崔惠斌，宋婷婷

（1.華南師范大學環(huán)境學院，廣東 廣州 510006；2.華南師范大學國際商學院，廣東 廣州 510631）

1 問題的提出

體育產(chǎn)業(yè)作為未來國民經(jīng)濟發(fā)展的支柱產(chǎn)業(yè)，代表著人民對美好生活向往的方向，大力發(fā)展體育產(chǎn)業(yè)是當前提高經(jīng)濟發(fā)展質量、優(yōu)化產(chǎn)業(yè)結構的必然要求。2014 年，國務院頒布的《關于加快發(fā)展體育產(chǎn)業(yè)促進體育消費的若干意見》， 將發(fā)展體育產(chǎn)業(yè)上升到國家戰(zhàn)略層面，重要性和緊迫性進一步上升。 為了推動體育產(chǎn)業(yè)快速發(fā)展， 近年來國家不斷利用各種政策工具，逐步形成了 “市場主導、 政府驅動” 的良性局面。 從增速看，2012—2019 年我國體育產(chǎn)業(yè)產(chǎn)值的平均增速為19.4%， 高于同期國內(nèi)GDP 增速。 2019 年，全國體育產(chǎn)業(yè)總規(guī)模為29 483億元，增加值達到11 248 億元，產(chǎn)業(yè)規(guī)模占國內(nèi)生產(chǎn)總值的比重為2.99%，雖然和發(fā)達國家相比仍有差距，但已表現(xiàn)出強勁的發(fā)展?jié)摿Α?同時，體育產(chǎn)業(yè)與其他產(chǎn)業(yè)關聯(lián)度很高，有典型的正外部性，大力發(fā)展體育產(chǎn)業(yè)對有效轉變經(jīng)濟增長模式，加速區(qū)域經(jīng)濟轉型升級，實現(xiàn)高質量發(fā)展有重要的現(xiàn)實意義。

從貿(mào)易情況看， 我國體育用品累計銷往全球110 個國家或地區(qū)，全世界超過2/3 的體育用品都產(chǎn)自中國［1］。 2019 年，我國體育用品及戶外 （用品） 進出口貿(mào)易總額達1 382 億美元，其中出口額為1 276 億美元，占體育用品貿(mào)易總額的92%以上，貿(mào)易收入和利潤也實現(xiàn)了同步增長。 由此可見，發(fā)展我國體育用品貿(mào)易是促進我國體育行業(yè)快速發(fā)展重要舉措，在加速我國體育用品制造業(yè)總規(guī)模擴大和制造業(yè)高質量轉變上都起到了關鍵作用。

隨著中國特色社會主義市場經(jīng)濟體系逐步確立和不斷完善，我國要素收入分配結構發(fā)生了顯著變化。 20 世紀90 年代以來，我國居民的勞動收入份額持續(xù)下降，同時資本要素的收入份額逐步提高［2］。 有研究發(fā)現(xiàn)，居民勞動收入份額降低會抑制居民的消費需求， 但對投資和凈出口需求又會產(chǎn)生促進作用［3］，作用效果存在著行業(yè)間異質性。具體到體育產(chǎn)業(yè)，我國體育用品制造業(yè)仍具有勞動密集型特征， 企業(yè)主體數(shù)量多且經(jīng)營規(guī)模差異較大， 勞動收入份額變化將直接反映在企業(yè)的生產(chǎn)成本與結構上，進而對企業(yè)的出口貿(mào)易產(chǎn)生影響。 因此，厘清勞動收入份額變化對體育用品出口貿(mào)易的影響， 對科學描述企業(yè)成本結構及變化， 促進體育用品貿(mào)易持續(xù)增長有積極意義。 本文試圖在當前“雙循環(huán)”發(fā)展格局下，基于勞動收入份額變化的特征化事實， 實證分析勞動收入份額變化對體育用品出口的影響機制和作用效果， 進一步為加速體育產(chǎn)業(yè)轉型升級，實現(xiàn)高質量發(fā)展提供政策依據(jù)。

2 特征化事實

2.1 我國勞動收入份額變化的特征化事實

本文選取為1992—2019 年的勞動收入份額變化進行考察。 多數(shù)文獻測度發(fā)現(xiàn)：我國勞動收入份額在20 世紀90 年代前基本處于穩(wěn)定狀態(tài)，滿足“卡爾多定律”，而從1995 年開始出現(xiàn)較為顯著的下降，背離“卡爾多定律”［4-5］：從1995 年開始， 我國勞動收入份額連續(xù)降低，2007 年降至44.92%。 自2007 年起，勞動收入份額以平均1.87%的增長率開始增加，到2009 年達到46.62%，在經(jīng)過緩慢上升以后，2019 年我國的的勞動收入份額為48.04%。

