我國體育產業發展與國民經濟增長關系的實證研究

楊偉松　關朝陽

摘 要：運用文獻資料、數理統計、向量自回歸模型等方法，基于2010-2020年體育產業發展與國民經濟增長的相關統計指標數據，探討我國體育產業發展與國民經濟增長的關系。研究發現：長期來看，體育產業發展與國民經濟增長之間存在正向協整關系；短期內，當均衡狀態發生波動時，當期體育產業增加值以-0.243 5倍的力度對上一期非均衡狀態進行調整，將其拉回長期均衡狀態；脈沖響應函數和方差分解分析結果顯示，體育產業發展與國民經濟增長均受到來自自身沖擊的影響。最后提出：發揮體育產業與國民經濟互惠共生的力量、改善體育產業與國民經濟的偏利關系、掌控體育產業與國民經濟長期均衡發展的節點等優化路徑，以推動體育產業與國民經濟的協同發展。

關鍵詞：體育產業；國民經濟；實證關系

中圖分類號：G80-052文獻標識碼：A文章編號：1009-9840（2023）01-0001-07

Empirical Research on the Relationship between the Development of China's Sports Industry and the Growth of National Economy

YANG Weisong1， GUAN Chaoyang2

（1.College of P.E.， Henan University of Science and Technology， Xinxiang 453003， Henan， China; 2. College of P.E.， Henan Normal University， Xinxiang 453007， Henan， China）

Abstract：Using literature review， mathematical statistics， vector auto-regressive model， based on the relevant statistical indicator data of the development of the sports industry and the growth of the national economy from 2010 to 2020， the authors explore the coupling relationship between the development of China's sports industry and the growth of the national economy. The results show that， in the long term， there is a positive co-integration relationship between the development of the sports industry and the growth of the national economy; in the short term， when the equilibrium state fluctuates， the added value of the sports industry in the current period will be adjusted by -0.2435 times the intensity of the previous period of disequilibrium， and then drew back to the long-term equilibrium state.; the results of impulse response function and variance decomposition analysis show that the development of the sports industry and the growth of the national economy are both affected by their own impact. Finally， optimized paths are proposed such as "playing the power of the sports industry and the national economy for mutual benefit"， "improving the partial benefit relationship between the sports industry and the national economy"， and "controlling the nodes of the long-term balanced development of the sports industry and the national economy" to promote the coordinated development of the sports industry and the national economy.

Key words：sports industry; national economy; empirical research

體育產業作為當前最引人注目的新興產業，是社會經濟高度發達的產物，具有較強的經濟效應［1］。廣義的體育產業指“與體育運動相關的一切生產經營活動，包括體育物質產品和體育服務產品的生產、經營兩大部分”。狹義的體育產業是指“體育服務業”或者是“體育事業中既可以進入市場，又可以盈利的部分”。為推動體育產業的發展，2014年10月國務院印發了《關于加快體育產業發展促進體育消費的若干意見》，首次將體育產業發展上升為國家戰略，著力培育其成為新的經濟增長點。近年來，我國體育產業得到快速發展，但與歐美國家相比，總體規模和發展活力仍存在較大差距。全球體育產業總值在2013年實現7.5萬億元，占國內生產總值比重約2%，其中，美國體育產業總值實現2.87萬億元，占國內生產總值比重高達2.93%［2］。而由于我國體育產業發展起步較晚，2018年我國體育產業總規模增加值占國內生產總值比重僅為1.1%。因此，如何進一步推動體育產業的發展，以及探討體育產業與國民經濟之間的關系，成為學術界關注的焦點問題。

學術界關于體育產業與國民經濟發展問題的現有文獻，大體可歸納為以下三類：一是體育產業的定位，具體表現在，體育產業成為新的經濟增長點，其發展能夠增加就業、擴大內需、促進國民經濟的發展［3-6］；二是體育產業發展與國民經濟增長之間的相關關系研究，主要體現在，兩者密切相關、相互影響，體育產業發展離不開國民經濟的經濟保障，國民經濟增長需借助體育產業的發展力量［7-10］；三是經濟理論視角下的體育產業發展研究，這些理論性研究成果，為探討體育產業發展與國民經濟增長之間的關系提供了理論依據和參考［11-13］。

