摘 要：體育產(chǎn)業(yè)引導資金是地方政府探索體育產(chǎn)業(yè)供給側結構性改革，謀求地區(qū)體育產(chǎn)業(yè)發(fā)展的重要財政政策工具。該研究運用多期雙重差分的方法，實證檢驗了體育產(chǎn)業(yè)引導資金對區(qū)域經(jīng)濟發(fā)展的影響機制。結果表明：體育產(chǎn)業(yè)引導資金能夠顯著推動區(qū)域經(jīng)濟增長；體育產(chǎn)業(yè)引導資金可以通過促進產(chǎn)業(yè)結構優(yōu)化升級與社會就業(yè)規(guī)模增長兩種作用機制推動區(qū)域經(jīng)濟發(fā)展；體育產(chǎn)業(yè)引導資金對區(qū)域經(jīng)濟發(fā)展的推動作用因地區(qū)經(jīng)濟發(fā)展水平不同而存在異質性，其中在經(jīng)濟發(fā)展水平高的地區(qū)其經(jīng)濟效應顯著，反之則不然；進一步研究發(fā)現(xiàn)，體育產(chǎn)業(yè)引導資金對體育產(chǎn)業(yè)發(fā)展起到了“錦上添花”的作用，而對體育產(chǎn)業(yè)發(fā)展水平較低的地區(qū)存在顯著的負向影響。建議：注重體育產(chǎn)業(yè)引導資金的落地以有序擴大政策覆蓋廣度；結合本地經(jīng)濟發(fā)展狀況與長期戰(zhàn)略以合理安排體育產(chǎn)業(yè)引導資金投向；關注體育產(chǎn)業(yè)引導資金的就業(yè)帶動作用以豐富完善績效評價體系。

關鍵詞：體育產(chǎn)業(yè)引導資金；區(qū)域經(jīng)濟發(fā)展；產(chǎn)業(yè)結構優(yōu)化；就業(yè)效應；多期DID

中圖分類號：G80-052"" 文獻標識碼：A" 文章編號：1006-2076（2024）06-0086-11

Research on the Impact of Sports Industry Guiding Funds on Regional Economic Development： Based on the Empirical Evidence of Multi-stage DID

LI Yanli， REN Jinhao

School of Management， Beijing Sport University， Beijing 100084， China

Abstract： Sports industry guiding funds represent a crucial fiscal policy instrument for local governments to explore supply-side structural reforms of sports industry and promote regional sports industry development. This study employs a multi-period difference-in-differences approach to empirically examine the impact mechanisms of sports industry guiding funds on regional economic growth. The results show that： sports industry guiding funds significantly promote regional economic growth; The sports industry guiding funds can promote regional economic development through two mechanisms of promoting the optimization and upgrading of industrial structure and the growth of social employment scale. The promotion effect of sports industry guiding funds on regional economic development is heterogeneous due to the different level of regional economic development， and the economic effect is significant in areas with high economic development level， but not vice versa. Further analysis reveals that the guiding funds play a \"reinforcing\" role in the development of the sports industry， while exerting a significant negative impact on regions with a low level of sports development.

Suggestions： Pay attention to the landing of sports industry guiding funds to orderly expand the coverage of the policy; Combine the local economic development situation and long-term strategy to rationally arrange the sports industry to guide the investment of funds; Pay attention to the employment driving role of sports industry guiding funds to enrich and improve the performance evaluation system.

Key words： sports industry guiding funds; regional economic development; industrial structure optimization; employment effect; multi-stage DID

體育是社會發(fā)展和人類進步的重要標志，是綜合國力和社會文明程度的重要體現(xiàn)，在推動經(jīng)濟社會發(fā)展方面有著不可替代的重要作用^［1］。體育產(chǎn)業(yè)作為健康產(chǎn)業(yè)、朝陽產(chǎn)業(yè)在貫徹落實新發(fā)展理念過程中具有重要作用^［2］。2023年，“村超”吸引了高達766萬的游客，這一數(shù)字是舉辦地常住人口數(shù)的20倍，并實現(xiàn)了高達84億元的旅游綜合收入，占全縣當年GDP的87.5。這一成績有力地證明了體育產(chǎn)業(yè)對地方經(jīng)濟發(fā)展的推動作用。在外需疲軟與投資乏力的大背景下，國內消費需求成為影響區(qū)域經(jīng)濟發(fā)展的重要因素^［3］。體育產(chǎn)業(yè)能夠有效驅動潛在需求轉化為實際消費，從而拉動地方經(jīng)濟增長。體育產(chǎn)業(yè)具有資源消耗低、覆蓋領域廣、帶動作用強等特點，能夠有效擴大內需、促進就業(yè)，具有成長為國民經(jīng)濟支柱產(chǎn)業(yè)的巨大潛力。然而，在推動體育產(chǎn)業(yè)成為地區(qū)經(jīng)濟增長新動能的過程中，仍存在市場機制作用發(fā)揮不充分、市場主體競爭力不夠強等諸多問題^［4］?！丁笆奈濉斌w育發(fā)展規(guī)劃》中指出，要從需求側管理和供給側改革兩端發(fā)力，推動有效市場和有為政府更好結合。同時，也強調了我國體育產(chǎn)業(yè)一直存在著中小體育企業(yè)融資難、融資貴等難題。究其原因，體育企業(yè)在初創(chuàng)時期的投資回報周期長、成功上市的體育企業(yè)數(shù)量少，難以受到資本市場的青睞。因此，政府在體育產(chǎn)業(yè)投融資方面提供有效的引導及長期穩(wěn)定的資金支持，對推動體育產(chǎn)業(yè)高質量發(fā)展、培育其成為地區(qū)經(jīng)濟增長的新動能，并最終發(fā)展成為國民經(jīng)濟的支柱產(chǎn)業(yè)，具有至關重要的作用。

