近年来，全球经济下行压力加剧，世界政治与经济格局正在历经百年未有之大变局，外部市场不稳定性和不确定风险因素与日俱增。在当前严峻的国内外经济形势下，抵御和应对风险冲击对中国经济发展至关重要。中共二十大报告中提出：“要坚持以推动高质量发展为主题，把实施扩大内需战略同深化供给侧结构性改革有机结合起来”，同时还提出要“增强消费对经济发展的基础性作用”[1]。可见，内需驱动成为中国经济高质量发展的鲜明特征。扩大内需成为增强经济韧性的重要手段，已然成为我国政府引导国民经济发展的一个方向。体育消费作为国内消费的重要构成部分，国家体育总局在2020年8月公布了40个国家体育消费试点城市，旨在推动体育消费机制创新、政策创新、模式创新、产品创新，为促进体育消费探索更多经验、作出更大贡献。《国务院关于促进服务消费高质量发展的意见》中提出 “深化促进体育消费试点工作，培育一批国家体育产业和体育旅游发展载体”[2]，再次体现了体育在扩大内需、促进经济高质量发展方面的重要意义。
随着我国扩大内需长效机制的建立，体育人口和市场规模逐渐扩大，广大民众的个性化、高质量体育需求日益增长[3]。体育需求作为社会生产的终点与新一轮生产的起点，牵动着体育产业供给侧结构性改革，影响着城市社会经济韧性。为了引导和规范体育市场，进一步扩大体育内需，我国制定并施行了若干促进体育消费的政策，形成了相对完善的体育消费政策体系[4]。现有文献从供给侧和需求侧对体育消费政策文本进行了研究[5]，从培育体育消费理念、刺激体育消费行为等视角探究了政策实施和扩散效应[6-7]，并且针对政策实施条件有待优化、组织保障尚不充分、长期激励机制缺乏等问题，提出从供需两侧精准发力促进体育消费提质扩容的措施，为本研究奠定了理论基础，但从宏观视角定量评估体育消费试点政策经济效应的文献仍然较为欠缺。那么，与其他城市相比，体育消费试点城市在享受国家政策红利后是否能够抵御和应对风险的冲击?其运行机制如何?在城市的不同区位和不同人口规模条件下，体育消费试点政策对城市社会经济韧性的影响是否存在异质性?通过回答上述问题，以期充分阐释体育消费试点政策对城市社会经济韧性的影响，并探究体育消费试点政策影响城市社会经济韧性的具体机制，为增强城市社会经济韧性和推动体育产业高质量发展提供路径参考和经验借鉴。
1 政策背景与研究假设
1.1 政策背景：体育消费试点政策
国务院办公厅于2019年发布的《关于促进全民健身和体育消费推动体育产业高质量发展的意见》 中要求确定一批国家体育消费试点城市，旨在激发市场活力和消费热情，推动体育产业成为国民经济支柱性产业，这为扩大体育内需提供了重要支撑。在2020年，为了促进体育产业高质量发展[8]，国家体育总局公布了40个体育消费试点城市，遍布我国23个省（自治区、直辖市），这些试点城市的社会经济发展水平和体育文化氛围有一定差异，有利于形成差异化体育消费格局。近三年来，40个试点城市的体育消费支出不断增长，居民体育消费总值也呈现稳步增长的态势。相关统计资料显示，40个试点城市在2020年、2021年、2022年的人均体育消费金额依次是2 153元、2 405元、2 576元[9]。试点城市的体育消费总值在2022年达到6 821亿，与2021年和2020年相比，增速依次为7.21%和19.65%，均高于全社会消费品零售总额的增速[10]。实践证明，体育消费试点城市政策是打通体育产业国内循环堵点、促进国内体育消费的重要举措。国家体育总局于2023年12月在苏州市召开的国家体育消费试点城市总结交流会议中提出，将从第一批体育消费试点城市中认定若干国家级体育消费活力城市，并启动第二批国家体育消费试点城市评定工作。这将进一步助力扩大体育内需和形成体育产业新发展格局，进而为我国体育消费市场规模在2025年增长至28 000亿元[11]添砖加瓦。由此可见，体育消费试点政策促进了体育消费的增长，有利于我国国民经济的增长。
1.2 体育消费与城市社会经济韧性的关联
