周勇 房亞男 李國平

摘 要：基于2006-2015年中國體育產(chǎn)業(yè)和第三產(chǎn)業(yè)的相關統(tǒng)計數(shù)據(jù)，采用協(xié)整關系檢驗、誤差修正模型、格蘭杰因果關系檢驗等計量方法，對中國體育產(chǎn)業(yè)和第三產(chǎn)業(yè)之間的長期均衡關系和短期動態(tài)關聯(lián)進行實證分析。結(jié)果表明：從長期來看，在樣本期內(nèi)中國體育產(chǎn)業(yè)和第三產(chǎn)業(yè)之間存在長期穩(wěn)定的均衡關系；從短期來看，中國體育產(chǎn)業(yè)增加值和第三產(chǎn)業(yè)增加值之間有著顯著的正向促進作用；中國體育產(chǎn)業(yè)和第三產(chǎn)業(yè)之間存在單向因果關系。

關鍵詞：體育產(chǎn)業(yè)；第三產(chǎn)業(yè)；長期均衡關系；短期動態(tài)關聯(lián)

中圖分類號：G80-052文獻標識碼：A文章編號：1009-9840（2017）06-0021-04

Abstract：Based on the relevant statistical data of China's sports industry and tertiary industry from 2006 to 2015， the long-term equilibrium between Chinese sports industry and tertiary industry was adopted by means of cointegration test， error correction model and Granger causality test. This paper analyzes the long-term equilibrium relationship and short-term dynamic correlation between Chinese sports industry and tertiary industry. The results show that there is a long-term stable relationship between the Chinese sports industry and the tertiary industry in the long run. In the short term， there is a significant positive effect between the added value of the Chinese sports industry and the added value of the tertiary industry. There is a one-way causal relationship between the Chinese sports industry and the tertiary industry.

Key words：sports industry； tertiary industry； long-term equilibrium relationship； short-term dynamic association

體育產(chǎn)業(yè)是國民經(jīng)濟的一個重要組成部分，具有較廣的經(jīng)濟輻射面和較強的前、后向產(chǎn)業(yè)關聯(lián)，對國家經(jīng)濟社會發(fā)展具有重要影響。2016年國家體育總局發(fā)布《體育產(chǎn)業(yè)發(fā)展“十三五”規(guī)劃》，指出“十三五”期間我國體育產(chǎn)業(yè)將堅持改革引領、堅持市場主導、堅持創(chuàng)新驅(qū)動、堅持協(xié)調(diào)發(fā)展，以實現(xiàn)體育產(chǎn)業(yè)五大發(fā)展目標：產(chǎn)業(yè)總量進一步增長；產(chǎn)業(yè)體系進一步完善；市場主體進一步壯大；產(chǎn)業(yè)基礎進一步夯實；產(chǎn)業(yè)環(huán)境進一步優(yōu)化。“十三五”規(guī)劃將體育產(chǎn)業(yè)到2026年發(fā)展目標與全面建設小康社會的目標有機對接。從加強國際體育交流、提高國民素質(zhì)、提升國民生活質(zhì)量、滿足人民群眾的健身娛樂需求等角度看，體育產(chǎn)業(yè)的主體屬于第三產(chǎn)業(yè)的第三層次，應該加大體育產(chǎn)業(yè)研究和開發(fā)力度。因此，本文采用2006-2015年的時間序列數(shù)據(jù)，運用動態(tài)計量經(jīng)濟學分析方法，從理論角度探討中國體育產(chǎn)業(yè)和第三產(chǎn)業(yè)之間的關系，這對中國社會和經(jīng)濟的發(fā)展有著重要的借鑒和啟發(fā)意義。

