肖 琴，湯長(zhǎng)發(fā)

(1.湖南師范大學(xué) 體育學(xué)院，湖南 長(zhǎng)沙 410012； 2.湖南第一師范學(xué)院 體育學(xué)院，湖南 長(zhǎng)沙 410205)*

一、引言與文獻(xiàn)綜述

由于體育事業(yè)本身所具有的公益性、非盈利性和福利性等特點(diǎn)，長(zhǎng)期以來，我國(guó)體育事業(yè)投入主要來源于政府財(cái)政支持。政府體育財(cái)政投入是我國(guó)體育事業(yè)健康可持續(xù)發(fā)展的重要保證。改革開放以來，我國(guó)體育財(cái)政絕對(duì)投入基本以年均18%左右的速度增長(zhǎng)。特別是2008年北京奧運(yùn)會(huì)以來，我國(guó)體育財(cái)政投入規(guī)模進(jìn)一步擴(kuò)大，公共體育服務(wù)體系進(jìn)一步完善，體育事業(yè)的快速發(fā)展在促進(jìn)我國(guó)國(guó)民綜合素質(zhì)提升的同時(shí)也帶動(dòng)了體育消費(fèi)及其他相關(guān)產(chǎn)業(yè)的迅速發(fā)展，成為推動(dòng)我國(guó)經(jīng)濟(jì)發(fā)展的重要力量[1]。

近年來，體育事業(yè)發(fā)展與經(jīng)濟(jì)增長(zhǎng)的關(guān)系受到了學(xué)者們的廣泛關(guān)注，但是由于研究方法或者研究對(duì)象的不同，兩者之間關(guān)系還遠(yuǎn)未形成一致結(jié)論。何國(guó)民和沈克印(2012)利用1995-2009年的時(shí)間序列數(shù)據(jù)研究發(fā)現(xiàn)，全國(guó)及絕大部分省域體育事業(yè)投入與GDP以及財(cái)政收入之間不存在長(zhǎng)期的均衡關(guān)系[2]。張羽等(2015)構(gòu)建了包含體育財(cái)政投入、體育事業(yè)發(fā)展和經(jīng)濟(jì)增長(zhǎng)三變量的向量自回歸模型，研究發(fā)現(xiàn)三者之間存在緊密的聯(lián)動(dòng)關(guān)系。其中，體育財(cái)政投入能夠通過促進(jìn)體育事業(yè)發(fā)展間接帶動(dòng)經(jīng)濟(jì)增長(zhǎng);體育事業(yè)發(fā)展和經(jīng)濟(jì)增長(zhǎng)在短期和長(zhǎng)期均相互促進(jìn)，但體育事業(yè)發(fā)展和經(jīng)濟(jì)增長(zhǎng)對(duì)投入的拉動(dòng)作用不具有長(zhǎng)期效應(yīng)[3]。陳頗(2012)基于1977-2010年的時(shí)間序列數(shù)據(jù)研究發(fā)現(xiàn)，體育事業(yè)財(cái)政投入和經(jīng)濟(jì)增長(zhǎng)二者間存在長(zhǎng)期均衡關(guān)系，體育事業(yè)財(cái)政投入對(duì)經(jīng)濟(jì)增長(zhǎng)的長(zhǎng)期彈性為0.8959；體育事業(yè)財(cái)政投入是經(jīng)濟(jì)增長(zhǎng)的Granger原因，二者間存在單向因果關(guān)系；但體育財(cái)政投入對(duì)經(jīng)濟(jì)增長(zhǎng)的長(zhǎng)期效應(yīng)明顯而短期效應(yīng)不明顯[4]。黃道名等(2014)認(rèn)為加大財(cái)政投入力度不僅有益于發(fā)展體育產(chǎn)業(yè)、增加體育產(chǎn)品和服務(wù)供給，而且有助于擴(kuò)大內(nèi)需、培育新的經(jīng)濟(jì)增長(zhǎng)點(diǎn)[5]。邵偉鈺(2014)研究認(rèn)為我國(guó)地方群眾體育財(cái)政投入效率普遍偏低，且各地區(qū)群眾體育財(cái)政投入效率存在顯著差異[6]。朱漢義(2015)研究認(rèn)為，長(zhǎng)期來體育財(cái)政投入與 GDP 的增長(zhǎng)存在雙向因果關(guān)系，與競(jìng)技體育、群眾體育發(fā)展水平存在單向因果關(guān)系；而短期內(nèi)體育財(cái)政投入對(duì) GDP 的影響是負(fù)向的[7]。王會(huì)宗等(2012)認(rèn)為中國(guó)體育發(fā)展和經(jīng)濟(jì)增長(zhǎng)之間存在長(zhǎng)期穩(wěn)定的均衡關(guān)系，兩者互為因果、相互促進(jìn)[8]。余平(2010)研究認(rèn)為2003-2008年我國(guó)體育財(cái)政投入效率整體上呈下降趨勢(shì)[9]。韋偉和王家宏(2015)認(rèn)為省域公共體育績(jī)效存在顯著的地區(qū)差異[10]。