綜上，有關體育產業與國民經濟關系的現有研究成果較為豐富，為進一步探討兩者關系提供了重要借鑒，但多數文獻局限于定性分析，或實證分析中更注重體育產業對國民經濟的單向影響，較少涉及國民經濟對體育產業發展的影響。藉此，本研究通過利用2010-2020年體育產業發展與國民經濟增長等相關指標數據，運用向量自回歸模型（VAR），實證分析兩者之間的耦合關系，以期為兩者的協同發展提供參考建議。

1 指標選取、研究方法與描述性統計

1.1 指標選取

本研究針對體育產業發展衡量指標的選取，參考了國家體育總局、國家統計局出臺的《國家體育產業統計分類》標準及公布的體育產業增加值指標數據，并結合李國等［8-9］、任波［10］、朱菊芳等［14］等文獻做法，以“體育產業增加值”作為體育產業發展的衡量指標。針對國民經濟發展狀況的衡量，政府、學術界較多采用的是具有較高國際認可度、權威性和國際比較性的“國內生產總值（GDP）”指標，這一指標可概括性的度量某一國或地區經濟運行的總體情況。1993年我國正式將國內生產總值指標納入《中國國民經濟核算體系》，其統計數據具有連續性。因此，本研究選取“國內生產總值”作為我國國民經濟增長的衡量指標。

1.2 研究方法

首先，采用文獻資料分析法，對體育產業與國民經濟關系等相關研究成果分析，確定研究視角。其次，采用Stata15.0，對2010-2020年我國體育產業發展、國民經濟增長指標進行描述性統計和Pearson相關性系數分析。最后，運用VAR模型，從模型估計、脈沖響應分析、方差分解分析3個方面，探討體育產業發展與國民經濟增長之間的耦合關系，為推動體育產業與國民經濟共發展提供實證依據。

1.3 描述性統計

圖1顯示了2010-2020年我國體育產業增加值及其增長率的變動情況。數據表明，2010-2019年我國體育產業發展呈現持續穩步增長趨勢，體育產業增加值從2010年的2 200億元增長至2019年的11 248.1億元。近11年間，我國體育產業增加值年均增長率為17.6%。從體育產業增加值的增長率來看，2011-2014年體育產業增加值的增長率處于下降趨勢，但在2015年增長率出現井噴式提升，上升為35.97%。這與2014年國發〔2014〕46號文件的政策利好推動密切相關。2015-2019年期間，體育產業增加值的增長率處于下降—上升—下降的波動趨勢，但增長率仍保持在10%以上。意味著，我國體育產業發展活力日益突出，具有較強的經濟發展潛力，對拉動國民經濟增長具有重要作用。但受新冠疫情影響，體育產業增加值由2019年的11 248.1億元下降至2020年10 735億元，增長率由2019年的11.61%下降至2020年-4.56%。

圖2顯示了2010-2020年我國國內生產總值及其增長率的變動情況。數據顯示，我國國民經濟發展也呈現出持續增長的態勢，2010年國內生產總值實現412 119億元，到2020年國內生產總值實現1 143 670億元，11年間年均增長率為10.8%。從國內生產總值增長率來看，2011年出現飛躍式提升，增長率為18.4%，之后呈現平緩變動趨勢，至2020年國內生產總值增長率出現大幅增長，增長率為15.48%。表明與體育產業規模發展相比，整個國民經濟受新冠疫情等外部因素的影響較小。

綜上來看，除2020年外，2010-2019年間，體育產業增加值的年均增長率遠高于同期GDP增長率，但體育產業增加值與國內生產總值均處于漸進式提高過程。國家體育總局出臺的《體育產業發展“十三五”規劃》提到，體育產業對國民經濟的綜合貢獻率明顯提升，成為國民經濟發展的新的經濟增長點。在“十三五”期間，國家調整經濟結構戰略，轉變經濟發展方式，推動供給側結構性改革，為體育產業發展提供強大動力和堅實的經濟基礎。本研究通過Pearson相關性分析，也發現我國體育產業與國民經濟存在線性關系（見表1）。