1 中國體育產(chǎn)業(yè)和第三產(chǎn)業(yè)的發(fā)展現(xiàn)狀

1.1 中國體育產(chǎn)業(yè)發(fā)展現(xiàn)狀

當前，中國體育產(chǎn)業(yè)處于快速發(fā)展階段，發(fā)展體育產(chǎn)業(yè)是新時期體育戰(zhàn)線面臨的一項重要任務。國家統(tǒng)計局統(tǒng)計數(shù)據(jù)顯示，2015年中國體育產(chǎn)業(yè)總產(chǎn)出為1.7萬億元，增加值為5 494億元，占同期國內(nèi)生產(chǎn)總值的比重為0.8%。從國家體育產(chǎn)業(yè)11個大類看，體育用品和相關產(chǎn)品制造業(yè)總產(chǎn)出和增加值最大，分別為11 238.2億元和2 755.5億元，占國家體育產(chǎn)業(yè)總產(chǎn)出和增加值的比重分別為65.7%和50.2%；體育服務業(yè)（除體育用品和相關產(chǎn)品制造業(yè)、體育場地設施建設外的其他9大類）總產(chǎn)出和增加值分別為5 713.6億元和2 703.6億元，占比分別為33.4%和49.2%。

中國體育產(chǎn)業(yè)起步較晚，與歐美等發(fā)達國家相比還存在較大的差距。中國體育產(chǎn)業(yè)結(jié)構(gòu)并不合理，相比美國體育服務業(yè)在體育產(chǎn)業(yè)中70%的占比，當前中國體育服務業(yè)在體育產(chǎn)業(yè)中的占比較低，未來提升體育服務業(yè)占比將是我國體育產(chǎn)業(yè)轉(zhuǎn)型的重要突破口。

優(yōu)化體育產(chǎn)業(yè)結(jié)構(gòu)是體育產(chǎn)業(yè)能夠快速發(fā)展的關鍵，也是體育產(chǎn)業(yè)適應經(jīng)濟新常態(tài)的必然選擇。政策激勵是我國體育產(chǎn)業(yè)快速發(fā)展的主要因素。隨著體育治理體系和治理能力現(xiàn)代化的推進，體育產(chǎn)業(yè)政策決策科學化也開始逐漸納入規(guī)制設計之內(nèi)。從體育產(chǎn)業(yè)一系列政策的出臺可以看出，中國體育產(chǎn)業(yè)政策目標持續(xù)更替態(tài)勢，是以黨和國家宏觀政策為指導制定的，政策工具單調(diào)且缺乏部門聯(lián)動，政策的連續(xù)性和波動性并存。在產(chǎn)業(yè)環(huán)境逐漸走向穩(wěn)定的今天，體育產(chǎn)業(yè)政策面臨的是更加碎片化的市場時代，這就要求產(chǎn)業(yè)政策作為市場杠桿的運用要更加科學化、系統(tǒng)化，才能夠讓體育產(chǎn)業(yè)政策為體育產(chǎn)業(yè)發(fā)展服務，為中國“體育強國”建設服務。

1.2 中國第三產(chǎn)業(yè)發(fā)展現(xiàn)狀

第三產(chǎn)業(yè)是國民經(jīng)濟的一部分，在我國國民經(jīng)濟中的比重不斷升級，發(fā)揮的作用越來越大，成為國民經(jīng)濟的重要增長點。2015年中國國內(nèi)生產(chǎn)總值676 708億元，比上年增長6.9%。其中，第一產(chǎn)業(yè)增加值60 863億元，增長3.9%；第二產(chǎn)業(yè)增加值274 278億元，增長6.0%；第三產(chǎn)業(yè)增加值341 567億元，增長8.3%。第三產(chǎn)業(yè)占GDP比重為50.5%，首次突破50%。從中國三大產(chǎn)業(yè)就業(yè)人數(shù)構(gòu)成情況來看，第一產(chǎn)業(yè)就業(yè)人數(shù)占全社會就業(yè)人數(shù)比重呈不斷下降趨勢，而第二產(chǎn)業(yè)和第三產(chǎn)業(yè)就業(yè)人數(shù)占全社會就業(yè)人數(shù)比重呈不斷上升趨勢。2011年，中國第三產(chǎn)業(yè)就業(yè)人數(shù)占全社會就業(yè)人數(shù)比重達到35.7%，首次超過第一產(chǎn)業(yè)就業(yè)人員。在2015年全國就業(yè)人員中，第三產(chǎn)業(yè)就業(yè)人員占42.4%，第三產(chǎn)業(yè)成為吸納就業(yè)的絕對主力。