新古典经济增长理论主张供给在经济增长中具有关键作用，认为资本、劳动力和科技进步是经济持续增长的核心驱动因素[12]。在此基础上，Aoki等研究者提出了“需求创造”理论，主张新需求对经济增长具有推动作用[13]。体育消费是以体育运动作为满足需求的手段，通过体育产品或体育服务供给满足物质需求或心理需求的过程，包括实物型体育消费、参与型体育消费、观赏型体育消费等[14]。目前，学界对体育消费与经济发展的研究是从不同理论层面展开分析探讨的：一部分学者运用经济韧性理论分析了体育有助于优化经济结构、拉动就业，并且可以增强地区经济抗风险的能力[13]；从社会资本视角展开的研究发现，体育活动在构建社区网络方面发挥着重要作用；现有定量研究主要聚焦于消费者，通过问卷调查探讨不同人群的体育消费动机、体育消费的影响因素、体育消费结构特征等[15-16]；也有学者采用双重差分模型探讨了体育消费试点政策对企业创新的影响[17]，但仅把研究焦点放在企业层面显然不符合当前体育产业高质量发展的要求；另有研究进一步探讨了体育消费试点城市对宏观产业结构的效用[18]；还有研究表明，体育消费具有逆周期性，在一定程度上能够平抑经济整体的下行波动，具有后发优势[19]。因此，在构建中国经济新发展格局背景下，体育消费有助于激发市场活力和释放消费潜力。
本研究将经济韧性定义为一种适应性的动态调整能力，以经济敏感度为基础[20]，用以评估一个国家或地区的经济对外部市场冲击的敏感程度。现有文献多数以GDP增长率、工业增加值、就业率等经济学变量反映区域经济在应对外部市场冲击的韧性水平[21]，国内外学者从供给侧的角度展开探讨了区域创新能力[22]、产业结构及其多样性[23]、经济政策[24]等因素对城市社会经济韧性的影响，但鲜有文献从需求侧展开研究。事实上，随着国内统一大市场的逐步形成，充分调整需求侧结构不仅是构建国内经济新发展格局的战略选择，也是增强城市社会经济韧性的关键举措。一方面，体育消费试点政策推动了体育产业的高质量发展，通过大数据洞察并预测消费者需求偏好，促进体育产业传统业态以生产为中心向以消费者需求为中心转变，进而促进体育产业结构调整。同时，共享经济和平台经济的发展提高了体育资源的利用率，拓展了体育企业的销售渠道[25]，创造了体育消费新载体、新空间及新场景，可以为消费者提供个性化的体育消费体验，有利于进一步激发体育消费活力。另一方面，体育产业关联性强、带动作用大的特点能够牵动相关产业高质量发展，可以创造更多的就业机会，从而可以增强体育产业链应对外部市场冲击的韧性。因此，体育消费试点政策促进了体育消费升级和体育产业及其关联产业的结构调整，从而产生了积极的就业效应，最终可以形成乘数效应，有利于增强城市社会经济韧性。基于此提出假设H1：设立体育消费试点城市能显著增强城市社会经济韧性。
1.3 体育消费试点政策增强城市社会经济韧性的机制
结构优化效应是指体育消费可以促进城市产业结构调整，主要体现在以下2个方面。1）体育消费可以促进产业结构优化。首先，体育消费升级会将低端体育服务和体育产品的市场份额挤出，使高端体育服务和体育产品的市场份额占比逐步上升，从而促使城市体育产业布局调整，推动体育产业结构合理化[26]。其次，体育消费产生的空间溢出效应和渗透效应可以促进相邻城市的资本要素合理流动，有利于优化生产要素资源配置，进而推动产业结构高级化。最后，体育产业具有高度的产业融合性和关联性，可以与旅游业、教育培训业、健康产业等相关产业融合，进而促进高端体育用品制造业发展，从而促进体育产业链的增值。2）结构优化效应能有效增强城市社会经济韧性。首先，产业结构优化可以促进资源流动，带动劳动力、资本和生产技术向高附加值领域转移。这些领域通常需要创新，且具有较强的经济韧性，有助于城市社会经济抵御外部市场冲击。其次，不同城市的产业和生产要素相互补充，可以促进区域市场主体间形成合作，有利于更好地分担风险[27]。最后，通过合理的产业结构形成产业链的高中低端，提高产业抵御外部市场风险的能力，从而增强城市社会经济的韧性。前人的研究已表明，体育消费能够促进产业结构优化，产业结构优化有利于城市社会经济体系抵御外部市场冲击。由以上可以推断，体育消费试点政策实施后仍能通过产业结构调整使城市社会经济趋于稳态。因此，本研究提出假设H2：体育消费试点政策通过结构优化效应增强城市社会经济韧性。
