鞏俊賢

我國經濟進入新常態(tài)以來，政府一直在對經濟結構進行調整，試圖轉變主要依靠進出口和投資拉動的經濟增長模式，擴大內需，發(fā)揮消費對經濟增長的帶領作用.黨的十九大報告指出，中國特色社會主義進入新時代，我國社會主要矛盾已經轉化為人民日益增長的美好生活需要和不平衡不充分的發(fā)展之間的矛盾.從消費視角來看，就是指現有供給不能滿足城鄉(xiāng)居民消費結構升級需要.深化供給側結構性改革，補齊短板，增加市場有效供給，不斷滿足城鄉(xiāng)居民日益增長的消費需求，推動居民消費結構升級，這是我們當前和今后一個時期面臨的主要任務.在國家政府一系列供給側改革配套措施之下，我國居民消費總量增長迅速［1］.國家統(tǒng)計局資料顯示，2017年我國社會消費品零售總額達到34734億元，同比增長9.4%，而且2017年我國消費對經濟增長的貢獻首次超過60%.在居民消費總量不斷擴大的同時，居民消費結構也在發(fā)展轉變，食品以及其他生活必需品支出在居民消費支出中所占的比重逐漸降低，信息、文化、旅游以及體育產業(yè)消費成為當今消費者的主流選擇，尤其是體育產品的消費近年來增長迅速.2014年中央政府頒布了《關于加快發(fā)展體育產業(yè)促進體育消費的若干意見》，鼓勵和支持居民進行體育消費，把體育消費總量的增長作為拉動我國經濟增長的新動力［2］.2016年國家體育總局頒布了《體育發(fā)展“十三五”規(guī)劃》，明確提出了要增加體育消費品的供給，搞好體育經濟.在此背景下我國城鎮(zhèn)居民的體育產品消費總量增長迅速，2016年我國城鎮(zhèn)居民人均體育產品消費支出超過800元［3］.體育消費總量的增加為我國經濟增長提供了新動力，基于此，以我國城鎮(zhèn)居民體育消費的相關數據為依據，定量分析了我國城鎮(zhèn)居民體育消費的經濟增長效應，以期能夠為我國體育消費經濟增長提供參考.

1 國內學者研究概述

我國居民的體育消費近年來才逐漸興起，而國外居民體育消費的總量遠超我國.我國學者在體育消費經濟方面的研究文獻明顯少于國外.Alain Decrop等人通過多維過程視圖定性分析影響居民進行體育產品消費的因素，他們發(fā)現體育消費的自豪感可以鼓勵和影響更多的居民進行體育消費.Erik Thibaut等以家庭為單位探究影響家庭進行體育消費的因素，他們將解釋變量設置為父母收入、職業(yè)、受教育水平等，被解釋變量為進行體育消費的頻率.研究表明，收入水平越高的群體進行體育消費的頻率越高，而職業(yè)和受教育水平也是影響居民進行體育消費的重要影響因素.Adam J.Karg等通過美國居民的體育消費總量和美國國民生產總值的回歸分析發(fā)現，體育消費與其經濟增長的影響系數為0.33，也就是說美國居民體育消費總量上升1個百分點，其國民生產總值會上升0.33個百分點，他的研究說明了美國體育消費對其經濟增長的帶動作用.姜巖［4］研究了消費結構變動對經濟增長的作用.發(fā)現體育消費對我國經濟增長具有長期的、穩(wěn)定的推動作用，由此提出我國政府應該出臺相關政策鼓勵居民進行體育消費.龐善東［5］指出我國應該培育新型體育消費產品，滿足消費者的差異化需求，以帶動我國居民體育消費總量的增長.

通過研究可以發(fā)現，學者們對體育消費經濟增長效應方面的研究較少，而且多數只是定性分析.因此，筆者采用定量的分析方法探究體育消費對經濟增長的作用.