雖然中國第三產(chǎn)業(yè)發(fā)展迅猛，但其發(fā)展速度仍落后于國民經(jīng)濟的發(fā)展。無論是從橫向還是縱向來看，中國第三產(chǎn)業(yè)的發(fā)展與發(fā)達國家發(fā)展相比，還有一定差距。從第三產(chǎn)業(yè)內(nèi)部結(jié)構(gòu)看，中國仍以傳統(tǒng)的商業(yè)、服務業(yè)為主，一些基礎性第三產(chǎn)業(yè)（如郵電、通訊）和新興第三產(chǎn)業(yè)（如金融保險、信息、咨詢、科技等）仍然發(fā)育不足。二是第三產(chǎn)業(yè)增長方式粗放，效益偏低。三是市場化程度低，技術創(chuàng)新能力不夠，GDP使用結(jié)構(gòu)——投資與消費比例失衡。因此，推動第三產(chǎn)業(yè)的發(fā)展，中國政府要更加注重政策的支持與引導；采取分類指導和突出重點的原則，科學確定第三產(chǎn)業(yè)的行業(yè)發(fā)展重點和優(yōu)先順序；要以城市和專業(yè)市場為載體；堅持產(chǎn)業(yè)轉(zhuǎn)換序列多元化模式；重視科技的力量，堅持依靠科技進步；重視國際服務貿(mào)易問題，促進第三產(chǎn)業(yè)的開放和外向發(fā)展，從而不斷加快第三產(chǎn)業(yè)現(xiàn)代化進程，突破第三產(chǎn)業(yè)當前發(fā)展瓶頸，迎合產(chǎn)業(yè)轉(zhuǎn)型的發(fā)展需要，進而促進中國經(jīng)濟的進一步發(fā)展。

1.3 中國體育產(chǎn)業(yè)和第三產(chǎn)業(yè)的發(fā)展關系

在產(chǎn)業(yè)環(huán)境逐漸走向穩(wěn)定的今天，體育產(chǎn)業(yè)的發(fā)展離不開其他產(chǎn)業(yè)經(jīng)濟的支持，是現(xiàn)代服務業(yè)的重要組成部分。隨著社會經(jīng)濟的發(fā)展，人們進行各種體育活動的需求在不斷增長，體育產(chǎn)業(yè)的產(chǎn)值在大幅度提升，對經(jīng)濟的貢獻率越來越高。體育產(chǎn)業(yè)是關聯(lián)度大的上游產(chǎn)業(yè)，體育產(chǎn)業(yè)的發(fā)展對下游旅游業(yè)、廣告業(yè)、通信業(yè)、服務業(yè)等行業(yè)具有明顯的帶動作用。體育產(chǎn)業(yè)的成熟和壯大能夠帶動其他產(chǎn)業(yè)的發(fā)展，進而間接促進國民經(jīng)濟的增長。因此，研究中國體育產(chǎn)業(yè)和第三產(chǎn)業(yè)發(fā)展的關系對促進經(jīng)濟社會協(xié)調(diào)發(fā)展等方面具有重要意義。

散點圖可以用來檢查兩個數(shù)值變量之間可能的關系。為了直觀地考察中國體育產(chǎn)業(yè)和第三產(chǎn)業(yè)之間的關系，本文用2006-2015年中國體育產(chǎn)業(yè)和第三產(chǎn)業(yè)的增加值（億元），繪制了中國體育產(chǎn)業(yè)增加值和第三產(chǎn)業(yè)增加值的散點圖（圖1）。

從圖1中可以看出，中國體育產(chǎn)業(yè)和第三產(chǎn)業(yè)之間有著一個清晰的遞增（正相關）關系，有必要對兩者進行回歸分析，進一步揭示兩者之間的發(fā)展關系。