長期以來，各地政府都在積極探求如何激發(fā)當?shù)伢w育產(chǎn)業(yè)的發(fā)展活力，并相繼運用了體育產(chǎn)業(yè)引導資金、體育產(chǎn)業(yè)專項債券、體育產(chǎn)業(yè)投資基金、體育保險、體育貸等多樣化的體育財政金融工具。其中，體育產(chǎn)業(yè)引導資金是指政府以項目補貼、貸款貼息、以獎代補、政府購買服務等方式，促使財政預算或體育彩票公益金等財政性資金流向地方體育企業(yè)，以達到吸引社會投資、拉動體育消費、促進地方體育產(chǎn)業(yè)高質量發(fā)展等目的的專項資金。體育產(chǎn)業(yè)引導資金是各地政府探索體育產(chǎn)業(yè)供給側結構性改革，謀求體育產(chǎn)業(yè)發(fā)展的重要手段。2007年，北京市為支持籌備2008年北京奧運會，在全國范圍內率先設立了體育產(chǎn)業(yè)引導資金。隨后，青海、福建、江蘇、廣西、浙江、山東等省份結合地區(qū)整體戰(zhàn)略規(guī)劃及體育產(chǎn)業(yè)發(fā)展情況，陸續(xù)設立了地方體育產(chǎn)業(yè)引導資金。2014年，國務院印發(fā)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》中明確提出，有條件的地方可設立體育發(fā)展專項資金，對符合條件的企業(yè)、社會組織給予項目補助、貸款貼息和獎勵。隨后，體育產(chǎn)業(yè)不斷迎來政策紅利，天津、廣東、重慶、甘肅、海南、湖北、河北、四川等省份在國家政策的推動下，也相繼設立了體育產(chǎn)業(yè)引導資金。從首個體育產(chǎn)業(yè)引導資金設立至今的近20年時間里，最初中國體育及相關產(chǎn)業(yè)對國民經(jīng)濟的貢獻程度僅為^0.46［5］，2022年全國體育產(chǎn)業(yè)總規(guī)模超3萬億，且體育已融入國家區(qū)域重大發(fā)展戰(zhàn)略，逐漸成為區(qū)域經(jīng)濟高質量增長中不可忽視的新動能。

鑒于此，本研究結合體育產(chǎn)業(yè)引導資金的設立特點，基于2000—2021年的地級市面板數(shù)據(jù)，采用多期雙重差分法，研究體育產(chǎn)業(yè)引導資金對區(qū)域經(jīng)濟增長的作用效果，并結合各省份體育產(chǎn)業(yè)引導資金的實踐情況，分析和檢驗影響機制，以期為體育領域財政政策工具的豐富發(fā)展、體育產(chǎn)業(yè)和區(qū)域經(jīng)濟的高質量發(fā)展提供借鑒。

1 理論分析與研究假設

發(fā)展體育產(chǎn)業(yè)是提高人民健康水平、滿足美好生活需要的重要途徑。 但由于我國體育產(chǎn)業(yè)的起步較晚、市場發(fā)展相對不成熟且投資回報周期較長等原因，體育產(chǎn)業(yè)對社會資本的吸引力明顯不足。體育產(chǎn)業(yè)引導資金作為政府公共投資在體育領域的重要組成部分，為促進我國體育產(chǎn)業(yè)向好發(fā)展提供了穩(wěn)定的資金支持。已有研究肯定了體育產(chǎn)業(yè)引導資金在推動體育產(chǎn)業(yè)發(fā)展這一直接目標上所作出的積極貢獻^［6］。然而，對于這一財政政策工具在推動地方經(jīng)濟發(fā)展上所起到的間接作用，還缺少理論探討與實證檢驗。設立體育產(chǎn)業(yè)引導資金是否實現(xiàn)了推動經(jīng)濟高質量發(fā)展的預期目標，需要結合引導資金的長期實踐與經(jīng)濟增長理論加以分析。

現(xiàn)代經(jīng)濟理論普遍認為，資本、技術、勞動和制度等均是促進經(jīng)濟增長的源泉。體育產(chǎn)業(yè)引導資金可以通過積累資本存量、刺激體育消費與促進技術創(chuàng)新等渠道推動區(qū)域經(jīng)濟發(fā)展。（1）體育產(chǎn)業(yè)引導資金的引導效應可以拉動社會資本對中小體育企業(yè)的投資增長，由此可以產(chǎn)生資本積累效應，改善資源配置格局。同時，社會資本的引入有利于體育企業(yè)生產(chǎn)效率的提升，增加企業(yè)利潤，有效帶動社會經(jīng)濟增長。江蘇省體育局公布的數(shù)據(jù)顯示，截至2015年，江蘇省體育產(chǎn)業(yè)引導資金共扶持了570個體育產(chǎn)業(yè)項目，撬動社會資本投資近240億元，促進了要素資源的有效配置，帶來了較大的經(jīng)濟效益^［7］。（2）體育產(chǎn)業(yè)在資本市場上長期處于弱勢地位，導致了有限的產(chǎn)品供給無法滿足旺盛的有效需求的矛盾。在體育產(chǎn)業(yè)引導資金的支持下，中小體育企業(yè)產(chǎn)品與服務供給的數(shù)量和質量得以提升，不斷刺激體育消費，同時也滿足了群眾對于體育健身娛樂的有效需求，推動了區(qū)域經(jīng)濟發(fā)展。以山東省體育產(chǎn)業(yè)引導資金支持的大青山國際太極拳賽為例，該賽事的成功舉辦有效推廣了太極文化，吸引了國內外太極愛好者前來參賽或觀賽，為當?shù)貏?chuàng)造了巨大的經(jīng)濟價值^［8］。（3）我國體育企業(yè)以中小微企業(yè)為主，它們大多面臨著嚴重的融資約束，這制約著體育企業(yè)的技術創(chuàng)新與服務升級^［9］。體育產(chǎn)業(yè)引導資金的直接支持及其對社會資本的引導作用能夠有效緩解中小體育企業(yè)的融資約束，激發(fā)體育企業(yè)的技術創(chuàng)新能力，促進技術進步，推動社會經(jīng)濟增長^［10］。綜上所述，提出如下研究假設：