梳理上述文獻(xiàn)可以發(fā)現(xiàn)，相關(guān)研究還存在著進(jìn)一步改進(jìn)的空間。首先，研究方法上，已有研究普遍采用協(xié)整分析、普通回歸等線性模型，忽略了體育財(cái)政投入與經(jīng)濟(jì)發(fā)展水平之間可能存在的非線性關(guān)系。第二，數(shù)據(jù)選取上，已有研究普遍采用時(shí)間序列數(shù)據(jù)分析兩者之間的關(guān)系，時(shí)間序列數(shù)據(jù)無法反映數(shù)據(jù)的三維變化特征，而使用面板數(shù)據(jù)進(jìn)行分析將使得對(duì)該問題的研究更加透徹。第三，現(xiàn)有研究重點(diǎn)關(guān)注的是體育財(cái)政投入對(duì)經(jīng)濟(jì)發(fā)展水平的影響效應(yīng)，但同時(shí)關(guān)注體育財(cái)政投入對(duì)經(jīng)濟(jì)發(fā)展水平的影響效應(yīng)與影響特征的定量研究還相當(dāng)缺乏。 基于此，本文擬采用2007-2013年我國(guó)31個(gè)省域的面板數(shù)據(jù)，利用非線性PSTR模型分析體育財(cái)政投入對(duì)經(jīng)濟(jì)發(fā)展水平影響的門檻效應(yīng)以及地區(qū)差異，科學(xué)評(píng)價(jià)我國(guó)體育財(cái)政投入績(jī)效提供現(xiàn)實(shí)依據(jù)并為推動(dòng)我國(guó)體育財(cái)政投入機(jī)制改革創(chuàng)新以及體育財(cái)政投入政策優(yōu)化提供可行的政策建議。

二、體育財(cái)政投入對(duì)經(jīng)濟(jì)發(fā)展水平影響的機(jī)制與路徑分析

體育財(cái)政投入的多寡是影響體育產(chǎn)業(yè)健康發(fā)展的重要因素，也是推動(dòng)體育產(chǎn)業(yè)發(fā)展的物質(zhì)基礎(chǔ)，進(jìn)而影響到當(dāng)?shù)亟?jīng)濟(jì)增長(zhǎng)。因此，有不少學(xué)者認(rèn)為體育產(chǎn)業(yè)是影響經(jīng)濟(jì)增長(zhǎng)的重要?jiǎng)恿σ蛩豙11，12]。中國(guó)作為一個(gè)體育大國(guó)，在“大健康、大體育”以及“健康中國(guó)”等背景下，正處于體育大國(guó)向體育強(qiáng)國(guó)轉(zhuǎn)變的過渡時(shí)期，雖然當(dāng)前在體育產(chǎn)業(yè)發(fā)展過程中初步建立起了個(gè)人、民資、政府等多投入格局，著力推動(dòng)體育產(chǎn)業(yè)發(fā)展。但其產(chǎn)業(yè)發(fā)展主要還是依賴政府的財(cái)政投資[13-15]。因此，從體育財(cái)政投入視角出發(fā)，分析體育財(cái)政收入水平的高低對(duì)經(jīng)濟(jì)增長(zhǎng)顯得尤為必要。