2 中國體育產(chǎn)業(yè)和第三產(chǎn)業(yè)發(fā)展關系的實證研究

2.1 數(shù)據(jù)的選取

本文采用的基礎數(shù)據(jù)是2006-2015年中國體育產(chǎn)業(yè)和第三產(chǎn)業(yè)的增加值（億元），考慮到剔除金融業(yè)和房地產(chǎn)業(yè)后的第三產(chǎn)業(yè)更能準確反映第三產(chǎn)業(yè)的發(fā)展水平，本文選取的第三產(chǎn)業(yè)的增加值均已減去金融業(yè)和第三產(chǎn)業(yè)的增加值。其中，2006-2015年中國體育產(chǎn)業(yè)增加值來源于國家體育總局，2006-2015年中國第三產(chǎn)業(yè)增加值來源于國家統(tǒng)計局。為了獲得平穩(wěn)的時間序列，對數(shù)據(jù)進行自然對數(shù)轉(zhuǎn)化，這樣既不改變變量之間的協(xié)整關系，使其趨勢線性化，還可以消除時間序列中存在的異方差現(xiàn)象。所以，對中國體育產(chǎn)業(yè)增加值和體育產(chǎn)業(yè)增加值進行自然對數(shù)轉(zhuǎn)變，分別記為LnX和LnY。

2.2 單位根檢驗

在進行實踐序列分析時，傳統(tǒng)上要求所用的時間序列必須必平穩(wěn)的，否則將會產(chǎn)生虛假回歸。因此，為了防止虛假回歸，在進行回歸分析之前，我們對兩組時間序列變量進行平穩(wěn)性檢驗（即單位根檢驗）。本文采用ADF法檢驗LnX、LnY的平穩(wěn)性，借助軟件Eviews8.0完成相關計量運算，結(jié)果見表1。

由表1可知，兩組變量的原始序列在1%的顯著性水平上拒絕存在單位根的原假設，表明中國體育產(chǎn)業(yè)增加值和第三產(chǎn)業(yè)增加值均為平穩(wěn)序列。

2.3 協(xié)整檢驗

經(jīng)濟理論指出，某些經(jīng)濟變量間確實存在長期均衡的關系，這種均衡關系意味著經(jīng)濟系統(tǒng)不存在破壞均衡的內(nèi)在機制，如果變量在某時期受到干擾后偏離其長期均衡點，則均衡機制將會在下一期進行調(diào)整以使其重新回到均衡狀態(tài)。

從上述ADF單位根檢驗結(jié)果可知，中國體育產(chǎn)業(yè)增加值（LnX）與第三產(chǎn)業(yè)增加值（LnY）均為平穩(wěn)序列，構(gòu)成了協(xié)整檢驗的前提條件。本文使用Engle-Granger兩步法對LnX和LnY的長期均衡關系進行驗證。我們用普通最小二乘法（OrdinaryLeastSquare）估計長期靜態(tài)回歸方程Yt=β0+β1Xt+μt，然后用ADF統(tǒng)計量檢驗殘差估計值的平穩(wěn)性。如果殘差存在平穩(wěn)，則說明兩變量之間存在協(xié)整；反之，則不存在協(xié)整關系。

首先，對LnX和LnY使用普通最小二乘法得到協(xié)整方程如下：

LnY=0.8009LnX+5.6346（1）

t值：（26.5734）（24.0280）

P值：（0.0000）（0.0000）

R2=0.9888 F=706.1496

由協(xié)整方程（1）的估計結(jié)果可知，回歸方程的擬合優(yōu)度R2較高，都在95%以上，這意味著超過95%的中國第三產(chǎn)業(yè)增加值的增加可以由體育產(chǎn)業(yè)解釋?；貧w方程中F統(tǒng)計值也通過顯著性檢驗，說明中國體育產(chǎn)業(yè)增加值和第三產(chǎn)業(yè)增加值之間的線性關系顯著成立。同時，方程中長屬性和體育產(chǎn)業(yè)增加值的t統(tǒng)計量都較大，所對應的P值都小于1%的顯著性水平，說明中國體育產(chǎn)業(yè)增加值和第三產(chǎn)業(yè)增加值之間有著顯著的正向促進作用。

