中國體育產業和第三產業發展關系的實證研究

周勇 房亞男 李國平

摘 要：基于2006-2015年中國體育產業和第三產業的相關統計數據，采用協整關系檢驗、誤差修正模型、格蘭杰因果關系檢驗等計量方法，對中國體育產業和第三產業之間的長期均衡關系和短期動態關聯進行實證分析。結果表明：從長期來看，在樣本期內中國體育產業和第三產業之間存在長期穩定的均衡關系；從短期來看，中國體育產業增加值和第三產業增加值之間有著顯著的正向促進作用；中國體育產業和第三產業之間存在單向因果關系。

關鍵詞：體育產業；第三產業；長期均衡關系；短期動態關聯

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

體育產業是國民經濟的一個重要組成部分，具有較廣的經濟輻射面和較強的前、后向產業關聯，對國家經濟社會發展具有重要影響。2016年國家體育總局發布《體育產業發展“十三五”規劃》，指出“十三五”期間我國體育產業將堅持改革引領、堅持市場主導、堅持創新驅動、堅持協調發展，以實現體育產業五大發展目標：產業總量進一步增長；產業體系進一步完善；市場主體進一步壯大；產業基礎進一步夯實；產業環境進一步優化。“十三五”規劃將體育產業到2026年發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、提升國民生活質量、滿足人民群眾的健身娛樂需求等角度看，體育產業的主體屬于第三產業的第三層次，應該加大體育產業研究和開發力度。因此，本文采用2006-2015年的時間序列數據，運用動態計量經濟學分析方法，從理論角度探討中國體育產業和第三產業之間的關系，這對中國社會和經濟的發展有著重要的借鑒和啟發意義。

1 中國體育產業和第三產業的發展現狀

1.1 中國體育產業發展現狀

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

中國體育產業起步較晚，與歐美等發達國家相比還存在較大的差距。中國體育產業結構并不合理，相比美國體育服務業在體育產業中70%的占比，當前中國體育服務業在體育產業中的占比較低，未來提升體育服務業占比將是我國體育產業轉型的重要突破口。

優化體育產業結構是體育產業能夠快速發展的關鍵，也是體育產業適應經濟新常態的必然選擇。政策激勵是我國體育產業快速發展的主要因素。隨著體育治理體系和治理能力現代化的推進，體育產業政策決策科學化也開始逐漸納入規制設計之內。從體育產業一系列政策的出臺可以看出，中國體育產業政策目標持續更替態勢，是以黨和國家宏觀政策為指導制定的，政策工具單調且缺乏部門聯動，政策的連續性和波動性并存。在產業環境逐漸走向穩定的今天，體育產業政策面臨的是更加碎片化的市場時代，這就要求產業政策作為市場杠桿的運用要更加科學化、系統化，才能夠讓體育產業政策為體育產業發展服務，為中國“體育強國”建設服務。

1.2 中國第三產業發展現狀

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

雖然中國第三產業發展迅猛，但其發展速度仍落后于國民經濟的發展。無論是從橫向還是縱向來看，中國第三產業的發展與發達國家發展相比，還有一定差距。從第三產業內部結構看，中國仍以傳統的商業、服務業為主，一些基礎性第三產業（如郵電、通訊）和新興第三產業（如金融保險、信息、咨詢、科技等）仍然發育不足。二是第三產業增長方式粗放，效益偏低。三是市場化程度低，技術創新能力不夠，GDP使用結構——投資與消費比例失衡。因此，推動第三產業的發展，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，科學確定第三產業的行業發展重點和優先順序；要以城市和專業市場為載體；堅持產業轉換序列多元化模式；重視科技的力量，堅持依靠科技進步；重視國際服務貿易問題，促進第三產業的開放和外向發展，從而不斷加快第三產業現代化進程，突破第三產業當前發展瓶頸，迎合產業轉型的發展需要，進而促進中國經濟的進一步發展。

1.3 中國體育產業和第三產業的發展關系

在產業環境逐漸走向穩定的今天，體育產業的發展離不開其他產業經濟的支持，是現代服務業的重要組成部分。隨著社會經濟的發展，人們進行各種體育活動的需求在不斷增長，體育產業的產值在大幅度提升，對經濟的貢獻率越來越高。體育產業是關聯度大的上游產業，體育產業的發展對下游旅游業、廣告業、通信業、服務業等行業具有明顯的帶動作用。體育產業的成熟和壯大能夠帶動其他產業的發展，進而間接促進國民經濟的增長。因此，研究中國體育產業和第三產業發展的關系對促進經濟社會協調發展等方面具有重要意義。

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

從圖1中可以看出，中國體育產業和第三產業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展關系。

2 中國體育產業和第三產業發展關系的實證研究

2.1 數據的選取

本文采用的基礎數據是2006-2015年中國體育產業和第三產業的增加值（億元），考慮到剔除金融業和房地產業后的第三產業更能準確反映第三產業的發展水平，本文選取的第三產業的增加值均已減去金融業和第三產業的增加值。其中，2006-2015年中國體育產業增加值來源于國家體育總局，2006-2015年中國第三產業增加值來源于國家統計局。為了獲得平穩的時間序列，對數據進行自然對數轉化，這樣既不改變變量之間的協整關系，使其趨勢線性化，還可以消除時間序列中存在的異方差現象。所以，對中國體育產業增加值和體育產業增加值進行自然對數轉變，分別記為LnX和LnY。