就业效应是指体育需求变化引发的相关产业吸纳劳动力的情况的变化[28]，体现在以下2个方面。1）促进体育消费会产生显著的就业效应。根据凯恩斯的有效需求理论，消费与就业之间存在相互影响的关系[29]，而体育消费作为影响体育产品和体育服务总需求量增长的重要变量，对就业有较大的直接或间接影响[30]。直接就业效应是指通过刺激体育消费促进体育企业扩大生产规模，增加就业岗位。间接就业效应是指体育产业带动文化产业、旅游业、制造业等相关产业市场主体扩大生产，这些产业具有就业方式灵活、就业包容性强等特点[31]，可以吸纳大量劳动力就业，有助于缓解我国产业转型发展中存在的结构性失业问题。2）促进就业能够增强城市社会经济韧性。体育消费增长可以带动关联产业的劳动力就业，有利于促进城市社会经济趋向稳态。前人的研究已表明，体育消费具有就业效应，就业规模扩大可以增强城市社会经济韧性，由此推断，体育消费试点政策实施后仍能通过促进就业提高城市社会经济韧性。基于此，提出假设H3：体育消费试点政策通过就业效应增强城市社会经济韧性。
2 研究方法
2.1 样本选取与数据来源
本研究选取我国290个地级市在2014—2022年形成的面板数据，其中包括40个体育消费试点城市和250个没有列入试点城市名单的地级市。所使用的地级市数据来源于《中国区域经济统计年鉴》《中国城市统计年鉴》《国民经济和社会发展统计公报》，体育消费试点城市名单、设立时间等详细信息来自国家体育总局网站。基于以上，剔除了数据缺失严重的地级市，以确保分析结果的可靠性。
2.2 数学模型构建
选取我国290个地级市在2014—2022年形成的面板数据分析体育消费试点政策（以DID表示）对城市社会经济韧性的影响。通过对比体育消费试点城市和非试点城市在政策施行前后的城市社会经济韧性评估指标，以此评估试点政策增强城市社会经济韧性的效果。基于以上，构建双重差分模型如下。
$y_{i t}=\alpha_{0}+\alpha_{1} D I D_{i t}+\alpha C_{i t}+\delta_{i}+\mu_{t}+\varepsilon_{i t}$
式中：被解释变量yit表示i城市在t年的城市社会经济韧性；α0为截距项；α1表示体育消费试点政策对城市社会经济韧性的影响，如果α1为正向显著，说明试点政策可以有效增强城市社会经济韧性；Cit为控制变量列向量；δi、μt和εit依次为城市固定效应、时间固定效应和随机误差项；DIDit=dui×dtt，其中的dui表示i城市是否处于政策覆盖范围，dtt表示时间t是否在政策实施后，DIDit是dui与dtt的交互项，用于评估政策对处理组的净效应。试点城市的数据截选时间为2020年8月，考虑到操作时的时间滞后性[32]，所以选取2021年作为体育消费试点城市的数据处理时间点，当i城市为体育消费试点城市时，dui记为1，否则记为0； 当年份t为2021年及其之后年份时，dtt记为1，否则记为0。
为了分析体育消费试点政策影响城市社会经济韧性的作用机制，参考温忠麟等学者构建的中介效应模型进行分析[33]，具体如下。
$y_{i t}=\alpha_{0}+\alpha_{1} D I D_{i t}+\alpha_{k} C_{i t}+\delta_{i}+\mu_{t}+\varepsilon_{i t}$
$m_{i t}=\beta_{0}+\beta_{1} D I D_{i t}+\beta_{k} C_{i t}+\delta_{i}+\mu_{t}+\varepsilon_{i t}$
$y_{i t}=\gamma_{0}+\gamma_{1} D I D_{i t}+\gamma_{2} m_{i t}+\gamma_{k} C_{i t}+\delta_{i}+\mu_{t}+\varepsilon_{i t}$