體育財(cái)政投入影響經(jīng)濟(jì)增長(zhǎng)主要分為兩種路徑。其一，體育財(cái)政投入影響當(dāng)?shù)伢w育產(chǎn)業(yè)發(fā)展。隨著體育財(cái)政投入的增加，當(dāng)?shù)伢w育基礎(chǔ)設(shè)施、體育相關(guān)產(chǎn)業(yè)以及服務(wù)業(yè)也會(huì)得到快速發(fā)展；同時(shí)與體育產(chǎn)業(yè)相關(guān)的其他行業(yè)也會(huì)產(chǎn)生關(guān)聯(lián)效應(yīng)。事實(shí)上，體育投入水平較高的地區(qū)，其擁有的體育(或經(jīng)濟(jì))資源稟賦相對(duì)較好，體育事業(yè)發(fā)展水平較高，相關(guān)體育產(chǎn)業(yè)發(fā)展水平也相對(duì)較快，必然對(duì)地區(qū)經(jīng)濟(jì)發(fā)展帶來促進(jìn)作用。相反，體育收入水平較低的地區(qū)，由于其擁有的體育資源稟賦較少，相關(guān)的體育產(chǎn)業(yè)無法得到很好的發(fā)展，對(duì)經(jīng)濟(jì)發(fā)展的推動(dòng)作用則難以顯現(xiàn)出來。其二，體育財(cái)政投入影響當(dāng)?shù)鼐用駥?duì)于體育消費(fèi)的偏好。體育財(cái)政投入的高低，是當(dāng)?shù)刂匾曮w育產(chǎn)業(yè)發(fā)展的重要導(dǎo)向標(biāo)，這種導(dǎo)向標(biāo)的作用會(huì)對(duì)當(dāng)?shù)鼐用裣M(fèi)偏好產(chǎn)生影響。在體育財(cái)政投入水平較高的地區(qū)，能夠拉升居民體育消費(fèi)，并帶動(dòng)相關(guān)體育產(chǎn)業(yè)的發(fā)展進(jìn)而促進(jìn)經(jīng)濟(jì)發(fā)展。

可見，體育財(cái)政投入對(duì)經(jīng)濟(jì)增長(zhǎng)可能存在非線性效應(yīng)，體育財(cái)政投入的異質(zhì)性將導(dǎo)致兩者之間的作用機(jī)制具有顯著的差異，從而使得體育財(cái)政投入與經(jīng)濟(jì)增長(zhǎng)之間的均衡關(guān)系并非唯一。在體育財(cái)政投入水平較低水平區(qū)間內(nèi)，由于資金來源受到限制，體育產(chǎn)業(yè)發(fā)展資金投入不足，體育財(cái)政投入對(duì)于促進(jìn)經(jīng)濟(jì)增長(zhǎng)的效果難以實(shí)現(xiàn)。隨著體育財(cái)政投入水平逐漸向較高水平區(qū)間轉(zhuǎn)變時(shí)，體育產(chǎn)業(yè)發(fā)展資金得到逐漸增加，進(jìn)而會(huì)推動(dòng)經(jīng)濟(jì)的快速增長(zhǎng)。由此可知，體育財(cái)政投入水平與經(jīng)濟(jì)增長(zhǎng)并非簡(jiǎn)單的線性關(guān)系，而是表現(xiàn)為非線性關(guān)系，存在明顯的門檻效應(yīng)。體育財(cái)政投入水平在不同階段對(duì)經(jīng)濟(jì)增長(zhǎng)影響效果存在明顯差異。那么，現(xiàn)階段體育財(cái)政投入水平與經(jīng)濟(jì)增長(zhǎng)門檻水平是多少？各地區(qū)體育財(cái)政投入水平對(duì)經(jīng)濟(jì)增長(zhǎng)的差異程度多大？為了回答這些問題，下面通過非線性平滑轉(zhuǎn)換面板門檻模型來進(jìn)行解答。