2.2 單位根檢驗

在進行實踐序列分析時，傳統上要求所用的時間序列必須必平穩的，否則將會產生虛假回歸。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性檢驗（即單位根檢驗）。本文采用ADF法檢驗LnX、LnY的平穩性，借助軟件Eviews8.0完成相關計量運算，結果見表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，表明中國體育產業增加值和第三產業增加值均為平穩序列。

2.3 協整檢驗

經濟理論指出，某些經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濟系統不存在破壞均衡的內在機制，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整以使其重新回到均衡狀態。

從上述ADF單位根檢驗結果可知，中國體育產業增加值（LnX）與第三產業增加值（LnY）均為平穩序列，構成了協整檢驗的前提條件。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）估計長期靜態回歸方程Yt=β0+β1Xt+μt，然后用ADF統計量檢驗殘差估計值的平穩性。如果殘差存在平穩，則說明兩變量之間存在協整；反之，則不存在協整關系。

首先，對LnX和LnY使用普通最小二乘法得到協整方程如下：

LnY=0.8009LnX+5.6346（1）

t值：（26.5734）（24.0280）

P值：（0.0000）（0.0000）

R2=0.9888 F=706.1496

由協整方程（1）的估計結果可知，回歸方程的擬合優度R2較高，都在95%以上，這意味著超過95%的中國第三產業增加值的增加可以由體育產業解釋。回歸方程中F統計值也通過顯著性檢驗，說明中國體育產業增加值和第三產業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業增加值的t統計量都較大，所對應的P值都小于1%的顯著性水平，說明中國體育產業增加值和第三產業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EG兩步法原理檢驗殘差的平穩性。對殘差e進行ADF檢驗，以判斷殘差是否平穩，結果見表2。

結果表明，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屬于平穩序列，說明LnX與LnY的長期協整關系成立，中國體育產業增加值與第三產業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量關系。協整方程（1）中體育產業增加前的系數表示中國第三產業增加值對體育產業增加值的彈性系數，也就是說，從長期來看中國體育產業增加值增加1%，第三產業增加值增加0.8009%。

2.4 誤差修正模型

單純的協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整過程，事實上，正是由于短期的調整，經濟變量之間才會存在長期的均衡。Granger指出經濟變量相互不應該偏離太遠，至少在長期內應該存在長期穩定的均衡關系。因此，這樣的變量之間在短期內或者因為季節因素有所偏離的話，那么經濟力量，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就在于對失衡部分做出糾正。Granger將其進一步總結為Granger表示定理，一組具有協整關系的變量具有誤差修正模型（ECM）的表達方式。通過構建ECM模型可以分析變量間的短期動態和長期調整的特征。

依據動態計量經濟學相關定理，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業增加值和第三產業增加值之間的短期波動關系及調節機制，最終得出誤差修正模型如下：

其中，e（-1）表示協整方程（2）中滯后1期的殘差。從誤差修正模型的估計結果可以看出，回歸模型的擬合優度R2較高，F統計量通過了顯著性檢驗，表明誤差修正模型擬合效果良好，反映了中國體育產業增加值和第三產業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整力度。從短期來看，中國第三產業增加值關于體育產業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，中國體育產業增加值和第三產業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2006-2015年中國體育產業增加值和第三產業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性。從上述協整關系檢驗和誤差修正模型估計結果看出，中國體育產業的發展和第三產業的增長之間存在長期均衡關系及短期動態關聯性，但并不能確定二者之間是否具備統計學意義上顯著的單向或雙項因果關系，即中國體育產業增加值和第三產業增加值之間的長期均衡關系，究竟是體育產業增加值引起第三產業增加值變動的結果，還是第三產業增加值引起體育產業增加值變動的結果，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，結果見表3。

由檢驗結果（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”，表明中國第三產業增加值的增長可以促進體育產業增加值的增長，但是體育產業增加值的增長并不一定是第三產業增加值增長的原因，即中國體育產業增加值和第三產業增加值為單向因果關系。

3 結論

3.1 從長期來看，在樣本期內中國體育產業和第三產業之間存在長期穩定的均衡關系。由單位根檢驗和協整檢驗可知，中國體育產業增加值和第三產業增加值均為平穩序列，兩者之間長期協整關系成立。即從長期來看，中國體育產業增加值增加1%，第三產業增加值增加0.8009%。

3.2 從短期來看，中國體育產業增加值和第三產業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，誤差修正項的系數為負，符合反向修正機制。當中國第三產業增加值偏離均衡狀態時，誤差修正項將使中國體育產業增加值和第三產業增加值短期非均衡狀態向長期均衡收斂，中國第三產業增加值關于體育產業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 中國體育產業和第三產業之間存在單向因果關系。由格蘭杰因果檢驗可知，中國第三產業增加值的增長可以促進體育產業增加值的增長，但是體育產業增加值的增長并不一定是第三產業增加值增長的原因，即中國體育產業增加值和第三產業增加值為單向因果關系。當前中國體育產業的發展還未成熟，在體育產業的總產值中體育用品和相關產品制造業占主要部分，體育服務業占比較低。因此，體育產業的發展還不能對第三產業的發展產生明顯的推動作用，但體育產業的發展對經濟社會的發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業的不斷發展，對第三產業的帶動作用將會越來越大，并逐漸躍升到支柱產業之列。

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