式中：mit表示中介变量，基于前文的分析，选取结构优化效应和就业效应作为中介变量；α1表示体育消费试点政策对城市社会经济韧性影响的总效应；γ1表示直接效应；β1和γ2表示中介变量产生的间接效应。根据中介效应的检验原则，满足后续中介效应检验的前提条件是α1显著，在此基础上：如果γ1、β1和γ2均显著，说明中介效应成立，无需进行Sobel检验；如果γ1不显著，β1和γ2显著，说明存在完全中介效应；无论γ1是否显著，如果β1和γ2至少有一个不显著，说明需要通过Sobel检验判断是否存在中介效应。
2.2.1 被解释变量：城市社会经济韧性
学界对经济韧性的测度方式尚未形成共识，GDP 增长率差值是国际通用的评估经济韧性的指标[34-35]，且与就业、财政收入等指标高度相关。因为构建多维度指标将导致共线性问题，且容易混淆实证研究中的因果关系[36]，降低模型解释力，所以本研究以GDP作为城市社会经济韧性测算指标，并借鉴谭俊涛等学者提出的创新方法[37-38]，使用反事实数据以及使用对分母部分取绝对值的方法加以改进。将我国每年的全国GDP增长率设定为城市社会经济的反事实数据，即假设城市社会经济在没有外部市场冲击的情况下能够维持目前的增长速度。通过计算每个样本城市GDP增长率与反事实数据的差值，得出经济敏感度指数，用以评估城市社会经济韧性水平。经济敏感度指数越大说明城市社会经济韧性水平越高，经济敏感度指数越小说明城市社会经济韧性水平越低。
2.2.2 核心解释变量：体育消费试点政策
核心解释变量是体育消费试点政策，由体育消费试点政策变量与年份变量的乘项表示。如果某一样本城市属于体育消费试点城市，则政策变量取值为1，否则取值为0。选取2021年作为体育消费试点政策变量处理时间点，2021年及其之后年份取值为1，其余年份取值为0。本研究的处理组包括40个试点城市，其他250个非试点城市为对照组。
2.2.3 中介变量
2.2.4 控制变量
3 基准回归分析结果及稳健性检验
3.1 基准回归分析结果
基准回归分析结果如表2所示。
表2 基准回归分析结果（n=2552） |
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注：1）①表示系数在 1%的水平显著；2）“YES”或“NO”表示是否有固定效应，下同；3）表中每行数据中的括号内数值为标准误，下同。 |
在未增加控制变量和固定效应的情况下，体育消费试点政策的系数在1%的水平显著为正，表明体育消费试点政策对城市社会经济韧性产生了积极影响，在增加控制变量后，DID系数在1%的水平仍然显著为正，进一步控制城市固定效应和时间固定效应后，分析结果显示，交互项系数在1%的水平依然显著为正。在增加控制变量和固定效应后，交互项估计值在1%的水平显著为正。由此可见，体育消费试点政策始终在1%的水平显著为正，说明假设H1成立，并且体现在以下2个方面。1）体育消费在2020年至2021年对城市社会经济的拉动作用受到抑制。该时间段的经济下行压力导致我国一些居民的预防性储蓄动机增强，体育消费等需求弹性大的消费可能较大幅度减少，同时，体育赛事和户外健身休闲业也受到冲击，进而影响了我国体育产业整体的外部效益。2）体育产业表现出一定的韧性，能够通过资源重组和策略调整适应市场变化。这可能是由于试点城市对体育加大了财政投入和政策支持，通过体育产业的关联效应带动了旅游业、住宿业、餐饮业等服务业的消费增长[43]，从而促进了消费升级、产业结构优化及就业岗位的增加。如浙江省绍兴市以“国际赛会目的地城市”和“亚运经济城市”为发展引擎，全面激活城市体育消费动能[44]；再如上海市徐汇区依托“大徐家汇”功能区打造消费商圈，形成了以徐家汇商圈和徐家汇体育公园为基础的体育特色商业街区[45]。加之，云健身、线上体育赛事等新业态在2020年至2021年迅猛发展，通过数字营销平台激发了线上体育消费活力。此外，在本地游和周边游的推动下，体育旅游、户外露营等活动在2019年到2022年间成为体育消费新的增长点。例如，江苏省城乡居民在2021年的体育旅游人均消费为194元，比2019年增加了143元，体现出一定程度的补偿性消费特征[46]，体育消费的多次重复特点[47]也有助于增强城市社会经济韧性。这与我国学者认为适时的经济政策调整可以提高实体经济抗风险能力和增强市场变化适应力的结论相一致[48]。