2 體育消費與經濟增長動態(tài)關系的模型構建

2.1 數據的選取及說明

由于我國缺乏對體育消費方面的數據統(tǒng)計，因此居民年度體育消費支出的具體數據是不可獲得的.學術界普遍的做法是選擇居民的文化、娛樂、體育的支出來衡量居民體育消費支出.這主要是由于體育產業(yè)和文化、娛樂產業(yè)結合密度較大，在進行統(tǒng)計工作時很難進行區(qū)分，因此我國統(tǒng)計部門只對居民的文化、娛樂以及體育的消費支出作整體統(tǒng)計，沒有一一區(qū)分.以往學者，如魏延［6］、韓嬌［7］、孟濤［8］等都使用了居民的文化、娛樂、體育支出來表示居民的體育消費支出.研究發(fā)現，使用居民的文化、娛樂、體育支出來表示居民的體育消費支出具有一定的合理性，得到了學術界的認可.鑒于此，本文亦使用居民的文化、娛樂、體育支出來表示居民的體育消費支出.本文選取了《中國統(tǒng)計年鑒》中2000-2016年我國城鎮(zhèn)居民的文化、娛樂以及體育消費人均支出，然后使用城鎮(zhèn)居民人均文化、娛樂以及體育消費支出乘以城鎮(zhèn)居民總數得到城鎮(zhèn)居民文化、娛樂以及體育消費總量，在下文中記為體育消費總量，使用TC表示.經濟發(fā)展水平使用國內生產總值表示，在下文中記為GDP.

2.2 VAR模型分析

（1）平穩(wěn)性檢驗.原始時間序列可能存在的異方差性會影響實證分析的準確性.因此，本文在實證分析前對原始數據進行了取對數處理以消除可能存在的異方差性，取對數結果分別用LNTC和LNGDP表示，取對數命令如方程（1）所示:

表1 ADF檢驗結果

表2 VAR模型滯后期選擇

VAR模型要求原始序列為平穩(wěn)性序列，所以本文首先對LNGDP和LNTC進行ADF檢驗，檢驗結果如表1所示.

從表1可見，DLNGDP和DLNTC為一階差分后的結果.LNGDP的ADF檢驗值為-3.647983，大于10%顯著水平下的臨界值-3.981343，所以LNGDP在1%～10%顯著水平下不是平穩(wěn)的時間序列，對其進行一階差分之后，DLNGDP的ADF檢驗值為-2.857386仍然低于10%顯著水平下的臨界值-2.593723，但高于5%顯著水平下的臨界值-3.760551，說明一階差分之后得到了10%顯著水平下的平穩(wěn)序列.LNTC的ADF檢驗值為-3.931432，高于10%顯著水平下的臨界值-3.854185，說明LNTC不是平穩(wěn)的時間序列，一階差分后其ADF檢驗值在1%顯著水平下的臨界值和5%顯著水平下的臨界值之間，說明5%的顯著水平下DLNTC為平穩(wěn)序列.雖然DLNGDP和DLNTC都是一階平穩(wěn)序列，但是其顯著性水平不同，所以不能直接構建VAR模型，它們之間必須滿足協(xié)整關系才能構建VAR模型［6］.

（2）協(xié)整分析.利用 Eviews對 LNGDP和LNTC進行回歸分析，通過相關系數值可以明確體育消費的經濟增長效應，結果如方程（2）所示:

如方程（1）所示LNTC與LNGDP之間為正相關關系，相關系數為0.28，也就是說LNTC每上升1個百分點，LNGDP會上升28.29個百分點.對方程（2）的殘差進行ADF檢驗，殘差的ADF值為-5.371753，在1%顯著水平下是平穩(wěn)序列，所以其殘差是穩(wěn)定的.由此，可以得出LNTC與LNGDP之間為協(xié)整關系，可以構建VAR模型.

（3）VAR模型滯后期選擇.所謂滯后期是指被解釋變量對解釋變量的回應有一個時間上的延遲，學術界稱之為滯后期［7］.研究者先構建了初步VAR模型，選擇2階作為初步VAR模型的滯后階數，然后使用信息準則法對VAR模型最佳滯后期進行檢測，結果如表2所示.

如表2所示，3階時AIC、SC、LR、FPE以及HQ達到最小值，所以本文建立的LNGDP和LNTCL之間的VAR模型最佳滯后期為3階.

（4）模型輸出結果.以3階為滯后階數對初步建立的VAR模型進行修正，VAR（3）的輸出結果，如表3所示.