其次，設回歸模型的殘差為e，根據(jù)EG兩步法原理檢驗殘差的平穩(wěn)性。對殘差e進行ADF檢驗，以判斷殘差是否平穩(wěn)，結(jié)果見表2。

結(jié)果表明，殘差在1%的顯著性水平下拒絕存在單位根的原假設，即殘差e屬于平穩(wěn)序列，說明LnX與LnY的長期協(xié)整關系成立，中國體育產(chǎn)業(yè)增加值與第三產(chǎn)業(yè)增加值存在長期均衡關系。因此，我們可以采用普通最小二乘法估計兩個變量的數(shù)量關系。協(xié)整方程（1）中體育產(chǎn)業(yè)增加前的系數(shù)表示中國第三產(chǎn)業(yè)增加值對體育產(chǎn)業(yè)增加值的彈性系數(shù)，也就是說，從長期來看中國體育產(chǎn)業(yè)增加值增加1%，第三產(chǎn)業(yè)增加值增加0.8009%。

2.4 誤差修正模型

單純的協(xié)整方程只是對變量之間長期關系的一種刻畫，但是無法描述變量短期之間的調(diào)整過程，事實上，正是由于短期的調(diào)整，經(jīng)濟變量之間才會存在長期的均衡。Granger指出經(jīng)濟變量相互不應該偏離太遠，至少在長期內(nèi)應該存在長期穩(wěn)定的均衡關系。因此，這樣的變量之間在短期內(nèi)或者因為季節(jié)因素有所偏離的話，那么經(jīng)濟力量，如市場機制或者政府干預，將使它們暫時的偏離變小。這種市場機制或者政府的干預其本質(zhì)就在于對失衡部分做出糾正。Granger將其進一步總結(jié)為Granger表示定理，一組具有協(xié)整關系的變量具有誤差修正模型（ECM）的表達方式。通過構(gòu)建ECM模型可以分析變量間的短期動態(tài)和長期調(diào)整的特征。

依據(jù)動態(tài)計量經(jīng)濟學相關定理，存在長期均衡關系的變量間一定具有誤差修正模型的某種表達形式。誤差修正模型不但能反映變量間的長期均衡關系，而且還能呈現(xiàn)短期偏離長期均衡的修正機制。因此，我們將殘差e作為誤差修正項，建立誤差修正模型來刻畫中國體育產(chǎn)業(yè)增加值和第三產(chǎn)業(yè)增加值之間的短期波動關系及調(diào)節(jié)機制，最終得出誤差修正模型如下：

其中，e（-1）表示協(xié)整方程（2）中滯后1期的殘差。從誤差修正模型的估計結(jié)果可以看出，回歸模型的擬合優(yōu)度R2較高，F(xiàn)統(tǒng)計量通過了顯著性檢驗，表明誤差修正模型擬合效果良好，反映了中國體育產(chǎn)業(yè)增加值和第三產(chǎn)業(yè)增加值之間的短期波動和長期均衡特征。誤差修正項e前的系數(shù)為-0.0347，小于0，符合負向反饋修正機制，反映了對偏離長期均衡的調(diào)整力度。從短期來看，中國第三產(chǎn)業(yè)增加值關于體育產(chǎn)業(yè)增加值的短期彈性為0.8171，表明兩者之間具有正向效應。所以，無論從短期還是長期看，中國體育產(chǎn)業(yè)增加值和第三產(chǎn)業(yè)增加值之間有著顯著的正向促進作用。