三、模型、指標(biāo)與數(shù)據(jù)

(一)面板平滑轉(zhuǎn)換模型(PSTR模型)

針對(duì)體育財(cái)政投入的經(jīng)濟(jì)效應(yīng)的分析，已有研究一般基于如下線性模型框架展開：

(1)

式(1)中，GDPit為各省域人均實(shí)際GDP，用來衡量經(jīng)濟(jì)發(fā)展水平；CZBit為體育財(cái)政投入變量，是本文的核心解釋變量；Xj,it為其他控制變量。μi為地區(qū)間差異的非觀測(cè)效應(yīng)；εit為隨機(jī)擾動(dòng)項(xiàng)。為了捕捉我國(guó)體育財(cái)政投入與經(jīng)濟(jì)發(fā)展水平之間可能存在的非線性關(guān)系特征，借鑒Gonázlez等(2005)研究，引入當(dāng)前處理變量之間非線性關(guān)系的前沿模型，將式(1)拓展為如下非線性PSTR模型形式：

(2)

γ>0,c1

(3)

式(3)中，m表示hz(qit;γ,c)位置參數(shù)的數(shù)量。一般取值為m=1或者m=2。

當(dāng)m=1時(shí)，hZ(qit;γ,c)=h1(qit;γ,c)=

{1+exp [-γ(qit-c)]}-1

(4)

(5)

由于hz(qit;γ,c)連續(xù)，當(dāng)hz(qit;γ,c)在0和1之間連續(xù)變化時(shí)，回歸系數(shù)就相應(yīng)的在α和α+α′之間進(jìn)行連續(xù)平滑的變化。而對(duì)應(yīng)模型(2)就在低體制和高體制之間作連續(xù)的非線性平滑轉(zhuǎn)換。這表明由于各省域體育財(cái)政投入水平存在差異，進(jìn)而有可能使得體育財(cái)政投入對(duì)經(jīng)濟(jì)發(fā)展水平的影響效應(yīng)存在差異。特別是面板門限回歸模型和線性固定效應(yīng)模型都是PSTR模型的特殊形式。在PSTR模型式(2)中，GDPit關(guān)于CZBit的邊際效應(yīng)可以表示為：

(6)

在對(duì)PSTR模型進(jìn)行估計(jì)之前，首先需要檢驗(yàn)非線性效應(yīng)的存在性，也即檢驗(yàn)采用非線性PSTR模型進(jìn)行分析的正確性。常利用hz(qit;γ,c)在γ=0處的一階泰勒展開式構(gòu)造關(guān)于線性參數(shù)的輔助回歸模型。m=1時(shí)，對(duì)應(yīng)于式(2)的輔助回歸函數(shù)形式為：

(7)

LM=TN(SSR0-SSR1)/SSR0

(8)

LRT=-2[log (SSR1)-log (SSR0)]

(9)

其中，SSR0和SSR1分別為在原假設(shè)H0:r=0和備擇假設(shè)H1:r=1下的殘差平方和，K為解釋變量的個(gè)數(shù)。如果檢驗(yàn)接受原假設(shè)H0:r=0，表明數(shù)據(jù)之間不存在非線性效應(yīng)，應(yīng)采用線性模型進(jìn)行分析；如果檢驗(yàn)拒絕原假設(shè)H0:r=0，表明存在非線性效應(yīng)，應(yīng)該采用PSTR模型進(jìn)行分析。這時(shí)為了判斷非線性效應(yīng)是否唯一，還需要進(jìn)行“剩余非線性” 檢驗(yàn)，以判斷是只存在唯一一個(gè)轉(zhuǎn)換函數(shù)，還是至少存在兩個(gè)轉(zhuǎn)換函數(shù)……以此類推，當(dāng)不能拒絕H0:r=r*的假設(shè)時(shí)，r*則為PSTR模型包括的轉(zhuǎn)換函數(shù)個(gè)數(shù)。