H1：體育產(chǎn)業(yè)引導資金能夠推動區(qū)域經(jīng)濟發(fā)展。

產(chǎn)業(yè)結構調整是供給側結構性改革的重要內容，體育產(chǎn)業(yè)引導資金作為各地政府深化供給側結構性改革的重要舉措，主要通過以下兩個路徑影響區(qū)域產(chǎn)業(yè)結構調整。（1）直接帶動體育產(chǎn)業(yè)內部結構優(yōu)化升級?；厮莞魇》莸恼邇热菁捌鋵嵺`過程，由于區(qū)域間體育產(chǎn)業(yè)發(fā)展不協(xié)調等問題，各省份的支持重點略有不同。但總體來看，大部分體育產(chǎn)業(yè)引導資金主要流向體育競賽表演業(yè)、運動休閑業(yè)以及用于體育場館的服務運營等體育服務業(yè)領域；也有部分資金用于支持傳統(tǒng)體育制造業(yè)的創(chuàng)新升級。一方面，體育產(chǎn)業(yè)引導資金可以提升體育競賽表演活動、體育健身休閑活動等本體產(chǎn)業(yè)在總產(chǎn)值中的占比，改善體育產(chǎn)業(yè)內部結構。同時，資金的涌入能夠提升體育服務業(yè)的整體發(fā)展質量，推動體育產(chǎn)業(yè)內部結構優(yōu)化^［11］。另一方面，體育產(chǎn)業(yè)引導資金能夠推動體育制造業(yè)由勞動密集型產(chǎn)業(yè)向資本、技術密集型產(chǎn)業(yè)的轉型升級，提升體育企業(yè)生產(chǎn)效率，提高體育產(chǎn)品附加價值^［12］。由此可見，這一舉措在助推體育服務業(yè)擴大發(fā)展規(guī)模、提升發(fā)展質量的同時，也兼顧了體育制造業(yè)的轉型升級，較為注重二者的均衡、協(xié)同發(fā)展，以期實現(xiàn)體育產(chǎn)業(yè)結構的優(yōu)化升級^［13］。同時，體育產(chǎn)業(yè)作為區(qū)域產(chǎn)業(yè)中不可分割的一部分，在我國第三產(chǎn)業(yè)中的占比也在不斷增大，故體育產(chǎn)業(yè)內部結構優(yōu)化對區(qū)域產(chǎn)業(yè)結構升級也會產(chǎn)生重要影響^［14］。（2）對區(qū)域內其他產(chǎn)業(yè)結構調整的溢出效應。體育產(chǎn)業(yè)引導資金可以推動體育與文旅、教育、會展、商貿、金融等行業(yè)的深度融合，為第三產(chǎn)業(yè)發(fā)展注入新活力。首先，以體育產(chǎn)業(yè)引導資金重點支持的體育競賽表演業(yè)為例，在2021年江蘇省體育產(chǎn)業(yè)引導資金的補助名單中，有許多全國性或國際性的大型體育賽事，這些大型體育賽事的成功舉辦能夠顯著帶動住宿、餐飲、保險、出行服務等行業(yè)的發(fā)展。如，2019淮安·清江浦國際半程馬拉松賽吸引了來自10余個國家與地區(qū)超過15 000名馬拉松愛好者前來參加，巨大的人口流量對當?shù)胤諛I(yè)的刺激作用顯而易見。其次，體育產(chǎn)業(yè)引導資金也吸引并催生了一批高新技術企業(yè)，如，研發(fā)和構建CEST電子競技綜合服務平臺的南京匯智互娛網(wǎng)絡科技有限公司等。同時，體育產(chǎn)業(yè)引導資金的支持能夠緩解相關科技企業(yè)的融資約束，助力企業(yè)加大研發(fā)投入，推動區(qū)域高新技術企業(yè)的發(fā)展。由此可見，體育產(chǎn)業(yè)引導資金不僅能夠推動體育產(chǎn)業(yè)內部結構的轉型升級，也能夠促進旅游產(chǎn)業(yè)和高新技術產(chǎn)業(yè)的發(fā)展，實現(xiàn)整體區(qū)域產(chǎn)業(yè)結構的優(yōu)化。而隨著產(chǎn)業(yè)結構的優(yōu)化升級，勞動力要素向高附加值企業(yè)流動，資本要素向高經(jīng)濟效益、低消耗的新主導產(chǎn)業(yè)集中，帶動了社會生產(chǎn)效率的提升，進而實現(xiàn)區(qū)域經(jīng)濟增長^［15］。綜上所述，提出如下研究假設：

H2：體育產(chǎn)業(yè)引導資金通過推動區(qū)域產(chǎn)業(yè)結構優(yōu)化升級進而促進區(qū)域經(jīng)濟增長。

就業(yè)是最大的民生。多年來，我國不斷強化就業(yè)優(yōu)先政策，通過就業(yè)專項資金、優(yōu)化營商環(huán)境、組織技能培訓等方式，多措并舉提升就業(yè)規(guī)模與質量。其中，針對市場主體的財政政策同樣具有明顯的就業(yè)帶動效應。體育產(chǎn)業(yè)引導資金是一項重要的體育財政政策，在推動產(chǎn)業(yè)結構優(yōu)化升級的同時，也發(fā)揮著良好的就業(yè)促進效應。隨著體育產(chǎn)業(yè)結構的不斷優(yōu)化，體育服務業(yè)逐步釋放出較強的就業(yè)增長空間，體育產(chǎn)業(yè)結構高級化指數(shù)每提升1，體育產(chǎn)業(yè)就業(yè)人數(shù)便能增加^{0.788［16］}。于小悅等的研究發(fā)現(xiàn)，政府采購能夠顯著擴大企業(yè)的勞動力雇傭規(guī)模，起到“穩(wěn)就業(yè)”的作用^［17］；郭新強和胡永剛的研究也表明，政府投資性支出可以有效刺激就業(yè)增長^［18］。體育產(chǎn)業(yè)引導資金作為政府財政支出的一部分，在一定程度上也將對體育產(chǎn)業(yè)的就業(yè)規(guī)模增長起到促進作用。同時，作為一項以中小企業(yè)為主要資助對象的專項資金，受助于資金支持的企業(yè)或項目面臨著人才急需問題，并且這種需求并不局限于體育企業(yè)自身，其影響可以延伸到整條產(chǎn)業(yè)鏈的上下游，也可能輻射到其他行業(yè)。因此，體育產(chǎn)業(yè)引導資金的發(fā)放可以提升當?shù)仄髽I(yè)的就業(yè)吸納能力，拓展就業(yè)渠道，帶動當?shù)鼐蜆I(yè)規(guī)模的擴大。數(shù)據(jù)顯示，2020年我國體育產(chǎn)業(yè)勞動力就業(yè)人數(shù)為490萬人，約占全國就業(yè)人數(shù)的0.6^［19］。這一數(shù)值低于英國、韓國、澳大利亞等國家1～2的體育產(chǎn)業(yè)就業(yè)吸納能力，表明與其他發(fā)達國家相比，我國體育產(chǎn)業(yè)仍有巨大的就業(yè)增長空間^［20］。可見，體育產(chǎn)業(yè)引導資金的發(fā)放可能會帶來社會就業(yè)規(guī)模的增長，就業(yè)規(guī)模的增長意味著勞動力要素積累，有助于增加產(chǎn)品供給，推動區(qū)域經(jīng)濟發(fā)展^［21］。綜上所述，提出如下研究假設：

H3：體育產(chǎn)業(yè)引導資金通過促進社會就業(yè)規(guī)模增長帶動區(qū)域經(jīng)濟發(fā)展。

2 研究設計與數(shù)據(jù)說明

2.1 模型設定

截至2019年，我國除港澳臺之外的31個省級行政區(qū)域中，共有15個?。▍^(qū)、市）先后發(fā)放了體育產(chǎn)業(yè)引導資金，與未發(fā)放的省份構成了天然的實驗組與對照組。各省份體育產(chǎn)業(yè)引導資金的發(fā)放大多是以地級市為單位向上提交申請，如，在2022年江蘇省體育產(chǎn)業(yè)引導資金項目名單中，共有南京市、無錫市、江陰市等32個地級市獲批體育產(chǎn)業(yè)引導資金。同時，考慮到樣本量規(guī)模對統(tǒng)計結果的影響等問題，本研究以地級市為單位對體育產(chǎn)業(yè)引導資金進行分組，最終以157個地級市作為實驗組，145個地級市作為對照組。此外，由于各地區(qū)體育產(chǎn)業(yè)引導資金開始發(fā)放的年份不同，借鑒白俊紅等^［22］、馬述忠等^［23］的做法，構建了如下多期雙重差分模型：