2.5 格蘭杰因果關系檢驗

根據(jù)2006-2015年中國體育產(chǎn)業(yè)增加值和第三產(chǎn)業(yè)增加值的散點圖可知，這兩個時間序列存在較為密切的關聯(lián)性。從上述協(xié)整關系檢驗和誤差修正模型估計結(jié)果看出，中國體育產(chǎn)業(yè)的發(fā)展和第三產(chǎn)業(yè)的增長之間存在長期均衡關系及短期動態(tài)關聯(lián)性，但并不能確定二者之間是否具備統(tǒng)計學意義上顯著的單向或雙項因果關系，即中國體育產(chǎn)業(yè)增加值和第三產(chǎn)業(yè)增加值之間的長期均衡關系，究竟是體育產(chǎn)業(yè)增加值引起第三產(chǎn)業(yè)增加值變動的結(jié)果，還是第三產(chǎn)業(yè)增加值引起體育產(chǎn)業(yè)增加值變動的結(jié)果，還是兩者互為因果。這就需要對其進行格蘭杰因果關系檢驗，結(jié)果見表3。

由檢驗結(jié)果（表3）可知，當滯后1期時，在5%的顯著性水平下，拒絕“LnY不是LnX的Granger原因”，接受“LnX不是LnY的Granger原因”，表明中國第三產(chǎn)業(yè)增加值的增長可以促進體育產(chǎn)業(yè)增加值的增長，但是體育產(chǎn)業(yè)增加值的增長并不一定是第三產(chǎn)業(yè)增加值增長的原因，即中國體育產(chǎn)業(yè)增加值和第三產(chǎn)業(yè)增加值為單向因果關系。

3 結(jié)論

3.1 從長期來看，在樣本期內(nèi)中國體育產(chǎn)業(yè)和第三產(chǎn)業(yè)之間存在長期穩(wěn)定的均衡關系。由單位根檢驗和協(xié)整檢驗可知，中國體育產(chǎn)業(yè)增加值和第三產(chǎn)業(yè)增加值均為平穩(wěn)序列，兩者之間長期協(xié)整關系成立。即從長期來看，中國體育產(chǎn)業(yè)增加值增加1%，第三產(chǎn)業(yè)增加值增加0.8009%。

3.2 從短期來看，中國體育產(chǎn)業(yè)增加值和第三產(chǎn)業(yè)增加值之間有著顯著的正向促進作用。由誤差修正模型可知，誤差修正項的系數(shù)為負，符合反向修正機制。當中國第三產(chǎn)業(yè)增加值偏離均衡狀態(tài)時，誤差修正項將使中國體育產(chǎn)業(yè)增加值和第三產(chǎn)業(yè)增加值短期非均衡狀態(tài)向長期均衡收斂，中國第三產(chǎn)業(yè)增加值關于體育產(chǎn)業(yè)增加值的短期彈性為0.8171，表明兩者之間具有正向效應。

3.3 中國體育產(chǎn)業(yè)和第三產(chǎn)業(yè)之間存在單向因果關系。由格蘭杰因果檢驗可知，中國第三產(chǎn)業(yè)增加值的增長可以促進體育產(chǎn)業(yè)增加值的增長，但是體育產(chǎn)業(yè)增加值的增長并不一定是第三產(chǎn)業(yè)增加值增長的原因，即中國體育產(chǎn)業(yè)增加值和第三產(chǎn)業(yè)增加值為單向因果關系。當前中國體育產(chǎn)業(yè)的發(fā)展還未成熟，在體育產(chǎn)業(yè)的總產(chǎn)值中體育用品和相關產(chǎn)品制造業(yè)占主要部分，體育服務業(yè)占比較低。因此，體育產(chǎn)業(yè)的發(fā)展還不能對第三產(chǎn)業(yè)的發(fā)展產(chǎn)生明顯的推動作用，但體育產(chǎn)業(yè)的發(fā)展對經(jīng)濟社會的發(fā)展有著積極的促進和推動作用是不容置疑的，相信隨著中國體育產(chǎn)業(yè)的不斷發(fā)展，對第三產(chǎn)業(yè)的帶動作用將會越來越大，并逐漸躍升到支柱產(chǎn)業(yè)之列。

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