(二)指標(biāo)與數(shù)據(jù)

本文的被解釋變量為經(jīng)濟(jì)發(fā)展水平(GDPit)，用各省域人均實(shí)際GDP表示，數(shù)值上等于采用CPI進(jìn)行調(diào)整后的各省域GDP與各省域總?cè)丝跀?shù)的比重。由于我國(guó)尚未建立比較完善的體育數(shù)據(jù)統(tǒng)計(jì)系統(tǒng)，對(duì)于體育相關(guān)的統(tǒng)計(jì)資料相對(duì)缺乏，體育相關(guān)統(tǒng)計(jì)數(shù)據(jù)散見于各類統(tǒng)計(jì)年鑒中?？紤]到數(shù)據(jù)的可得性，同時(shí)借鑒已有研究，選取體育財(cái)政投入作為核心解釋變量，采用省域文化體育與傳媒事業(yè)財(cái)政支出占各省域財(cái)政支出的比重來表示[11-16]。

同時(shí)，為了控制其他因素的影響，選取固定資產(chǎn)投資(GZB)、人力資本(JYB)、市場(chǎng)化程度(MAK)作為控制變量[17-22]。固定資產(chǎn)投資采用文化體育與傳媒業(yè)固定資產(chǎn)投資占各省域固定資產(chǎn)投資的比重來衡量；人力資本采用文化體育與傳媒業(yè)城鎮(zhèn)單位就業(yè)人數(shù)占城鎮(zhèn)單位總就業(yè)人數(shù)的比重來衡量；市場(chǎng)化程度采用各省域非國(guó)有經(jīng)濟(jì)占全社會(huì)固定資產(chǎn)投資的比重來表示。上述數(shù)據(jù)均來源于《中國(guó)統(tǒng)計(jì)年鑒》《中國(guó)財(cái)政年鑒》相應(yīng)各期。由于除GDPit數(shù)據(jù)之外其余數(shù)據(jù)都是比例數(shù)據(jù)， 同時(shí)，為了數(shù)據(jù)指標(biāo)的可比性及降低異方差，對(duì)GDPit數(shù)據(jù)予以對(duì)數(shù)處理，其他的數(shù)據(jù)可以不進(jìn)行對(duì)數(shù)處理。所有數(shù)據(jù)的處理都通過stata 11.0軟件進(jìn)行。相關(guān)原始數(shù)據(jù)的描述性統(tǒng)計(jì)如表1所示。

四、計(jì)量結(jié)果與解釋

(一)模型設(shè)定與檢驗(yàn)

為了系統(tǒng)分析我國(guó)體育財(cái)政投入對(duì)經(jīng)濟(jì)發(fā)展水平可能存在的非線性影響關(guān)系以及驗(yàn)證模型的穩(wěn)定性，我們嘗試做了四個(gè)實(shí)證模型，當(dāng)控制變量選取GZB和JYB時(shí)，模型記為A1；當(dāng)控制變量選取GZB和MAK時(shí)，模型記為A2；當(dāng)控制變量選取GZB時(shí)，模型記為A3；當(dāng)控制變量字選取MAK時(shí)，模型記為A4。

表1 指標(biāo)數(shù)據(jù)的描述性統(tǒng)計(jì)