^LnGDPit=^α0+^α1SIGFit+^α2ControlVar^it+^φi+

^μt+^εit （1）

式中，^LnGDPit表示地級市經(jīng)濟發(fā)展水平；^SIGFit表示體育產(chǎn)業(yè)引導資金；^ControlVarit表示一系列控制變量的集合；^φi、^μt分別表示地級市和年份固定效應；^εit表示隨機干擾項。

2.2 變量選擇

（1）被解釋變量：區(qū)域經(jīng)濟發(fā)展（LnGDP）。借鑒艾洪德等^［24］、劉秉鐮和趙金濤^［25］、徐斌等^［26］的做法，選擇地區(qū)生產(chǎn)總值作為區(qū)域經(jīng)濟發(fā)展的衡量指標，并取自然對數(shù)處理以消除量綱影響。同時，選取地區(qū)人均生產(chǎn)總值作為替代變量以進行穩(wěn)健性檢驗。

（2）核心解釋變量：體育產(chǎn)業(yè)引導資金（SIGF）。將體育產(chǎn)業(yè)引導資金支持作為一項準自然實驗，以地級市類型虛擬變量與開始發(fā)放時間虛擬變量的交互項表示體育產(chǎn)業(yè)引導資金的支持效應。具體而言，將發(fā)放體育產(chǎn)業(yè)引導資金的地級市作為實驗組，設置為1，將沒有發(fā)放體育產(chǎn)業(yè)引導資金的地級市作為對照組，設置為 0；將體育產(chǎn)業(yè)引導資金發(fā)放前后的時間虛擬變量分別設置為0和1。體育產(chǎn)業(yè)引導資金是在2007—2019年期間分省份陸續(xù)發(fā)放的，因此不同地級市的時間虛擬變量并不完全一致。

（3）中介變量：產(chǎn)業(yè)結構優(yōu)化升級和社會就業(yè)規(guī)模增長（InterVar）。產(chǎn)業(yè)結構優(yōu)化升級。借鑒徐勝等^［27］研究中對于產(chǎn)業(yè)結構優(yōu)化升級的測度方式，以第三產(chǎn)業(yè)增加值與第二產(chǎn)業(yè)增加值的比值表示產(chǎn)業(yè)結構優(yōu)化升級。社會就業(yè)規(guī)模增長。采用城鎮(zhèn)單位、私營和個體從業(yè)人員期末人數(shù)（萬人）的自然對數(shù)來表示社會就業(yè)規(guī)模。

（4）控制變量（ControlVar）。其他區(qū)域的特征因素可能會對區(qū)域經(jīng)濟增長產(chǎn)生影響^［28-29］，共選擇了7個控制變量。第一，人口發(fā)展水平：以全市戶籍人口的對數(shù)形式表示。人口規(guī)模和增長率是影響區(qū)域經(jīng)濟發(fā)展的基本因素之一。一個地區(qū)的人口數(shù)量和結構會直接影響勞動力市場、消費需求和房地產(chǎn)市場等多個方面，從而影響經(jīng)濟增長，故以戶籍人口的對數(shù)形式表示，可以平滑數(shù)據(jù)、降低極端值的影響，使分析結果更為穩(wěn)健。第二，金融發(fā)展水平：以全市年末金融機構人民幣各項貸款余額的對數(shù)形式表示。金融體系的發(fā)展程度是推動經(jīng)濟增長的關鍵因素，能夠為企業(yè)提供必要的資金支持，促進投資和消費，故金融機構貸款余額的對數(shù)可以反映一個地區(qū)金融服務的普及程度和質量。第三，教育發(fā)展水平：以全市教育支出總額的對數(shù)形式表示。教育是提高人力資本質量的重要途徑，對促進技術創(chuàng)新、提高勞動生產(chǎn)率和經(jīng)濟增長具有重要影響，故以教育支出總額的對數(shù)形式表示，可以反映一個地區(qū)對教育的投入程度和教育資源的豐富性。第四，財政收入規(guī)模：取地方政府一般公共預算收入的對數(shù)表示。第五，財政支出規(guī)模：取地方政府一般公共預算支出的對數(shù)表示。地方政府的財政狀況是反映其經(jīng)濟實力和公共服務能力的重要指標，故通過控制財政收支規(guī)模，可以盡量避免其他財政因素對經(jīng)濟增長的影響。第六，工業(yè)化水平：以第二產(chǎn)業(yè)占地區(qū)生產(chǎn)總值的比重表示。第二產(chǎn)業(yè)占地區(qū)生產(chǎn)總值的比重能夠反映一個地區(qū)的工業(yè)化程度及經(jīng)濟結構特征，是衡量經(jīng)濟發(fā)展階段的重要指標，工業(yè)化水平高通常意味著較強的生產(chǎn)能力和技術水平，對經(jīng)濟增長有正向影響。第七，固定資產(chǎn)投資：以全市固定資產(chǎn)投資總額的對數(shù)形式表示。固定資產(chǎn)投資能夠反映一個地區(qū)的基礎設施建設和產(chǎn)業(yè)升級情況，是推動經(jīng)濟增長的重要因素。通過控制變量，可以減少模型的偏差，更加準確地評估體育產(chǎn)業(yè)引導資金對區(qū)域經(jīng)濟增長的影響。

2.3 數(shù)據(jù)來源

（1）核心解釋變量即體育產(chǎn)業(yè)引導資金的相關數(shù)據(jù)主要來源于過往文獻，以及對各省人民政府、財政廳和體育局官方網(wǎng)站披露的相關信息的人工篩選與整理，共獲得北京、天津、河北、江蘇、福建、浙江、青海、山東、廣西、廣東、海南、湖北、重慶、甘肅、四川等15個?。▍^(qū)、市）的相關數(shù)據(jù)，這些省份分別于2007年開始陸續(xù)發(fā)放體育產(chǎn)業(yè)引導資金。（2）被解釋變量、中介變量與控制變量的相關數(shù)據(jù)來源于《中國城市統(tǒng)計年鑒》。各省份發(fā)放體育產(chǎn)業(yè)引導資金的時間跨度較長，考慮到需要通過觀測政策實施前幾年的數(shù)據(jù)來檢驗實驗組與控制組是否滿足平行趨勢假設，以及政策效應可能存在時滯性等問題，最終選取2000—2021年的相關數(shù)據(jù)開展研究。各個變量的描述性統(tǒng)計結果如表1所示。

3 研究結果與分析

3.1 基準回歸結果

體育產(chǎn)業(yè)引導資金對區(qū)域經(jīng)濟發(fā)展影響的基準回歸結果如表2所示。

其中，模型（1）為未考慮控制變量及地級市、年份固定效應的回歸結果；模型（2）為未納入控制變量但納入了地級市、年份固定效應后的回歸結果；模型（3）和模型（4）分別是在模型（1）和模型（2）的基礎上納入了控制變量的回歸結果。結果顯示，模型（1）～（4）中體育產(chǎn)業(yè)引導資金的估計系數(shù)均在1的水平上顯著為正，表明體育產(chǎn)業(yè)引導資金支持能夠顯著促進區(qū)域經(jīng)濟發(fā)展，故研究假設H1得到驗證。