勞動收入份額的不斷變化表明我國國民收入在初次分配上的調整，勞動收入份額從1992 年的50.62%降至2019 年的48.04%，在2003 年最低為46.16%，這說明勞動生產(chǎn)要素所獲得的報酬占國民經(jīng)濟收入的比重不斷減少， 會抑制我國居民的勞動生產(chǎn)積極性和消費需求。 同時， 對勞動密集型產(chǎn)業(yè)來說， 由此帶來的勞動力成本變化也會對企業(yè)生產(chǎn)經(jīng)營行為產(chǎn)生直接影響。

2.2 我國體育用品出口貿(mào)易的特征化事實

我國體育用品進出口貿(mào)易長期處于貿(mào)易順差， 出口規(guī)模大，出口產(chǎn)品也不斷多樣化。 如圖2 所示，從1992—2019 年，我國體育用品整體表現(xiàn)出增長態(tài)勢， 僅2015 和2016 年出現(xiàn)負增長。 1992—1997 年， 我國的體育用品出口額雖然整體較小，但增長趨勢沒有改變。 1998 年，我國體育用品出口總額突破百億關口，同比增長率超過50%。加入WTO 后，我國體育用品出口總額從2002 年開始快速增長，制造業(yè)對外貿(mào)易條件的極大改善進一步加速了我國體育用品出口。2008—2011 年，雖然經(jīng)歷了全球金融危機， 我國體育用品出口規(guī)模整體上依舊增長。 “十二五”期間，我國體育用品出口額累計達到5 717 億美元， 其中2011 年出口額為1 084 億美元，2014 年達1 234億美元，平均年增長率為5.97%。 2015 年，我國體育用品出口額出現(xiàn)負增長，直至2017 年開始恢復增長，2019 年，我國體育用品出口額達1 277 億美元。 雖然受到國內(nèi)外因素的沖擊，波動較為明顯， 但整體上我國體育用品出口貿(mào)易仍呈現(xiàn)出穩(wěn)定增長的發(fā)展態(tài)勢。

3 勞動收入份額變化影響體育用品出口的作用機理

3.1 消費需求效應

經(jīng)濟新常態(tài)下， 我國消費需求不足與要素收入分配結構失衡導致的結構扭曲存在一定關系［6］。資本收入用于消費的邊際傾向是遠小于勞動收入消費邊際傾向的， 因此過低的勞動收入份額對于消費需求會產(chǎn)生顯著的抑制作用。 進一步根據(jù)B-M 模型中的“消費不足論”發(fā)現(xiàn)，提高勞動收入份額，則在同等收入條件下，會使消費需求上升。 我國為“工資拉動型”總需求機制國家［7］，因此居民勞動收入份額增加，意味著居民會更多地用于消費，進而增加對體育用品的消費需求，在其他條件不變的情況下， 對體育用品的投資傾向小于對體育用品的消費傾向，使得消費需求增加，會使得我國對體育用品的出口減少。

3.2 出口競爭力效應

出口價格相對變化是影響體育產(chǎn)品出口的重要因素，通常用實際匯率波動來進行表征， 國外價格與國內(nèi)價格的比率以及名義匯率共同決定了實際匯率。 從生產(chǎn)要素結構看，多數(shù)體育用品制造廠商屬于勞動密集型企業(yè)， 勞動收入份額上升會顯著推動其生產(chǎn)成本的增加，進一步提高體育用品的價格，不利于出口，削弱了我國體育用品的國際競爭力。 因此，勞動收入份額的上升會因為體育用品出口競爭力的下降而帶來出口規(guī)模的下降。

3.3 勞動生產(chǎn)率效應

根據(jù)引致性技術進步與效率工資假說， 勞動生產(chǎn)率增長率會因為實際工資增長率的增長而提高。進一步袁蘭飛［8］在經(jīng)典模型基礎上，引入了影響生產(chǎn)率變化的多個因素，分析得出總產(chǎn)出增長率與勞動生產(chǎn)率增長率之間呈正相關關系。 當實際工資發(fā)生外生性變動時， 均衡狀態(tài)下的勞動生產(chǎn)率增長率會隨之發(fā)生變動，進而使總產(chǎn)出發(fā)生變化。 體育用品制造業(yè)是勞動密集型產(chǎn)業(yè)，勞動者生產(chǎn)要素至關重要，當體育用品制造業(yè)勞動者的實際工資增加時，即勞動收入份額增加，會使得體育用品制造業(yè)的勞動生產(chǎn)率提高。