2 體育產業發展與國民經濟增長耦合關系VAR模型分析

2.1 VAR模型設計

VAR模型全稱為向量自回歸（Vector Autoregression）模型，是由美國計量經濟學家和宏觀經濟學家Sims于1980年提出，該模型運用非結構性方法，旨在探討經濟系統中各變量之間的交互關系，并分析隨機擾動項對經濟變量的動態沖擊。VAR模型核心思想是每一個內生變量對模型的全部內生變量的滯后值進行回歸，從而估計全部內生變量的動態關系。VAR（p）模型數學表達式為：

yt=β0+β1yt-1+…+βpyt-p+εt（1）

式（1）中，yt分別表示k維內生變量，β為系數矩陣，p為滯后階數，解釋變量（yt-1，yt-2，…）依賴于（εt-1，εt-2，…），εt與其滯后值（εt-1，εt-2，…）不相關，故所有解釋變量的前定變量與當期擾動項εt不相關，故可以使用OLS對方程進行回歸。

2.2 平穩性檢驗

本研究的分析變量是“體育產業增加值（TYC）”與“國內生產總值（GDP）”，由于兩者均為時間序列變量，可能存在異方差的影響。故首先采用取自然對數方法對數據進行預處理，分別記作lnTYC、lnGDP，再進行VAR模型實證分析。

以lnGDP作為被解釋變量，lnTYC作為解釋變量，本研究通過定義單位根變量，對兩者進行OLS回歸（見表2）。結果發現，lnGDP對lnTYC的回歸系數在5%水平上顯著，且R2高達0.48，意味著，國內生產總值和體育產業增加值雖然為相互獨立的單位根變量，但存在著“偽回歸”現象。故需要對兩組序列進行單位根的平穩性檢驗。

本研究使用ADF（Augmented Dickey-Fuller）方法進行單位根檢驗。ADF檢驗方法的數學表達式為：

Δyt=β0+δyt-1+γ1Δyt-1+…+γp-1Δyt-p+1+γt+εt（2）

式（2）中（Δyt-1，…，Δyt-p+1）稱為滯后差分項，即一階差分Δyt的一階至（p-1）階滯后項；t為時期趨勢；β0為位移項；γ為時期t的系數；γi為未知參數；p為滯后項；εt為隨機擾動項。ADF檢驗為左邊單側檢驗，其拒絕區域僅分布在最左邊，故其假設為，H0：δ=0，H1：δ<0。即ADF檢驗值大于臨界值，接受原假設，意味著時間序列存在單位根，為非平穩序列，反之為平穩序列。

表3顯示了體育產業增加值與國內生產總值的平穩性檢驗。結果顯示，lnTYC、lnGDP的ADF值均大于10%臨界值，為非平穩序列。一階差分處理后，dlnTYC的ADF值大于10%臨界值，dlnGDP的ADF值小于10%臨界值但大于1%臨界值，兩者仍為非平穩序列。再次進行二階差分處理，d2lnTYC、d2lnGDP的ADF檢驗值均小于1%臨界值，意味著lnTYC、lnGDP在二階單整I（2）下為平穩序列，可構建VAR模型。

2.3 協整性檢驗

根據ADF單位根檢驗結果，lnTYC、lnGDP序列本身不具平穩性，但為二階單整序列，反映出兩序列數據之間可能存在平穩的長期均衡關系，即“協整關系”。為進一步明確體育產業增加值與國內生產總值之間是否具備長期均衡關系，需進行協整性檢驗。

確定滯后期數是協整性檢驗的前提條件，根據LL、LR、AIC、HQIC、SBIC等準則發現（見表4），最佳滯后期為2。由表5結果可知，假設“lnTYC與lnGDP無協整關系”的跡檢驗統計量為22.234 6，大于5%臨界值15.41，拒絕該假設。假設“lnTYC與lnGDP至少存在一個協整關系”結果顯示，跡檢驗統計量2.088 3，小于5%臨界值3.76（P>0.05），接受該假設。故可認為，lnTYC與lnGDP之間存在長期均衡關系。

lnTYC與lnGDP之間的長期均衡關系性質，可由協整檢結果估計得到的標準化協整方程解釋：

lnGDP = 0.502 9lnTYC＋9.130 1（3）

lnTYC = 1.952 3lnGDP-17.669 2（4）

方程（3）和方程（4）的擬合優度R2均為0.981 9，擬合效果較好。由標準化方程可知，lnTYC與lnGDP之間的協整系數呈正向相關關系。方程（3）表示，體育產業增加值提高1%，經濟增長將提升0.502 9%；方程（4）表示，經濟增長提高1%，體育產業增加值將提升1.952 3%。由此可見，體育產業發展與國民經濟增長之間存在互惠共生的關系。