體育產(chǎn)業(yè)引導資金的發(fā)放，不僅有利于為當?shù)氐捏w育賽事、體育培訓、體育娛樂和體育用品制造等多樣化項目提供持續(xù)的財政支持，確保這些項目的長期發(fā)展和持續(xù)創(chuàng)新，還有利于激發(fā)私營部門的積極性，引導社會資本投入體育產(chǎn)業(yè)領域。多渠道引入資本不僅能夠為體育產(chǎn)業(yè)自身發(fā)展注入新的活力，同時也能夠促進體育產(chǎn)業(yè)與科技、文化、旅游、金融等多個相關產(chǎn)業(yè)的交叉融合與協(xié)同發(fā)展。如，體育科技的進步可以通過改善運動裝備和增強觀賽體驗來刺激體育用品市場需求；體育賽事活動的舉辦可以增強文化交流，提升城市品牌，吸引國內外游客，從而促進旅游業(yè)的繁榮；體育產(chǎn)業(yè)的發(fā)展還能為金融服務業(yè)（保險、投資等）提供新的業(yè)務機會。由此可見，體育產(chǎn)業(yè)引導資金不僅能夠擴大內需，助力構建新發(fā)展格局，還能為區(qū)域經(jīng)濟高質量發(fā)展增添新動能。

3.2 平行趨勢檢驗

多期雙重差分模型的關鍵前提是平行趨勢假設，主要是指在體育產(chǎn)業(yè)引導資金發(fā)放之前，發(fā)放地級市和未發(fā)放地級市經(jīng)濟發(fā)展的變化趨勢應該是平行的。由此，借用Jacobson等^［30］提出的事件研究法進行了平行趨勢檢驗，計算公式為：

^LnGDPit=^α0+∑^5t=-5βtDit+^{α2ControlVarit}+

^φi+^μt+^εit （2）

式中，^Dit為一組虛擬變量，若地級市i所在省份在第t年發(fā)放了體育產(chǎn)業(yè)引導資金，則取值為1，反之則取0；其余各個變量的符號含義與公式（1）相同。其中，應特別注意系數(shù)^βt，該系數(shù)反映了體育產(chǎn)業(yè)引導資金發(fā)放第t年時，發(fā)放地級市和未發(fā)放地級市的經(jīng)濟發(fā)展差異。同時，選取體育產(chǎn)業(yè)引導資金發(fā)放的前五年與后五年作為窗口期，將窗口前的數(shù)據(jù)匯總到第-5期，將窗口期后的數(shù)據(jù)匯總到第5期。另外，本研究以體育產(chǎn)業(yè)引導資金發(fā)放的前一年作為基期。最終，平行趨勢檢驗的結果如圖1所示。

檢驗結果表明，體育產(chǎn)業(yè)引導資金發(fā)放之前各期的估計系數(shù)均不顯著，說明實驗組和對照組地級市的經(jīng)濟發(fā)展水平在體育產(chǎn)業(yè)引導資金發(fā)放之前并無顯著差異；而在體育產(chǎn)業(yè)引導資金發(fā)放后第二年開始，估計系數(shù)在5的水平上顯著為正，說明體育產(chǎn)業(yè)引導資金的發(fā)放對區(qū)域經(jīng)濟發(fā)展產(chǎn)生了顯著的正向影響。由于資金申報與發(fā)放存在時間間隔，企業(yè)利用資金產(chǎn)生經(jīng)濟效益需要時間等原因，這種影響存在一定的滯后效應。同時，圖1也表明體育產(chǎn)業(yè)引導資金對區(qū)域經(jīng)濟發(fā)展的影響是逐漸擴大的，一定程度上驗證了引導資金的乘數(shù)效應。總體來看，研究樣本通過了平行趨勢檢驗。

3.3 安慰劑檢驗

（1）時間安慰劑檢驗

為了避免實驗組和對照組地級市的經(jīng)濟發(fā)展是由時間變化導致的，根據(jù)平行趨勢檢驗結果，本研究參考王鋒和葛星^［31］、林毅夫等^［32］的做法，將體育產(chǎn)業(yè)引導資金的發(fā)放時間分別提前1年、2年、3年和4年，構建了假想的試點政策發(fā)放時間，并采用公式（1）進行回歸（見表3）。

結果顯示，模型（5）～（8）中提前1年、2年、3年和4年的估計系數(shù)在10的水平上均未通過顯著性檢驗。這表明，時間趨勢對實驗組和對照組地級市的經(jīng)濟發(fā)展并沒有系統(tǒng)性差異，再次驗證了體育產(chǎn)業(yè)引導資金的發(fā)放能夠有效促進區(qū)域經(jīng)濟發(fā)展。

（2）地級市安慰劑檢驗

雖然前述基準回歸中控制了大部分地級市層面的相關變量，但仍有可能存在一些未被觀測到的、會對體育產(chǎn)業(yè)引導資金的支持效果產(chǎn)生影響的相關因素。因此，參考Chetty等^［33］、宋弘等^［34］的方法，采用間接性的安慰劑檢驗方法進行檢驗，計算公式如下：

^β︿=β+γ×cov^SIGFit，^εit∣Cvar^SIGFit∣C（3）

式中，將控制變量與固定效應統(tǒng)一表示為C；γ表示那些未被觀測到的因素對被解釋變量的影響，若 γ=0，則認為未被觀測到的因素不會對估計結果產(chǎn)生影響，從而證明估計系數(shù)^β︿是無偏的。但直接驗證這一假設較為困難，故采用了一種安慰劑檢驗方法。具體來看，隨機生成了一個理論上不應對研究結果產(chǎn)生影響的虛擬變量，并使其替代^SIGFit，由于該虛擬變量是隨機產(chǎn)生的，其真實影響系數(shù)β應為0；但如果在模型中，該虛擬變量的估計系數(shù)^β︿顯著不為零，則意味著可能還有其他未考慮到的因素影響著估計結果，表明本研究的估計方程可能存在問題。具體操作上，本研究隨機選取一組發(fā)放過體育產(chǎn)業(yè)引導資金的地級市，從而產(chǎn)生一個非真實估計^β︿^random，再將這個過程重復500次，從而產(chǎn)生相應的 500個^β︿^random ，結果如圖2所示。其中，^β︿^random分布在0的附近，服從正態(tài)分布且絕大多數(shù)回歸結果并不顯著，同時和真實的估計系數(shù)^0.030存在顯著差異，因此結果符合安慰劑檢驗的預期。