另一方面， 勞動者們平均受教育年限會隨著我國勞動收入份額的上升而增加，促進人力資本積累，由此提高勞動收入份額有利于促進人力資本對全要素生產(chǎn)率的增長作用， 同時對提升技術效率具有積極作用［9］。所以當勞動收入份額的增加時， 會提高體育用品制造業(yè)人力資本對技術效率和全要素生產(chǎn)率促進作用，進而提升勞動生產(chǎn)率。 已有文獻表明，提升生產(chǎn)率是提高出口產(chǎn)品附加值的重要舉措［10］，所以勞動收入份額增加會引致體育用品制造業(yè)企業(yè)的勞動生產(chǎn)率提升， 帶來體育用品制造企業(yè)出口即體育用品出口的增加。

4 變量、數(shù)據(jù)與模型

4.1 變量選取與數(shù)據(jù)來源

我國勞動收入份額在20 世紀90 年代之前較為穩(wěn)定，從90 年代中開始出現(xiàn)變化，整體呈下降趨勢。 另外，我國在2001年正式加入世界貿(mào)易組織（WTO）極大地改善了進出口貿(mào)易條件。 因此，為討論勞動收入份額變化對我國體育用品出口的影響， 結合數(shù)據(jù)獲取情況， 本文選取時間序列數(shù)據(jù)年份區(qū)間為1992—2019 年。

我國體育用品出口（Sge）貿(mào)易狀況，即被解釋變量，通過中國體育用品出口貿(mào)易額進行衡量。 選取1992—2019 年我國體育用品出口總額數(shù)據(jù)，其中1992—1997 年的數(shù)據(jù)根據(jù)海關信息網(wǎng)和聯(lián)合國貿(mào)易統(tǒng)計數(shù)據(jù)計算得到，1998—2019 年的數(shù)據(jù)來自國家統(tǒng)計局的出口貿(mào)易數(shù)據(jù)庫。

本文主要研究我國的勞動收入份額（Ls）對體育用品出口的影響，因此勞動收入份額是核心解釋變量。 勞動收入份額在定義上是指勞動收入占國民總產(chǎn)值的比重， 不同學者在度量勞動收入的時選取的衡量指標有所不同， 本文采用收入法核算的GDP 數(shù)據(jù)。 數(shù)據(jù)來源于《中國統(tǒng)計年鑒》和《國內(nèi)歷史核算資料1952—2004》。

體育用品出口的變化受到多重因素影響， 為了更好地反映影響出口的其他因素，本文設置了匯率（Exchange）和貿(mào)易政策（Pol）2 個控制變量。根據(jù)傳統(tǒng)經(jīng)濟學理論，出口國商品的出口競爭力會因為本國貨幣的貶值而增加， 用外幣表示的本國商品價格降低，使得出口增加。 所以當人民幣匯率相對發(fā)達國家升值時，體育用品出口會受到負向影響。 本文采用的匯率為間接匯率，數(shù)據(jù)來自世界銀行數(shù)據(jù)庫。 體育用品出口會受到宏觀貿(mào)易政策的影響，但貿(mào)易政策量難度較大。 本文借鑒王學實［1］的處理方法，采用進出口總額占國民生產(chǎn)總值的比重（即貿(mào)易依存度）進行度量，相關數(shù)據(jù)來自世界銀行（World Bank）數(shù)據(jù)庫。

4.2 單位根檢驗

本文采用的數(shù)據(jù)是時間序列數(shù)據(jù)， 動態(tài)計量經(jīng)濟實證分析要求使用平穩(wěn)時間序列數(shù)據(jù)， 所以先對所有變量進行對數(shù)處理，并采用Eviews10.0 軟件對我國勞動收入份額（lnls）、匯率（lnexchange）、貿(mào)易政策（lnpol）、體育用品出口額（lnexp）進行ADF 單位根平穩(wěn)性檢驗。