表2給出了4個(gè)模型的線性檢驗(yàn)與剩余非線性檢驗(yàn)結(jié)果。從表2可知，模型A1、A2的LM檢驗(yàn)統(tǒng)計(jì)量在10%的顯著性水平上不能拒絕原假設(shè)H0，但LRT檢驗(yàn)統(tǒng)計(jì)量均在5%的顯著性水平上能夠拒絕原假設(shè)H0。由于小樣本條件下，LRT的統(tǒng)計(jì)特性要優(yōu)于LM。為此，我們認(rèn)為模型A1、A2都存在非線性關(guān)系特征。模型A3、A4的檢驗(yàn)統(tǒng)計(jì)量LM、LRT均在10%的顯著性水平上拒絕了原假設(shè)H0。表明A3、A4的非線性關(guān)系特征顯著。模型A1～A4都適合采用PSTR模型進(jìn)行估計(jì)。進(jìn)一步分析模型A1～A4的剩余非線性特征，由于模型A1-A4對(duì)應(yīng)的LM、LRT在5%的顯著性水平下均不能拒絕r=1的原假設(shè)，表明四個(gè)模型均不存在“非線性剩余”，故取r=1。同時(shí)，基于AIC和BIC準(zhǔn)則選擇最佳位置參數(shù)的個(gè)數(shù)為m=1。

表2 PSTR模型A1-A4的線性檢驗(yàn)與剩余非線性檢驗(yàn)

(二)模型的估計(jì)

表3是模型A1～A4的PSTR估計(jì)結(jié)果。由表3可知，四個(gè)模型核心解釋變量CZB在低區(qū)制的估計(jì)系數(shù)均為負(fù)值，在高區(qū)制的估計(jì)系數(shù)均為正值。即在四種不同的建模情形下，體育財(cái)政投入對(duì)經(jīng)濟(jì)發(fā)展水平的影響在低區(qū)制均表現(xiàn)為抑制效應(yīng)，在高區(qū)制均表現(xiàn)為促進(jìn)效應(yīng)。表明體育財(cái)政投入對(duì)經(jīng)濟(jì)發(fā)展水平的影響是非線性的，存在顯著的門檻特征。同時(shí)，四個(gè)模型的γ值都比較大，表明模型轉(zhuǎn)換的速度比較快；轉(zhuǎn)換的門檻值也集中在 0.02～0.029之間，基本保持穩(wěn)定。由于模型A3是四個(gè)模型中估計(jì)效果最優(yōu)的，本文重點(diǎn)對(duì)模型A3進(jìn)行分析。其核心解釋變量CZB的估計(jì)系數(shù)線性部分為-0.6492，非線性部分為0.4285，且均在1%的水平上顯著。門檻值為0.0222，表明體育財(cái)政投入對(duì)經(jīng)濟(jì)發(fā)展水平的影響在門檻值0.0222前后存在顯著差異。當(dāng)體育財(cái)政投入低于這個(gè)門檻值時(shí)，即使增加體育財(cái)政投入也無益于經(jīng)濟(jì)發(fā)展水平提高；但當(dāng)體育財(cái)政投入跨越這個(gè)門檻值0.0222之后，其對(duì)經(jīng)濟(jì)發(fā)展水平的促進(jìn)效應(yīng)將逐步顯現(xiàn)。就省級(jí)樣本而言，意味著體育財(cái)政投入對(duì)經(jīng)濟(jì)發(fā)展水平的影響存在顯著的省際差異：在體育財(cái)政投入水平低于門檻值的地區(qū)，體育財(cái)政投入提高不能促進(jìn)經(jīng)濟(jì)發(fā)展水平提高，而在體育財(cái)政投入水平高于門檻值的地區(qū)，體育財(cái)政投入將顯著促進(jìn)經(jīng)濟(jì)發(fā)展水平提升。這一結(jié)論明顯與現(xiàn)有學(xué)者的研究結(jié)論存在差異，但是具有合理性。一方面，各個(gè)省域自身體育發(fā)展水平以及資源稟賦普遍存在差異，加之體育財(cái)政投入存在差異，抑或體育財(cái)政投入相當(dāng)?shù)峭度胄蚀嬖诓町悾厝恍纬筛魇∮蚬搀w育服務(wù)產(chǎn)品的差異化供給以及相關(guān)體育產(chǎn)業(yè)的差異化發(fā)展，進(jìn)而導(dǎo)致各個(gè)省域體育財(cái)政投入對(duì)經(jīng)濟(jì)發(fā)展水平的影響存在差異。在體育財(cái)政投入水平較低的地區(qū)，該項(xiàng)投入在優(yōu)先保障競(jìng)技體育發(fā)展的傳統(tǒng)投入體制下，對(duì)進(jìn)一步支持群眾體育、公共體育的投入上尤顯杯水車薪，也就無法拉動(dòng)居民的體育消費(fèi)、帶動(dòng)相關(guān)體育產(chǎn)業(yè)的發(fā)展進(jìn)而促進(jìn)經(jīng)濟(jì)發(fā)展。在體育財(cái)政投入水平較高的地區(qū)，其體育(或經(jīng)濟(jì))資源稟賦相對(duì)較好，體育事業(yè)發(fā)展水平較高，相關(guān)體育產(chǎn)業(yè)發(fā)展水平相對(duì)較高，必然對(duì)地區(qū)經(jīng)濟(jì)發(fā)展帶來促進(jìn)作用。隨著投入水平的逐步增強(qiáng)并實(shí)現(xiàn)對(duì)相應(yīng)門檻值的跨越，體育財(cái)政投入水平較低地區(qū)對(duì)經(jīng)濟(jì)發(fā)展水平的影響效應(yīng)將發(fā)生質(zhì)的變化，平滑地由抑制效應(yīng)轉(zhuǎn)變?yōu)榇龠M(jìn)效應(yīng)。另一方面，體育財(cái)政投入對(duì)經(jīng)濟(jì)發(fā)展水平的影響可能存在時(shí)滯性，短期內(nèi)帶動(dòng)經(jīng)濟(jì)增長(zhǎng)的效應(yīng)不明顯，但長(zhǎng)期內(nèi)將促進(jìn)經(jīng)濟(jì)發(fā)展水平提升。

