 的經濟增長理論［15］，創(chuàng)建國家運動休閑特色小鎮(zhèn)具備帶動目的地經濟發(fā)展的潛力。

但是，運動休閑特色小鎮(zhèn)在建設過程中遇到核心競爭力不足導致品牌效應薄弱、文化建設缺乏創(chuàng)新導致同質化現(xiàn)象普遍［16］，以及基礎設施不完備、產業(yè)結構不均衡嚴重制約產業(yè)集群發(fā)展［17］等問題。而政府作為相關建設工作的領導者，無論是政策糾偏還是多方管理上仍存在著履責能力低、治理主體模糊的問題［18］，同時還存在偷換概念和虛報進度的“虛假小鎮(zhèn)”，或是借小鎮(zhèn)之名進行房地產開發(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)是當前體育產業(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)建設所產生的輻射效應［21］，所以創(chuàng)建國家運動休閑特色小鎮(zhèn)對目的地經濟的推動作用可能存在“運動式治理”的短期效應，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

鑒于各地經濟基礎、產業(yè)結構、文化觀念等方面的差異，政策效應可能存在異質性。考慮到邊際效應遞減規(guī)律和經濟增長收斂性，落后城市經濟增速遠高于發(fā)達城市，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)產生的政策效應高于經濟發(fā)達的東部地區(qū)［22］。除此，政策效應或因城市規(guī)模產生差異，大城市現(xiàn)有的更大規(guī)模的人才資源能為小鎮(zhèn)建設帶來包括技術、制度、市場在內的各方面創(chuàng)新，大大提高對經濟發(fā)展的貢獻率［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)的經濟效應可能高于東部地區(qū)和中小城市。

截至目前，首批國家運動休閑特色小鎮(zhèn)已經經過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）時下放該項工作權力是否受到建設成效的影響。當研究者評估政策或事件的影響時，通常做法是構建“相似”的控制組，觀察潛在結果的變化趨向，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業(yè)示范基地的經濟效應［25］；史瑞應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［26］；周正宏采用合成控制法研究國務院46 號《文件》對體育產業(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，利用雙重差分法（DID）識別國家運動休閑特色小鎮(zhèn)的政策效應及影響機制，并通過異質性檢驗來評估該項工作在不同地區(qū)產生的效果及差異，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，將研究期內的各年份設定為“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 年的經濟發(fā)展狀況，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、固定資產投資、產業(yè)結構高級化、總儲蓄率、國內貿易和對外開放度；γt、μi分別為時間固定效應和個體固定效應；εit為隨機誤差項。

為進一步識別特色小鎮(zhèn)的動態(tài)效應，設置時間虛 擬 變 量 YEAR2018、YEAR2019、YEAR2020 和YEAR2021，分別在2018、2019、2020、2021 年，即設立小鎮(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特色小鎮(zhèn)對地區(qū)經濟發(fā)展的動態(tài)影響效應。最終模型如下：

2.2 變量設置

被解釋變量：本研究的被解釋變量為經濟發(fā)展水平，文獻中一般用地區(qū)人均GDP 的對數(shù)值（LNPERGDPit）來表示［28］。為消除通貨膨脹對經濟數(shù)據的影響，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。如果某一城市當年設立或已經設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)對經濟發(fā)展的政策凈效應，若α1顯著為正，則表明創(chuàng)建工作能有效促進各地的經濟發(fā)展，反之則表明起到抑制作用。動態(tài)效應檢驗的原理同上。

控制變量：為準確地評估國家運動休閑特色小鎮(zhèn)建設對目的地經濟發(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、固定資產投資、產業(yè)結構高度化、總儲蓄率、國內貿易和對外開放度（變量實際利用外商直接投資額的數(shù)據由《中國城市統(tǒng)計年鑒》中的原始數(shù)據根據中國人民銀行每年度公布的平均美元兌人民幣匯率進行換算）在內的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)經濟發(fā)展的影響。

2.3 數(shù)據來源與處理

本文選擇的研究對象為國家體育總局認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)域從屬關系和經濟輻射范圍，故而選用市域經濟發(fā)展數(shù)據。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)據缺失嚴重的城市后，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 結果及分析