從表1 檢驗結果看出， 被解釋變量體育用品出口額（lnexp）的原始序列是不平穩(wěn)的，一階差分處理后，體育用品出口額（lnexp）的ADF 統(tǒng)計量小于5%水平下臨界值的統(tǒng)計量，p值小于0.05，說明體育用品出口額（lnexp）的一階差分序列（d.lnexp）是平穩(wěn)的，即被解釋變量體育用品出口額（lnexp）是一階單整I（1）。

表1 ADF 單位根平穩(wěn)性檢驗結果

解釋變量勞動收入份額 （lnls） 以及控制變量匯率（lnexchange）和貿(mào)易政策（lnpol）的原始序列均是不平穩(wěn)的，進行一階差分后，ADF 統(tǒng)計量全部小于5%臨界值的統(tǒng)計值， 而p值小于0.05，說明勞動收入份額（lnls）、匯率（lnexchange）和貿(mào)易政策（lnpol）的一階差分序列是平穩(wěn)的，即這些變量都是一階單整I（1）。

4.3 邊界協(xié)整檢驗

本文采用自回歸分布滯后模型（ARDL）進行均衡關系分析，該模型可以滿足變量是非同階單整的，同時可以允許不同變量有不同的滯后階數(shù)，且在小樣本分析中結果更加穩(wěn)健。 此外，ARDL 模型還具有能夠根據(jù)原模型推導出動態(tài)的誤差修正模型，即ARDL-ECM 模型，實現(xiàn)從長期和短期分別對時間序列進行動態(tài)效應分析。

本文以體育用品出口貿(mào)易額（lnexp）作為被解釋變量，勞動收入份額（lnls）作為解釋變量，引入?yún)R率（lnexchange）、貿(mào)易政策（lnpol）兩個控制變量，構建包含短期和長期信息的非受限誤差模型（1）進行邊界協(xié)整檢驗，以此來判斷長短期自變量和因變量之間是否存在協(xié)整關系。在模型（1）中，t是各個變量的滯后期數(shù)，n為自變量的滯后階數(shù)，α0是常數(shù)項，α1i、α2i、α3i、α4i是變量系數(shù)，εt是白噪聲，△是變量的一階差分。

通過模型（4-1）進行邊界協(xié)整檢驗，原假設是自變量和因變量之間不存在協(xié)整關系，即，H0：α1=α2=α3=α4=0。 備擇假設是模型中的變量間存在協(xié)整關系，即，H1：α1、α2、α3、α4不全為零。 通過對比Pesaran 計算的臨界值和F 統(tǒng)計值大小，判斷是否存在協(xié)整關系。 具體而言， 如果模型檢驗的F統(tǒng)計量小于Pesaran 下臨界值，則拒絕原假設，即變量間是存在協(xié)整關系的，如果F統(tǒng)計值在上、下臨界值中間，則無法判斷各變量之間是否存在長期的均衡關系。

根據(jù)模型（1）進行邊界協(xié)整檢驗，首先利用Eviews10 軟件，根據(jù)SC 準則和AIC 準則確定模型的最優(yōu)滯后階數(shù)，并考慮模型的殘差序列自相關因素， 最后確定最優(yōu)滯后階數(shù)為4。對模型的F統(tǒng)計量進行計算， 結果如表2 所示， 顯著性水平10%、5%、1%的上邊界值統(tǒng)計量分別為3.2、3.67、4.66， 模型（1）的F 統(tǒng)計量為4.709 631，均大于上邊界臨界值，所以拒絕原假設，接受備擇假設，即該模型中自變量和因變量間存在協(xié)整關系。

表2 ARDL 模型（1）的邊界協(xié)整檢驗結果

4.4 長期彈性系數(shù)估計

通過檢驗，模型（1）具有協(xié)整關系，進一步建立模型（2）來估計解釋變量我國勞動收入份額與被解釋變量我國體育用品出口之間的長期彈性系數(shù)，并分析二者間的長期動態(tài)關系。 在模型（2）中，α0是常數(shù)項，n是自變量的滯后階數(shù)，t是各個變量的滯后期數(shù)，εt是白噪聲。

通過模型（2）來估計勞動收入份額對體育用品出口的長期影響，使用Eviews10.0 軟件得出ARDL 的最優(yōu)選擇為（3，0，1，4），對模型進行檢驗，模型的擬合優(yōu)度為79.82%，擬合程度較高，且模型F統(tǒng)計量的p值為0.015 721< 0.05，說明模型是合適的。ARDL 模型（2）的德賓-沃森檢驗值等于2.662 037>2，則表明該模型的殘差序列不存在序列自相關的現(xiàn)象。