進(jìn)一步，根據(jù)門檻值0.0222以及各省域2007-2013年體育財(cái)政投入均值，分析體育財(cái)政投入對(duì)經(jīng)濟(jì)增長(zhǎng)水平影響的地區(qū)差異?？疾炱陂g，體育財(cái)政投入均值跨越門檻值的省域主要有北京、浙江、廣東、海南、內(nèi)蒙古、陜西、西藏、新疆，表明這八個(gè)省域體育財(cái)政投入顯著促進(jìn)了該地區(qū)經(jīng)濟(jì)發(fā)展水平提升，為地方經(jīng)濟(jì)發(fā)展做出了積極貢獻(xiàn)。而其余23個(gè)省域體育財(cái)政投入還沒有跨越0.0222的門檻值，表明這些省域體育財(cái)政投入還沒有有效促進(jìn)經(jīng)濟(jì)發(fā)展水平提升。但是隨著這些省域體育財(cái)政投入的逐步增長(zhǎng)并實(shí)現(xiàn)對(duì)門檻值的跨越，其對(duì)該地區(qū)經(jīng)濟(jì)發(fā)展水平的積極影響將迅速顯現(xiàn)。沒有跨越門檻值的省域中，上海、天津、福建、江蘇等省域體育事業(yè)和體育產(chǎn)業(yè)發(fā)展都比較迅速，其體育事業(yè)、體育產(chǎn)業(yè)與經(jīng)濟(jì)發(fā)展之間已經(jīng)形成良性循環(huán)，其體育事業(yè)投入也已經(jīng)基本實(shí)行了開放型市場(chǎng)體制，形成了政府、企業(yè)以及其他非政府組織共同參與的多元主體投入格局。政府財(cái)政主要投向不具備市場(chǎng)組織和非盈利組織進(jìn)入的公益體育事業(yè)。由于投入主體的增多，體育財(cái)政投入部分被逐步弱化，導(dǎo)致其對(duì)經(jīng)濟(jì)發(fā)展水平的影響有限。