3.1 國家運動休閑特色小鎮(zhèn)的平均效應

由表3 可見，模型1 在控制時間固定效應、個體固定效應和系列控制變量后，交互項系數(shù)為負值但不顯著，表明研究期內國家運動休閑特色小鎮(zhèn)未能推動目的地經濟增長但抑制作用并不強。然而在政策實施下，固定資產投資、產業(yè)結構高級化和對外開放度均對當?shù)亟洕a生了顯著的正向變化，而總儲蓄率和國內貿易則出現(xiàn)顯著的負向變化，可能緣于：①政府加大體育產業(yè)投資后，為社會帶來大量的體育產品，導致經濟收入的增加［32］，同時隨著開放程度的不斷深化，區(qū)域連通為各地經濟發(fā)展輸入了更多的資本、技術和知識，不管是從長期還是短期效應上來看，對平衡產業(yè)結構具有較大的促進作用［33］，最后通過勞動生產率、生產要素和居民消費等方式作用于區(qū)域經濟的協(xié)調發(fā)展［34］。②我國居民普遍接受低風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生擠出效應，導致體育產業(yè)投資和個人活動資產縮減［25］，致使人們實際購買力下降、體育產業(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)經濟發(fā)展。

表3 國家運動休閑特色小鎮(zhèn)的平均效應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，在同一時段內我國政府也進行了其他類似的評選活動（如國家體育旅游示范基地、國家體育產業(yè)示范基地）。由于這些政策同時實施可能對目的地經濟發(fā)展造成一定的復合影響，從而導致對運動休閑特色小鎮(zhèn)的政策效應評估產生偏差，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果與模型1 基本一致，被解釋變量系數(shù)仍為負，證明模型1 的結論可靠（表3），后文均以模型1 的原始數(shù)據進行回歸分析。

3.2 國家運動休閑特色小鎮(zhèn)的動態(tài)效應

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，而無法評估短期政策效果，即設立特色小鎮(zhèn)可能在短期內對地區(qū)經濟發(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)經濟發(fā)展產生顯著的負向影響，但政策實施后第3 年小鎮(zhèn)對經濟的負效應不減反增，抑制作用更加明顯。因政府投資不當、管理不善等問題導致小鎮(zhèn)的建設工作放緩［20］，治理主體未能持續(xù)推進小鎮(zhèn)的建設成效，基本驗證了假設2。但考慮到呈負向作用的產業(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生正向作用。為此，中央不斷落實定期評估復查的考核機制，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設施建設來推動小鎮(zhèn)運動休閑體育產業(yè)的發(fā)展［35］，同時進一步落實相關政策（表5），促使小鎮(zhèn)設立后第4 年負效應開始降低，第5 年將迎來正效應。

表5 2019—2022 年關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)產生的經濟效應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)經濟發(fā)展的影響效應未顯示出明顯的經濟促進作用，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。這進一步證實創(chuàng)建國家運動休閑特色小鎮(zhèn)對地區(qū)經濟發(fā)展無顯著正效應，其所產生的經濟效應高度依賴于政府財政支出、固定資產投資和產業(yè)結構高級化等指標。

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

為進一步解釋創(chuàng)建國家運動休閑特色小鎮(zhèn)未達到預期效果的原因，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為被解釋變量進行回歸分析（表7）。由表7 可知，控制時間固定效應和個體固定效應后，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投資）均具有負向影響，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?shù)氐恼С鲆?guī)模、基礎設施水平、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)帶動目的地經濟發(fā)展的關鍵因素，所以相關結果可以解釋國家運動休閑特色小鎮(zhèn)未起到經濟推動作用的原因。

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、指標解釋能力的強健性和回歸結論的穩(wěn)定性［37］，本研究通過平行趨勢檢驗來檢查樣本數(shù)據是否滿足雙重差分法的應用要求，如果創(chuàng)建國家運動休閑特色小鎮(zhèn)前各地的經濟指標不存在系統(tǒng)性差異，即BEFORE3、BEFORE2和BEFORE1的系數(shù)均不顯著，則滿足平行趨勢設定，穩(wěn)健性檢驗的回歸結果如表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濟指標不存在系統(tǒng)性差異，滿足平行趨勢設定（模型17）。

表8 穩(wěn)健性檢驗的回歸結果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，本文進行了1%、2%和5%的縮尾處理［36］，然后進行回歸分析。結果顯示，縮尾處理后的回歸系數(shù)與基礎回歸結果僅大小存在差異，仍為負值（模型18—20）。

此外，本文為進一步識別創(chuàng)建國家運動休閑特色小鎮(zhèn)的經濟效應，將被解釋變量進行增長率換算后再次進行回歸分析［公式為：（當期人均實際GDP-前期人均實際GDP］/前期人均實際GDP）。結果顯示，增長率換算后的回歸系數(shù)為負值且達到顯著性（p ＜0.05），表明特色小鎮(zhèn)在一定程度上抑制了當?shù)亟洕鲩L，進一步驗證了前述結論（模型21）。