3.2 稳健性检验
3.2.1 平行趋势检验结果
双重差分模型有效估计的前提是满足平行趋势假设，即在体育消费试点政策发布前，试点城市和非试点城市的经济韧性变化趋势应该是平行的。由此，本研究使用Jacobson 等研究者提出的事件研究法进行平行趋势检验[49]，为了避免受到多重共线性的影响，删除政策施行前一年的数据，分析结果见图1。从图1可知，在试点政策施行前期的交互项回归系数的统计意义并不显著，且估计系数置信区间包含0，说明试点城市和非试点城市在试点政策施行前的城市社会经济韧性变化趋势基本一致，即控制组和处理组满足平行趋势假设。此外，在某一城市被评定为体育消费试点城市的当期，DID的系数为正，且在试点政策施行后回归系数仍然显著为正，说明体育消费试点城市在被评定之后对该城市社会经济韧性产生了显著影响，满足DID的先决条件。
3.2.2 安慰剂检验结果
3.2.3 PSM检验结果
4 影响机制分析及异质性检验
4.1 机制检验
基准回归分析结果表明，体育消费试点城市在享受国家政策红利后能提高应对外部市场风险的能力。结合前文的分析，以下进一步分析体育消费试点城市应对经济下行压力和外部市场风险的内在机制。
4.1.1 产业结构效应
通过模型（2）、模型（3）、模型（4）检验了产业结构优化效应的中介效应（结果见表4）。首先，以模型（2）对政策变量与城市社会经济韧性进行回归分析的结果显示，体育消费试点政策对城市社会经济韧性总效应为0.034，说明体育消费试点政策对城市社会经济韧性具有显著的正向影响；将模型（3）的因变量替换为产业结构优化效应直接进行回归分析的结果显示，体育消费试点政策对产业结构优化效应的系数为正，说明体育消费试点政策促进了产业结构优化。其次，在模型（4）结构在模型（2）的基础上增加产业结构优化效应，在控制该变量后，体育消费试点政策对城市社会经济韧性的作用下降了（效应值为0.005），并且影响在1%的水平显著为正，说明产业结构优化效应在体育消费试点政策增强城市社会经济韧性时起了部分中介作用。
表4 结构优化效应和就业效应的中介效应检验结果（n=2 552） |
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注：①表示系数在 1%的水平显著；②表示系数在 5%的水平显著。 |
此外，体育赛事与城市建设的耦合，可以促进赛事经济成为城市社会经济新的增长点，其中不仅包括因体育赛事产生的门票、赛事场馆周边商业圈商品销售等方面的商业性收入，还涵盖城市功能完善、产业结构优化等诸多方面产生的经济效益，成为增强城市社会经济韧性的重要措施。例如：上海市在2023年举办的118项国际国内体育赛事显著拉动了上海经济领域的“吃”“住”“行”“游”“购”“娱”六大要素消费，带动消费总额达到37亿1 300万元，其中：核心消费为7亿9 900万元，相关消费高达29亿1 400万元，产生了49亿3 800万元的直接经济效益和128亿6 400万元的间接经济效益，税收贡献达到4亿2 500万元，并创造了32 268个就业岗位[53]。这与我国学者认为的“需求结构优化效应促进城市产业结构优化，是稳定城市社会经济的关键推动力”的观点相一致[54]。由此，假设H2成立。
4.1.2 就业效应
通过模型（2）、模型（3）、模型（4）检验了就业效应的中介效应（结果见表4）。首先，从模型（3）就业的检验结果可知，体育消费试点政策的就业效应系数显著为正。其次，在模型（2）的基础上增加就业效应变量进行回归分析，结果见模型（4）就业。由模型（4）就业可知，体育消费试点政策对城市社会经济韧性的影响效应系数为0.023，相较未增加就业效应的模型（2）下降了0.011，说明就业效应在体育消费试点政策增强城市社会经济韧性时也起了部分中介作用。