2.4 向量誤差修正模型

向量修正誤差模型（VCE）是建立在兩時間序列變量具有長期協整關系基礎之上，是對時間序列變量之間短期波動變化的測量。根據lnTYC與lnGDP之間的協整關系，我們可以對體育產業增加值與國內生產總值建立向量修正誤差模型如下：

（5）式中，ecmt-1為修正誤差項，反映的是被解釋變量的短期波動變化，δ為誤差修正項系數，反映的是時間序列變量之間發生偏離長期均衡時，將其調整到均衡狀態的速度；γi為解釋變量滯后差分項的系數，表示短期波動對被解釋變量的影響；p為差分解釋變量的最優滯后階數；εt為殘差。模型檢驗結果見表6。

被解釋變量為體育產業增加值的方程擬合度指標R2=0.806 6，chi2=20.850 4，P=0.000，被解釋變量為國內生產總值的方程擬合度指標R2=0.944 3，chi2=84.699 8，P=0.000，表示兩個方程的擬合度良好，可較好的解釋兩時間序列變量短期波動對長期均衡的影響。

模型估計結果顯示，被解釋變量為體育產業增加值的誤差修正模型的系數估計值為-1.277 4，所對應的相伴概率P=0.181>0.05，表明國內生產總值對體育產業增加值偏離長期均衡關系的調整力度不顯著。被解釋變量為國內生產總值的誤差修正模型的系數估計值為-0.243 5，所對應的相伴概率P=0.000<0.05，表明體育產業增加值對國內生產總值偏離長期均衡關系的調整力度顯著，即當期體育產業增加值以-0.243 5倍的力度對上一期兩變量之間的偏離狀態進行調整，將其拉回長期均衡狀態。

2.5 VAR模型參數估計

由上文分析，體育產業增加值與國內生產總值之間具有平穩的長期正向均衡關系，且最佳滯后期為2。故可進行VAR（2）的模型參數估計，對體育產業增加值與國內生產總值的正向相互關系展開驗證（表7）。

表中結果顯示，lnTYC與lnGDP的擬合優度分別為0.975 8、0.993 1，兩者擬合指數良好。同時，VAR（2）模型的特征多項式的根的倒數均在單位圓范圍內（如圖3），表明兩者序列數據穩定性良好。意味著，體育產業發展與國民經濟增長之間的經濟系統具有穩定性，在受到外界干擾性因素沖擊時，隨著時間推移，能夠逐漸恢復到穩定均衡狀態。

在VAR（2）模型參數估計結果中，就體育產業發展而言，國內生產總值滯后1期和2期對體育產業增加值的影響系數分別為3.358 6、-0.694 4，但這種影響在統計上并不顯著，表明在短期內國民經濟增長對體育產業發展影響不大。從國民經濟增長來看，體育產業增加值對國內生產總值的影響系數在滯后1期和2期中分別為0.164 5、0.058 8，且滯后2期的系數在1%水平上顯著影響，意味著體育產業發展能夠促進國民經濟增長，且隨著時間的推移，此正向影響逐漸減緩。

2.6 脈沖響應函數分析

VAR模型估計結果顯示，體育產業發展與國民經濟發展之間具有長期協整關系，且相對穩定，故可進一步進行脈沖響應函數分析。脈沖響應函數（IRF）反映的是，VAR模型中某個內生變量受到一個標準差的外生沖擊時，給其他變量所帶來的動態影響。該函數是一種條件預測，估計發生沖擊后內生變量在不同時點的值。