為有效解決DID可能導致的樣本選擇難題，本文在上述檢驗的基礎上結合Rosenbaum和Rubin提出的傾向得分匹配法（PSM）來進一步驗證研究結論的穩(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的樣本，將其分別設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，所以匹配后需要進行平衡性檢驗，如果匹配后標準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，符合相關要求。在此基礎上重新對國家運動休閑特色小鎮(zhèn)的經濟效應進行估計，發(fā)現(xiàn)效應系數(shù)較基礎回歸結果提高了0.006 8，但仍為負值，表明匹配后的城市樣本對目的地經濟發(fā)展仍存在負向影響，同樣能驗證研究結論的穩(wěn)健性（模型22）。

表9 平衡性檢驗的回歸結果Table 9 Regression results of balance tests

3.5 異質性檢驗

3.5.1 區(qū)域異質性檢驗

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、產業(yè)基礎等因素可能對當?shù)亟洕l(fā)展產生不同影響，所以本研究進行區(qū)域異質性檢驗，依據《關于西部大開發(fā)若干政策措施的實施意見》《關于促進中部地區(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濟發(fā)展的影響。當考察中西部地區(qū)樣本的經濟效應時，設定East -city 為0、Mid -west city為1；當考察東部地區(qū)樣本的經濟效應時，設定East-city為1、Mid-west city為0。

由表10 可知，中西部地區(qū)樣本對經濟發(fā)展呈現(xiàn)負向影響，而東部地區(qū)樣本的經濟影響效應雖不顯著但為正，表明創(chuàng)建國家運動休閑特色小鎮(zhèn)所產生的經濟效應存在區(qū)域差異，東部地區(qū)已經獲得正向推動作用。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，加大了中西部地區(qū)各城市的經濟帶動作用不強［39］。

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

3.5.2 規(guī)模異質性檢驗

相較于中小城市，大城市擁有更多的人力資本，兩者間的差異對經濟發(fā)展的影響也不盡相同。為驗證前文假設，本研究依據《關于調整城市規(guī)模劃分標準的通知》《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行規(guī)模異質性檢驗，其中大城市93 個、中小城市181 個，最終構建擴展模型（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濟發(fā)展的影響。當識別中小城市樣本的經濟效應時，設定Mid-small city為1、Big city為0；當識別大城市樣本的經濟效應時，設定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?shù)亟洕哂姓蜃饔玫⒉伙@著，而大城市樣本則產生了負效應，表明中小城市獲得的經濟效應要優(yōu)于大城市，特色小鎮(zhèn)的經濟效應存在規(guī)模異質性，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對城市格局、資源和設施等方面造成更多浪費，使得小鎮(zhèn)建設物資無法滿足，同時影響環(huán)境綠化和服務設施條件的迭代更新［40］，導致城市經濟無法得到持續(xù)化發(fā)展。

4 結論與建議

本文利用2010—2021 年274 個地級市的面板數(shù)據，借助雙重差分法探討國家運動休閑特色小鎮(zhèn)對目的地經濟發(fā)展的影響。主要結論如下：①研究期內，創(chuàng)建國家運動休閑特色小鎮(zhèn)并未推動目的地經濟發(fā)展，該結果具有穩(wěn)健性。因部分地區(qū)管理方式、建設范式上的不當，加之擠出效應對體育產業(yè)投資的減少導致設施條件不夠完備，嚴重滯緩特色小鎮(zhèn)的創(chuàng)建工作，使得經濟效應難以趨于正向。②國家運動休閑特色小鎮(zhèn)催生的經濟效應缺乏即時性和存在滯后性，政策實施后的三年內負向影響不斷增強；但隨著考核機制的介入，對經濟的負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、基礎設施建設和產業(yè)結構升級等途徑作用于目的地經濟的發(fā)展。④國家運動休閑特色小鎮(zhèn)的經濟效應存在區(qū)域異質性和規(guī)模異質性，對東部地區(qū)城市和中小城市的經濟推動作用要優(yōu)于中西部地區(qū)城市和大城市。

基于研究結論，提出如下建議：①地方政府應給予合理的行政干預和政策支持，根據特色小鎮(zhèn)實際情況對癥下藥，構建明確的治理體系，并根據區(qū)域特點完善基礎設施建設，打造多體系、多業(yè)態(tài)、多層次的體育特色產品。②鑒于運動式治理的實際現(xiàn)狀和動態(tài)效應檢驗結果，小鎮(zhèn)建設者應樹立可持續(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)展基礎存在差異，因此各地之間應加強產業(yè)協(xié)作與資源共享，實現(xiàn)要素與信息的自由流通。