3.4 穩(wěn)健性檢驗

由于受到體育產(chǎn)業(yè)發(fā)展基礎、各省份財政資金狀況與區(qū)域發(fā)展戰(zhàn)略等因素的綜合影響，是否發(fā)放體育產(chǎn)業(yè)引導資金是地方政府綜合考量下的一種選擇，也就是說，各省份是否發(fā)放體育產(chǎn)業(yè)引導資金并不是完全隨機選擇的。為了準確評估體育產(chǎn)業(yè)引導資金的支持效應，借鑒Heckman和Navarro-Lozano^［35］的做法，使用傾向得分匹配—雙重差分模型（PSM-DID）解決選擇性偏差的問題，同時選擇人口發(fā)展水平（Lnpopul）、金融支持水平（Lnfin）、教育發(fā)展水平（Lnedu）、科技支持水平（Lntech）、財政收入規(guī)模（Lninc）、財政支出規(guī)模（Lnexp）和固定資產(chǎn)投資（Lninv）等各地級市的特征條件作為匹配變量，通過Logit模型計算一個地級市受到體育產(chǎn)業(yè)引導資金支持的概率，計算公式如下：

P（treated=1）=f（Lnpopul、Lnfin、Lnedu、Lntech、

Lninc、Lnexp、Lninv）（4）

式中，傾向得分（P）被用作匹配的關鍵指標。采用最近鄰匹配法，成功地將樣本量匹配至1 996個。為了確保實驗設計的有效性，進一步對匹配后的實驗組和對照組進行了共同支撐假設檢驗（見表4）。結果顯示，匹配后的各個變量在標準化偏差上有了顯著的縮減，同時t檢驗的結果表明，匹配后的實驗組和對照組之間并無顯著差異，由此進一步支持了使用傾向得分匹配—雙重差分法（PSM-DID）的合理性。

在對傾向得分匹配—雙重差分（PSM-DID）方法合理性驗證的基礎上，進一步進行了基準回歸分析，結果如表5中模型（9）所示，此時體育產(chǎn)業(yè)引導資金這一虛擬變量的估計系數(shù)同樣在1的水平上顯著為正；此外，模型（10）和模型（11）分別為使用“人均GDP”替換被解釋變量和對被解釋變量縮尾1處理后的回歸結果，核心解釋變量的估計系數(shù)均在10的水平上顯著為正。以上三種穩(wěn)健性檢驗結果均表明，體育產(chǎn)業(yè)引導資金能夠顯著促進區(qū)域經(jīng)濟發(fā)展，進一步驗證了基準回歸結果的穩(wěn)健性。

3.5 異質性檢驗

為了進一步探究體育產(chǎn)業(yè)引導資金經(jīng)濟效應的區(qū)域異質性問題，參考孫曉華等^［36］的研究，將地區(qū)生產(chǎn)總值高于中位數(shù)的樣本劃分為經(jīng)濟發(fā)展水平高的組別，將地區(qū)生產(chǎn)總值低于中位數(shù)的樣本劃分為經(jīng)濟發(fā)展水平低的組別，并進行基準回歸分析（見表6）。

回歸結果顯示，在經(jīng)濟發(fā)展水平高的地區(qū)，體育產(chǎn)業(yè)引導資金對區(qū)域經(jīng)濟發(fā)展的估計系數(shù)在1的水平上顯著為正；而在經(jīng)濟發(fā)展水平低的地區(qū)，體育產(chǎn)業(yè)引導資金的估計系數(shù)為負，且影響并不顯著。

（1）各地經(jīng)濟發(fā)展重心不同，對體育產(chǎn)業(yè)的重視程度也不同。經(jīng)濟發(fā)展水平低的地區(qū)更加關注并支持能夠明顯促進經(jīng)濟發(fā)展的產(chǎn)業(yè)，而體育產(chǎn)業(yè)引導資金作為政府的一項財政支出，在經(jīng)濟發(fā)展水平低的地區(qū)所發(fā)揮出的財政支持效應較為有限，同時還可能會擠占其他領域的財政資金。以經(jīng)濟發(fā)展水平相對較低的青海省為例，2023年青海省政府工作報告中重點將生態(tài)農業(yè)、清潔能源等產(chǎn)業(yè)作為推動當?shù)亟?jīng)濟發(fā)展的核心產(chǎn)業(yè)，體育產(chǎn)業(yè)對經(jīng)濟增長的貢獻作用相對較低，因此并沒有受到足夠的重視。

（2）各地體育消費水平不同，體育消費觀念受經(jīng)濟發(fā)展水平限制。首先，我國東部、南部等經(jīng)濟發(fā)展水平較高地區(qū)的體育消費市場更為活躍。以我國成渝地區(qū)為例，作為我國經(jīng)濟發(fā)展水平較高、消費能力較強的城鎮(zhèn)化區(qū)域，該區(qū)域居民愈加重視生活中的健康消費和精神消費^［37］，在體育領域中表現(xiàn)為對高附加值的體育產(chǎn)品與服務的消費需求增加較為明顯。其次，對于經(jīng)濟發(fā)展水平較低的地區(qū)而言，受家庭經(jīng)濟水平的影響，居民的體育消費觀念相對滯后，體育消費需求尚未被激活。究其原因，雖然體育產(chǎn)業(yè)引導資金能夠增加體育消費市場的有效供給，然而受經(jīng)濟發(fā)展水平所限，居民體育消費觀念滯后，當?shù)伢w育消費需求難以得到有效激活，進而造成供需不平衡，影響了政策的實^{施效果。}

（3）各地體育產(chǎn)業(yè)基礎不同，體育產(chǎn)品與服務供給數(shù)量與質量存在較大差異。首先，經(jīng)濟發(fā)展水平較高的地區(qū)擁有相對較強的體育產(chǎn)業(yè)基礎、更為豐富的體育市場資源和較為良好的體育產(chǎn)業(yè)投融資環(huán)境，能夠使體育產(chǎn)業(yè)引導資金發(fā)揮出較強的杠桿效應，吸引更多的社會資本注資當?shù)伢w育企業(yè)，帶來更多數(shù)量與更高質量的體育產(chǎn)品與服務。同時，充分的有效供給與旺盛的體育消費需求形成良好的供需互動局面，不斷激發(fā)經(jīng)濟發(fā)展新活力。如，北京市每億元體育產(chǎn)業(yè)引導資金平均拉動社會資本投資2～5億元^［38］，展現(xiàn)出了較強的杠桿效應，激發(fā)了當?shù)伢w育企業(yè)的創(chuàng)新活力。2021—2023年，北京市體育消費總規(guī)模年均達到700億元以上，人均體育消費超過3 000元^［39］，有效地促進了當?shù)亟?jīng)濟增長。其次，對于經(jīng)濟發(fā)展相對落后的地區(qū)而言，雖然體育產(chǎn)業(yè)引導資金能夠帶來更加豐富的體育產(chǎn)品供給，然而由于當?shù)伢w育基礎設施數(shù)量少、質量差，體育產(chǎn)業(yè)發(fā)展水平不高，有限的體育產(chǎn)業(yè)引導資金難以在短時間內補足短板，也難以發(fā)揮其應有的經(jīng)濟效應。