圖4顯示了體育產業增加值的一個標準差的沖擊對VAR系統造成的影響。首先，體育產業增加值自身對其標準差沖擊做出立即響應（圖4左），在第1期至第2期的響應值呈現顯著下降趨勢，從第3期至第5期呈現上升—下降的趨勢，第6期至第8期的響應趨勢呈現相似變化。從國內生產總值對來自體育產業增加值的一個標準差沖擊的脈沖響應來看（圖4右），國內生產總值對此沖擊未立即做出響應，在第1期響應為0，隨后響應趨勢呈現大幅上升趨勢，在第2期達到峰值，第3期至第5期、第6期至第8期均呈現小幅度的下降—上升趨勢。由此，整體上來看，體育產業增加值對自身沖擊的響應處于下降趨勢，國內生產總值對體育產業增加值沖擊的響應處于上升趨勢，但體育產業自身的響應值高于國內生產總值。故需圍繞體育產業自身系統設計，在加快體育產業發展速度的同時，促進國民經濟增長。此結論進一步印證了前文的協整性分析、VAR（2）模型參數估計的結果。

圖5顯示了國內生產總值的一個標準差的沖擊對VAR系統造成的影響。可以看出，國內生產總值對自身的一個標準差沖擊立即做出響應（圖5左），從1期到第2期的作用路徑呈現下降—上升的趨勢，在第2期作用效果達到最大，隨后第2期至第5期呈現相似U型變化，第6期開始呈現平穩狀態，此影響到第8期都未消退。體育產業增加值對此沖擊的影響立即做出響應（圖5右），第1期至第3期呈現明顯的下降—上升趨勢，第4期至第8期呈現相似趨勢，但變動幅度較小。由此可見，國民經濟的發展受其自身系統波動的影響，且此波動在短期內一定程度上阻礙了體育產業的發展。

2.7 方差分解分析

方差分解是VAR模型中描述系統動態的另一種方法，用來評價不同隨機擾動項沖擊的重要性，即不同沖擊對內生變量動態變化的貢獻度。表8匯報了體育產業增加值與國內生產總值序列VAR模型的方差分解結果。

就體育產業增加值方差分解結果來看，在第1期中，國民經濟發展對體育產業發展的方差貢獻率為36.1%，體育產業自身對其發展的方差貢獻率為63.9%。意味著，在第1期，體育產業的發展變化更大程度上受自身影響。之后，第2期至第8期，國民經濟發展對體育產業發展的方差貢獻率呈現逐步上升的趨勢，在第8期中貢獻率達到48.49%。相應地，體育產業自身的方差貢獻率呈下降趨勢，在8期中貢獻率下降至51.51%。這一結果表明，體育產業發展更多的受到自身影響，且隨時間推移，國民經濟增長對體育產業發展的影響逐漸增強。

國內生產總值方差分解結果顯示，在第1期中，國民經濟增長完全受自身擾動項的影響，體育產業發展對其未產生影響。第2期國內生產總值方差有89.01%來自自身影響，10.99%來自體育產業增加值。到第3期，體育產業增加值對國內生產總值方差的貢獻率迅速提高至47.74%，表明體育產業發展對國民經濟增長的作用迅速凸顯。之后，在第4期至第8期中，體育產業增加值的貢獻率呈現略微下降趨勢，但基本處于45%左右。意味著，體育產業發展在短期內未顯著推動國民經濟增長，隨著時間推移，積極作用增強。

3 體育產業與國民經濟協同發展的優化路徑

3.1 發揮體育產業與國民經濟互惠共生的力量

Johansen協整檢驗結果顯示，體育產業發展與國民經濟增長存在著長期均衡和互惠共生關系。具體表現在體育產業增加值對國內生產總值的長期彈性為0.502 9，國內生產總值對體育產業增加值的長期彈性為1.952 3。這意味著，長期來看，國民經濟增長對體育產業發展的影響大于體育產業發展對國民經濟增長的影響。因此，為進一步促進兩者之間的互惠共生關系，發揮其力量，首先通過經濟結構轉型和發展方式轉變，切實推動國民經濟向高質量發展階段轉變，夯實國民經濟基礎，同時激發市場主體活力、擴大就業、完善收入分配，提升居民收入和消費水平的提升，為體育產業的發展創造條件。其次，通過提高體育服務業質量，積極引導和吸引廣大居民的體育消費意識和消費水平，推動體育產業和國民經濟的發展。