表3 VRA（3）輸出結果

如表3所示，本文所構建的VAR（3）模型，T值均在2以上，說明模型系數達到了顯著性水平要求，也就是說系數是有效的.LNGDP和LNTC（-1）、LNTC（-2）以及LNTC（-3）之間的系數均為正數，說明LNGDP與LNTC之間為正相關關系.同理 LNTC 與 LNGDP（-1）、LNGDP（-2）以及LNGDP（-3）之間的相關系數也為正數，說明LNGDP的增長對LNTC的增長具有正向推動作用.如果VAR模型不穩(wěn)定則表1的系數就失去了意義，本文對VAR（3）進行AR根檢驗結果顯示VAR（3）所有根模的倒數小于1，即所有的單位根均落在單位圓內，說明本文建立的VAR（3）是穩(wěn)定的.穩(wěn)定的VAR（3）模型說明了LNGDP與LNTC之間的正相關關系比較穩(wěn)定，也就是說體育消費與經濟增長之間存在長期穩(wěn)定的相關關系.

2.3 脈沖響應函數分析

VAR模型的動態(tài)分析一般采用“正交”脈沖響應函數來實現，脈沖響應函數可以用來描述在某一個特定時期以及滯后期內一個變量對另一個變量施加的沖擊后，該變量的響應程度，它可以反映這種響應程度隨著時間推移的變化軌跡［8］.其原理如方程（3）所示:

如方程（3）Y表示被沖擊變量，X表示沖擊變量，t為滯后期，b為響應程度系數.按照此原理，本文使用Eviews8.0對LNGDP和LNTC進行脈沖響應分析，結果分別如圖1和圖2所示，其中圖1是LNGDP對LNTC的脈沖響應結果，圖2是LNTC對LNGDP的脈沖響應結果.

圖1 LNGDP對LNTC的脈沖響應結果

如圖1所示，橫軸表示滯后期，1期的時間跨度為1年，縱軸表示LNGDP對LNTC沖擊的響應程度，數值越大表示響應程度越高，虛線表示正負兩倍標準差偏離帶，實線表示LNGDP對LNTC沖擊的響應程度.LNGDP對LNTC的脈沖響應程度1期時在0.4左右，說明經濟增長對體育消費沖擊的響應程度為0.4，在2期時有所上升，達到0.5左右，但是2期到3期有所下降，3期時響應程度在0.35左右，3期至5期呈直線上升，5期時達到最高點，在0.55左右，說明體育消費對經濟增長的影響具有一定的滯后作用，滯后期為5期時，體育消費對經濟增長的影響最大，5期之后有所下降，但是下降幅度不大，基本維持在0.4水平以上.

圖2 LNTC對LNGDP的脈沖響應結果

如圖2所示:橫軸表示滯后期，縱軸表示LNTC對LNGDP沖擊的響應程度.LNTC對LNGDP的脈沖響應程度1期時在0.2左右，2期時有所上升達到0.4左右，說明體育消費對經濟增長的響應程度在2期有所上升，但是2期至3期下降幅度較大，響應程度下降到0.2左右，說明此階段體育消費對經濟增長的響應程度有所下降，3期至5期響應程度波動上升，5期達到最高點0.4，說明體育消費在滯后期為5期時，對經濟增長的響應程度最大，5期以后響應程度基本維持在0.4左右，說明5期后體育消費對經濟增長的響應程度在0.4左右.

3 結論

通過上述實證分析可以得出以下結論:首先我國城鎮(zhèn)居民體育消費量與國內生產總值之間為長期穩(wěn)定的均衡關系，城鎮(zhèn)居民體育消費總量的提升顯著地帶動國內生產總值的提升；基于VAR模型的脈沖響應函數分析表明國內生產總值對于城鎮(zhèn)居民體育消費的增長具有較強的反應程度，此外這種反應在初期有所波動，但中后期基本維持在較高水平之上.從長期來看城鎮(zhèn)居民體育消費量的增長對于我國國內生產總值的提升具有明顯的推動作用，而且這種推動作用是相互的，國內生產總值的提升也能夠帶動城鎮(zhèn)居民體育消費總量的提升.