估計結果如表3 所示，勞動收入份額的系數(shù)為-1.196，即勞動收入份額每增加1%，我國體育用品出口貿(mào)易額就會減少1.196%，但是該負向影響是不顯著的。 從長期來看，我國勞動收入份額增加會對我國體育用品出口貿(mào)易產(chǎn)生不顯著的抑制作用。 表明我國勞動收入份額變化通過需求效應對體育用品出口貿(mào)易產(chǎn)生的抑制作用大于勞動生產(chǎn)率效應產(chǎn)生的促進作用。 另外，貿(mào)易政策對我國體育用品出口具有顯著正向影響，而匯率水平對我國體育用品出口則有顯著負向影響。

表3 ARDL 模型（2）的長期系數(shù)回歸結果

4.5 短期彈性系數(shù)估計

ARDL 模型（2）的殘差序列不存在序列自相關，為分析勞動收入份額對我國體育用品出口的短期影響，以模型（2）的殘差序列ECM 來構建勞動收入份額與體育用品出口間的短期動態(tài)ARDL-ECM 模型。 構建的ARDL-ECM 模型為模型（3）。在模型（3）中，n為自變量的滯后階數(shù)，t是各個變量的滯后期數(shù)，α0是常數(shù)項，△是變量的一階差分，εt是白噪聲，ECMt-1是模型（2）的殘差序列滯后誤差修正項。

通過ARDL-ECM 模型（3）來估計勞動收入份額對體育用品出口的短期影響， 該模型最優(yōu)滯后階數(shù)選擇為（3，0，1，3），ARDL-ECM 模型短期系數(shù)結果如表4 所示。對模型進行檢驗，模型的擬合優(yōu)度R2為88.63%，模型的擬合程度較好，而模型F統(tǒng)計量p值為0.002 196＜0.05， 說明模型是合適的。 ARDLECM 模型（3）的D-W 檢驗值為2.299 689（D-W 值越接近2 越佳），則說明該模型的殘差序列是不存在序列自相關的。

表4 ARDL-ECM 模型（3）的短期系數(shù)回歸結果

如表4 所示，從短期來看，勞動收入份額對我國體育用品出口的回歸系數(shù)為-5.511 644， 表示勞動收入份額每增加1%，我國體育用品出口相應減少約5.5%，且在5%的顯著性水平下是顯著的。 因此在短期，我國勞動收入份額增加對體育用品出口額具有顯著的抑制作用。 說明在短期，勞動收入份額增加通過需求效應產(chǎn)生的抑制作用大于勞動生產(chǎn)率效應帶來的促進作用。 匯率對體育用品出口的回歸系數(shù)為-2.453 048，通過了1%水平下的顯著性檢驗，這表明匯率在短期會對體育用品產(chǎn)生顯著的抑制作用； 前一期的匯率（lnexchange（-1））回歸系數(shù)為-1.747 175，在10%的顯著性水平下是顯著的，說明匯率波動會對體育用品出口產(chǎn)生負向影響，這也符合“J 曲線效應”的基本判斷。 另外，貿(mào)易政策對體育用品出口的回歸系數(shù)為0.335 493，p=0.347 3，說明在短期，貿(mào)易政策對我國體育用品出口具有不顯著的促進作用； 滯后一期的貿(mào)易政策（lnpol（-1））和滯后兩期的貿(mào)易政策（lnpol（-2））的回歸系數(shù)分別為-0.102 490 和0.049 329， 滯后一期的貿(mào)易政策對體育用品出口有抑制作用， 而滯后兩期的貿(mào)易政策對體育用品出口有促進作用，但是他們都是不顯著的；但是滯后三期的貿(mào)易政策（lnpol（-3））對體育用品出口的回歸系數(shù)為0.682 289，且通過了1%水平下的顯著性檢驗，說明滯后三期的貿(mào)易政策對我國體育用品的出口會產(chǎn)生顯著的促進作用。需要指出的是，本文中貿(mào)易政策測度指標是進出口貿(mào)易額占國民收入總值的比例，進出口貿(mào)易額越大，比例越大，則說明貿(mào)易政策越寬松，利好的態(tài)勢會促進體育用品行業(yè)的出口，但是由于政策具有時滯性，其對體育用品的出口作用自然也會滯后。