体育消费试点城市作为体育消费政策的重点施行地区，其对体育消费相关政策的落实力度必然大于非试点城市。一方面，在中国当前就业人口总量不减、就业结构性矛盾突出的情况下，体育消费的增长和升级对体育行业的就业情况会产生直接效应。另一方面，大型体育赛事的关联效应也会带动体育消费试点城市人口的就业。通过举办大型体育赛事可以促进举办地餐饮业、住宿业等相关行业的发展，这些行业的就业方式灵活，且就业包容性较强，新岗位的出现能够吸纳大量劳动力，既有助于增加公共服务供给和促进企业扩大生产规模，又有助于缓解结构性失业问题[55]，产生间接就业效应。此外，随着数字经济与体育产业的融合发展，数字技术也在赋能体育产业上下游某些业态发展中产生了一定的积极作用，可以提高产业链信息传递速率，有助于促进体育领域实体经济主体快速应对外部市场风险造成的冲击，以及提高产业链资源重组效率和产能恢复速度。总之，在我国经济发展新格局下，消费政策对解决就业问题和促进城市社会经济趋向稳态有积极作用。基于以上认为，假设H3成立。
4.2 异质性分析结果
4.2.1 不同人口规模城市的异质性分析结果
前文检验了体育消费试点政策对城市社会经济韧性的增强作用，但在不同人口规模的城市，体育消费试点政策的落实效果是否存在差异仍值得进一步探讨。借鉴现有研究[56]，按照城市人口规模将体育消费试点城市划分为大型城市、中等型城市和小型城市，并进行分组回归分析（结果见表5）。由表5可知，大型城市和中等型城市的核心解释变量的回归系数在1%的水平显著为正，小型城市的核心解释变量的回归系数不显著，说明体育消费政策在不同人口规模试点城市的效应存在差异。其中的原因如下：从区域异质性理论而言，大中型城市拥有丰富的体育资源和完善的基本公共服务体系，倾向于采取供需双向型拉动消费模式[7]，一方面从需求侧举办体育赛事和增加体育消费人口，另一方面从供给侧依托体育消费试点城市的相关政策推动基本公共体育服务供给的物联网化或智能化，建立体育大数据中心，采集并分析体育消费数据，为民众提供更精准的体育服务。如上海市、厦门市、成都市等城市均承办了中国国际体育用品博览会。该博览会作为亚太地区规模最大、最权威的体育用品盛会，不仅为举办城市吸引了大量国内外企业参展，带动举办城市体育装备制造、赛事运营、健康服务等关联产业发展，推动城市构建现代体育服务业体系，形成多产业链协同发展格局，有效降低了区域经济对传统产业的依赖程度；而且还促进了体育、健康、文化等产业企业之间的交流与合作，推动相关企业通过市场需求优化生产流程，加速了相关领域科技创新与相关产业的融合。此外，该博览会通过聚集大量参观者和参展商，带动了当地餐饮业、住宿业、交通运输业等相关业态的融合发展，不仅增加了就业机会，还激发了消费活力。因此，大型城市通过举办大型体育赛事不仅能够塑造城市形象，还可以促进城市产业结构优化，增强城市社会经济韧性和抵御外部风险。相比之下，中小型城市会受虹吸效应与扩散效应的双重影响[57]，在举办大型体育赛事时会面临诸多挑战。例如：体育场馆占地规模和基础设施无法满足国际性展会的需求；居民消费乏力和市场有限，难以支撑一个国际化、大规模的体育用品博览会。上述这些问题都会制约小型城市举办此类大型国际展会，从而无法通过拉动展会经济增强城市社会经济韧性。因此，小型城市更倾向于采取供给型路径拉动体育消费，主要通过全民健身设施补短板工程补齐体育消费基础设施方面的短板。如陕西省渭南市致力于新建和改扩建体育场地设施、建设体育综合体和体育产业基地，以夯实体育消费基础设施[58]。再如福建省三明市依托其丰富的山地资源打造了以山地运动为特色的体育旅游路线，成为践行“两山”理念的重要载体[59]。
表5 城市社会经济韧性增强的区域异质性检验结果 |
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注：①表示系数在 1%的水平显著；②表示系数在 5%的水平显著。 |
4.2.2 不同城市地理区位的异质性分析结果