3.6 中介效應檢驗

為了檢驗體育產(chǎn)業(yè)引導資金對區(qū)域經(jīng)濟增長的影響機制，參考姚加權等^［40］、溫忠麟和葉寶娟^［41］的做法，構建如下遞歸模型，旨在證明體育產(chǎn)業(yè)引導資金通過中介變量對區(qū)域經(jīng)濟發(fā)展所產(chǎn)生的間接影響。

^LnGDPit=^α0+^α1SIGFit+^{α2ControlVarit}+

^φi+^μt+^εit（5）

^InterVarit=^γ0+^γ1SIGFit+^γ3ControlVar^it+

^φi+^μt+^εit（6）

^LnGDPit=^δ0+^{δ1InterVarit}+^δ2SIGFit+

^δ3ControlVar^it+^φi+^μt+^εit（7）

式中，InterVar表示待檢驗的中介變量，包括產(chǎn)

業(yè)結構優(yōu)化升級與社會就業(yè)規(guī)模；其余變量符號含義同公式（1）相同。若研究假設H²和H³成立，則估計系數(shù)^α1、^γ1與^δ1應顯著為正，此時中介效應占總效應的比重為^γ1×^δ1/^α1。機制檢驗結果如表7^所示。

結果顯示，產(chǎn)業(yè)結構優(yōu)化升級與社會就業(yè)規(guī)模增長的估計系數(shù)^α1、^γ1與^δ1均顯著為正，表明存在部分中介效應。首先，模型（15）和模型（18）的結果顯示，體育產(chǎn)業(yè)引導資金對產(chǎn)業(yè)結構優(yōu)化升級與社會就業(yè)規(guī)模增長的估計系數(shù)分別為0.041與0.132，通過了1的顯著性檢驗。其次，模型（16）和模型（19）的結果顯示，加入控制中介變量后，體育產(chǎn)業(yè)引導資金對區(qū)域經(jīng)濟發(fā)展的估計系數(shù)分別為0.033和0.026，均小于基準回歸系數(shù)0.036和0.031，且在1的水平上顯著，由此表明產(chǎn)業(yè)結構優(yōu)化升級與社會就業(yè)規(guī)模增長會強化體育產(chǎn)業(yè)引導資金對區(qū)域經(jīng)濟發(fā)展的推動作用。再者，為了進一步驗證中介效應的顯著性，進行了Sobel檢驗，得到Ｚ統(tǒng)計量分別為2.035與4.475，且均通過了⁵的顯著性檢驗，表明中介效應顯著，其中產(chǎn)業(yè)結構優(yōu)化升級與社會就業(yè)規(guī)模的中介效應分別占總效應的^7.17和14.89。結合前述論述，驗證了研究假設H²和H³，即體育產(chǎn)業(yè)引導資金能夠通過促進產(chǎn)業(yè)結構優(yōu)化升級與社會就業(yè)規(guī)模增長推動區(qū)域經(jīng)濟發(fā)展。

3.7 進一步分析

在驗證體育產(chǎn)業(yè)引導資金對區(qū)域經(jīng)濟發(fā)展的影響機制后，進一步聚焦于體育產(chǎn)業(yè)引導資金對體育產(chǎn)業(yè)發(fā)展的影響上，探究了體育產(chǎn)業(yè)引導資金對各省份體育產(chǎn)業(yè)發(fā)展的影響。具體參考姚松伯和劉穎^［42］的做法，收集了2000—2021年13個省份第三產(chǎn)業(yè)中文化、體育和娛樂業(yè)增加值作為體育產(chǎn)業(yè)增加值的替代指標（其余省份未在統(tǒng)計年鑒中單獨匯報文化、體育和娛樂業(yè)增加值），并整理了省級層面的控制變量。相關數(shù)據(jù)來源于前瞻數(shù)據(jù)庫與各省統(tǒng)計年鑒。

以體育產(chǎn)業(yè)增加值作為被解釋變量，依次進行了基準回歸分析、平行趨勢檢驗、個體與時間安慰劑檢驗、PSM-DID和縮尾1處理的穩(wěn)健性檢驗。結果表明，體育產(chǎn)業(yè)引導資金對各省份的體育產(chǎn)業(yè)發(fā)展具有顯著的正向影響，且通過了一系列穩(wěn)健性檢驗。隨后，將每年體育產(chǎn)業(yè)增加值的中位數(shù)作為劃分體育產(chǎn)業(yè)發(fā)展水平高低的依據(jù)，進行了分組回歸（見表8）。

結果表明，對于體育產(chǎn)業(yè)發(fā)展水平較高的省份而言，體育產(chǎn)業(yè)引導資金具有較為顯著的促進作用；而對于體育產(chǎn)業(yè)發(fā)展水平較低的省份而言，體育產(chǎn)業(yè)引導資金的影響則顯著為負。這與本研究依據(jù)經(jīng)濟發(fā)展水平進行異質性檢驗時得到的結論基本一致，由此進一步說明體育產(chǎn)業(yè)引導資金更多地起到了“錦上添花”的作用。雖然，各省份體育產(chǎn)業(yè)發(fā)展所面臨的經(jīng)濟環(huán)境差異顯著，但體育產(chǎn)業(yè)引導資金的政策內容導向卻趨于一致，這可能會導致資金的錯配，如，在體育產(chǎn)業(yè)發(fā)展水平較低的省份，由于片面追求大而全的發(fā)展模式可能會擾亂體育市場的客觀規(guī)律，對體育市場產(chǎn)生破壞作用^［38］。

4 結論與建議

4.1 結 論

體育產(chǎn)業(yè)引導資金作為我國助推體育產(chǎn)業(yè)發(fā)展的重要財政政策工具，對區(qū)域經(jīng)濟發(fā)展的推動效應也逐漸顯現(xiàn)出來。為了探究體育產(chǎn)業(yè)引導資金的經(jīng)濟效應，以2000—2021年為窗口期，運用多期DID的方法實證檢驗其政策效果，得出以下結論：