ARDL-ECM 模型中的ECM 誤差修正系數(shù)為-1.156 761，且在5%的顯著性水平下是顯著的。 誤差修正項ECMt-1 的系數(shù)越大， 表明當上一期因外部沖擊使得系統(tǒng)偏離長期均衡狀態(tài)時，該系統(tǒng)由偏離調整至長期均衡狀態(tài)的速度越快。 通過表4 中ECM 誤差修正系數(shù)可知， 當我國體育用品出口在上一期因沖擊與長期均衡狀態(tài)發(fā)生偏差時，系統(tǒng)以1.156 7 的速度調整至長期均衡，這說明該系統(tǒng)具有較強的短期誤差修正動力。

4.6 穩(wěn)健性檢驗

采用遞回歸殘差累計和檢驗（CUSUM 檢驗）和遞回歸殘差平方累積和檢驗（CUSUMSQ 檢驗）對ARDL-ECM（3-3）模型估計的參數(shù)進行穩(wěn)定性檢驗，利用Eviews10 軟件得出檢驗結果如圖1 和圖2 所示（其中圖1 為CUSUM 檢驗結果，圖2為CUSUMSQ 檢驗結果）：CUSUM 值和CUSUMSQD 值均小于5%顯著性水平的上、下邊界臨界值。 這說明在5%的顯著性水平上， 本文采用的自回歸分布滯后模型所得到的回歸參數(shù)都是穩(wěn)定的，實證結果是可置信的，能夠為從勞動收入份額視角優(yōu)化體育用品出口提供政策依據(jù)。

圖1 CUSUM 檢驗結果

圖2 CUSUMSQD 檢驗結果

5 結論與政策建議

本文以總結勞動收入份額變化對體育用品出口影響的規(guī)律為目的，通過理論推導和實證分析，從實證結果發(fā)現(xiàn)：從短期看， 我國居民勞動收入份額增加對體育用品出口貿(mào)易具有顯著的抑制作用。 我國居民勞動收入份額每增加1%，體育用品出口貿(mào)易規(guī)模將會減少約5.5%。 從長期看，我國居民勞動收入份額增加對體育用品出口貿(mào)易具有不顯著的抑制作用。我國居民勞動收入份額每增加1%，體育用品出口貿(mào)易規(guī)模將會減少約1.2%。 最后，整個貿(mào)易系統(tǒng)具備較強的短期誤差修正機制。 如果我國體育用品的出口在短期中受到外部沖擊與長期均衡狀態(tài)出現(xiàn)偏差時，系統(tǒng)將以1.156 7 較快的速度從短期非均衡狀態(tài)恢復至長期均衡狀態(tài)。

政策建議方面， 過低的勞動收入份額表明要素分配的不公平，會背離共同富裕的發(fā)展目標，抑制勞動者的勞動積極性和消費需求。 因此遵循“雙循環(huán)”的發(fā)展戰(zhàn)略，一方面企業(yè)應該關注國際市場的發(fā)展，提升產(chǎn)品的出口競爭力，擴大體育用品出口；另一方面國家也要積極地調控，保持適當?shù)膭趧邮杖敕蓊~，促進分配公平以提升國內(nèi)消費者的購買力，加快完善內(nèi)需體系，擴大體育用品國內(nèi)消費市場，緩解對出口的依賴。 除此之外， 還應充分利用勞動收入份額降低對體育用品出口的促進作用，完善體育用品制造業(yè)創(chuàng)新政策，通過鼓勵性政策來驅動整個體育用品制造行業(yè)的轉型升級， 使我國體育用品制造業(yè)實現(xiàn)從低附加值的產(chǎn)業(yè)鏈低端向高產(chǎn)高質的高端環(huán)節(jié)轉化，形成體育用品制造業(yè)的創(chuàng)新型經(jīng)濟模式。 體育用品制造業(yè)的大企業(yè)， 應積極響應國家創(chuàng)新驅動發(fā)展戰(zhàn)略， 擴大研發(fā)投入，吸納人才，提高產(chǎn)品產(chǎn)量和附加值，實現(xiàn)體育用品的科技化，打造更多國際化品牌；對于小企業(yè)，應更多地投入固定資金，引進先進設備，減少手工勞動，抓住出口貿(mào)易政策，擴大出口。 只有這樣， 我國體育用品才能在國際貿(mào)易競爭中占據(jù)優(yōu)勢，確保出口的穩(wěn)定增長，在全球價值鏈中的地位不斷攀升，產(chǎn)業(yè)實現(xiàn)轉型升級和可持續(xù)發(fā)展。