3.2 改善體育產業與國民經濟的偏利關系

向量誤差修正模型結果顯示，國內生產總值對體育產業增加值偏離長期均衡關系的調整力度不顯著，體育產業增加值對國內生產總值偏離長期均衡關系的調整力度顯著，且當期以-0.243 5倍的力度對上一期的偏離狀態進行調整，將其拉回長期均衡狀態。這意味著，短期內，體育產業增加值能顯著促進國民經濟的發展，而國民經濟的發展不能推動對體育產業的發展。即在短期內，兩者之間存在一種“偏利關系”。對此，一是通過科普體育鍛煉知識、普及體育基本公共服務設施，增強全民體育鍛煉意識；二是通過提高體育健身娛樂業和體育競賽表演業的市場份額、降低運動服裝、運動器材等實物型體育消費的市場份額，改善體育產業結構、促進居民體育消費優化升級；三是重視體育產業發展的短期效應，提升其在國民經濟中的比重，為國民經濟發展增添活力。

3.3 掌控體育產業與國民經濟長期均衡發展的節點

脈沖響應函數分析結果顯示，體育產業增加值對來自自身沖擊的脈沖響應，整體上呈現下降趨勢，說明體育產業自身沖擊對其發展造成負向影響，且此影響與對國民經濟增長的影響均呈現周期性變化。國內生產總值對自身沖擊的脈沖響應也呈現下降—上升的周期性變動，且短期內阻礙體育產業的發展。

方差分解結果顯示，在短期內，體育產業發展對國民經濟增長的影響較小，隨著時間的演進，對國民經濟增長的推進作用逐漸增強。國民經濟增長對體育產業發展的推動作用，也呈現出隨著時間發展日益擴大的趨勢。

由此可見，識別體育產業發展與國民經濟增長之間的關鍵節點，是推動兩者協同發展的重要路徑。首先，通過圍繞體育產業自身系統設計，明晰體育產業發展癥結，同時采取措施實現與國民經濟發展水平相適應的居民體育消費支出水平；其次，進一步優化體育產業的供給側結構，識別并解決體育產業發展的瓶頸，提升居民體育消費水平，實現居民體育消費支出水平與國民經濟增長水平相符合的目標；再者，控制外部因素對國民經濟增長的威脅，完善相關政策法律法規，創造穩定的國民經濟系統，重視國民經濟對體育產業發展的長期作用，盡力降低國民經濟波動對自身與體育產業發展的負向作用。

4 小 結

近年來，我國體育產業發展進入現代化，處于快速發展時期，體育產業的新格局將助力國民經濟發展、擴大就業、拉動內需，成為新的經濟增長點。同時，長期來看，國民經濟的發展也為體育產業的發展壯大奠定了經濟基礎，兩者之間處于互惠共生的發展形式。因此，在明晰體育產業發展與國民經濟增長均衡關系的基礎上，發揮兩者互惠共生的力量，掌控兩者長期均衡發展的節點與周期，實現兩者協同發展的目標。

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［20］國家體育總局，國家統計局.2018年國家體育產業規模及增加值數據的公告［EB/OL］.（2020-01-20）［2022-06-13］.http：//www.stats.gov.cn/tjsj/zxfb/202001/t20200120_1724122.html.

［21］國家體育總局，國家統計局.2019年國家體育產業規模及增加值數據的公告［EB/OL］.（2020-12-31）［2022-04-23］.http：//www.stats.gov.cn/tjsj/zxfb/202012/t20201231_1811943.html

［22］國家體育總局，國家統計局.2020年國家體育產業規模及增加值數據的公告［EB/OL］.（2021-12-30）［2022-08-12］.http：//www.stats.gov.cn/xxgk/sjfb/zxfb2020/202112/t20211230_1825764.html

收稿日期：2022-09-27

基金項目：國家社會科學基金項目（編號： 20BTY010）。

作者簡介：楊偉松（1989- ），男，博士，研究方向為體育社會學、體育經濟學。