從其他控制變量的統(tǒng)計(jì)方向與統(tǒng)計(jì)特征來看，固定資產(chǎn)投資在低區(qū)制對(duì)經(jīng)濟(jì)發(fā)展水平的影響以促進(jìn)效應(yīng)為主，在高區(qū)制以抑制效應(yīng)為主。人力資本在低區(qū)制對(duì)經(jīng)濟(jì)發(fā)展水平的影響表現(xiàn)為抑制效應(yīng)，在高區(qū)制的影響效應(yīng)不顯著。市場(chǎng)化程度在低區(qū)制對(duì)經(jīng)濟(jì)發(fā)展水平的影響表現(xiàn)為顯著的抑制，在高區(qū)制將轉(zhuǎn)變?yōu)轱@著的促進(jìn)作用。

在上述四種不同的建模情形下，核心解釋變量以及控制變量的統(tǒng)計(jì)特征基本保持一致，表明模型估計(jì)穩(wěn)健，結(jié)論可靠。

表3 PSTR模型A1-A4的估計(jì)結(jié)果

注：括號(hào)內(nèi)為對(duì)應(yīng)的標(biāo)準(zhǔn)誤，*表示 p<0.10，**表示 p<0.05，***表示 p<0.01。

五、結(jié)論與啟示

以上研究表明：體育財(cái)政投入對(duì)經(jīng)濟(jì)發(fā)展水平的影響是非線性的，存在顯著的門檻特征。在體育財(cái)政投入水平較低的地區(qū)，體育財(cái)政投入無益于經(jīng)濟(jì)發(fā)展水平的提高；在體育財(cái)政投入水平較高的地區(qū)，體育財(cái)政投入將顯著促進(jìn)經(jīng)濟(jì)發(fā)展水平提升。隨著體育財(cái)政投入水平逐步實(shí)現(xiàn)對(duì)相應(yīng)門檻值的跨越，其對(duì)經(jīng)濟(jì)發(fā)展水平的促進(jìn)效應(yīng)將逐步顯現(xiàn)。我國(guó)各省域體育財(cái)政投入對(duì)經(jīng)濟(jì)發(fā)展水平的影響效應(yīng)存在顯著的地區(qū)差異?？疾炱陂g，北京、浙江、廣東、天津、海南、內(nèi)蒙古、陜西、西藏、新疆等八個(gè)省域體育財(cái)政投入顯著促進(jìn)了該地區(qū)經(jīng)濟(jì)發(fā)展水平提升。

為此，我們對(duì)體育財(cái)政投入與經(jīng)濟(jì)發(fā)展水平之間關(guān)系的認(rèn)識(shí)應(yīng)跳出線性分析范式，關(guān)注它們之間的“門檻效應(yīng)”。在規(guī)劃體育財(cái)政投入時(shí)，要充分考慮地區(qū)的初始資源稟賦和地區(qū)差異，適當(dāng)根據(jù)體育事業(yè)的不同發(fā)展階段來合理配置其他體育事業(yè)發(fā)展資源；基于體育財(cái)政投入的地區(qū)及其體育事業(yè)與行業(yè)發(fā)展的不平衡性，應(yīng)加大對(duì)非主觀原因造成的體育財(cái)政投入薄弱地區(qū)的扶持和政策傾斜力度，嘗試與體育事業(yè)發(fā)展較快的地區(qū)建立資源共享機(jī)制，著力破解省域之間乃至地區(qū)之間體育資源富余與資源缺乏并存的配置格局；對(duì)于非主觀原因造成的體育財(cái)政投入水平有限的省域，要從改革體育事業(yè)投入機(jī)制體制，提升投入資金使用效率和科學(xué)制定投入規(guī)劃入手，注重體育財(cái)政投入的重要性和長(zhǎng)遠(yuǎn)利益，綜合其對(duì)經(jīng)濟(jì)發(fā)展水平特有的門檻效應(yīng)特征，增強(qiáng)體育財(cái)政投入政策的前瞻性和針對(duì)性。對(duì)于體育財(cái)政投入水平較高的省域，要加快推進(jìn)兩者之間的良性循環(huán)，提升體育事業(yè)發(fā)展質(zhì)量，加快帶動(dòng)相關(guān)體育產(chǎn)業(yè)發(fā)展，促進(jìn)經(jīng)濟(jì)發(fā)展水平提升。