依据国家统计局发布的城市地理区位划分标准，将所有样本城市划分为东部地区城市、中部地区城市和西部地区城市。城市地理区位异质性分析结果显示，东部地区城市和中部地区城市的核心解释变量的回归系数均在1%和5%的水平显著为正，但是西部地区城市的核心解释变量的回归系数在1%和5%的水平均不显著，说明体育消费试点政策对中东部地区城市社会经济韧性产生的增强作用更大。其中的原因在于，体育消费通常受到区域经济和体育产业发展水平的影响。首先，中东部地区城市由于地理条件先天优势和经济基础雄厚，其体育服务业更为发达，城市基础设施更完善，广大居民消费水平较高，健康意识也较强[60]，为体育消费创造了良好的基础条件。其次，体育赛事作为体育产业的重要资源，具有明显的区域异质性，中东部地区城市拥有更多优质的体育人才资源和体育赛事资源，举办体育赛事的数量多于西部城市。从马拉松赛而言，我国在2023年共举办613场马拉松赛，其中，浙江省和山东省举办的马拉松赛事数量并列第一，江苏省和广东省分别以举办48场马拉松赛事和40场马拉松赛事位列第二和第三，东部沿海地区举办马拉松赛事314场，占总场次的51.22%[61]，且江苏省（35场）、广东省（25场）及浙江省（24场）的认证马拉松赛事数量依次位列全国前三名[61]。由此可见，中东部城市办赛规模超过了西部城市。最后，体育产业具有明显的空间溢出效应[62]，东部地区的长三角城市群由于区域一体化水平更高[63]，产业集聚效应更显著，更有利于促进城市间生产要素的流动，所以体育消费试点政策增强东部城市社会经济韧性的效果更显著。相比之下，西部地区非省会城市的社会经济相对其他地区非省会城市不够发达，承办大型体育赛事的机会也较少，且体育消费需求不足。因此，西部城市呈现出的城市社会经济韧性弱于中东部城市。
5 结论与建议
5.1 结论
本研究运用2014—2022年地级市面板数据探讨了体育消费试点政策对城市社会经济韧性的相关效应和作用机制。经过分析发现：1）体育消费试点政策增强了试点城市社会经济韧性，该结论在经过平行趋势检验、安慰剂检验和PSM检验后依旧成立；2）机制检验结果显示，体育消费试点政策对试点城市社会经济韧性的增强主要依靠产业结构优化效应和就业效应实现；3）异质性检验结果表明，不同试点城市在推行体育消费试点政策时体现出差异化特征，体育消费试点政策在大型城市、东部城市对城市社会经济韧性的增强作用更明显。总之，体育消费试点政策对城市社会经济韧性产生了重要影响。
5.2 建议
1）持续推行体育消费试点政策，充分发挥政策引领作用。首先，以构建更具韧性的经济体为目标，总结和吸收第一批试点城市的经验，为不同地区提供可借鉴的差异化创新方案。其次，逐步扩大体育消费试点政策施行范围，以具有广泛代表性的试点城市经验进行推广。最后，促进有为政府和有效市场的有效协同，从组织领导、营商环境优化、资源要素支撑、监督评估等方面细化和实化措施，推动政策充分落实，促进体育产业在新发展格局下形成国内大循环，以及促进我国体育产业高质量发展。
2）充分发挥产业结构优化效应和就业效应，增强城市社会经济韧性的中介作用。一方面，细分体育内需市场，在我国体育产业内部构建全产业链条和体育经济带，促进与体育产业密切相关的服务业高质量发展，推动体育产业及其相关产业形成结构合理的集群化发展格局，进一步增强城市社会经济韧性；另一方面，充分引导民众进行合理的体育消费，正确发挥体育消费对就业的直接和间接作用，以国内体育产业供给结构调整和国内体育产业内部供给体系改革促进就业，同时要防范传统体育用品制造业的结构性失业。
3）着重关注体育消费试点政策对增强城市社会经济韧性的区域异质性。首先，根据不同城市的地理区位、体育基础设施、营商环境等因素，构建国内体育产品与体育服务多样化创新体系，避免单一发展模式和“一刀切”政策。其次，结合政策效应和地区优势，发挥东部城市和大型城市的辐射带动作用，促进区域间的市场主体协作和资源流动，提高体育资源配置效率和运行效率，促进大型城市周边地区体育消费水平协同提高，进而增强城市区域性社会经济韧性。最后，利用欠发达地区的后发优势，促进其将扩大体育内需的政策路径从单一供给型路径向供需双向型路径转变，从供需两端发力促进体育产业高质量发展和体育消费升级。