（1）體育產(chǎn)業(yè)引導資金能夠顯著促進區(qū)域經(jīng)濟的正向增長，并且通過了傾向得分匹配—雙重差分模型、替換被解釋變量“GDP”為“人均GDP”以及將被解釋變量作縮尾1處理等穩(wěn)健性檢驗。平行趨勢檢驗發(fā)現(xiàn)，這種經(jīng)濟效應存在一定的時滯性，這可能是由于資金發(fā)放時間晚于政策出臺與企業(yè)申報的時間，政策由省到市再到企業(yè)個體的逐級擴散落實需要時間等原因。（2）異質性檢驗結果顯示，在經(jīng)濟發(fā)展水平高的地區(qū)，體育產(chǎn)業(yè)引導資金能夠正向推動區(qū)域經(jīng)濟發(fā)展，而這一經(jīng)濟效應在經(jīng)濟發(fā)展水平低的地區(qū)并不顯著，究其原因，可能與各地區(qū)的經(jīng)濟發(fā)展重心、體育消費水平與體育產(chǎn)業(yè)基礎不同有關。（3）中介效應檢驗結果顯示，體育產(chǎn)業(yè)引導資金可以通過促進產(chǎn)業(yè)結構優(yōu)化升級與社會就業(yè)規(guī)模增長進而推動區(qū)域經(jīng)濟發(fā)展。一方面，體育產(chǎn)業(yè)引導資金通過體育產(chǎn)業(yè)內部結構升級與對其他產(chǎn)業(yè)結構的溢出效應推動區(qū)域產(chǎn)業(yè)結構優(yōu)化升級進而推動經(jīng)濟發(fā)展；另一方面，體育產(chǎn)業(yè)引導資金激活了當?shù)伢w育企業(yè)及整條產(chǎn)業(yè)鏈的用人需求，促進了社會就業(yè)規(guī)模增長進而推動區(qū)域經(jīng)濟發(fā)展。（4）進一步分析發(fā)現(xiàn)，體育產(chǎn)業(yè)引導資金對體育產(chǎn)業(yè)發(fā)展水平較高的省份具有“錦上添花”的作用，對體育產(chǎn)業(yè)發(fā)展水平較低的地區(qū)存在顯著的負向影響。

4.2 建 議

在加快推動體育產(chǎn)業(yè)成為國民經(jīng)濟支柱產(chǎn)業(yè)，積極培育我國經(jīng)濟增長新動能的背景下，國家不斷釋放支持體育產(chǎn)業(yè)發(fā)展的政策紅利。經(jīng)過我國多地的長期實踐發(fā)現(xiàn)，體育產(chǎn)業(yè)引導資金不僅能夠積極引導地方體育產(chǎn)業(yè)的發(fā)展方向，也對推動區(qū)域經(jīng)濟增長作出了積極貢獻。

（1）注重體育產(chǎn)業(yè)引導資金的落地，有序擴大政策覆蓋廣度。截至目前，我國僅有16個省級行政區(qū)及部分地級市發(fā)放了體育產(chǎn)業(yè)引導資金。為了進一步擴大體育產(chǎn)業(yè)引導資金對區(qū)域經(jīng)濟發(fā)展的正向效應，其余省（區(qū)、市）應該綜合地方財政資金狀況、體育產(chǎn)業(yè)基礎，有序落實體育產(chǎn)業(yè)引導資金的申報與發(fā)放工作。首先，各地方政府要做好資金申報審批工作，確保資金流向具有較強體育產(chǎn)業(yè)屬性的優(yōu)質企業(yè)，引導更多體育中小企業(yè)走“專精特新”的發(fā)展道路。其次，正確使用體育財政政策，借助政策支持補齊短板。以體育產(chǎn)業(yè)引導資金申報為抓手，針對體育企業(yè)做到精準管理，引導具有潛力的體育中小企業(yè)積極申報專項資金，深入企業(yè)了解需求、助企紓困。再者，加快推進體育產(chǎn)業(yè)供給側結構性改革，擴大體育產(chǎn)品與服務的有效供給，推動體育產(chǎn)業(yè)高質量發(fā)展，為我國社會經(jīng)濟發(fā)展增添新動能。

（2）結合本地經(jīng)濟發(fā)展水平與體育產(chǎn)業(yè)發(fā)展狀況，合理安排體育產(chǎn)業(yè)引導資金投向。首先，各地政府應因地制宜、實事求是，結合本地的消費水平、產(chǎn)業(yè)基礎、財政資金狀況等因素，綜合考量體育產(chǎn)業(yè)引導資金的發(fā)放規(guī)模和發(fā)放對象，確保財政資金的充分高效利用。同時，也不能忽略體育產(chǎn)品和服務所具有的準公共產(chǎn)品的性質，關注當?shù)鼐用裨隗w育健身娛樂等領域的美好生活需要，結合“健康中國”“全民健身”等國家重大發(fā)展戰(zhàn)略，利用好體育產(chǎn)業(yè)引導資金這一重要財政政策工具。此外，經(jīng)濟條件與體育產(chǎn)業(yè)發(fā)展水平相對落后的地區(qū)應重視體育基礎設施建設，優(yōu)先扶持一批全民健身領域的優(yōu)質項目，營造體育運動氛圍，豐富體育產(chǎn)品供給。其次，要注重與體育消費券等工具協(xié)同發(fā)力，培育體育消費習慣，促進體育產(chǎn)品供給與體育消費需求良性互動。再次，要充分挖掘本地體育特色資源，發(fā)展體育旅游等相關產(chǎn)業(yè)，多措并舉推動體育產(chǎn)業(yè)發(fā)展；經(jīng)濟與體育產(chǎn)業(yè)發(fā)展水平較高的地區(qū)要關注資金拉動效率，重點投向高質量的體育服務企業(yè)以滿足各收入水平人群的體育消費需求。最后，加大對體育科研項目的資金支持，注重前沿科學技術在體育領域的落地應用，加快培育一批世界一流的體育科技企業(yè)，以科技創(chuàng)新驅動體育強國建設。

（3）關注體育產(chǎn)業(yè)引導資金的就業(yè)帶動作用，豐富完善績效評價體系。首先，各地政府應依托體育產(chǎn)業(yè)引導資金，積極扶持體育中小企業(yè)發(fā)展，不斷擴大體育產(chǎn)業(yè)的就業(yè)吸納空間。根據(jù)體育產(chǎn)業(yè)關聯(lián)度高、產(chǎn)業(yè)鏈長等特點，引導培育一批體育領域的新型工作崗位，刺激就業(yè)規(guī)模增長。其次，建立完善的體育產(chǎn)業(yè)引導資金績效評價體系，將其對社會就業(yè)的帶動作用納入評價指標，并積極鼓勵被資助企業(yè)支持當?shù)貏趧恿蜆I(yè)與人才培養(yǎng)。再者，構建本地體育專業(yè)人才庫，對接體育中小企業(yè)用人需求。探索構建體育領域的人才共享機制，引導旅游、金融、高新技術等領域人才關注體育產(chǎn)業(yè)，推動體育產(chǎn)業(yè)創(chuàng)新融合發(fā)展。最后，規(guī)范體育產(chǎn)業(yè)引導資金的發(fā)放、監(jiān)督和評價等各環(huán)節(jié)，力求最大限度發(fā)揮體育財政資金的經(jīng)濟效應，反哺區(qū)域經(jīng)濟發(fā)展，最終實現(xiàn)體育產(chǎn)業(yè)與地方經(jīng)濟的協(xié)同、高質量發(fā)展。

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